江西省城乡统筹发展与城乡收入差距的实证分析
南昌大学谢文君、徐鑫、孙向伟
摘要
在查阅国内外城乡统筹问题研究的大量文献以及实证研究结果基础上，本文对影响城乡统筹发展的各种因素进行分析梳理，从经济结构、社会结构、人口结构、人民生活质量四大方面提炼出可能影响城乡统筹的指标。考虑到不同指标的统计年度有差别，选取1992-2009年的江西省年度数据，选取第二、三产业产值与第一产业产值比、城市与农村恩格尔系数比、城市与农村就业人数比、农村与城市人均医疗费用比、农村与城市人均文娱教育活动开支比、农村与城市人均消费水平比、城乡商品零售价格指数比作为测度指标。
在所选筛选的因素基础上，利用年度数据，运用统计方法和理论知识，对所有指标标准化处理，使用主成分分析方法，在对所得城乡统筹测度值与城乡收入差距进行H-P滤波处理之后，通过ADF单位根检验、协整检验，建立误差修正模型研究了两者短期内波动恢复到长期均衡水平的能力有限。然后通过Granger检验，研究得出城乡统筹度与城乡收入差距之间存在双向的因果关系。最后基于向量自回归模型，通过建立脉冲，表明两者的冲击对彼此的反应程度在长期内会逐渐增大，因而得出城乡统筹应从长远角度去考虑的。
关键词：城乡统筹；城乡收入差距；ADF单位根与协整检验；ECM；VAR
目录
江西省城乡统筹发展与城乡收入差距的实证分析 (1)
摘要 (1)
目录 (2)
一、引言 (3)
二、相关研究文献综述 (3)
（一）国外研究动态 (3)
（二）国内研究动态 (4)
（三）本文的研究思路与框架 (5)
三、模型理论基础和简介 (6)
（一）主要模型的理论基础 (6)
（二）模型思路框架 (7)
四、模型的建立与分析 (8)
（一）模型的假设前提 (8)
（二）江西省城乡统筹影响因素指标体系建立 (8)
（三）城乡统筹与城乡收入关系的模型建立与分析 (12)
五、结论 (16)
参考文献 (17)
附录 (17)
一、引言
改革开放以来，中国经济发展取得了巨大成就，城乡居民收入也快速增长，城乡关系得到了局部改善。但是，城乡分割的二元制度并没有从根本上得到改变，这一制度关注已经越来越不适应市场经济发展以及构建和谐社会的要求，其所带来的一系列问题正逐步受到人们的普遍。在这一背景下，城乡统筹发展战略应运而生。江西省地处长江中下游南岸，属于传统农业省份。经济实力还不强，发展过程中还面临着许多困难和问题，城乡之间存在很大差距，城乡收入差距在相当一个时期内不断拉大，目前仍达2.96：1，是中部地区城乡收入差距最大的省份。另一方面，江西省正处于工业化进程中，但从解放初期到现在一直是一个农业大省，据统计，江西省2000年的农村人口占全省人口的73%，2008年底江西省总人口为4400.10万人，其中农村人口仍占总人口的58.64%。因此,建立城乡统筹测度体系，实现江西省城乡统筹发展，缩小城乡收入差距，就显得尤为重要。
在此背景下，对全国范围的城乡统筹发展的研究或各省、县市的城乡统筹研究，并探究影响城乡统筹发展的因素，建立城乡统筹测度体系，对未来该从哪些方面促进城乡一体化，缩小城乡差距具有重要的现实意义。本次建模旨在通过理论分析和数据验证，在找出影响江西省城乡统筹发展的主要因素的基础上，建立模型分析其与城乡收入差距之间的关系。最后，根据文章的分析结论，并结合我国实际情况，向相关政府部门提出城乡统筹发展与缩小城乡收入差距的政策建议。
二、相关研究文献综述
（一）国外研究动态
英国古典政治经济学家大卫·李嘉图是最早研究城乡发展问题的学者之一。在1871年出版的《政治经济学及赋税原理》中,他系统地对农业与工业、农村与城市问题进行了研究。伟大的无产阶级导师恩格斯在《共产主义原理》中提出了“城乡融合”的概念。他在该著作中指出:“通过消除旧的分工,进行生产教育、变换工种、共同享受人家创造出来的福利,以及城乡的融合,使全体成员的才能得到全面的发展。”同时他提出实现城乡融合的两个标志是:工人和农民之间,阶级差别的消失和人口分布不均衡现象的消失。英国的埃比尼泽·霍华德在(1898)《明日的田园城市》一书中明确倡导“用城乡一体的新社会结构形态来取代城乡对立的旧社会结构形态”。刘易斯（1954）提出二元经济结构理论,认为发展中国家的经济包括“现代的”与“传统的”两个部门,现代部门依靠自身的高额利润和资本积累,从传统部门获得劳动力剩余并取得不断发展。现代城市工业发展起来以后,在市场经济调节下,不断通过对传统农业部门的影响,促使传统部门向现代化部门转化,最终实现二元经济结构的一元化。缪尔达尔( 1957)在《经济理
论和不发达地区》中,提出了“地理上的二元结构”理论,成为城市化理论中城乡协调发展的经典理论。他认为由于经济的发展所带来的商品、资本、人员、技术等要素的自由流动会使先进的地区更先进、落后的地区更落后,因此必须由政府制定相应的政策刺激和帮助落后地区加快发展。
从实践方面,麦克·道格拉斯通过对泰国东北部的研究提出采取城乡一体化的方式,建立城乡联系的区域网络系统可以促进区域城乡经济共同增长。斯卡利特·爱泼斯坦与戴维·杰泽夫从第三世界国家的发展背景入手,提出了包括乡村增长区域、乡村增长中心和城市中心的三维城乡合作模型。毕雪纳·南达·巴拉查亚提出通过发展小城镇,加强小城镇与乡村的联系来促进乡村的发展。
（二）国内研究动态
国内学者根据以上经典就业影响因素理论，主要是对中国的实际情况进行了大量实证研究，通过建立了相关指标体系，以此为基础来测算城乡统筹度。
漆莉莉（2007）以中部6省为研究区域，所确定的城乡融合综合评价指标体系共有3 个子系统、16 个单项考核指标。该研究从经济发展、社会发展、人民生活质量3 个方面综合衡量一个地区的城乡融合程度。其中，经济发展方面的指标有人均GDP、第三产业产值占GDP 的比重、城乡居民年末储蓄存款余额、城乡劳动生产率之比、城乡居民收入之比；社会发展方面的指标包括人口自然增长率、城镇人口比重、养老保险覆盖率、每万人拥有病床数、城乡居民消费价格指数之差、人均邮电业务量；人民生活质量方面的指标包括城镇登记失业率、农民人均纯收入、城乡居民生活消费支出之比、城乡居民人均住房面积之差、城乡居民恩格尔系数之差。
王婷（2008）从经济结构、社会结构、人口结构、人民生活质量等方面选取指标，衡量了浙江省的城乡统筹状况。该研究共确定了8 项指标，分别为第二第三产业产值与第一产业产值比、农村与城市居民人均纯收入比、城市与农村恩格尔系数比、农村与城市人均消费水平比、城市与农村就业人数比、农村与城市人均医疗费用比、农村与城市人均文娱教育活动开支比、农村与城市居民年末储蓄余额比。
杨振宁（2008）建立了基于时序数据的城乡统筹发展综合评价指标体系，并以安徽省为研究对象，利用1990～2006 年的年度数据进行了相关实证分析。该研究从空间、经济、居民生活三方面建立了评价城乡统筹发展水平的指标体系。该综合评价指标体系包括反映城乡空间统筹状况的指标和反映城乡社会统筹状况的指标。
张华瑛（2008）结合成都市所辖的19 个县（区）经济发展的客观情况，选择了以下9 项指标来构建评价指标体系：人均国内生产总值、第三产业占国内生
产总值比重、第一产业与第三产业从业人员人数比、人均社会消费品零售额、农林牧渔业总产值与工业总产值之比、人均财政收入、农民人均年纯收入、人均固定资产投资额和每万人社会福利院个数。
邓玲、王彬彬（2008）根据成都市统筹城乡发展的经验和成都市温江区的实际情况，设计了一套城乡统筹指标体系。该指标体系包括统筹城乡经济发展、统筹城乡社会事业、统筹城乡生活品质、统筹城乡人口资源环境、推进“三个集中”5个一级指标和36个具体评价指标。
（三）本文的研究思路与框架
从文献来看，目前国内学者主要是在经典理论基础上，运用多元回归模型对影响城乡统筹因素进行分析。且基本上都它们主要以省、市或县为评价对象来构建城乡统筹评价指标体系并进行测评。为后续研究者提供了很好的研究基础，推动了城乡统筹研究的发展，对城乡统筹实践也有一定的借鉴意义，但仍不免存在一些不足之处。归纳起来，现有研究建立的城乡统筹评价指标体系主要存在以下问题：
（1）混淆了城乡比较和工农比较。城乡统筹度衡量的是城市和农村之间的融合程度，而不是工业和农业之间的差异，两者的内涵有所不同。工农科技投入比、工农财政支出比、农林牧渔业总产值与工业总产值之比等指标，反映的是工业和农业之间的差别，并不能准确反映城乡之间的差异。
（2）有些指标只有在人均的基础上进行比较才有意义。例如农城乡医疗费用总额比这一指标，若对其进行省、地级市、县之间的横向比较就有些不科学，因为比较的基准不一致，最好把这个指标改成农村与城市人均医疗费用比。
（3）有些指标数据难以对城乡进行区分。例如农村与城市居民年末储蓄余额比这一指标，就很难区分储蓄额是来自农村居民还是来自城市居民。再例如人均消费品零售额这一指标，由于城乡之间的贸易不可能完全隔断，城乡居民不可能完全囿于各自的区位进行消费，而统计年鉴里的数据以区位进行统计，因此不能很好地衡量城乡统筹情况。若用城乡商品零售价格指数比这一指标来代替，则在一定程度上能够避免上述问题。
（4）某些指标不能反映城乡间的统筹程度。例如城乡居民人均住房面积比这一指标，农村居民的人均住房面积往往高于城市居民，但这并不能有效反映城乡居民在居住条件和生活水平上的差异。
在此，本文在充分研究国内外经典理论和实证研究基础上全面的选取可能影响城乡统筹发展的各个影响因素，运用统计方法和理论知识，从中选择出实际因素，并利用计量方法建立相关就业模型并进行分析。在研究时，应该将所有指标标准化处理之后，再进行主成分分析，为了进一步建立VAR模型，对结果进行h-p
滤波。先对城乡统筹时间序列数据与城乡收入差距时间序列数据进行ADF 单位根检验和协整检验，并进一步给出误差修正模型。最后，讨论两者的格兰杰因果关系，并利用冲击响应分析研究城乡统筹度与城乡收入差距之间的相互影响。
三、模型理论基础和简介
（一）主要模型的理论基础 1. 主成分分析法
主成分分析法（principal component analysis ，简称“PCA ”）由卡尔（Karl ）和皮尔逊（Pearson ）最早在1901 年提出，它是一种通过降维技术把多个具有一定相关性的指标简化为少数几个综合指标的多元统计分析方法。主成分分析法中，各综合因子的权重不是人为确定的，而是根据综合因子贡献率的大小确定的。这就克服了某些评价方法中人为确定权数的缺陷，使得综合评价结果唯一，而且客观合理。此外，主成分分析法在一定程度上还能消除多重共线性问题的影响。主成分分析法可避免在系统分析中对权重进行判断的主观性，使权重的分配更科学，尽可能地减少了重叠信息的不良影响，克服了变量之间的多重相关性，简化了系统分析。但主成分分析法的适用范围具有局限性，当进行横向比较时，由于各项指标的权重是依据具体数值得来的，各省、市、县之间的指标权重必然不同，因此，很难有一个统一的权重设定，这就不利于对城乡统筹发展进行综合评估。而本文针对江西一个省的城乡统筹情况进行分析，在主成分分析发的适用范围之内。
2.格兰杰因果关系检验
当两个变量间在时间上有先导—滞后关系时，能否从统计上考察这种关系是单向的还是双向的？格兰杰提出一个简单的检验程序。对两变量Y 和X ，格兰杰因果关系检验要求估计以下回归：
11
1
m
m
t i t i i t i t i i Y X Y αβμ--===++∑∑（a ） 211
m
m t i t i i t i t i i X Y X λδμ--===++∑∑（b ）
可能存在有四种检验结果:
（1）X 对Y 有单向影响，表现为（a ）式X 各滞后项前的参数整体不为零，而（b ）式Y 各滞后项前的参数整体为零；
（2）Y 对X 有单向影响，表现为（b ）式Y 各滞后项前的参数整体不为零，而（a ）式X 各滞后项前的参数整体为零；
（3）Y 与X 间存在双向影响，表现为Y 与X 各滞后项前的参数整体不为零； （4）Y 与X 间不存在影响，表现为Y 与X 各滞后项前的参数整体为零。 格兰杰检验是通过受约束的F 检验完成的。如针对X 不是Y 的格兰杰原因这一假设，即针对（a ）式中X 滞后项前的参数整体为零的假设，分别做包含与不
包含X 滞后项的回归，记前者的残差平方和为U RRS ，后者的残差平方和为
R RSS ；再计算F 统计量；
()//()
R U U RSS RSS m
F RSS n k -=
-
式中，m 为X 的滞后项的个数，n 为样本容量，k 为包含可能存在的常数项及其他变量在内的无约束回归模型的待估参数的个数。
如果计算的F 值大于给定显著性水平α下F 分布的相应的临界值
(,)F m n k α-，则拒绝原假设，认为X 是Y 的格兰杰原因。
需要指出的是，格兰杰因果关系检验对于滞后期长度的选择有时很敏感。不同的滞后期可能会得到完全不同的检验结果。因此，一般而言，常进行不同滞后期长度的检验，以检验模型中随即干扰项不存在序列相关的滞后期长度来选取滞后期。
由于假设检验的零假设是不存在因果关系，在该假设下F 统计量服从F 分布，因此严格来说，该检验应该成为格兰杰非因果关系检验。 3.脉冲响应函数介绍
脉冲响应函数由VAR 模型发展而来,VAR 模型的特点就是比较强调方程与数据的拟合，不需要对模型中各变量的内生性和外生性事先做出假定，从而克服在经济意义解释上的不足。设t Y 为时间序列向量，12(,,,)t t t nt Y y y y '=Λ,则p 阶VAR 模型为
1
,(0,)p
t i t i t t i Y Y IID αεε-==+Φ+→Ω∑
其中，α为n 维常数向量，(1,2,,)i i p Φ=Λ为系数矩阵。
如果向量自回归模型是可逆的，则它能表示成一个向量移动平均模型(VMA)：
t s t s s Y γε∞
-==+∏∑
其中，s ∏是系数矩阵，γ是常数向量，它们可由系数矩阵i Φ，和常向量α计算而得。系数矩阵n ，的第i 行第j 列元素表示第i 个变量对由变量j 产生的单位冲击的s 期滞后反映，即VAR 系统中变量i 对变量j 的s 期脉冲响应。在这里假设了系统只受一个变量的冲击，不受其他变量的冲击，也就是说假设了误差向量t ε的各分量之间不相关。 （二）模型思路框架
本文首先基于国内外已有的有关影响城乡统筹因素的研究文献，结合我国实际情况，综合考虑我国的经济、政治和社会环境，寻找影响城乡统筹的主要因素或指标，建立一套城乡统筹和收入差距的影响因子指标体系。我们从经济结构、社会结构、人口结构、人民生活质量等方面来选取指标衡量城乡统筹状况,共确定了七项指标：第二、三产业产值与第一产业产值比、城市与农村恩格尔系数比、
农村与城市人均消费水平比、城市与农村就业人数比、农村与城市人均医疗费用比、农村与城市人均文娱教育活动开支比、城乡商品零售价格指数。由于各指标之间存在较强的相关关系，为了消除多重共线性的影响,本文采用主成分分析法,得到城乡统筹度(URPW)。然后建立城乡统筹水平值和城乡收入差距的向量自回归模型(VAR, Vector Autoregression) 以及脉冲响应函数。
在向量自回归（VAR）模型以及脉冲响应函数部分，本文的分析框架是根据上文所得的城乡统筹水平值与城乡收入差距建立VAR模型。由于用向量自回归（VAR）模型要求变量必须为平稳序列。因此,先对城乡统筹水平值和城乡收入差距进行H-P滤波处理。之后用ADF单位根检验对经过H-P滤波处理的城乡统筹水平值和城乡收入差距进行平稳性检验。再采用因果分析的方法来确定两者之间的因果方向。最后用脉冲响应函数在随机误差项上施加一个标准差大小的冲击后，观察其对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。
四、模型的建立与分析
（一）模型的假设前提
1. 假设一：获取的数据能真实反应江西省各方面的社会经济等情况，故可以用来分析研究江西省城乡统筹情况以及城乡收入差距现状。
2. 假设二：在建模的过程中不考虑自然灾害等不可预期的重大事件对经济产生的重大冲击影响。
（二）江西省城乡统筹影响因素指标体系建立
1. 指标体系的构建
本文依据统计分析指标的选取原则,结合江西省的实际发展状况,共选出了江西省城乡统筹发展状况指标体系中选取了城乡统筹状况7个指标：第二、三产业产值与第一产业产值比(M1)、城市与农村恩格尔系数比(M2)、城市与农村就业人数比(M3)、农村与城市人均医疗费用比 (M4)、农村与城市人均文娱教育活动开支比(M5)、农村与城市人均消费水平比(M6)、城乡商品零售价格指数(M7)。上述指标值越大,说明城乡差距越小,城乡统筹程度越高。
2.样本数据来源及处理
本文所选取的所有原始数据均来自《江西省统计年鉴》，时间跨度为
1992-2009年,计算分析是在SPSS13. 0及EVIEWS5. 0上完成的。由于得出的各城乡比值数据的原始量纲各不相同,用SPSS软件对各数据进行标准化处理,得出各原始指标数据的标准化值（见表1）。
表1 各指标数据标准化值
3. 主成分分析与H - P滤波
运用SPSS统计分析软件Factor过程对七个综合指标进行主成分分析，得到七个指标之间的相关系数矩阵为：
表2 相关系数矩阵
从图表2可知M1与M3、M4、M5以及M6这几个指标存在着极其显著的关系，
与M2与M7存在着显著关系。可见许多变量之间直接的相关性比较强，证明他们存在信息上的重叠。
表3 方差分解主成分提取分析表
表4 初始因子载荷矩阵
主成分个数提取原则为主成分对应的特征值大于1的前m个主成分。特征值在某种程度上可以被看成是表示主成分影响力度大小的指标，如果特征值小于1，说明该主成分的解释力度还不如直接引入一个原变量的平均解释力度大，因此一般可以用特征值大于1作为纳入标准。通过图表4（方差分解主成分提取分析）可知，提取2个主成分，即m=2，从图表5（初始因子载荷矩阵）可知M1、M3、M4、M5以及M6第一主成分上有较高载荷，说明第一主成分基本反映了这些指标的信息；M2和M7指标在第二主成分上有较高载荷，说明第二主成分基本反映了M2和M7两个指标的信息。所以提取两个主成分是可以基本反映全部指标的信息，所以决定用两个新变量来代替原来的七个变量。
用图表4（主成分载荷矩阵）中的数据除以主成分相对应的特征值开平方根
便得到两个主成分中每个指标所对应的系数，计算得到两个主成分的表达式为：F1=0.474100ZM1+-0.231400ZM2+0.397949ZM3+0.395001ZM4+0.384684ZM5+0.459
361ZM6+-0.219118ZM7
F2=0.114445ZM1+0.644375ZM2+0.306016ZM3+-0.313480ZM4+0.446170ZM5+0.038
978ZM6+0.422949ZM7
接着，以每个主成分所对应的特征值占所提取主成分总的特征值之和的比例作为权重（如下式）：
计算主成分综合模型，
F=0.435652ZM1+0.305692ZM2+0.521088ZM3+0.060344ZM4+0.615013ZM5+0.36887
9ZM6+0.150880ZM7
经过以上的标准化与主成分分析法，可以得到每个年份的标准化的城乡收入差距比以及城乡统筹度，进一步，本文将以向量自回归模型(VAR, Vector Autoregression)为基础来分析江西省城乡收入差距与城乡统筹的关系,而该模型要求变量必须为平稳序列。因此,本文采用EVIEWS5.1统计软件,先对城乡收入差距数据ZG与城乡统筹水平值F进行H-P滤波处理,得到结果为HP-F与HP-ZG(见表5)
其中F1为第一个主成分，F2为第二个主成分，F为用主成分分析法所得出的城乡统筹度，ZG为标准化之后的城乡人均收入差距比值。
（三）城乡统筹与城乡收入关系的模型建立与分析
1. ADF单位根与协整检验
首先，分别对城乡统筹度不进行差分与进行一阶差分形式的ADF单位根检验，结果分别为：
表7 城乡统筹度滤波值一阶差分的ADF单位根检验
可以看出对于经过HP滤波处理的城乡统筹度进行一阶差分后达到平稳，t值小于5%置信水平的临界值。
对经过滤波处理的标准化的城镇收入差距数据进行不差分与一阶差分的单位根检验：
表9 城乡收入差距滤波值一阶差分的ADF单位根检验
可以看出，进行一阶差分后，t统计值小于5%的临界值，所以此时达到平稳。由此可见，城乡统筹度与城乡收入差距是一阶单整过程，可以进一步进行协整检验，做城乡收入差距关于统筹度的回归，得到，得到回归结果为，保留城乡收入差距的系数与残差，
对残差进行单位根检验，得到：
t统计量为-6.77，小于1%的临界值，所以残差序列为平稳序列，两者之间存在协整关系。
2. 城乡统筹与城乡收入差距的短期波动
为了进一步探究城乡统筹与城乡收入差距短期的波动如何与较稳定的长期趋势一起决定城乡统筹的变动，建立城乡统筹与城乡收入差距的误差修正模型（ECM），按照模型建立的方法，利用上述两者回归的系数0.977135计算得到误差修正项的值ecm，然后用一阶差分后的滤波处理的城乡收入差距值HP-ZG 与ecm值对一阶差分后的滤波处理的城乡统筹度HP-F进行回归。
表12 城乡统筹度与城乡收入差距的误差修正模型
可以看出，长期均衡方程中，城乡收入差距的系数为0.9771，接近于1，体现了城乡收入与城乡统筹之间存在着高度契合的关系。在误差修正模型中，误差修正项的系数为-0.007233，它反映了对偏离长期均衡的调整力度，该值非常小，说明在短期内，由非均衡状态往均衡状态回归的力度非常小，短期内的波动很难恢复到长期均衡上去，城乡收入差距的缩小与城乡统筹发展作为一项长期的工程，在短期内很难获得实质性的改善。
3. 城乡收入差距与城乡统筹的Granger因果关系
两者的Granger因果关系检验结果见表,
表13 Granger因果关系检验结果
其中dhp01为经过HP滤波处理的城乡统筹一阶差分后的值，dhp02为城乡收入差距一阶差分后的值。可以看出每个原假设对应的统计量的概率值都小于1，所以拒绝原假设，两者存在双向的因果关系，即城乡统筹与城乡收入差距之间相互影响。
4 脉冲响应分析
脉冲响应函数描述一个内生变量对误差的冲击的反应。具体地说,它描述的是在随机误差项上施加一个标准差大小的冲击后对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。本文对城乡收入差距与城乡统筹的滤波进行脉冲影响分析。
图1 城乡统筹对城乡收入扰动的响应
图2 城乡收入差距对城乡统筹扰动的响应
从上面两图可以看出，城乡收入差距收到冲击后，城乡统筹的发展将会在短
期做出小的反应，而随着时间的推移，反应将会越来越大，这也说明了短信内缩小城乡收入差距将影响到的是长期的城乡统筹的发展。而当城乡统筹发展受到冲击时，随着时间的推移，对城乡收入差距的影响将逐渐增大。两者各自对彼此的冲击直到18期之后反应才逐渐减小。综上可知，作为存在相互因果关系的城乡统筹与城乡收入差距这因素，各自受到冲击后，彼此短期内受影响的程度小于长期内的反应程度，所以，城乡统筹应从长远角度去考虑。
五、结论
本文以主成分分析法为切入点，通过选取具有代表性的指标构建了城乡统筹测度体系。根据所得数据，得到随着今年来，城乡统筹测度值不断增大，说明城乡之间的差距在不断的扩大。通过利用ADF单位根检验与协整检验，建立了城乡统筹测度值与城乡收入差距之间的误差修正模型，由模型结果可以看出短期内对长期均衡的偏离将很难恢复过来，说明在短期内缺乏一种社会经济制度等因素来防止这种偏离，这就需要在对城乡统筹与收入差距从长计议的同时，应该尽量避免短期两者的逆向的波动。在现实生活中，农民由于其自身所处劣势的社会经济等地位，短期的波动尤其对农民的长期影响更为突出。通过利用Granger因果关系的检验，得出了城乡统筹与城乡收入差距之间是相互影响关系的结论。最后，应用VAR模型建立冲击响应函数深入探讨了二者间的动态关系，次模型最后的结果表明，城乡收入差距与城乡统筹发展对彼此都具有较为持续的促进作用,且作用程度随着滞后期的加大而加强，这也从一个侧面佐证了格兰杰因果检验与误差修正模型的结果。
参考文献
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附录