我國城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析

1、<p>　　我國城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析</p><p>　　摘要：改革開放以來，中國經(jīng)濟持續(xù)快速增長，2010年躍升為全球第二大經(jīng)濟體，與此同時，日益擴大的收入分配差距已經(jīng)成為影響我國國民經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展的重要問題，其中城鄉(xiāng)居民收入差距的問題尤為突出。城鄉(xiāng)居民收入差距不斷擴大是我國二元經(jīng)濟發(fā)展過程中必須面對的一個問題。文章基于我國1978-2011年的省際面板數(shù)據(jù)，運用計量經(jīng)濟方法，對

2、我國城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行實證研究，同時分別對東、中、西部地區(qū)進行建模和差別化分析。結(jié)果表明，我國城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟增長之間表現(xiàn)出一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，并存在一定的內(nèi)部聯(lián)系。 </p><p>　　關(guān)鍵詞：收入差距；經(jīng)濟增長；面板數(shù)據(jù)；變參數(shù)模型 </p><p>　　中圖分類號：F124.7文獻標識碼：A文章編號：1008-2670（2013）06-0061-09 &

3、lt;/p><p>　　基金項目：山東省社會科學規(guī)劃項目“山東省城鄉(xiāng)居民收入差距問題研究”（12CJJZ01）。 </p><p>　　作者簡介：尉雪波，男，山東萊陽人，山東財經(jīng)大學統(tǒng)計學院教授，研究方向：宏觀經(jīng)濟統(tǒng)計分析；楊帆，男，山東惠民人，山東財經(jīng)大學統(tǒng)計學院，研究方向：宏觀經(jīng)濟統(tǒng)計分析；唐莉莉，女，山東濰坊人，山東財經(jīng)大學統(tǒng)計學院，研究方向：宏觀經(jīng)濟統(tǒng)計分析。 </p>

4、<p><b>　　一、引言 </b></p><p>　　改革開放以來，中國經(jīng)濟持續(xù)快速增長，2010年躍升為全球第二大經(jīng)濟體，與此同時，日益擴大的收入分配差距已經(jīng)成為影響我國國民經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展的重要問題，其中城鄉(xiāng)居民收入差距的問題尤為突出。2013年1月18日，國家統(tǒng)計局局長馬建堂公布了過去10年的全國居民收入基尼系數(shù)，報告顯示，2003年以來，我國居民收入的基尼系數(shù)一直維持

5、在0.4以上，在2008年達到0.491的高點，此后逐步回落，2012年該系數(shù)為0.474[1]。 </p><p>　　面對日益擴大的我國城鄉(xiāng)居民收入差距，許多專家學者對此運用不同方法從不同的角度進行了分析研究。李實等[2]利用Theil指數(shù)，把全國的個人收入差距分解為城鎮(zhèn)內(nèi)部、農(nóng)村內(nèi)部和城鄉(xiāng)之間三部分，計算三種差距對全國總收入差距的貢獻率，結(jié)果表明城鄉(xiāng)居民收入差距是全國收入差距過大的主要內(nèi)容。饒曉輝等[3]在

6、計算我國城鄉(xiāng)收入差距的泰爾指數(shù)的基礎上，運用平滑轉(zhuǎn)換回歸方法對城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟增長的影響效應進行了研究，結(jié)果表明我國城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長之間存在著明顯的區(qū)間轉(zhuǎn)換動態(tài)特征；同時穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明非線性模型具有良好的動態(tài)特征。趙曉霞等[4]分析了改革開放對中國城鄉(xiāng)居民收入及其差距的影響，結(jié)果表明貿(mào)易開放和外資開放都會帶來城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民實際收入的提高，且外資對城鄉(xiāng)居民收入的拉動作用要大于外貿(mào)；對于城鄉(xiāng)之間的收入差距，貿(mào)易開放和外資開放都表

7、現(xiàn)出了明顯的彌合效應。郭軍華[5]運用面板單位根檢驗、面板協(xié)整檢驗證明我國東、中、西部地區(qū)城市化和城鄉(xiāng)收入差距之間具有長期均衡關(guān)系。尹希果等[6]運用面板單位根和VAR模型的實證表明，城鄉(xiāng)居民收入差距與金融發(fā)展二者之間不存在長期均衡關(guān)系。焦艷等[7]通過構(gòu)建行業(yè)收入</p><p>　　可以看出，上述學者分別從城市化、外貿(mào)投資、金融發(fā)展等不同角度對居民收入差距問題進行了研究，本文擬從經(jīng)濟增長角度，運用面板數(shù)據(jù)對城

8、鄉(xiāng)居民收入差距的變動情況進行實證分析。面板數(shù)據(jù)能將截面數(shù)據(jù)與時間數(shù)據(jù)兩個維度結(jié)合起來，克服時間數(shù)據(jù)受多重共線性的困擾，提供更多的信息和變化，提高其自由度和估計效率，從而使經(jīng)濟分析更為全面，同時，更加適合我國經(jīng)濟發(fā)展具有波動性的特征。本文基于我國1978-2011年的省際面板數(shù)據(jù)，運用計量經(jīng)濟方法，對我國城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行實證研究，同時分別對東、中、西部地區(qū)進行建模和差別化分析。 </p><p>

9、;　　二、我國城鄉(xiāng)居民收入差距現(xiàn)狀 </p><p>　?。ㄒ唬┪覈青l(xiāng)居民收入差距的動態(tài)分析 </p><p>　　我國經(jīng)濟保持穩(wěn)定快速發(fā)展，綜合實力顯著增強，在各產(chǎn)業(yè)迅速發(fā)展、結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化的同時，人民生活水平持續(xù)提高。但是，現(xiàn)階段城鄉(xiāng)居民收入水平還未達到收入差距的拐點，城鄉(xiāng)居民收入差距將繼續(xù)擴大[8]。本文選取1978-2011年的數(shù)據(jù)，根據(jù)指標數(shù)值變動情況對我國城鄉(xiāng)居民收入差距演變狀

10、況進行考察[9]。如表1和圖1所示。 </p><p>　　1978年至2011年，我國經(jīng)濟的持續(xù)平穩(wěn)較快發(fā)展，取得了舉世矚目的經(jīng)濟成就。但廣大人民群眾并沒有充分分享經(jīng)濟增長的蛋糕，伴隨而來的卻是城鄉(xiāng)收入差距的加速擴大。城鄉(xiāng)實際收入差距也由1978年的209.83元擴大到2011年的14832.49元，收入差距年均增長13.77%。按1978年價格計算，1978年至1991年間，農(nóng)民人均收入大致相當于城鎮(zhèn)人均收入

11、的50%左右，1992年至1999年間這一比例下降到42%以下，2011年農(nóng)民人均純收入達到歷史最高水平6977.3元，但只相當于城鎮(zhèn)居民人均收入21809.8元的32%。 </p><p>　?。ǘ┪覈青l(xiāng)居民收入差距的靜態(tài)分析 </p><p>　　我國幅員遼闊，受各地自然條件、地理位置、發(fā)展基礎等差別的影響，經(jīng)濟社會發(fā)展也很不均衡，城鄉(xiāng)居民收入差距亦有所不同[9]。如表2所示。 &

12、lt;/p><p>　　等區(qū)域暫未列入。城鎮(zhèn)是指城鎮(zhèn)人均可支配收入，農(nóng)村指農(nóng)村人均純收入，絕對差指城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均純收入的差值，相對比指兩者比值，均為名義值。 </p><p>　　2.鑒于我國各地區(qū)發(fā)展水平及城鄉(xiāng)居民收入差距的不一致，本文依據(jù)區(qū)域經(jīng)濟理論及統(tǒng)計年鑒的劃分方法，把我國分為東、中、西三部分分別進行論證。由于1997年重慶市設為直轄市，本文把重慶市的相關(guān)數(shù)據(jù)全部并入四川

13、省進行計算。另外，由于西藏地區(qū)的數(shù)據(jù)缺失嚴重，在此不對西藏地區(qū)進行研究。另由于港澳臺地區(qū)數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑不同，暫不列入分析。本文分析包含中國的29個省區(qū)，其中東部地區(qū)包括北京、福建、廣東、海南、河北、江蘇、遼寧、山東、上海、天津和浙江；中部地區(qū)包括安徽、河南、黑龍江、湖北、湖南、吉林、江西和山西；西部地區(qū)包括甘肅、廣西、貴州、內(nèi)蒙古、寧夏、青海、陜西、四川（含重慶）、新疆和云南[10]。 　　從表2城鄉(xiāng)居民收入差距的地區(qū)分布特征看，近年來

14、收入差距不斷擴大，31個省市的城鄉(xiāng)居民收入相對比都處在一個較高水平。全國的城鄉(xiāng)居民收入相對比為3.13。貴州、云南、甘肅、陜西、廣西、青海、西藏、寧夏、山西這9省的城鄉(xiāng)居民收入相對比高于全國水平，在地域方面來看，這些省市都處于西部和中部地區(qū)。其中城鄉(xiāng)收入比最高的省份是貴州，高達3.98。同時，城鄉(xiāng)居民收入相對比最低的五個省市：黑龍江、天津、北京、上海、浙江</p><p>　　在城鄉(xiāng)居民收入絕對差方面，全國的城鄉(xiāng)

15、居民收入絕對差值為14832.49。上海、北京、浙江、廣東、福建、江蘇6省市的城鄉(xiāng)居民收入絕對差高于全國水平。這些省市均為東部經(jīng)濟發(fā)達的區(qū)域。其中城鄉(xiāng)居民收入絕對差最高的為上海，高達20176.69。同時，城鄉(xiāng)居民收入絕對差最低的五個省為：黑龍江、吉林、江西、青海、甘肅，均位于中西部地區(qū)。黑龍江的城鄉(xiāng)居民收入絕對差8105.5僅為全國最高城鄉(xiāng)居民收入絕對差（上海）20176.69的40.17%。 </p><p>

16、;　　三、我國城鄉(xiāng)居民收入差距實證分析 </p><p><b>　?。ㄒ唬┳兞窟x擇 </b></p><p>　　數(shù)據(jù)選用1978-2011年各省的人均GDP、城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入、農(nóng)村居民的人均純收入、以1978年為基期的消費者價格指數(shù)CPI以及商品零售價格指數(shù)RPI。城鄉(xiāng)居民的收入差距由城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入與農(nóng)村居民的人均純收入之差來衡量，記為URI。經(jīng)

17、濟增長由人均GDP作為衡量指標，記為PGDP。同時，為消除價格變化對時間序列數(shù)據(jù)的影響，用CPI對數(shù)據(jù)URI和PGDP進行處理，個別CPI數(shù)據(jù)缺失時用RPI補全。另外，為消除時間序列數(shù)據(jù)可能存在的異方差，對指標進行自然對數(shù)變換，記為lnURI和lnPGDP。 </p><p><b>　　（二）模型構(gòu)造 </b></p><p>　　基于本文的面板數(shù)據(jù)模型一般形式：

18、</p><p>　　lnURIit=αit+βitlnPGDPit+εit（i=1，2，…，N；t=1，2，…，T）（1） </p><p>　?。?）式中αi為截距項， 表現(xiàn)為個體影響， βi為解釋變量的系數(shù)， εit為白噪音。根據(jù)αi和βi的不同假設， 模型又分為三種形式： </p><p>　　混合數(shù)據(jù)模型：αi=αi， βi=βj </p>

19、<p>　　變截距模型： αi≠αj， βi=βj </p><p>　　變參數(shù)模型： αi≠αj， βi≠βj </p><p>　　因此，建立面板數(shù)據(jù)模型的第一步便是檢驗參數(shù)αi和βi是否隨著個體或截面的變化而變化，即檢驗樣本數(shù)據(jù)究竟符合哪種面板數(shù)據(jù)模型形式，從而避免設定的偏差，改進參數(shù)估計的準確性。經(jīng)常使用的檢驗方法是協(xié)方差分析檢驗，主要檢驗有如下兩個假設： </p&

20、gt;<p>　　H1：β1=β2=…=βN </p><p>　　H2：α1=α2=…=αN， β1=β2=…=βN </p><p>　　i=1，2，…，N； t=1，2，…，T </p><p>　　可見如果接受假設H2，則可以認為樣本數(shù)據(jù)屬于混合模型，即模型為不變參數(shù)模型，無需進行進一步的檢驗。如果拒絕假設H2，則需檢驗假設H1。如果接受H1，

21、則認為樣本數(shù)據(jù)屬于變截距模型，反之拒絕H1，則認為樣本數(shù)據(jù)屬于變參數(shù)模型。 </p><p>　　不論是變截距模型還是變參數(shù)模型，根據(jù)對個體影響處理的方式不同又分為固定效應模型和隨機效應模型，我們用WUHausman統(tǒng)計量來檢驗二者的差異和模型合理性。 </p><p>　　Hausman檢驗方法基本思路：首先建立隨機效應模型，然后檢驗該模型是否滿足個體影響與解釋變量不相關(guān)，如果滿足就將模

22、型設定為隨機效應模型，反之為固定效應模型。[11] </p><p>　　（三）面板數(shù)據(jù)單位根檢驗 </p><p>　　利用Eviews7.2對lnURI和lnPGDP進行單位根檢驗。檢驗之前對所有的序列做折線圖，可判定檢驗回歸式應同時包括常數(shù)項和趨勢項，檢驗結(jié)果如表3所示。 </p><p>　　由表3可以看出，幾種檢驗結(jié)果出現(xiàn)了不一致的情況，例如對于東部地區(qū)l

23、nURI的LLC及IPS檢驗，其P值均小于0.05，拒絕原假設，但另外的三種檢驗方法的結(jié)果是接受原假設，認為lnURI存在單位根，是非平穩(wěn)的序列。因此，不能認為東部的lnURI為I（0）過程。進而對其一階差分進行單位根檢驗，結(jié)果表明，對于所有的檢驗方法其P值均小于0.05，因此拒絕原假設，認為△lnURI序列存在單位根。因此綜合表3可見，對東部、中部及西部lnURI和lnPGDP不存在單位根，對其一階差分檢驗所有的結(jié)果都一致表明，東部、

24、中部及西部的lnURI、lnPGDP均為I（1）過程，其一階差分為I（0）過程。 </p><p>　　表3東、中、西部地區(qū)面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結(jié)果區(qū)域1變量1LLC1Breitung1IPS1Fisher-ADF1Fisher-PP東部1lnURI1-3.19 </p><p>　?。?.00）1-0.09 </p><p>　　（0.46）1-1.92 </

25、p><p>　　（0.03）131.68 </p><p>　?。?.08）127.75 </p><p>　?。?.18）lnPGDP1-0.30 </p><p>　?。?.38）10.07 </p><p>　?。?.53）11.64 </p><p>　　（0.95）114.78 </

26、p><p>　?。?.87）18.91 </p><p>　?。?.99）△lnURI1-10.69 </p><p>　?。?.00）1-8.13 </p><p>　?。?.00）1-10.51 </p><p>　　（0.00）1133.94 </p><p>　?。?.00）1188.37

27、</p><p>　?。?.00）△lnPGDP1-12.69 </p><p>　?。?.00）1-12.15 </p><p>　　（0.00）1-11.00 </p><p>　?。?.00）1138.32 </p><p>　?。?.00）1162.87 </p><p>　?。?.00

28、）中部1lnURI1-2.92 </p><p>　?。?.00）1-0.88 　?。?.19）1-2.89 </p><p>　?。?.00）136.22 </p><p>　　（0.00）130.60 </p><p>　?。?.02）lnPGDP13.29 </p><p>　　（0.99）11.35 <

29、/p><p>　?。?.91）15.37 </p><p>　?。?.00）10.96 </p><p>　　（1.00）10.71 </p><p>　?。?.00）△lnURI1-12.53 </p><p>　　（0.00）1-8.99 </p><p>　?。?.00）1-11.36 <

30、;/p><p>　?。?.00）1124.35 </p><p>　　（0.00）1128.83 </p><p>　?。?.00）△lnPGDP1-12.58 </p><p>　　（0.00）1-7.66 </p><p>　?。?.00）1-12.06 </p><p>　　（0.00）113

31、9.74 </p><p>　　（0.00）1140.88 </p><p>　?。?.00）西部1lnURI1-2.78 </p><p>　?。?.00）1-1.25 </p><p>　　（0.11）1-4.27 </p><p>　?。?.00）161.31 </p><p>　?。?.

32、00）148.62 </p><p>　?。?.00）lnPGDP14.04 </p><p>　　（1.00）15.61 </p><p>　?。?.00）16.78 </p><p>　　（1.00）14.06 </p><p>　?。?.99）14.31 </p><p>　?。?.99）

33、△lnURI1-2.01 </p><p>　?。?.02）1-6.83 </p><p>　　（0.00）1-9.94 </p><p>　?。?.00）1120.71 </p><p>　?。?.00）1299.36 </p><p>　?。?.00）△lnPGDP1-14.94 </p><p

34、>　?。?.00）1-12.14 </p><p>　?。?.00）1-14.34 </p><p>　?。?.00）1186.87 </p><p>　　（0.00）1198.70 </p><p>　?。?.00）注：括號內(nèi)為對應統(tǒng)計檢驗的收尾概率，即P值；△表示一階差分運算。 </p><p>　?。ㄋ模┟?/p>

35、板協(xié)整檢驗 </p><p>　　面板單位根檢驗結(jié)果表明，lnURI和lnPGDP的面板數(shù)據(jù)均為非平穩(wěn)序列，如果應用最小二乘法可能導致偽回歸，所以必須要分析兩者的協(xié)整關(guān)系。用Pedron協(xié)整檢驗方法分析，結(jié)果如表4。 </p><p>　　表4東、中、西部lnURI、lnPGDP的Pedron協(xié)整檢驗結(jié)果統(tǒng)計量1東部1中部1西部Panel V11.68（0.04）13.87（0.00）18

36、.22（0.00）Panel Rho1-2.28（0.01）1-3.61（0.00）1-5.86（0.00）Panel PP1-2.72（0.00）1-3.78（0.00）1-5.20（0.00）Panel ADF1-2.76（0.00）1-3.19（0.00）1-2.70（0.00）Group Rho1-1.13（0.13）1-1.49（0.07）1-1.79（0.03）Group PP1-2.74（0.00）1-2.71（0.00）

37、1-2.10（0.02）Group ADF1-3.06（0.00）1-2.38（0.01）1-1.66（0.05）注：括號內(nèi)為對應統(tǒng)計檢驗的收尾概率，即P值；Panel V統(tǒng)計量是右邊拒絕域，其余的統(tǒng)計量均為左單邊拒絕域。 </p><p>　　由表4可見，對于東部、中部和西部的檢驗結(jié)果并不一致，東部和中部地區(qū)Group Rho的P值和西部地區(qū)Group ADF的P值均大于0.05，接受“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設

38、。但是，另外的六種檢驗結(jié)果的P值均小于0.05，拒絕原假設。可以認為東部、中部和西部地區(qū)的lnURI與lnPGDP之間存在長期的均衡關(guān)系。 </p><p>　?。ㄎ澹┐_定模型形式及分析 </p><p>　　1.模型形式設定檢驗 </p><p>　　面板數(shù)據(jù)包括二維數(shù)據(jù)，如果模型設定不正確，將造成較大的偏差，估計結(jié)果與實際將相差甚遠。因此，建立面板數(shù)據(jù)模型的第一

39、步是檢驗樣本數(shù)據(jù)究竟屬于上述三種情況的哪種。表5就是根據(jù)上述構(gòu)建F統(tǒng)計量的方法，計算出的F1和F2的值。 </p><p>　　以東部地區(qū)為例，F(xiàn)2為64.65， 5%的檢驗水平下的F分布臨界值為1.57，則拒絕原假設H2，表明模型不是混合模型。F1為46.07， 5%的檢驗水平下的F臨界值為1.83，拒絕H1，表明對東部地區(qū)應建立變參數(shù)模型。 </p><p>　　中部和西部地區(qū)的F統(tǒng)計

40、量的值均大于臨界值。因此，東部、中部和西部地區(qū)都應建立變參數(shù)模型。 </p><p>　　對Hausman檢驗結(jié)果，東部地區(qū)W統(tǒng)計量的值是46.48，相對應的概率小于0.05，說明檢驗結(jié)果拒絕了隨機效應模型原假設，應該建立固定效應模型。中部和西部地區(qū)與東部地區(qū)相同，均應建立固定效應模型。 </p><p>　　2.東、中、西三地區(qū)變參數(shù)模型 </p><p>　　由

41、以上檢驗可以得出，東、中、西部地區(qū)都應單獨建立固定效應變參數(shù)模型。這與我國東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展基礎不同、發(fā)展水平有差異的現(xiàn)狀相吻合。在這種條件下，有必要針對東、中、西部的各省份建立的變參數(shù)模型進行分析。 </p><p>　?。?）東部地區(qū)變參數(shù)模型 </p><p>　　這11個省市地區(qū)的邊際差距存在一定的差異。其中，上海市的邊際差距最高，為2.23，表示lnPGDP每上升1%lnU

42、RI則上升2.23%。其次為北京。福建省的邊際差距最低。表6和圖2所示的是各個地區(qū)截距項的固定效應值，表示相應地區(qū)的自發(fā)性的收入差距水平相對平均水平的偏離值，其中最大的是福建，山東次之，上海最小。同時，該變參數(shù)模型估計的R2=0.9223。說明模型的擬合程度非常高，表明lnPGDP在很大程度上能夠解釋lnURI。東部11個省市的平均邊際差距為1.089034，方差為0.225949。 </p><p>　?。?）

43、中部地區(qū)變參數(shù)模型 </p><p>　　這10個省市地區(qū)的邊際差距存在一定的差異。其中，青海的邊際差距最高，為1.034。其次為云南省。四川省最低。表8和圖4所示的是各個地區(qū)截距項的固定效應值，表示相應地區(qū)的自發(fā)性的收入差距水平相對平均水平的偏離值，其中最大的四川，陜西次之，新疆最小。同時，該變參數(shù)模型估計的R2=0.9346。說明模型的擬合程度非常高，表明lnPGDP在很大程度上能夠解釋lnURI。西部10個

44、省市的平均邊際差距為0.929413，方差為0.006855。 　　四、結(jié)論 </p><p>　　通過對我國城鄉(xiāng)居民收入差距和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值之間關(guān)系進行的研究，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民收入差距和經(jīng)濟增長之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系。對東部、中部和西部地區(qū)進行變參數(shù)模型估計，各個地區(qū)的模型均顯著。P值均接近于零，三個模型估計的R2分別為0.9223、0.9247、0.9346，其擬合度優(yōu)異。同時，各個地區(qū)的lnPGDP的系數(shù)都

45、為正數(shù)，說明隨著東、中、西部地區(qū)省份經(jīng)濟的增長，城鄉(xiāng)居民收入差距是逐步增大的，而不是縮小的。也就是說，經(jīng)濟增長推動城鄉(xiāng)居民收入差距擴大。在橫向上，東部地區(qū)經(jīng)濟的整體發(fā)展均優(yōu)于西部地區(qū)，同時其城鄉(xiāng)居民收入差距也遠遠大于西部地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距。 </p><p>　　我國東部地區(qū)各省市邊際差距在0.68-2.23之間，均值為1.089034，方差為0.225949；中部地區(qū)各省市邊際差距在0.87-1.12之間，

46、均值為0.956271，方差為0.006474；西部地區(qū)各省市的邊際差距在0.81-1.03之間，均值為0.929413，方差為0.006855。說明我國三個地區(qū)，東部地區(qū)的經(jīng)濟每增長一個單位，帶來城鄉(xiāng)居民收入差距的變化最為明顯，同時，城鄉(xiāng)居民收入相對比和絕對差都是最高的地區(qū)，這與我國東部經(jīng)濟發(fā)展和開放程度都遠領先于中、西部地區(qū)這一狀況是相互吻合的。中部、西部地區(qū)的邊際差距相差較小。說明中部和西部地區(qū)區(qū)域間差異性較小。東部地區(qū)各省市的邊

47、際差距的極差最大、方差也最大，而中部、西部地區(qū)各個省市的邊際差距極差小、方差也小，在一定程度上反映了按照東、中、西部劃分的區(qū)域內(nèi)部也存在著的差異。東部差異最大，而中部、西部地區(qū)區(qū)域內(nèi)部的差異性就小很多。但和發(fā)達國家相比，中國各省市的邊際差距都處在一個較高水平。 </p><p>　　由于東、中、西部三個地區(qū)的平均邊際差距的多種差異，對于我國的經(jīng)濟發(fā)展提出了更高的要求。雖然我國在過去的一段時間里已經(jīng)認識到均衡地區(qū)發(fā)

48、展的重要性，并且在推進西部大開發(fā)、振興東北地區(qū)等老工業(yè)基地基礎上，進一步提出了促進中部地區(qū)崛起的戰(zhàn)略規(guī)劃，這些措施對抑制差距擴大有很大的積極作用。但由于經(jīng)濟增長慣性、運行機制以及發(fā)展基礎等差異，東部地區(qū)得益于可以獲取較高的資本和勞動邊際效益，將繼續(xù)在吸引國內(nèi)外資金、人才、技術(shù)等生產(chǎn)要素方面處于優(yōu)勢地位。所以，無論是東、中、西部還是省際間的經(jīng)濟發(fā)展的絕對差距在今后一段時間內(nèi)還將繼續(xù)存在下去。從長遠來看，中部地區(qū)是糧食主產(chǎn)區(qū)，可以充分發(fā)展有

49、比較優(yōu)勢的能源和制造業(yè)，在發(fā)揮承東啟西和產(chǎn)業(yè)發(fā)展優(yōu)勢中崛起，東中部之間的相對差距將有可能保持相對縮小的趨勢。就西部而言，隨著西部大開發(fā)戰(zhàn)略的全面實施和一系列有利于西部發(fā)展的相關(guān)政策措施的出臺和落實，西部地區(qū)的基礎設施和生態(tài)環(huán)境建設將得到實質(zhì)性的進展，西部地區(qū)的資源優(yōu)勢將逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)榻?jīng)濟優(yōu)勢。這也將有效遏制區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距的不斷擴大的勢頭。 </p><p>　　可以預料，隨著東部地區(qū)經(jīng)濟增長的成本提高，中、西部地區(qū)

50、將迎來新的發(fā)展機遇。今后，我們不僅要注重縮小城鄉(xiāng)收入差距，更要警惕東、中、西部之間的差異，要采取措施力求促使東、中、西部地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展，在縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的同時縮小我國區(qū)域間的收入差距，使廣大人民群眾更好的分享中國經(jīng)濟增長帶來的紅利，助推“中國夢”的早日實現(xiàn)。 </p><p><b>　　參考文獻： </b></p><p>　　[1]馬建堂.馬建堂介紹2012年

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