我国城乡居民收入差距与教育投入差距的关系分析

变量
lns △lns
检验类型 p值
（c,T,k） （c,T,1） 0.1891 （c,0,0） 0.0003
注解：检验类型（c,T,k）的 c 表 示 带 有 常 数 项 ，T 表 示 带 有 趋 势项，滞后期 k 的选择标准是以 AIC 值最小为准则.
基 金 项 目 ：河 南 省 科 学 技 术 研 究 项 目 （112300410156）；河 南 省 教 育 厅 自 然 科 学 基 金 （2011A110022）
近年来，我国学者对居民收入和消费进行了一系列的 研究，视角主要集中在单纯地研究农村居民的收入与消费 的关系或单纯地研究城镇居民的收入与消费的关系上，当 然也有学者研究收入差距或消费差距的，张启春等［１］建立回 归模型比较分析了城乡居民基本消费支出方面的差别，朱 高林［２］仅基于 ２００５ 年数据对我国城镇居民消费差距作了分 析，刘志仁等［３］通过协整检验并建立误差修正模型对我国 １９８１￣２００５ 年间金融非均衡发展与城乡消费差距之间的长、 短期关系进行了实证研究．本文从一种新的视角，利用协整 理论对我国城乡居民的收入差距和教育投入差距进行了研 究，探讨了二者之间的关系，并根据实证结论提出相应的政 策建议． 2 数据说明与研究方法 ２．１ 数据说明
对于调整后的数据，本文用城镇居民人均可支配收入
与农村居民人均纯收入之差作为城乡收入差距． 应注意的 是，这两个收入概念与国际标准的住户可支配收入的定义
仍有一定的差别，相对于标准的定义，存在低估的问题，其
中城镇居民人均可支配收入的低估程度要大于农村居民人
均纯收入的低估程度，但现阶段还难以按照国际标准的住
ｌｎｊ＝－１．９１１７５８＋０．９５２６２６ｌｎｓ＋ｅｔ ｔ（－３．９４２２４８） （１３．３７６９２） ｐ 值 ０．０００７ ０．００００
Ｒ２＝０．８９０５１６ Ｄ．Ｗ．＝０．４０９９３５ ｔ 检验统计量的 ｐ 值为 ０，说明参数显著，拟合优度为 ０．９８６０５３，说明模型显著． 第二步，对残差 ｅｔ 进行平稳性检验，结果的 ｐ 值为 ０．００３５，说明在 １％的显著水平下，残差序列不存在单位根， 是平稳的．也就是说，我国城乡居民的收入差距和教育投入 差距之间存在长期的协整关系，教育投入差距对收入差距 的长期弹性为 ０．９５２６２６，及收入差距增加 １％，对教育投入 差距的作用就增加 ０．９５２６２６％． ３．２ 格兰杰因果关系检验 协整关系表明我国城乡居民的收入差距与教育投入差 距之间存在长期均衡关系，它们之间是否存在因果关系，还 需进一步进行格兰杰因果检验．由于模型的检验结果敏感地 依赖于滞后期的选择，本检验按照 ＡＩＣ 准则确定滞后期，检 验结果见表 ２．
本文所选用的数据样本区间为 １９８５￣２０１０ 年．从《新中 国五十年统计资料汇编》及 ２０００￣２０１１ 年《中国统计年鉴》 中，选出各年的城镇居民人均可支配收入、农村居民人均纯 收入、城镇居民人均全年教育投入、城镇居民人均全年教育 投入的时间序列数据，同时，为了消除物价因素的影响，本 文在分析前以 １９８５ 年为基期，对原始名义数据进行调整得 到收入与教育投入的实际值．
Байду номын сангаас
以期发现两者之间是否存在动态均衡关系和因果关系． 3 实证分析 ３．１ 平稳性检验
先对两个时间序列进行平稳性检验，这里采用 ＡＤＦ 单 位根检验，结果如表 １：
表 １ 变量的 ＡＤＦ 检验结果
变量
lnj △lnj
检验类型 p值
（c,T,k） （c,T,1） 0.2285 （c,T,0） 0.0044
户可支配收入的定义来测度城乡收入差距［４］．本文用城镇居 民人均全年教育投入与农村居民人均全年教育投入之差作
为城乡教育投入差距．考虑到数据的自然对数变换可以消除 数据中的异方差，使其成为平稳序列，同时原数据的协整关
系也没有改变，所以本文对上述两个指标数据采用对数形
式，分别记为 ｌｎｓ 和 ｌｎｊ． ２．２ 研究方法
第 28 卷 第 7 期（上） 2012 年 7 月
赤 峰 学 院 学 报（ 自 然 科 学 版 ） Journal of Chifeng University（Natural Science Edition）
Vol. 28 No. 7 Jul. 2012
我国城乡居民收入差距与教育投入差距的关系分析
1 引言 我国城乡差距问题是一个既古老又现实的问题，而且
随着社会的发展，这一问题在一定程度上已经阻碍了我国 的经济发展，影响了我国社会现代化的进程和目前我国和 谐社会的建设，必须引起高度重视．提高国民素质的重中之 重在教育，所以城乡差距就集中表现在城乡居民的收入差 距和教育投入差距上，因此，研究城乡居民的收入差距和教 育投入差距，寻找这些差距产生的原因，有利于缓解我国城 乡差距过大的问题，有效地统筹城乡经济发展，从而促进整 体国民经济的健康发展．
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从表 １ 可以看出，序列 ｌｎｊ 和序列 ｌｎｓ 序列都是非平稳 的，但一阶差分序列在 １％的显著水平下拒绝单位根的假 设，为平稳序列，所以序列 ｌｎｊ 和序列 ｌｎｓ 均为 １ 阶单整序 列． ３．２ 协整检验
根据协整理论，对于具有同阶单整的两个时间序列，可 以通过判断其线性组合是否平稳来判断它们的协整性，如 果残差平稳，则二者存在协整关系，反之，不具有协整关系． 用 ＥＧ 两步法，第一步，先对 ｌｎｊ 和序列 ｌｎｓ 坐最小二乘回 归，得到
曲双红，徐雅静
（郑州轻工业学院 数学与信息科学系，河南 郑州 450002）
摘 要：本文探讨了我国城乡居民收入差距与教育投入差距之间的关系.结果表明两者之间既存在长期的均衡关系，又 存在短期的动态关系，随后根据我国实际情况，提出相应建议.
关键词：收 入 差 距 ；教 育 投 入 差 距 ；长 期 均 衡 ；短 期 波 动 中图分类号：Ｇ５２１ 文献标识码：A 文章编号：1673- 260X（2012）07- 0043- 02
传统的线性回归建模通常假定时间序列是平稳的，而
对非平稳时间序列作线性回归时可能产生所谓的“伪回 归”，２０ 世纪 ８０ 年代中后期发展起来的协整理论把时间序 列分析中短期动态模型与长期均衡模型的优点结合起来，
为非平稳时间序列的建模提供了很好的解决方法．本文采用 协整理论，对上述数据进行分析，探索两者间的内在关系，