中国城乡收入差距对实际经济增长的阈值效应，本文主要内容关键词为：阈值论文,经济增长论文,中国论文,城乡论文,收入差距论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
改革开放近30年，我国经济快速发展，但城乡经济的二元结构和“三农”问题，仍制约着我国城乡经济的协调发展。突破二元结构和解决“三农”问题的核心是增加农民收入，缩小城乡收入差距。近几年来，根据科学发展观的要求，我国政府采取了一系列政策措施：免除农业税并对农业生产进行补贴；为提高农村劳动力的技能和实现农村劳动力的转移实行免费培训或予以大力资助；大力发展农村的信息网络和农业科技教育；着力推进农村实用科技入户；进一步加大对农村义务教育的投入力度，对农村贫困家庭的学生实施“两免一补”；免除师范生学费等等。从经济学理论可知，人力资本主要表现为劳动者所拥有的知识、技能、劳动熟练程度和健康状况等。对于我国农民而言，人力资本主要包含农民所拥有的农业科技知识和实施技能等。从这个意义上说，我国政府以农民为本所实施的政策，对于提高农民的人力资本水平和农民收入，推动农业科技进步，抑制城乡收入差距的扩大，将产生长远和深刻的影响。由此所提出的问题是，如何度量我国的城乡收入差距？如何揭示我国的城乡收入差距对实际经济增长的效应？我国现阶段的农村政策，特别是提高农村人力资本水平的政策和措施，对经济的长期增长和城乡协调发展将产生什么影响？这些政策是否具有适时性和长期性？回答这些问题即为本文的研究动机。
国内外学者对收入差距与经济增长的关系进行了深入研究：Barro① 认为，收入差距通过影响生产要素而影响潜在产出，进而影响经济增长率和经济增长水平，并且，收入差距对产出或经济增长率的影响依赖于实际产出水平。Persson和Tabellini② 认为，经济人积累物质和人力资本的动机受到税收政策的影响，如果通过向富人征税来缩小收入差距，就会降低人们的生产积极性，最终使收入差距对经济增长产生负面影响。Aghion等人③ 认为，在信贷市场不完善时，投资机会的利用依赖于个人的资产和收入水平，穷人更倾向于对相对回报率更高的人力资本投资。透过这种机制，收入差距的下降，有助于促进经济增长。也就是说，收入差距对经济增长的影响过程是复杂的，产生的结果是不确定的（可能是正向效应，也可能是负向效应）。进一步，Galor和Moav④ 的理论分析认为，在经济发展的早期阶段或经济处于较低水平时，物质资本积累是经济增长的主要源泉，收入差距的扩大有利于物质资本的积累，且适当的收入差距有利于经济增长；当人均GDP位于较高水平时，人力资本对于推动经济增长逐渐起着主导作用，但收入差距的扩大制约了低收入者增加人力资本投资，因此，在经济发展处于较高水平或人均GDP相对较高时，过大的收入差距阻滞经济增长。特别地，Aslanidis⑤ 认为，在收入差距与经济增长的长期关系中，当收入差距超过某一水平（称其为阈值）时，收入差距与经济增长的关系由一种机制转移到另一种机制，对应的收入差距对经济增长的效应发生转换。从我国的实际背景看，改革开放的初期至20世纪90年代中期，当时的城乡收入差距相对较小，经济增长速度较快，这一现象是否意味着当时的收入差距对经济增长不仅没有产生阻滞效应，还可能促进了当时的实际经济增长？而近年来随着我国经济的较快发展，城乡收入差距持续拉大，这是否阻滞了近年来的实际经济增长？如此，我国改革开放后的城乡收入差距及其变化，对实际经济增长是否产生了不同的效应？
现存文献中，关于收入差距与增长的实证研究结果与上述理论分析基本一致。Perotti⑥ 利用67个国家的横截面数据，以经济发展水平（用人均GDP度量，反映收入差距对经济增长率的效应依赖经济发展水平）、收入差距作为主要的解释变量，其结论为，收入差距对经济增长具有负效应。Forbes⑦ 利用45个国家的面板数据，使用与Perotti相似的模型设定，其结论为，收入差距对经济增长的短期和中期（5年内）效应为正。Banerjee和Duflo⑧ 认为，正是由于忽视收入差距对经济增长影响的非线性，导致实证研究产生不一致的结论，他们发现美国的经济增长率是收入差距的倒“U”型函数，并且收入差距的变化会导致经济增长的下降。Barro⑨ 为考察收入差距对经济增长效应与经济发展水平的非线性关系，在解释变量中不仅包括收入差距。还包括收入差距与经济发展水平（以人均GDP表示）的交互作用项，使用美国和OECD国家的跨国横截面数据模型，结果表明，发达国家收入不均与经济增长之间是正向关系，而在发展中国家，两者之间是负向关系。Frank⑩ 以收入差距和收入差距与人均GDP的交互作用项作为解释变量，使用面板协整方法发现美国各州收入差距对经济增长产生负效应。Aslanidis(11) 使用69个国家的面板数据，并分别使用影响收入分配的变量（政府支出、通货膨胀等）为阈值变量，发现收入差距与经济增长的关系具有机制转移特征。上述实证研究表明，收入差距对经济增长的效应依赖于经济发展水平和收入差距水平，由此发生非线性转移。我国不同经济发展阶段所对应的收入差距具有较大变化，因此上述结论对研究我国城乡收入差距对经济增长的效应有重要的借鉴意义。然而，Banerjee,Duflo(12) 和Aslanidis(13) 等虽然考虑了收入差距对经济增长的非线性效应，但他们的研究都假定收入差距是平稳变量，这一点与我国城乡收入差距的数据特征很可能不一致。
我国学者汪同三、蔡跃洲运用标准协整理论和葛兰杰因果检验分析了我国居民收入差距对投资与经济增长的关系，(14) 发现城镇居民收入差距扩大导致投资结构中重工业比重增大，经济增长速度提高，农村内部收入差距对投资结构影响不显著。陆铭等基于联立方程和分布滞后模型对我国1987—2001年的省际面板数据研究发现，(15) 收入差距对经济增长的影响为负。王少平、欧阳志刚使用1979—2004年的省际面板数据，(16) 构造面板协整模型，发现在改革初期我国城乡收入差距对经济增长的效应为正，现阶段的效应为负。
国内外最新的理论与实证研究均表明，收入差距对经济增长的效应依赖于收入差距水平和经济发展水平而具有非线性特征。由于我国不同经济发展阶段所对应的收入差距的变化较大，上述结论对研究我国城乡收入差距对经济增长的效应有重要的借鉴意义。本文将针对我国城乡收入差距与经济发展水平的演变特征而建立非线性阈值协整模型，使之体现我国城乡收入差距对经济发展的效应因收入差距水平和经济发展阶段的不同而不同，进而使用动态非线性最小二乘法（DNLS）估计模型以消除内生性，并基于DNLS的残差及其分块实现阈值协整检验，以此研究我国城乡收入差距与经济增长之间是否存在非线性阈值效应。
二、我国实际经济增长与城乡收入差距的阈值协整模型设定
（一）我国城乡收入差距的度量及其演变特征
在现有文献中，常用城镇人均可支配收入与农村人均纯收入之比来度量城乡收入差距。但这一度量方法没有反映城乡人口所占比重的变化，由于我国是一个农业大国，城乡经济呈现出显著的二元结构，农村人口占有绝对大的比重，因此这一度量方法不能准确度量我国的城乡收入差距。基尼系数是将总人口划分为不同的收入阶层，因而所度量的是总的收入差距而不是对城乡收入差距的准确度量。本文针对我国的二元经济结构，基于Shorrocks(17) 的研究而定义度量我国城乡收入差距的泰尔指数。以dis[,t]表示t时期的泰尔指数，其定义和计算公式为：
不难看出，本文定义的城乡收入差距（泰尔指数）首先是分别计算城、乡收入份额与人口份额之比的自然对数，然后再用城乡收入份额作为权数，进行加权平均而得到。因此，本文定义的泰尔指数不仅考虑到城乡居民绝对收入的变化，而且还考虑到对应的城乡人口结构的变化。因此，基于我国城乡二元经济结构和农村居民人数占有绝对大的份额这一事实，本文定义的泰尔指数更适用于度量我国的城乡收入差距。本文样本期间选择1978—2006年（下同），(18) 基于（1）式所计算的泰尔指数的结果见表1。
如表1和图1所示，从整体看，改革开放以来，随着经济的发展，我国城乡收入差距在波动中呈逐步扩大的趋势，尤其是1998年后，城乡收入差距持续扩大。从局部看，我国城乡收入差距呈现阶段性变化。第一阶段为1978—1994年，城乡收入差距在“W”型波动中上升；第二阶段为1995—2006年，城乡收入差距呈“V”型波动变化。在改革开放的初期即1978—1984年，农村实行的联产承包责任制，推动了农业经济的发展，提高了农民收入，缩小了城乡收入差距，泰尔指数由1978年的0.091缩小到1984年的0.040。此后发展的重点转向工业和城市，泰尔指数逐步扩大到1988年的0.086。1988—1991年间，泰尔指数虽有小幅下降，但1992年后，泰尔指数逐步扩大到1994年的0.135。总之，第一阶段的城乡收入差距在“W”型波动中上升。为提高农民收入，国家在1994年、1996年连续提高农产品价格，使得泰尔指数在1995—1997年有所缩小。1998年以后，我国收入分配市场化改革进一步深入，城乡收入差距在较大的基础上再次逐步扩大，泰尔指数由1998年的0.104逐步扩大到2006年的0.180。特别是上述两个阶段对应的收入差距水平相差较大，1978—1994年泰尔指数平均为0.080，1995—2006年泰尔指数平均为0.136。
图1同时说明改革开放以来我国人均GDP增长率的变化。1993年以前，它经历了先下降后上升，再下降再上升的“W”型波动。其中1981年和1990年为两个局部最低点，人均增长率仅为3.9％和2.3％；1984年和1992年是人均GDP增长率的两个局部最高点，分别达到13.7个和12.8个百分点。1993年后，人均增长率经历了由下降再上升的“V”型变化，最低点为1999年的6.7％。人均GDP增长率的变化与泰尔指数的变化基本相似，特别是1998年后，二者均呈逐步上升趋势。
图1 泰尔指数（dis）和人均GDP增长率（g）
进一步，图1还直观体现出泰尔指数和人均增长率之间的相互变化。如前所述，泰尔指数在1994年达到局部最大值后，由“W”型波动转向“V”型波动。与之相对应，人均GDP增长率在1992年和1993年达到局部最大值后的波动形式也相应发生变化。以上的变化特征是否意味着，我国城乡收入差距可能存在一个阈值，当城乡收入差距达到和超过这一阈值且人均实际经济水平较大时，我国的城乡收入差距对实际经济增长产生负效应？反之，当城乡收入差距小于这一阈值且人均经济发展水平相对较低时，对应的城乡收入差距对实际经济增长产生正效应？本文正是以度量我国城乡收入差距的泰尔指数作为阈值变量，基于阈值协整模型，揭示城乡收入差距对实际经济增长的效应因城乡收入差距水平的变化而发生机制转移的非线性效应。
（二）我国实际经济增长与城乡收入差距的阈值协整模型
众所周知，我国是人口大国，也是农业大国，尽管总量GDP较大，平均增长速度较快，但人均GDP很低，人均增长速度较慢，这是我国经济增长的典型事实。而较大的城乡收入差距及其扩大的趋势，意味着农业经济水平还相对较低，农业经济增长相对较慢，进而可能导致城乡收入差距的扩大阻滞人均实际经济增长，因此使用总量GDP度量经济增长，可能扭曲城乡收入差距对经济增长的效应。特别地，本文的城乡收入差距正是针对我国城乡二元经济结构而基于人口和收入比例定义泰尔指数，综合上述两方面，本文以y[,t]表示t时期人均实际GDP（1978年不变价格，下同）的自然对数，以此度量人均实际经济增长（以下简称实际增长），以ldis[,t]表示取自然对数后的泰尔指数。定义y[,t]×ldis[,t]以揭示我国城乡收入差距由于经济水平的不同而对实际增长的效应不同，其斜率系数表示它的相对变化对人均GDP的效应。再者，为刻画由于收入差距自身水平的不同，导致收入差距对实际增长的不同效应，定义非线性光滑转移函数f（
；λ，c），其中为阈值变量，d为发生机制转移的位置参数，用于确定机制转移发生的位置，λ为决定机制转移速度的光滑参数，c为阈值。f（·）是阈值变量的连续函数，其函数值随着的变化而在［0，1］之间连续变化。因此，转移函数f（·）揭示城乡收入差距对实际增长的效应随城乡收入差距水平的变化而变化。这样，我国城乡收入差距与实际经济增长的阈值协整模型设定为：
因此，模型（2）正是基于我国的经济背景而设定的，体现了对Barro(19) 和Frank(20) 模型的扩展。我们稍后将说明，本文的估计和检验方法体现了对我国的适用性和计量方法的前沿性。
三、模型的估计与检验
为实现对模型（2）的检验与估计，我们需要在非平稳数据条件下检验非线性是否存在，进而确定转移函数的形式，基于此对模型（2）进行阈值协整检验和估计。实现这些检验和估计的关键在于具有较高检验势的阈值协整检验统计量的构造及其计算有限样本的临界值。这些问题也正是目前计量经济学方法论最困难的前沿领域之一。因此，本文首先检验数据是否由单位根过程生成，然后检验模型（2）的设定并进行估计，最后基于估计的残差检验非线性阈值协整。
（一）变量的单位根检验
为确保结论的准确性，本文分别用ADF和PP检验y[,t]，ldis[,t]，y[,t]×ldis[,t]的平稳性。ADF和PP检验的原假设H[,0]∶I（1），不拒绝原假设则表明检验的变量为单位根过程。检验结果见表2。
由表2可知，所有变量均为I（1），其一阶差分均为I（0）进一步支持这一结论。
（二）非线性检验及光滑转移函数形式的确定
我国城乡收入差距对实际增长的效应是否因城乡收入差距的不同而具有显著的非线性转换，对此的准确回答应基于严格的检验。为此，我们首先检验非线性的存在性。根据Choi,Saikkonen(21) 和Dijk等人，(22) 模型（2）的非线性检验和阈值变量中转移位置d的确定，是基于转移函数的三阶泰勒展开式（将指数函数和逻辑函数分别在原点进行三阶泰勒展开，并将泰勒展开式作为转移函数的近似式代入模型（2）），重新参数化后得到（3）式：
（3）
由于（3）式中的解释变量含有被解释变量的交叉项，导致解释变量具有内生性。为消除由于内生解释变量而带来的非一致估计结果，在模型（3）中增加解释变量差分后的超前和滞后项，有
（4）
k为滞后期数，本文选择k＝1。为方便说明，将模型（4）展开并重新表述为：
（5）
（三）阈值协整检验
至此，本文的结果表明，我国的城乡收入差距与实际增长的长期关系是以逻辑函数为光滑转移函数的非线性关系。在此基础上，我们需对模型（2）进行估计和检验，实现对模型（2）估计和检验的困难在于既要考虑协整向量的光滑转移，又要形成一个具有较高检验势的非标准分布的统计量。本文使用下述非线性阈值协整方法对模型（2）进行检验。
较大进一步支持这一结论，也就是说，在实际经济水平较低（y[,t]较小）且城乡收入差距相对较小时，适当的城乡收入差距促进实际经济增长；当实际经济水平较高（y[,t]较大）且城乡收入差距相对较大时，较大的城乡收入差距对实际经济增长产生的长期效应为负。根据估计结果（8）式，1984年的收入差距水平为0.040，人均实际GDP为579.33元，我国当年收入差距对实际增长的效应为0.183（即斜率系数＝1.94－0.27y[,1984]＋（1.34－0.17y[,1984]）f（dis[,1983]，λ，c）＝0.222），也就是说，1984年的城乡收入差距对实际经济增长产生正效应。随着我国经济的发展，城乡收入差有所扩大，2005年的泰尔指数为0.158，人均实际GDP为3039.51元，类似上述计算，2005年的收入差距对实际增长的效应发生显著改变，为－0.249，也就是说，2005年的城乡收入差距对实际经济增长产生负效应。不难看出，以上基于阈值协整模型（8）的分析不仅与我国的背景相吻合，也与Galor和Moav(33) 的理论结果一致。
图2 光滑转移函数值f（·）
另一方面，逻辑转移函数f（·）的估计结果揭示了我国城乡收入差距对实际增长的长期效应，因收入差距水平的变化而具有的机制转移的非线性特征。其中光滑参数λ＝－240.35（t＝－4.8）说明这种非线性效应机制转移的速度较快且显著（见图2）。
阈值参数C（＝0.100）表明，我国城乡收入差距对实际经济增长的非线性效应的机制转移发生在泰尔指数等于0.1处。从图2可清晰地看出，在1978—1991年间，泰尔指数小于估计的阈值C（＝0.100）。亦即城乡收入差距较小时，估计的转移函数f（·）值为0或近似为0，城乡收入差距对实际增长的效应主要由第一种机制（即估计的β[,1]和β[,2]）所刻画，其中具有代表性的年份为1982年和1990年。这两年的城乡收入差距分别为0.053和0.073，人均实际GDP分别为460.78元和759.70元。基于模型（8）的第一机制，1982年和1990年收入差距对实际增长的效应分别为0.284和0.151。这一区间中的其他年份具有类似的结果，即1978—1991年的城乡收入差距对实际增长的效应由第一种机制所刻画，其效应为正。另外，当泰尔指数大于估计的阈值C（＝0.100），即城乡收入差距较大时，估计的转移函数f（·）值为1或近似为1，对应的年份为1994—1995年和2000—2005年，这两个区间的城乡收入差距对实际增长的效应主要由第二种机制即
所刻画。其中具有代表性的年份为2000年和2004年，这两年的城乡收入差距分别为0.129和0.159，人均实际GDP分别为1810.52元和2706.36元，也就是说，经济发展水平相对较高，但城乡收入差距水平亦相对较大，于是基于第二机制所计算的结果为，这两年的城乡收入差距对实际增长的效应分别为－0.022和－0.197。由此可知，这两年相对较大的收入差距水平，阻滞了实际经济水平的提高。不难计算，由第二种机制（1994—1995年和2000—2005年）刻画的我国城乡收入差距对经济增长的效应为负。另外，1991—1998年的泰尔指数主要围绕阈值（C＝0.100）周围波动，从而使得1992—1999年，城乡收入差距对实际增长的作用在第一、第二机制之间平滑转换，收入差距对实际增长的效应也由正向负光滑转移。
模型（8）的分析表明，改革开放以来我国城乡收入差距与实际经济增长之间存在非线性阈值协整关系，我国的城乡收入差距对实际经济增长的长期效应，因城乡收入差距自身的水平和实际经济水平的不同而不同。总体来看，1978—1991年间，我国的城乡收入差距对实际经济增长具有正效应，1994—1995年、2000—2005年，城乡收入差距水平显著扩大，相对较大的城乡收入差距对实际经济增长产生负效应。
基于估计的阈值协整模型（8），我们可以计算城乡收入差距对实际增长的偏效应。(34) 偏效应揭示的经济意义为：当城乡收入差距（泰尔指数）增加1％且其他变量不变，实际人均GDP增长率的变化。不同时期城乡收入差距对实际增长偏效应结果见表6。
表6的结果说明，1999年以前，城乡收入差距对实际增长的偏效应为正。正向影响最大的时期是改革初期，如1979年的城乡收入差距增加1％，会导致实际人均GDP增加0.205％；1999年之后，我国城乡收入差距对实际增长的偏效应均为负，2006年的负向影响为－0.171；特别是1999年后，城乡收入差距对实际增长的负向效应呈逐年增加的趋势。于是，上述偏效应与本文前述的主要结论一致：1991年以前的偏效应为正，对应于由第一种机制所刻画的城乡收入差距对实际增长的正效应；1999年之后的偏效应为负，对应于由第二种机制所刻画的城乡收入差距对实际增长的负效应；1992—1999年，城乡收入差距对实际增长的作用在第一与第二机制之间平滑转换，偏效应由正变为负。因此，表6中的偏效应辅证了阈值协整关系（8），因而由（8）式所产生的结论与偏效应相互支持和相互印证。
上述结论不仅与Galor和Moav(35) 的经济理论分析相一致，也基本准确地刻画了我国城乡收入差距与实际增长的关系：改革初期，物质资本积累与投入是我国经济发展的主要推动力，而制约我国经济增长的主要因素也是由物质资本缺乏而导致的供给约束。城乡收入差距的适当扩大，有助于当时物质资本积累和投入，弱化供给约束，进而促进实际经济增长。随着我国经济的快速发展以及经济结构转型和结构升级，我国物质资本和物质资本的积累相对充溢，特别是近几年，我国的实际经济增长更多依赖于科技进步和人力资本的提高。但是，我国农村地域辽阔，农业经济发展极不平衡，尤其是中西部的山区，农业生产的自然条件仍然恶劣，农业科技水平还很落后，推广农业科学技术和提高农民的农业科学技能还非常困难。这些地区的城乡收入差距远远高于全国平均水平，使得城乡收入差距制约了农业科技进步、制约了农村劳动者人力资本的提高。而我国农业人口仍占有绝对大的比重，从人均的角度看，我国城乡收入差距扩大对实际经济增长产生负效应。另一方面，伴随城乡收入差距的扩大，我国现阶段出现总需求不足，主要是居民消费需求不足，因此，城乡收入差距的缩小将刺激广大农村居民的消费需求，从而促进经济增长。以上的分析说明，本文的结论充分地揭示了我国城乡收入差距对实际增长的关系。
尽管近几年我国农民收入的绝对量在逐年增长，国家对农业的投入不断扩大，但城市居民特别是垄断行业从业人员的收入增长过快，私营和个体经济的迅速发展，使城市高收入人群快速扩张，导致城乡收入差距的持续扩大，缩小收入差距面临着特殊的困难。因此，缩小城乡收入差距，实现城乡经济协调发展，仍是我国长期发展战略的主要任务。由此说明本文结论所隐含的意义：我国当前所实行的农村政策，特别是加大农民人力资本投资的政策，对缩小我国现阶段的城乡收入差距，突破我国城乡二元经济结构，促进我国经济的持续增长和城乡协调发展，具有适时性、科学性和长期性。针对近几年我国城乡收入差距对实际经济增长所产生的抑制效应，我们提出要着力提高农村人力资本，这仅是缩小城乡收入差距的途径之一。此外，从突破城乡二元结构和本文度量城乡收入差距的泰尔指数的结果来看，我国应在推进社会主义新农村建设和城镇化的进程中，加快农村劳动力向第二和第三产业的转移，从而适度减少农村人口数量；以提高农民收入为切入点，加快公共产品向农村延伸；加大对农业的物质投入，加快农业和农村的基础设施建设，着力提高农业的产业结构和农产品的附加值，提升现代农业产业化的水平和覆盖度；加大农村低保和医保等社会福利制度改革，促进社会公平；特别是建立以工促农、以城带乡的长效机制，促进城乡统筹发展，形成城乡经济社会发展一体化新格局，从而缩小城乡收入差距，抑制其对实际经济增长的负效应，实现城乡经济的协调发展。
四、结论
本文基于泰尔指数度量我国的城乡收入差距，针对我国的经济背景和相关理论而设定我国城乡收入差距与实际增长的阈值协整模型，应用非线性动态最小二乘估计（DNLS）和仿真试验，做出了阈值协整模型的估计与检验。研究结果揭示了我国城乡收入差距与实际增长的长期关系，进而依据估计的模型分析收入差距对实际增长的偏效应。以上主要结论相互印证，互为补充，概述如下：
（一）本文针对我国城乡二元经济结构这一基本特征，使用泰尔指数度量改革开放以来我国的城乡收入差距，计算结果基本准确地度量了这一时期我国的城乡收入差距，揭示了城乡收入差距变化的阶段性特征：从总体看，我国城乡收入差距在波动中呈逐步扩大的趋势。1978—1994年，城乡收入差距在“W”型波动中上升，泰尔指数由1978年的0.091缩小到1984年的0.040，随后逐步扩大到1994年的0.135；1995—2006年，泰尔指数先由1995年的0.121下降到1997年的0.1，继而较快的扩大至2006年的0.180。1978—1994年泰尔指数平均值为0.080，1998—2006年泰尔指数平均值为0.136。本文的计算结果表明，抑制近几年我国城乡收入差距持续扩大的趋势，已经成为我国宏观调控较为突出的现实经济问题。
（二）改革开放以来我国城乡收入差距与实际经济增长的关系是非线性阈值协整关系，也就是说，城乡收入差距对实际增长的长期效应，因城乡收入差距水平和实际经济水平的变化而非线性的转换与演变：1978—1991年，我国的实际经济发展水平较低，城乡收入差距相对较小，城乡收入差距对实际经济增长的效应为正。在1999年以后，城乡收入差距扩大，经济发展水平相对较高，这一时期我国城乡收入差距对实际经济增长的效应为负。其中，1992—1999年，我国城乡收入差距对实际经济增长的作用由正向负平滑转换；特别是近几年，我国城乡收入差距水平的持续扩大，对实际经济增长的负效应也随之强化，其中2006年的负效应达到－0.171。由阈值协整所派生的偏效应进一步支持上述结论。这一结论说明，我国的城乡收入差距和城乡二元经济结构，已经成为一个突出的社会经济问题。本文的结论不仅为近几年我国所实行的农村政策提供了计量证据，也说明我国现行的农村政策，体现了科学性、适时性和长期性。
从长期看，我国应进一步加强农业的基础性地位，特别是加大对农村科技和农村教育的投入，创新农村科技进步的体制和机制，着力提高对农村劳动力的农业科技和技能的培训，大力发展农村职业教育，推进农村的信息化建设和远程教育，提高农村居民的科学文化素质，以此作为社会主义新农村建设的重要内容。
注释：
① R.J.Barro,“Economic Growth in a Cross-Section of Countries,”Quarterly Journal of Economics,vol.106,no.2(May 1991),pp.407—444.
② T.Persson and G.Tabellini,“Is Inequality Harmful for Growth?”The American Economic Review，vol.84,no.3(Jun 1994),pp.600—621.
③ P.Aghion,E.Caroli and G.Penalosa,“Inequality and Economic Growth:The Perspective of the New Growth Theories,” Journal of Economic Literature,vol.37,no.4(Dec.1999),pp.1615—1660.
④ O.Galor and O.Moav,“From Physical to Human Capital Accumulation:Inequality in the Process of Development,” Review of Economic Studies,vol.71,no.4(Dec.2004),pp.1001—1026.
⑤ N.Aslanidis,“Income Inequality and Growth:A Regime-Switching Approach,”no.406,Working Paper,Department of Economics,University of Crete,Greece,2004.
⑥ R.Perotti,Growth,“Income Distribution and Democracy,” Journal of Economic Growth,vol.1,no.2(June 1996),pp.149—187.
⑦ K.J.Forbes,“A Reassessment of the Relationship between Inequality and Growth,”American Economic Review,vol.90,no.4(Sep.2000),pp.869—887.
⑧ A.Banerjee and E.Duflo,“Inequality and Growth:What Can the Data Say?”Journal of Economic Growth,Vol.8,no.3(Sep.2003),pp.267—299.
⑨ R.J.Barro,“Inequality and Growth in a Panel of Countries,”Journal of Economic Growth,vol.5,no.1(Mar.2000),pp.5—32.
⑩ M.W.Frank,“Income Inequality and Economic Growth in the U.S.:A Panel Co Integration Approach,”Working Paper,Sam Houston State University,2005.
(11) N.Aslanidis,“Income Inequality and Growth:A Regime-Switching Approach.”
(12) A.Banerjee and E.Duflo,“Inequality and Growth:What Can the Data Say?”
(13) N.Aslanidis,“Income Inequality and Growth:A Regime-Switching Approach.”
(14) 参见汪同三、蔡跃洲：《改革开放以来收入分配对资本积累及投资结构的影响》，《中国社会科学》2006年第1期。
(15) 参见陆铭、陈钊、万广华：《因患寡，而患不均——中国的收入差距、投资、教育和经济增长的相互作用》，《经济研究》2005年第12期。
(16) 参见王少平、欧阳志刚：《我国城乡收入差距的度量及其对经济增长的效应》，《经济研究》2007年第10期。
(17) A.F.Shorrocks,“The Class of Additively Decomposable Inequality Measures,”Econometrica,vol.48,no.3(Apr.1980),pp.613—626.
(18) 农村人口和城镇人口分别用按城乡分的城镇人口和农村人口表示；农村人均收入和城镇人均收入分别用城镇居民家庭人均可支配收入和农村居民家庭纯收入表示。1978—2005年数据来自于相应年度的《中国统计年鉴》，2006年的数据来自中国经济信息网数据库。
(19) R.J.Barro,“Inequality and Growth in a Panel of Countries.”
(20) M.W.Frank,“Income Inequality and Economic Growth in the U.S.:A Panel Co Integration Approach.”
(21) I.Choi and P.Saikkonen,“Testing Linearity in Cointegrating Smooth Transition Regressions,” Journal of Econometrics,vol.7,no.2(Dec.2004),pp.341—365.
(22) V.D.Dijk,T.Terasvirta and P.H.Franse,“Smooth Transition Autoregressive Models-A Survey of Recent Developments,”Econometric Reviews,vol.21,no.1(Jan.2002),pp.1—47.
(23) I.Choi and P.Saikkonen,“Testing Linearity in Cointegrating Smooth Transition Regressions.”
(24) 相对于原模型（2），由于增加差分和前置项，这里的OLS实际上也是动态OLS，下同。
(25) N.Sarantis,“Nonlinearities,Cyclical Behavior and Predictability in Stock Markets:International Evidence,”International Journal of Forecasting,vol.17,no.3(July 2001),pp.459—482.
(26) 对不同原假设做检验时，q值不同，矩阵M做相应调整。
(27) 由于模型（2）中的解释变量含有被解释变量的非线性形式，使得解释变量具有内生性，为校正解释变量内生性而带来非一致的估计结果，我们在模型（2）中增加了差分后的解释变量的超前滞后项，即使用DNLS进行估计。
(28) I.Choi and P.Saikkonen,“Tests for Nonlinear Cointegration,” Working paper,Department of Economics,Hong Kong University of Science and Technology,2005.
(29) D.Kwiatkowski,P.C.B.Phillips,P.Schmidt and Y.Shin,“Testing the Null Hypothesis of Stationarity against the Alternative of a Unit Root:How Sure Are We that Economic Time Series Have a Unit Root?” Journal of Econometrics,vol.54,no.1(Jan.1992),pp.159—178.
(30) 详细的计算过程请参考I.Choi and P.Saikkonen,“Tests for Nonlinear Cointegration.”
(31) I.Choi and P.Saikkonen,“Tests for Nonlinear Cointegration.”
(32) 关于阈值参数C的确定，本文将1978—2006年我国的城乡收入差距按从小到大排列起来，取中间10个数据作为C的可能区间。在这一可能区间进行格点搜索，对应最小残差平方和的C即为估计的阈值0.1。另外，由于超前和滞后项的系数没有经济学意义（加入这些项仅为消除内生性，使协整向量的估计具有一致性），本文没有报告超前滞后项的估计结果。
(33) O.Galor and O.Moav,“From Physical to Human Capital Accumulation:Inequality in the Process of Development.”
(34) 偏效应的计算是对估计的（8）式求y[,t]对ldis[,t]的偏导数得到。
(35) O.Galor and O.Moav,“From Physical to Human Capital Accumulation:Inequality in the Process of Development.”
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