杨孟禹-重庆城乡收入差距与城镇化关系研究.docx

重庆市城乡收入差距与城镇化的关系研究基于时变参数状态空间模型与协整分析的估计*杨孟禹 杨 刚西南大学 经济管理学院，重庆400715摘要：城乡收入差距是重庆城镇发展面临的重要问题，在新型城镇化背景下认清城乡收入差距与城镇化的发展规律显得尤为重要。本文在理论分析城乡收入差距与城镇化的演变逻辑基础上，运用协整分析、状态空间模型和卡尔曼滤波，以重庆市1993-2012年样本数据，对城乡收入差距与城镇化的关系进行了深入研究。得出城镇化能缩小城乡差距，且人口城镇化、土地城镇化与财政支出对城乡差距的影响具有时变性和时滞性。关键词：城乡收入差距 城镇化 泰尔指数 状态空间模型 Kalman滤波中图分类号：F062.5一、引言直辖以来，重庆经济持续高速增长，其经济总量和人均GDP在全国同类发展城市中名列前茅、地位举足轻重。数据显示*基金项目：中央高校基本科研业务费专项资金项目“重庆促进内需持续增长的新型城镇化发展战略研究（SWU1309432）”；重庆市重大决策咨询研究课题“促进内需持续增长的新型城镇化发展战略研究”（2013-ZB-05）；2013年重庆科学技术协会国家科技思想库建设课题（2013kxkt13）。作者简介：杨孟禹（1987），男，云南凤庆人，硕士研究生，研究方向：区域经济发展；杨刚（1969），男，重庆荣昌人，教授，研究方向：战略管理，区域经济。 重庆市统计局 国家统计局重庆调查总队.2012年重庆市国民经济和社会发展统计公报.重庆统计信息网，/html/tjsj/tjgb/13/03/6598.html，2013年3月18日。，2012年重庆实现地区生产总值11459.00亿元，比上年增长13.6%。GDP年均增幅为12.2%，高出全国平均水平5.8个百分点，位列全国第2位，西部第1位。然而，重庆市又是大城市与大农村并存，大库区与民族区相融合的直辖市，城乡二元结构尤其突出，2012年重庆城镇居民人均可支配收入22968元，比上年增长13.4%，全年农村居民人均纯收入7383.27元，比上年增长13.9%，增幅比接近1；1996年城乡可支配收入比为3.52，2011年为3.12，2012年为3.11（全国为3.10），可见重庆城乡收入差距长期存在，并无明显的收敛迹象。按刘易斯“二元结构”理论，伴随着城镇化的发展，劳动力的逐渐转移，城乡间差距将逐渐缩小，并向一元结构转变；直辖以来，特别是2007年城乡统筹改革以后，重庆一直在大力推进城镇化进程，以常住人口计算，1996年城镇化率为29.50%，2011年为55.02%，2012年达到了56.98%（全国为51.60%） 根据2012年重庆市统计年鉴整理。问题是，在高城镇化率与高城乡差距并存“困境”下，如何贯彻“一统三化两转变”战略。进一步来说，基于新型城镇化的发展与国内地方政府债台高筑的背景，如何更准确的度量城乡收入差距，城镇化与城乡收入差距关系如何，应采取什么政策调节支出结构。针对上述问题国内外学者开展了广泛的研究。首先是对收入差距与经济增长关系的研究。Kuznets认为随着经济发展水平的提高，收入差距会呈现先扩大后缩小的倒U形变化（Kuznets，1955）；Galor 和Moav（2004）也认为在经济发展的早期阶段收入差距有利于经济增长，当人均GDP较高时 国外大量的研究表明，当人均GDP达到1000美元左右时，收入差距将阻碍经济增长，我国人均GDP于2001年首次突破1000美元，重庆更远远高于全国平均水平，2012年已达6000多美元。，收入差距不利于经济增长，此后实证研究得出结果基本一致，如Perotti（1996）、Forbes（2000）与汪同三、蔡跃洲（2006）及陆铭（2005）等人。二是城乡收入差距的成因上，林毅夫（1994）、蔡昉（2003）认为城镇化发展偏向政策导致了城乡居民收入差距的扩大，蔡昉（2003）和林贤彬（2004）城乡收入差距问题是一个制度问题，当然也有认为是城乡人力资本的差异导致边际生产率的差异造成的（Galor、Moav( 2004），正如王小鲁樊纲（2005）认为的经济发展并不必然带来收入差距先升后降的结果，而是由各种因素所导致的。三是对于财政支出与收入差距的研究。早见于庇古（Pigou，1877-1959）提倡从富人中转移收入给穷人以增加社会福利，国内研究中有的学者认为我国的财政政策对收入差距的调节功能偏弱，应该实现对收入二次分配的职能回归（罗长远、张军，2009）。四是在提高农村居民收入方面，现在学术界的舆论反对“输血式”的政策，而倾向于“造血式”的农村反贫困措施，如加强农村教育支出（靳云汇，1992），加快农村金融发展（温涛，2005；冉光和，2006），增加农村基础设施投资（刘晓昀等，2003；骆永民、樊丽明，2012），加快农村产业（就业）发展（郭丹等，2010）等。五是对于重庆城乡收入差距问题的研究，冉光和等（2009）认为重庆农村金融发展扩大了城乡收入差距，徐鹏、张鹏（2008）认为从长期上重庆的财政支出有利于缩小城乡差距，杨刚、魏勇 （2010）认为重庆市经济发展质量与发展速度之间存在正向关系。总之，国外早些年的理论研究奠定了这个领域的基础，实证研究方面由于国外国情与我国差距巨大，因此在这方面我们重点关注了国内的一些文献，尤其是关于如何破解城乡收入差距问题的研究。事实上城乡问题成因是复杂的，我国城乡二元结构会长期存在，重庆城镇化面临的复杂情况就是全中国发展的一个缩影，重庆的发展路径无疑将对全局产生至关重要的影响。现有的研究多采用固定参数模型研究城乡收入差距与城镇化发展关系，而重庆的现实是：政策、政治因素及经济结构对重庆城镇化进程影响是巨大的，固定参数模型无法体现这一变化；此外在现有文献中多采用城乡人均收入比或基尼系数来衡量城乡收入差距，这两个指标无法反映重庆城镇化进程特有之处（如试点的户籍改革对城镇化的影响、领导人变动因素等），所以本文将借鉴上述的研究，选择具有变参数特征的状态空间模型，结合重庆现实背景，以问题为导向，动态测度土地城镇化、人口城镇化及与财政偏向对城乡收入差距的影响。二、重庆市城乡收入差距的度量（一）度量城乡收入差距的指数应具有的性质a.匿名性，即度量的结果只应该与观测值有关，而与观测对象的身份、地位等没有任何关系；b.齐次性，如果 为指数的计算方法，那多对于所有的，有，这说明相关变量的单位无关性；c.人口无关性，人口无关性，即指数的大小与人口的多少无关；d.满足Dalton（1920）提出的转移性原则，即如果富人转移一些收入给穷人，那么此时的收入差距指数必定至少不变；e.与Lorenz曲线具有一致性；f.当且仅当全社会个人收入都相同时，必为零。（二）度量收入不平等性的几种典型指数的比较表1 三种度量收入差距指数的比较计算方法评价洛伦茨曲线Lorenz（1905）提出，将收入比例和人口比例按照人均收入从高到低排序，并计算他们的累加值，绘制出散点图，最后用平滑的线将这些点连接起来在分析多地区多年份的收入差距时，该曲线图里边复杂到难以辨认，很难区分出一个分层社会中的不平等程度 基尼系数，为人数相等组数， 从第1组到第 组人口累计收入占全部人口总收入比重具有重要的经济意义，但是该系数本身对富人的收入观察误差太敏感；没有反应出社会人口结构的变化泰尔T指数，为人口比，为收入观察值， 为平均收入，指数越小，收入差距越小泰尔指数不但弥补了上述指数的不足，而且可塑性比基尼系数强，它能进行分解 整体泰尔指数等于各个组内的泰尔指数以各组收入份额进行加权的和，比如计算组A与组B的泰尔指数时，泰尔指数为组A与组B的内部泰尔指数以各组收入份额的加权和，组间泰尔指数为各组与总体相比计算的泰尔指数。，满足不同分析需要。当泰尔-T指数没有乘收入份额权数时叫做泰尔-L指数，它更贴近人们的感受（三）重庆市城乡收入差距的测算及其分解结果选用泰尔T指数来度量城乡收入差距，根据定义：=组内差距+组间差距，将重庆总人口（N）与总收入（Y）分为城镇人口（收入），农村人口（收入）两组，分别以城镇（农村）常住人口，城镇人均可支配收入和农村居民人均收入带入计算，这样城乡收入差距就为城乡两组之间收入差距与城市、农村内部之间的收入差距的和，其中在计算城镇、农村各自内部收入差距时，需要进行第二次分组，此时分组后的基本单元为重庆每个区县为统一口径，前后依照40个区县计算。下边的“城、乡”。各自的计算方法如下公式： （1）， （2） 其中，、为各区县农村或者城市的平均收入，、 各区县农村或城镇的总收入、总人口，、总体中城镇或农村的总收入、总人口，。由于泰尔指数依赖于所分组的结构特征，不同的分组将导致不同的结果，就本文的算例而言，按照城乡特征各区县分组的计算结果与按照“圈翼”空间分组计算的结果没有可比性。1.直辖以来重庆城乡平均 数据来自1997-2012重庆市统计年鉴及“2012年重庆市国民经济和社会发展统计公报”，用城镇人均可支配收入与农村居民人均收入来衡量城乡收入。收入比及泰尔T指数变化资料数据来源：重庆统计年鉴（1994-2013）、四川统计年鉴（1994-2013）、中国人口统计年鉴（1994-2012）及万州、涪陵、黔江相关统计资料。图1 1996-2012年城乡平均收入比变化图2 1996-2012年城乡泰尔T指数变化 资源来源：笔者自行计算。从以上两图中，可以看出重庆城乡收入差距的变化大体可以分为三个区间：1993-1999年下降，2000-2006年大幅上升，2007年后开始大幅下降；重庆城乡收入差距自1999年后开始急速攀升至直辖以来的峰值，直至2007年城乡统筹实验改革后才出现回落，近几年处于下滑趋势；泰尔指数反映的城乡收入差距比图1更平滑，波动幅度较小，反映了总体上下降的趋势。2.泰尔T指数的区域差异及分解结果表2.“圈翼”地区城乡泰尔指数及2009-2011年间的变化率 数据来源：笔者计算年份/区域一圈地区渝东北翼渝东南翼20090.0802 0.23620.242620100.07930.13890.167220110.06870.12020.1465变化率-14.31%-49.12%-39.61%三个区域间的城乡收入差距很明显，2009-2011年，“一小时经济圈”的泰尔指数变化率最小，而“两翼”地区减小的幅度要大得多。“一圈地区”城镇人口占比超过60%，再加上对周边生产要素的不断吸纳产生极化现象，而“两翼”地区的城镇人口占比小于40%，从泰尔指数的变化率来看，“两翼”地区城乡差距缩小程度比“一圈”地区要好。当然泰尔指数只是分析了城乡收入差距的平等程度，并没有对城乡之间的社会经济发展水平做出评价。表3. 1993-2012泰尔T指数的分解及城乡收入差距的贡献率 贡献率=,=1,2.仅有统计学意义，无任何经济意义。 数据来源：笔者计算TT1贡献率T2贡献率19930.2722 0.1229 45.15%0.1493 54.85%19940.2626 0.0942 35.88%0.1684 64.12%19950.2556 0.0666 26.07%0.1890 73.93%19960.2598 0.0658 25.35%0.1940 74.65%19970.2331 0.0636 27.29%0.1695 72.71%19980.2200 0.0560 25.45%0.1641 74.55%19990.2149 0.0629 29.29%0.1520 70.71%20000.2314 0.0570 24.63%0.1744 75.37%20010.2376 0.0573 24.13%0.1802 75.87%20020.2327 0.0525 22.57%0.1802 77.43%20030.2481 0.0563 22.70%0.1918 77.30%20040.2421 0.0523 21.62%0.1897 78.38%20050.2302 0.0461 20.02%0.1841 79.98%20060.2575 0.0533 20.69%0.2042 79.31%20070.2076 0.0346 16.67%0.1730 83.33%20080.1878 0.0254 13.54%0.1624 86.46%20090.1829 0.0225 12.29%0.1605 87.71%20100.1552 0.0099 6.40%0.1453 93.60%20110.1288 0.0051 3.97%0.1237 96.03%20120.1235 0.0105 8.51%0.1130 91.49%1993-1999年间，泰尔T指数负变化率21.05%，同期的T1为48.82%，T2正变化率为1.81%，城乡内居民收入差距降幅大于城乡间居民收入差距的降幅，城市居民或农村居民的收入差距改善程度大于城乡间居民差距的改善，农村居民的收入恶化程度较高。1999-2006年，泰尔指数T正变化率为20%左右，T1不到20%，T2接近35%，城乡差距幅度大幅恶化，城乡间的收入差距恶化程度略比城乡内收入差距要大一些。2006-2012年，泰尔T指数负变化率50%左右，T1为70%多，T2为45%左右，城乡收入差距大幅减小，尤其是城市或乡村内的居民收入差距大幅减小，城乡间的居民收入差距有改善，但降变化率最低。近年来从其城镇发展主要表现为农村内部或者城镇内部的收入差距大幅的减小，但是城乡间的收入差距的减小幅度比前者小很多，城乡收入差距问题仍是主要矛盾。三、理论分析（一）城乡收入差距与人口城镇化关系的数理推导泰尔T指数度量的城乡收入差距不但考虑的收入的占比变化，也考虑到了城乡人口结构的变化，所以它在反映城乡收入差距上较“城乡人均收入比”更为合理。为了推导城乡收入差距与城镇化之间的关系，我们假设：1.城乡内部的城乡收入差距的泰尔指数T为0，2.社会只存在城乡二元结构“乡村与城镇”。定义农村人口为，城镇人口为，农村人均收入为，城镇人均收入为；那么社会总人口，社会总收入，社会人均收入为，城镇化率，农村人口占比为。 根据泰尔T指数的定义可表示为： （3） 这样泰尔指数T就分解为了关于、的函数表达式，求T关于的导数得： （4）另（4）=0，求得： （5）令，则， （6）由假设，可知，由于在为增，故 0，而，由于在为减，而时函数0，故得证。对于函数，当时，为增，反之为减。故而，在以上假设情况下，城乡收入差距与城镇化率之间存在倒U型关系 本文可以泰尔T指数为出发点推导城乡收入差距与城市化率之间的倒U关系，表示城乡收入差距的基尼系数及洛伦茨曲线一样可得到类似的结论，具体推导可参看周云波2009年7月发表于经济学上的“城市化、城乡差距以及全国居民总体收入差距的变动”一文。（二）重庆城乡收入差距与财政支出偏向、城镇化的内在逻辑直辖前，重庆是以重工业为基础的城市，直辖后广大欠发达农村地区形成了重庆的“另一元”，其城乡结构是中国城乡二元分割的典型代表。其中以户籍制度为代表的政府管理体制机制限制了城乡人口的自由流动，就是在重庆直辖后的很长一段时间里，为保障城市居民的就业直接限制了农村居民从事的行业，同时一些经济手段也在加大这城乡人口流动的成本，如社会保障、教育、权益保护等歧视待遇。如此城乡二元分割体制大大限制了城乡间人口流动（蔡昉等，2001），城乡差距也在不断拉大，直到2007年全国城乡统筹综合配套改革试验区落户重庆，局面才有所好转。城镇化对城乡收入差距的降低主要在于：在城乡二元分割的结构中，农村人口期望收入提高，当限制人口流动的体制机制放开后，人口流动一方面造成因城镇劳动力竞争压力增大带来的城镇居民工资收入降低，另一方面是农村剩余劳动力的流动增加了农村居民的边际生产率，收入水平提高。总的来说，对于整个重庆而言当打破城乡“二元”形成的体制机制后社会生产要素得到合理配置，经济发展水平整体上不断提高。重庆城镇化拉大城乡收入差距主要表现在：农村居民中收入高的很有可能成为城镇居民（2010年，重庆主城对户籍准入的要求是：在主城区务工经商五年以上，或是购买成套商品住房，或者投资新办实业三年累计纳税10万元或一年纳税5万元以上）；二是在开发活跃的城乡结合部，被征地农民转为城镇居民，大量农业土地转为非农业用地，而人口城镇化率却跟不上，造成从事农业人口人均耕地面积没有增加，其平均收入水平未能提高；三是对拥有农村户口的大中专学生进行转户口（从2010年重庆的政策看大中专学生是户籍改革针对的第二类人），实际上在农村只有富裕或者相对富裕的家庭才有能力供子女读书。以上三点表明农村人口中较富裕的总是“先被城镇化”，所以重庆的户籍改革很有可能在至少不改变原先居民收入（因为农村收入高的被转走了）的情况下扩大统计上的城乡收入差距。更一般而言，根据上节的假设，如果一个农村居民户籍转成城镇户口后收入为，则户口转变后的城乡泰尔T指数表示为：未转时城乡泰尔T指数为： （7）户籍转变后泰尔T指数为： （8）可知。由于城乡人均收入比与泰尔T指数在反映城乡收入差距时的一致性，转变前后的城乡人居人均收入比可表示为： （9）可以发现，被转变户籍的农村人口的收入与被转移后城镇人口比例与开始的城乡收入比有关，当y大于转入城镇的人均收入的某个值时，城乡差距会扩大；而该值随着被转入城镇人口比例的扩大而逐渐减小，也就是说农村人口转至城镇户口过程中y越来越小，那么更多的人将被城镇化，统计上的差距将越来越大；反之如果y不大于城镇人均收入的该值，城镇化与城乡收入差距的关系将是负的。观察（9）可以发现，起初的城镇人口比与城乡人均收入比决定了临界值的大小，城镇人口越大或城乡人均收入比越大，临界值越小，越容易满足；重庆的事实却是城乡收入比大（1996年为3.5，1997年为3.2，大于同期全国水平2.51、2.48），城镇化水平低（1996为29.5%，1997年31%，略高于全国同期29.37%、29.92%），可见重庆的临界值不会是极值，临界值不容易满足，虽然逻辑还难以确定正负性，但是可以预见其可能为负，即有利于算小城乡差距，这将通过具体数据分析。重庆城乡收入差距与财政支出偏好、土地城镇化形成的制度诱因。1994年国家实行了财权上移、事权留置的分税制改革，地方政府只有以寻求预算内的财政收入增加与预算外及非预算财政收入增加，前者刺激了“工业园区”城镇化方向，后者则形成了土地开发为特征的城镇化扩张模式（周飞舟，2006）。首先是在提高预算内财政收入的激励下，城镇工业化成了必然选择。其好处有：增加财政收入税基 企业增值税地方政府占25%，中央政府75%。；表达政绩；带动城镇其他产业发展。第二，按照土地管理法给予农民的补偿还是偏低，而城镇商业开发用地价格却奇高；2008年重庆市政府出台的补偿规定 渝府发200845号“重庆市人民政府关于调整征地补偿安置政策有关事项的通知”规定，土地补偿费不分地类，按被征收土地面积计算，一类地区（中心城区：1062平方公里以内）的土地补偿费标准为每亩16000元，二类地区（次中心城区：1062平方公里至2737平方公里以内）的土地补偿费标准为每亩15000元，三类地区（都市区：2737平方公里至5473平方公里以内）的土地补偿费标准为每亩14000元。有了大幅提高，所以土地成了地方财政“非预算资金”的主体，工业化成了城镇化发展的基本动力、以土地开发为主的城镇化成了城镇化发展的基本特征，因此在财政支出的体系中地方政府必然有城镇倾向，而这将客观上拉大城乡差距。地方财政支出的城镇政策偏向（假定偏向是内生且不变的，偏向农村或城镇）以财政支出占GDP的政府经济活动参与度来衡量，可能拉大或减小城乡收入差距；以城镇建成区面积占重庆市面积的比来衡量土地城镇化率，可能拉大或减小城乡收入差距；城镇化率用城镇常住人口与总人口的比表示，上文的理论分析表明城乡收入差距与城镇化的关系为“倒U”，有正的影响，也有负的影响，将用具体数据带入模型后测度。四、计量分析（一）指标设定与数据来源本节将对上述理论分析的结果进行计量检验，直辖后（1997）重庆行政区发生重大变化（原重庆主城二十区县并入万县、涪陵、黔江及所属区县），其数据只有16年却难以满足计量要求，因此直辖以前（19931996）的数据我们参考了有关资料后按照新重庆所属行政区进行了数据整合。下面将分别实证人口城镇化、土地城镇化与政府经济活动参与度对城乡收入差距的影响。指标设定、计算方法及数据来源见表4，样本的描述性统计见表5。表4 .指标设定及数据来源 名称符号计算方法数据来源城乡收入差距T泰尔T指数中国人口统计年鉴重庆统计年鉴中国统计年鉴人口城镇化率Cl城镇常住人口与总人口比政府经济活动参与度Ep财政支出与GDP比土地城镇化率Ct建成区面积于区域面积之比四川统计年鉴表5 样本描述性统计 数据来源：笔者计算样本量均值标准差最大值最小值T200.21920.04310.27220.1235Cl200.40970.09540.56980.2868Ep200.17240.11320.39550.0359Ct200.00640.00360.01610.0028（二）计量模型1.双变量模型，其形式为： （10）T为样本个数；x为解释变量，y为被解释变量，u是误差项，误差项主要包含除本研究变量外的其他可能对解释变量产生的影响，其估计可直接采用最小二乘法（LS）。2.状态空间模型在实际的运用中，经典的线性回归模型与ARIMA模型，虽有良好的分析与预测效果，但有一定的局限性。状态空间模型一般用来估计不可观测的时间变量如理性预期、测量误差及长期收入等，不仅具有良好的统计性能，而且能够反映变量之间的动态关系。状态空间模型表示动态系统的优点是 高铁梅.计量经济分析方法与建模eviews应用（第二版）.2009(5):372-374.将不可观测的变量（状态变量）并入可预测的模型并与其一起得到计量结果。一般而言：设为包含k个经济变量的维可观测向量，这些变量与维向量有关，被称为状态变量，则量测方程为： （11）T为样本长度，xt为矩阵，dt为向量，ut为向量，其均值为0，协方差矩阵的连续的不相关的扰动向量，即。不可观测的可表示为（也称为状态方程）： （12）表示矩阵，为向量，为矩阵，为向量，其均值为0，协方差矩阵为Qt，即，假定满足AR(1)或随机游走过程，具体试模型的拟合程度而定。（三）变量平稳性检验对各变量的原数据进行PhilipsPerron-test检验表明，原数据序列都是非平稳的，但在二阶差分时，1%的显著水平下均拒绝含有单位根的原假设，说明各变量归于I(2)单整，应该进行协整检验。表6.变量的平稳性检验结果变量检验形式（C,T,K）t统计量结论P值T(C,0,1)-0.5786非平稳0.8481D(T，2)(C,0,1)-4.3063平稳*0.0074Cl(0,0,1)-2.7321非平稳0.2437D(Cl，2)(0,0,1)-4.295平稳*0.0005Ep(0,0,2)2.7450非平稳0.9999D(Ep，2)(0,0,1)-3.9349平稳*0.0009Ct(C,0,0)2.7222非平稳0.9999D(Ct，2)(C,0,0)-4.4694平稳*0.0005注：D(，)表示序列的差分及差分阶数，检验形式中C和T分别表示检验方程中带有常数项和趋势项，滞后阶数由SIC准则确定，带*表示在1%显著水平下拒绝原假设。（四）变量间协整关系检验Engle与Granger（1987）提出协整检验的两步法，首先对变量进行OLS回归，然后以方程残差的平稳性来判断变量间是否存在协整关系。其核心在于对回归方程的残差进行单位根检验，残差序列即是因变量不能被自变量解释的部分，如果残差序列平稳，则说明变量间存在长期稳定关系，反之不存在。1.人口城镇化（CL）与城乡收入差距（T）T=0.368713.9362-0.3650CL-5.7958+u1（13）R2=0.6511，DW=0.4756，SE=0.0261，括号内为t统计量。2.土地城镇化（CT）与城镇收入差距（T）T=0.28620.2862-10.403CT-7.6937+u2 （14）R2=0.7668，DW=0.8293，SE=0.0214，括号内为t统计量。3.政府经济生活参与度（EP）与城乡收入差距（T）T=0.278334.8469-0.3432EP-8.7932+u3（15）R2=0.8111，DW= 0.7527，SE= 0.0193，括号内为t统计量。4.方程残差序列的单位根检验表7.方程（1）（2）（3）方程残差检验结果t值P值1%临界值5%临界值10临界值是否协整（13）-2.62720.0122-2.7175-1.9644-1.6056是（14）-3.44200.0019-2.7175-1.9644-1.6056是（15）-1.94350.0517-2.6924-1.9602-1.6071是表7表明：T与CL，T与CT，T与EP之间存在协整关系，即时间序列T与、CL、CT、EP存在长期稳定的均衡关系。（五）变量间因果关系检验表8 变量间因果关系检验滞后阶数F统计量P值结果CL不是T的格兰杰原因23.373730.0660拒绝T不是CL的格兰杰原因44.200330.0479拒绝CT不是 T的格兰杰原因14.105130.0598拒绝T 不是 CT的格兰杰原因14.793100.0437拒绝EP 不是T的格兰杰原因14.479510.0503拒绝在短期内，人口城镇化率与城乡收入差距互为格兰杰原因，但这种影响具有滞后性，前者滞后2期，后者4期；土地城镇化率与城乡收入差距互为格兰杰原因，滞后1期；政府经济参与度是城乡收入差距变动的格兰杰原因，滞后1期。结合协整检验结果表明，设定T为因变量，其他三个变量为自变量的模型具有经济与统计意义。（六）人口城镇化与城乡收入差距的倒“U”关系检验T=0.2991(22.2486)-0.4526CL2(-6.4940)+u4 （16）R2= 0.7008，SE= 0.0242，DW=0.5384从DW值来看，并不能判断该回归方程是否序列无关；在进行了残差的LM检验后发现存在序列相关。为此我们用AR(1)模型进行了修正：T=0.30597.0516-0.5146CL2-2.7617+0.7540T-1(4.2140)+u5（17）R2= 0.8467，SE= 0.017621，DW= 1.8809DW表明已经不存在相关，对修正后的模型进行再次LM检验结果也表明不残差不存在相关性；模型的拟合度较高，证明T与CL呈存在一定的“倒U”变动关系，即在期初阶段城乡收入差距随人口的城镇化增大而增大，当达到某以临界值时，这种关系将转为负向。（七）固定参数模型时变性检验对于回归方程（13）（14）（15）也可以看成是T关于CL、CT、EP的固定参数估计模型，为了确认模型参数的稳定性，需模型估计结果进行残差累积检验。图3、图4、图5分别是方程（13）、（14）、（15）检验结果。 图3 (13)的检验结果 图4 (14)的检验结果图5 (15)的检验结果三图为“一步预测检验OFT”检验结果，图分为两部分，上部分是递归残差和标准差的RR分布图，下图是以参数恒定的25%、50%、75%的水平被拒绝的样本概率值。递归残差线与标准差线越接近或超出，说明模型参数不稳定性差，同理被拒绝的样本点越多，模型参数越不稳定。可以发现，方程（1）、（2）、（3）的参数在样本区间内是不稳定的，参数具有时变性；此外回归方程结果是基于最小二乘法回归的线性估计，其结果依赖于样本的变差均值，因此只能反映CL、CT与EP在样本期间内对T的平均影响度。重庆直辖以来，随着城镇化发展，城乡收入差距必定受到政策变化、政府交替及外界冲击等各种因素影响而具有时变性，这种性质只有可变参数状态空间模型才能刻画。（八）可变参数状态空间模型估计结果及稳定性检验建立的状态空间方程为量测方程：SIGNAL T=C1+SV1*CL+VAR=EXPC4 （18）状态方程：STATE SV1=C2+C3*SV1-1+VAR=EXPC51.人口城镇化（CL）与城乡收入差距（T），Kalman滤波估计结果：T=0.35875.1183+SV1*CL （19）SV1=-0.0903-1.7739+0.7341(7.7919)*SV1-1 R2=0.9943，Log likelihood=54.7233，AIC=-4.9723，DW=1.58432.土地城镇化（CT）与城乡收入差距（T），Kalman滤波估计结果：T=0.285716.6450+SV2*CT (20)SV2=0.67093.0084*SV2-1 R2=0.9940, Log likelihood=53.3109，AIC=-4.8311，DW=1.77423.政府经济参与度（EP）与城乡收入差距（T），Kalman滤波估计结果：T=0.284612.5991+SV3*EP (21)SV3=0.972412.63723*SV3-1 R2=0.9939，Log likelihood =52.7488，AIC= -4.8749，DW=1.6539从以上的估计结果可以看出，方程（19）、（20）、（21）的拟合度好，不存在序列相关，似然值与AIC值大小适中，表明选择的模型合适，假定的SV1、SV2、SV3满足AR(1)符合统计事实，各方程括号内为T统计值。4.状态空间方程估计最终稳定结果表9.方程的稳定状态结果末态系数均方误差Z统计量(19) SV1-0.39320.0389-10.0954(20) SV2-10.04950.9514-3.4050(21) SV3-0.39670.1016-3.9053由于假设SV1、SV2、SV3满足AR(1)，在用Kalman滤波对状态空间模型的估计里，需赋予状态系统初值，本文的初值的确定方法为：首先根据OLS估计方程确定C(1)及C(4)，状态方程的C(2)、C(3)、C(5)经验赋值后，根据其第一次估算出的SV1、SV2、SV3序列，用AR(1)进行回归，根据回归结果来修正各参数初值，如此往复，知道得出的结果拟合度好为止。本文结果为多次迭代计算后的结果。从上表来看，末态系数的均方差小，Z统计量满足统计要求，模型设定符合统计要求，值与OLS回归系数较为接近。5.估计结果残差稳定性检验表10.方程参照ADF估计结果T值1%临界值5临界值10临界值结论(19)-3.7179-4.5326-3.6736-3.2773平稳(20)-3.3606-2.7283-1.9663-1.6050平稳(21)-4.2639-3.8316-3.0299-2.6552平稳检验结果显示，方程(19)(20)(21)的残差是平稳的时间序列。由此可以认为，状态空间模型的估计结果是可靠的，即T与CL，T与CT及T与EP存在长期均衡比例不断变化的协整关系。6.SV1、SV2、SV3在考察期内的变动图5 人口城镇化对城乡收入差距影响弹性系数 图6 土地城镇化对城乡收入差距影响弹性系数图7 政府经济参与度对城乡收入差距影响弹性系数重庆直辖后，人口城镇化、土地城镇化及政府经济参与度对城乡收入差距的影响系数变动可以分为三个阶段，第一阶段为1999年前，此时三个变量的弹性系数变化率均为负，说明重庆在直辖后直到第三年才开始显现人口城镇化、土地城镇化与财政支出对城乡收入差距的影响，一方面说明城乡收入差距的变动具有路径依赖性，另一方面则验证了变量对城乡收入差距影响的滞后性；第二阶段为2000-2007年，2000年开始重庆的制度优越性开始显现出来，城乡社会经济迅速发展，三个变量的弹性迅速陡升，变化率为正，2007年达峰值，城乡收入差距在逐渐拉大，其中起作用最大的是土地城镇化率，证明土地城镇化是城镇发展的基本特征。政府经济活动参与度弹性变化率为正，说明重庆的政策更偏向为城镇而非农村，期间人口城镇化对城乡收入差距减小的影响变小，重庆在保障城镇弱势群体民生方向取得好的效果；第三阶段为2008-2012年，2007年重庆成为统筹城乡改革的试验区，此后三变量对城乡差距的影响陡降，土地城镇化率对城乡收入差距缩小的影响弹性是最大的，人口城镇化率对城乡差距缩小影响的弹性也在增大（下降率最大），户籍改革取得了显著的效果；政府经济参与度对城乡差距影响弹性近几年基本平稳，但弹性为负，城乡差距逐渐减小。偏向城镇的财政支出将助推重庆经济增长，而偏向农村的话，重庆经济增至动力可能不足，目前政府经济参与度的弹性为负，对城乡收入差距减小影响为正。总的来说，重庆在面对城乡收入分配与城镇发展看似“两难困境”的局面时，从这几年的人口、土地及财政指标三个方面来看，政策效果是比较好的。五、研究结论与政策建议泰尔T指数表示的城乡收入差距比城乡人均收入比反应的信息全面，所以其变化比后者要平滑得多；城乡收入差距与人口城镇化之间长期存在“倒U”的变动关系，特别是对人口城镇化的作用机理的分析表明，户籍改革推动的人口城镇化在期初将缩小城乡差距，但当达“临界值”时，这种关系将逆转；同时理论也分析了制度设计引致地方政府追对求土地城镇化及财政支出偏向的发生逻辑；因此以影响城乡收入差距变动的三个因素为实证分析的切入点。实证分析表明，城乡收入差距与人口城镇化率、土地城镇化率、政府经济参与度存在长期稳定的均衡关系，在对各变量之间进行格兰杰因果检验表明，在存在滞后期的条件下，人口城镇化率、土地城镇化率与城乡收入差距互为格兰杰原因，而政府经济参与度是城乡收入差距的格兰杰原因，城乡收入差距不是前者的格兰杰原因，这验证了模型建立的统计及经济意义；此后根据建立的双变量模型对人口城镇化率与城乡收入差距的“倒U”关系进行了实证检验，且检验证明这种关系是存在的；为了进一步考察土地城镇化率、人口城镇化率及政府经济参与度对城乡收入差距的冲击，对固定参数模型估计方程的系数进行了稳定性检验，检验表明固定参数模型系数不稳定，具有时变性；此后依次建立了可变参数状态空间模型，并运用Kalman滤波对方程进行估计，结果表明，三个变量对城乡收入差距影响的弹性在考察期内具有时变性，人口城镇化率弹性变动范围为-0.4,-0.24，土地城镇化率弹性变动范围为-16,-6，政府经济参与度弹性变动范围为-0.7,-0.1，可见OLS估计包含其范围之内。土地城镇化率对城乡收入差距缩小的影响是最大的，其次为政府经济参与度与人口城镇化率；就弹性的大小而言，土地城镇化率是最大的，但是以弹性的变化率来看，人口城镇化率最大；近几年来人口城镇化率对城乡收入差距缩小的影响弹性在迅速增大，而其他两个变量却基本平稳。因此分析认为重庆在处理城乡收入差距与城镇化发展的关系时，应该采取以