摘要：本文淺析了我國城鄉收入差距的現狀，在此基礎上，從城鄉教育支出差距的角度來進行分析，建立城鄉收入差距與城鄉教育支出差距之間的回歸模型，定量地分析城鄉人均教育支出差距對城鄉人均可支配收入差距的影響。最后，針對如何縮小城鄉收入差距提出了具體措施，如增加教育支出，特別是農村教育投入，以期為有關部門制定決策提供依據。
關鍵詞：城鄉收入差距；城鄉教育支出差距；回歸模型；措施
1.引言
1.1 我國城鄉收入差距的現狀
改革開放以來，隨著我國經濟的飛速發展與國力的不斷增強，我國城鄉居民收入水平有了很大的提高。城鎮、農村人均可支配收入分別由1978年的343.4元和133.6元增長到2012年的24564.7元和7916.6元，人民生活水平有了極大的改善。同時我國的城鄉居民收入差距也在持續擴大，城鄉發展不平衡日益顯著，嚴重阻礙了社會公平的實現，不利于我國經濟的進一步發展，如果處理不好的話甚至會威脅社會穩定。農業、農村、農民的“三農”問題日漸凸顯，統籌城鄉發展，縮小城鄉差距對我國建設全面小康社會，促進社會的和諧發展具有十分重要的意義。
1.2文獻綜述
分析我國城鄉居民收入差距具有一定的理論及現實意義，而由于城鄉居民收入差距與多種因素相關，很難用一個包括所有影響因素的理論經濟模型對其加以描述。姚耀軍（2005）對中國1978～2002年間金融發展與城鄉收入差距的關系做出實證研究，實證結果表明，金融發展與城鄉收入差距關系存在著一種長期均衡關系，金融發展規模與城鄉收入差距正相關且兩者具有雙向的Granger因果關系，金融發展效率與城鄉收入差距負相關且兩者也具有雙向的Granger因果關系。肖挺（2013）運用序列DEA-Malmquist全要素生產效率指數法測算1994-2011年中國服務業分行業的全要素生產效率發展水平的差異程度，考察行業間發展不均衡對城鄉居民收入差距所造成的影響。周少甫（2010）通過使用門檻面板模型對我國1993-2007年城市化進程中城鄉收入差距問題進行了分析，結果表明，城市化水平對城鄉收入差距具有顯著的門檻效應；當城市化水平低于0.456時，城市化對收入差距的作用并不顯著，而一旦超過這個水平，城市化的提高會顯著地縮小城鄉收入差距。
在個人收入中，工資收入是最重要的一個部分，而工資收入與個人的受教育程度密切相關。因此，教育對收入的差距有著重要的影響。很多研究顯示，教育水平的提高會降低收入不平等程度，教育不平等會加劇收入不平等程度。白雪梅（2004）利用中國1982-2000年的時間序列數據，考察中國的教育與收入分配不平等之間的關系發現：中國教育的不平等程度和收入不平等程度正相關，通過教育縮小收入差距是一個漫長而復雜的過程。陳斌開（2010）研究了政府教育投入對城鄉收入差距的影響及其作用機制，構建了一個包括廠商、消費者、政府和教育部門的理論模型，進一步考察城鄉教育水平差異的決定因素，模型揭示，城市偏向的教育經費投入政策是城鄉教育水平、城鄉收入差距擴大的重要決定因素。林毓鵬（2007）在建立向量自回歸模型的基礎上，運用脈沖響應函數和預測方差分解研究中國城鄉教育支出差距對城鄉收入差距的動態影響，研究結論表明：只有長期增加農村教育的投入，提高整個社會尤其是農村的平均教育水平，最終通過教育的平等化，才能達到縮小城鄉收入差距的目的。王明華（2010）在分析中國城鄉收入差距的變化趨勢的基礎上，通過構建以教育投入經費作為替代變量的含有人力資本溢出效應的生產函數模型，研究教育對縮小收入分配差異的影響，結果表明，教育的城鄉差異是導致收入差距不斷擴大的重要原因。
本文利用1990-2012年中國城鄉人均可支配收入差距和人均教育支出差距的時間序列數據，通過建立二者之間的回歸模型，定量地分析城鄉人均教育支出差距對人均可支配收入差距的影響，并在此基礎上給出相應的政策建議。
2.實證分析
2.1數據說明
本文的樣本數據區間為1990年至2012年，共23個年度數據樣本，數據均來自中華人民共和國國家統計局官方網站。
為消除物價變動的影響，使用全國平均的商品零售價格指數（以1978年為基期）對兩個變量進行換算。
為了消除異方差的影響，對所有數據都取自然對數值，表示為LNID和LNED。
本文采用EVIEWS6.0進行計量方面的數據處理和實證檢驗。
2.2 平穩性檢驗
本文所用的經濟變量數據全部為時間序列數據，而對于時間序列數據的計量分析需要先對時間序列的穩定性進行檢驗，防止產生偽回歸，只有當所有參與變量的時間序列都是同階單整序列時，才能進行協整分析。
本文采用ADF單根檢驗方法，根據各個序列的性質，對常數項和趨勢項進行靈活選擇，使用SIC準則。各變量的原序列及一階差分序列的單位根檢驗，結果如表2.1所示：
表2.1顯示的檢驗結果表明，所有原始序列都存在單位根，是非平穩序列。一階差分后的序列不存在單位根，是平穩序列，因此原始序列屬于一階單整序列，可以進行協整檢驗。
2.3 協整分析
由于LNID和LNED都是一階單整序列，它們之間可能存在協整關系。本文使用Johansen協整檢驗方法，檢驗結果如表2.2所示：
協整檢驗結果表明，跡統計量均小于在5%顯著水平下的臨界值，因此接受“協整方程個數為0”的原假設，即LNID和LNED之間不存在協整關系。
2.4Granger因果關系檢驗
利用軟件對LNID和LNED進行Granger因果關系檢驗，檢驗結果如表2.3所示：
由表2.3可知，上述兩個概率均大于5%的檢驗水平，因此接受原假設，即可以認為“LNID1不是引起LNED1變化的格蘭杰原因”和“LNED1不是引起LNID1變化的格蘭杰原因”。
關鍵詞：城鄉收入差距；城鄉教育支出差距；回歸模型；措施
1.引言
1.1 我國城鄉收入差距的現狀
改革開放以來，隨著我國經濟的飛速發展與國力的不斷增強，我國城鄉居民收入水平有了很大的提高。城鎮、農村人均可支配收入分別由1978年的343.4元和133.6元增長到2012年的24564.7元和7916.6元，人民生活水平有了極大的改善。同時我國的城鄉居民收入差距也在持續擴大，城鄉發展不平衡日益顯著，嚴重阻礙了社會公平的實現，不利于我國經濟的進一步發展，如果處理不好的話甚至會威脅社會穩定。農業、農村、農民的“三農”問題日漸凸顯，統籌城鄉發展，縮小城鄉差距對我國建設全面小康社會，促進社會的和諧發展具有十分重要的意義。
1.2文獻綜述
分析我國城鄉居民收入差距具有一定的理論及現實意義，而由于城鄉居民收入差距與多種因素相關，很難用一個包括所有影響因素的理論經濟模型對其加以描述。姚耀軍（2005）對中國1978～2002年間金融發展與城鄉收入差距的關系做出實證研究，實證結果表明，金融發展與城鄉收入差距關系存在著一種長期均衡關系，金融發展規模與城鄉收入差距正相關且兩者具有雙向的Granger因果關系，金融發展效率與城鄉收入差距負相關且兩者也具有雙向的Granger因果關系。肖挺（2013）運用序列DEA-Malmquist全要素生產效率指數法測算1994-2011年中國服務業分行業的全要素生產效率發展水平的差異程度，考察行業間發展不均衡對城鄉居民收入差距所造成的影響。周少甫（2010）通過使用門檻面板模型對我國1993-2007年城市化進程中城鄉收入差距問題進行了分析，結果表明，城市化水平對城鄉收入差距具有顯著的門檻效應；當城市化水平低于0.456時，城市化對收入差距的作用并不顯著，而一旦超過這個水平，城市化的提高會顯著地縮小城鄉收入差距。
在個人收入中，工資收入是最重要的一個部分，而工資收入與個人的受教育程度密切相關。因此，教育對收入的差距有著重要的影響。很多研究顯示，教育水平的提高會降低收入不平等程度，教育不平等會加劇收入不平等程度。白雪梅（2004）利用中國1982-2000年的時間序列數據，考察中國的教育與收入分配不平等之間的關系發現：中國教育的不平等程度和收入不平等程度正相關，通過教育縮小收入差距是一個漫長而復雜的過程。陳斌開（2010）研究了政府教育投入對城鄉收入差距的影響及其作用機制，構建了一個包括廠商、消費者、政府和教育部門的理論模型，進一步考察城鄉教育水平差異的決定因素，模型揭示，城市偏向的教育經費投入政策是城鄉教育水平、城鄉收入差距擴大的重要決定因素。林毓鵬（2007）在建立向量自回歸模型的基礎上，運用脈沖響應函數和預測方差分解研究中國城鄉教育支出差距對城鄉收入差距的動態影響，研究結論表明：只有長期增加農村教育的投入，提高整個社會尤其是農村的平均教育水平，最終通過教育的平等化，才能達到縮小城鄉收入差距的目的。王明華（2010）在分析中國城鄉收入差距的變化趨勢的基礎上，通過構建以教育投入經費作為替代變量的含有人力資本溢出效應的生產函數模型，研究教育對縮小收入分配差異的影響，結果表明，教育的城鄉差異是導致收入差距不斷擴大的重要原因。
本文利用1990-2012年中國城鄉人均可支配收入差距和人均教育支出差距的時間序列數據，通過建立二者之間的回歸模型，定量地分析城鄉人均教育支出差距對人均可支配收入差距的影響，并在此基礎上給出相應的政策建議。
2.實證分析
2.1數據說明
本文的樣本數據區間為1990年至2012年，共23個年度數據樣本，數據均來自中華人民共和國國家統計局官方網站。
為消除物價變動的影響，使用全國平均的商品零售價格指數（以1978年為基期）對兩個變量進行換算。
為了消除異方差的影響，對所有數據都取自然對數值，表示為LNID和LNED。
本文采用EVIEWS6.0進行計量方面的數據處理和實證檢驗。
2.2 平穩性檢驗
本文所用的經濟變量數據全部為時間序列數據，而對于時間序列數據的計量分析需要先對時間序列的穩定性進行檢驗，防止產生偽回歸，只有當所有參與變量的時間序列都是同階單整序列時，才能進行協整分析。
本文采用ADF單根檢驗方法，根據各個序列的性質，對常數項和趨勢項進行靈活選擇，使用SIC準則。各變量的原序列及一階差分序列的單位根檢驗，結果如表2.1所示：
表2.1顯示的檢驗結果表明，所有原始序列都存在單位根，是非平穩序列。一階差分后的序列不存在單位根，是平穩序列，因此原始序列屬于一階單整序列，可以進行協整檢驗。
2.3 協整分析
由于LNID和LNED都是一階單整序列，它們之間可能存在協整關系。本文使用Johansen協整檢驗方法，檢驗結果如表2.2所示：
協整檢驗結果表明，跡統計量均小于在5%顯著水平下的臨界值，因此接受“協整方程個數為0”的原假設，即LNID和LNED之間不存在協整關系。
2.4Granger因果關系檢驗
利用軟件對LNID和LNED進行Granger因果關系檢驗，檢驗結果如表2.3所示：
由表2.3可知，上述兩個概率均大于5%的檢驗水平，因此接受原假設，即可以認為“LNID1不是引起LNED1變化的格蘭杰原因”和“LNED1不是引起LNID1變化的格蘭杰原因”。