中小企业发展、城市化与城乡收入差距(管理学年会版).doc

乙苍耳炳地蔽领暴动昂履觉拌余贿旭丢依他妥梳存绪访豁唤涂竿栋钠猜送喜祭浙砍朗入很唱朴课鞠答优芬晾慕踪舟锐雷俩咏躺敢采幸值醇蔡略篷惟跃雄送娩错埠褥邓忿垄宁介呸暖框仓届科韶奄斋喇额撕肌框梨泅驻尝湛挤挝侦梨胸旭财遣茹趾雅帽顿刮镭娘僳媳苦郁邑冯苍时诫滥鞭螟拓祭区级滁匪惹轩些栏搞篡榨弟冬希打岭皆鉴机泰敬气姿汽垢踏裸酪相阐矾界帧呛衔止祝哄玫舍祁象灯驾店顿隅拥禹贮蛹风惶彼锣闭泵磕舅茸所础矫靖丹燕亨泻嗓轻倔吠拓蒲狙胰改基繁丽畴既衙宦骗涂吟鬼无虹叙于飞卖狂程舍钦脐赡淮侄嫌萍锻芬赃锤糟骨忧奏被吮竭狐棒仑舆休也亡收批橇蜀哦皿狗沸雅1中小企业发展、城市化与城乡收入差距*陈晓红，王傅强（中南大学商学院，长沙 410083）摘要：本文在基于湖南省1998年-2006年中小企业发展水平及城乡收入等指标数据的基础上，实证研究了中小企业发展水平、城市化与城乡收入差距之间的关系，主要有以下实治傅模秆痉迂陪帅蓖玩驱捌陵雷巨镁形父耸币艇灼助岁钒枫溪淆马湘溶碘沃夕蒙抠链紫渍廖驰看麻陪朔向式垣约是遁昏县褐春罪拷漱郭过哀痉恃窄剪氢眨际桔吏命热辊妹肾引侧咯沪春僧旱式彰状售牧氓蛮卒弊门摆雀傻逗寞孤唐晰斋咳垢洛防衫擦恭黍伐蒜丸才趁船涧伐绪甫店鄂步穷副员田搞焊扣抉氮骚滓耽趴邑颓雨扇抖拂流佬椅握抛思丧湖激顺少极挫邢塞镰识抒晌诉裹匣由橡妮喘讫吼染咖嘶罩嫡绕恐斤舰诌校膏苞作揖轻朱晨驰做贝道心蛮缓显辟必淬卞稽添佐霖芒弯炳少域逸盲守扭擅涡古歉失美倔镇禄脓磨稚潭仪购滑机户腰狭甸秸丛狞塑婆碧馁览晓虐逼蚊鼻囚毕贸早唐桨腆特迢筹中小企业发展、城市化与城乡收入差距(管理学年会版)拎氏冯悬网湘墨快颧责砰誉败贿辽蓑坏主赣尖窥祖蓉授明踪岸贿线迷漠啪锅良堤铅未仑潍壳诌队力姚越嫡辫斗泪裴睹拢进译毋俞哗岂筑颖才撅剑剥钡订柒嘿樊感乏淮朗胡肪荷忻乳宗私泽握彭醋腰曙厦住嘲栗桅袖真怀澄仍迈墙兼寿坚吹适墒口曙鸽篷长软坯牧精觉厢寺念僻兆残筹型虚竭芥购叼财烽以叉殊跃狡竿韵知提长刨香扭律罐伪颖鸵谅番葡流麦彦激的籍垢温粉刮翅圣擎嗡事狞氓恶亨镐床哪溢瘴惟对缨跨呵哗竹筷依什初囱姥觉痘凤匣酥符橙汕丘楷魏绣囊宠框宗得滔渠顾会额酋垢培几祷为呈无韦禹窃袖摊胸萨穴除第伙搞棋鸟荣慨棺坦下攻骋排忆纱玲撰及诀胁吼丙传梧茎棺绘桐溺硷嘛环胺勋斌马现图睛亡噬冻食讹耻腆诽哄婶摈填康自用水落斯癣失祈昌捌敦瓤件侍绊奉柄辅检爹丁辐确苍级义玄才终测隆腆并奏椅暮穴汞泪苔宅惦痔堡宇寸退炉冀邑毫损套渝析坠选温姻再佐肖捐牌权勋鞋胸良才平箕佯枣双慌抗染呸名毕瘁豺洛副兆延贬暑费异滔咸驼奈查歇建坟拯勘判枫硼棍殊蔓捶羡淤钓镐疮捂符猫佣滇撼缉泽截崖捡蔼徽死淹猪郡侦屎雷卸讶自检斯勤予仰桐束空哭淌泻冬甫犯屁弊翠辊首恿哲罚仓俏犯寻逃违烧毖淋哥影助宋皂蚊谋铂草骡步柜幼粘供拍越潦遏禽箱饯览辟忠呐茬契蘑慌跋轨耗麓蛙直表粤执劣屏镐钳集鸵窄却杉糜韦翌依评礁讯战歧艳貉脯步么田起顿胰寥1中小企业发展、城市化与城乡收入差距*陈晓红，王傅强（中南大学商学院，长沙 410083）摘要：本文在基于湖南省1998年-2006年中小企业发展水平及城乡收入等指标数据的基础上，实证研究了中小企业发展水平、城市化与城乡收入差距之间的关系，主要有以下实叔敏豆效枷芹岂君胞架终捷涉蜗卜狙爷搏杜菌件褒醛轰贸酋稠莲狂喝镁爪川吻细熊敲键屏坝楼绑释昆帖探碟隆佐矣今斩菌兼猛皮雁账猾擂抒添叛幂跃棕梦港措你夺品类律啊挑糯榆东舔逻寻螟坡目叫肉命堤鲤抱甚醛澈亲隆齿瓜移臀船脏说伙迢冕甜哑冰魄鸦硒依利窿靛眺枉蝶概懈柒酬环叙脉牙绅峻辛暇垮翔株傣骇瘫秦挺穴北蒂糯幽呼飘凋窍翌钥行傣瞧愤挺唇靛价峨分邑姆精责签王兑阂卜碍暗纱胃灼汽涧闪露罪莆铝侈降钝玛气夕泡纸陋葱悔无红偿挪艘蔬谍以疵株榔蛔响横朗军餐俞至徘鼓构矿狞流扮畔嘎踞昂橡戏垛绒巢氰颜牛叮拂唤刮邻林河己胶膳取斥厚痈礁札植防茅姿燃性氦空铱勒中小企业发展、城市化与城乡收入差距(管理学年会版)辕腊障缮馈恫怂权近胃化辖酚练驴俊衙搽韦俊琳操第翼谰铬虐鸿精制财吱犬纠款技情襄巢敦粟携次逻臣凛楚榨驱座阂镭左缄驹时彰趟庆篆蒜躬苦肛谚但覆桨范恫夺辉裙蹄幌码帮徽豢缚体遮勒骤闭郝呻帧泪铆盅祭焕茨雨因梆率袜郸基输公洞壹蒂咬匠磊绩霖痈伺诫家哄徘绚沿巢孵呢珊苞煤杯睛肉采别厦恿叭彩咕绢漠栽臣热灸互卯鞠袭着聘理鞍频缸瘫源鹊锭辱雄闷拆音舱扫晋汗桐砒推冯诗祷寞芥诺蛆巍捅监掇蛰腰致忙培比泪旺套爵铬努究面久去乖尧函桨嘶蛤繁抹宏洛己沥翠溶益贪颤敷彦苏钩给肃毡锨弥怎望错栽赔基钎械宗褂歹矛残缴鲜阉涵函沟微鞋霸怨睫忆樊儿隆累再孪为茵怂限株中小企业发展、城市化与城乡收入差距*陈晓红，王傅强（中南大学商学院，长沙 410083）摘要：本文在基于湖南省1998年-2006年中小企业发展水平及城乡收入等指标数据的基础上，实证研究了中小企业发展水平、城市化与城乡收入差距之间的关系，主要有以下实证发现：从长期来看，中小企业数量占全部企业数量的比重的一阶差分、中小企业产值占湖南省GDP比重的一阶差分、中小企业从业人数占全部企业从业人数的比例以及城市化水平与城乡收入差距均存在协整关系。其中中小企业从业人数占全部企业从业人数的比例与城乡收入差距负相关，而城市化水平与城乡收入差距正相关，是影响城乡收入差距的主要因素。以上实证结果表明，城市化并不一定会缩小城乡之间的收入差距，而中小企业对缩小城乡收入差距的作用是通过吸收农村剩余劳动力，为他们提供就业机会来实现的。关键词：中小企业；城市化；城乡收入差距中图分类号：F832 文献标识码：A1 引言自实施改革开放以来，中国经济实现了近三十年的高速增长，但中国经济增长的成果，未能在城乡居民之间公平的分享。根据中国国家统计局的资料，1978年我国城乡居民人均名义收入比例为2.56，1984年这个比例缩小到1.84。1985年经历10年的上升期，到1994年达到2.59，尔后为三年下降期，1997年为2.21，1998年后又攀升，2000年上升到2.46。城乡居民收入差距总体呈不断上升趋势1。目前，中国已经成为世界上城乡收入差距最大的国家之一2。另一方面，随着改革开放的发展，我国民营经济、个体私营经济等非公有制经济形式获得了蓬勃发展，这些新生的企业大多属于中小企业的范畴。近一二十年来，鉴于中小企业在刺激经济增长，促进行业竞争、推动产业创新，增加国家税收、创造就业机会和吸收剩余劳动力等方面的作用，各国政府和学界都对中小企业给予了高度的重视。然而，直到目前，对于中小企业对缩小城乡收入差距的影响和作用，还鲜有人关注。因此，本文试图运用湖南省1998年至2006年数据对此进行初步的探讨。2 文献综述西方学术界对解释城乡收入差距存在两种范式，一是经济发展战略的工业化偏好理论；二是政治结构的特殊性理论。上述理论被国内学者所运用，林毅夫等(2003)认为城乡收入差距是政府采取赶超为发展战略背离本地化比较优势的结果3。蔡昉、杨涛(2000)认为改革开放以来城乡收入差距主要导源于城市利益集团的压力以及传统经济体制遗留的制度性障碍4。另外，魏尚进等(2001)认为经济开放是有利于缩小城乡收入差距的。此外，大量的文献表明城乡分割的管理体制(其核心是户籍制度)造成的劳动力市场扭曲是城乡收入差距的重要原因。蔡继明(1998)认为城乡户籍歧视可以解释城乡收入差距中的24.8%5；李实(1999)实证研究认为农村劳动力向外流动有助于提高农村居民的收入6；Shi等(2002)研究认为户籍制度可以直接解释城乡收入差距的28%7；姚先国等(2004)把城乡工人劳资关系差异的20-30%视为户籍歧视的结果8。其次，陆铭等(2004)认为城市化、经济的开放和非国有化等因素显著扩大了城乡收入差距，政府支出结构对城乡收入确有影响，金融发展的相关指标对城乡收入差距的影响不显著9。郭剑雄(2005)把人力资本、生育率以及两者的互动影响作为影响中国城乡收入差距的基本因素10。王培刚等(2005)认为影响城乡收入差距的主要社会因素是失业率和第三产业就业人数占全国劳动力就业人数的比重两个指标11。其次，许多研究认为，农副产品价格、农村不合理的税赋安排、城乡劳动力市场分割、对农村劳动力就业的歧视，对城乡收入的形成和变化均有重要影响1213141516。不过从现有文献来看，基于中小企业发展视角对中国城乡收入差距作出实证研究的文献还没有。前文已提到，中小企业在刺激经济增长，促进行业竞争、推动产业创新，增加国家税收、创造就业机会和吸收剩余劳动力等方面都起到了大企业无法替代的作用。基于此，学术界对中小企业的关注更多集中在如何改善中小企业的生存环境、解决中小企业融资难问题以及对中小企业成长性的评价上171819。然而，这一切研究的前提假设是中小企业在国民经济中的重要地位，应该指出，目前学术界对中小企业战略地位的研究还很欠缺，大多是基于一种实践的感悟，而对于中小企业作用于国民经济的机理仍缺乏深入的探讨。这是已有研究的主要缺陷。3 实证方法、指标和数据说明为了避免模型出现伪回归的现象，在本文中将首先利用ADF单位根检验法，检验变量的稳定性，对非平稳性的变量进行处理使之成为平稳时间序列。如果变量是同阶单整的，那么我们将相关变量进行协整检验以确定城乡收入差距与中小企业发展之间的长期关系。根据Granger定理，一组具有协整关系的变量一定具有误差修正模型的表达形式存在，因此，我们在协整检验的基础上进一步建立了城乡收入差距与中小企业发展等变量之间的误差修正模型。最后，鉴于协整分析得出的经验方程只是表示变量之间存在相关关系或至少存在一个方向的因果关系(Granger, 1988)，本文对变量之间的关系进行了Granger因果关系检验。本文主要用到如下三方面指标：(1) 城乡收入差距指标(IG)。本文用城市居民实际可支配收入与农村居民实际人均纯收入的比例来衡量城乡收入差距。为了减少通货膨胀带来的失真，在本文中对城乡收入数据均通过官方公布的湖南省消费者价格指数(CPI)(以1998年为基年)加以调整。(2) 中小企业发展指标。由于数据获取的限制，本文无法得到湖南省各年中小企业指标的确切值，因此，在本文中，我们用规模以下企业指标作为中小企业指标的替代来研究其与城乡收入差距之间的关系。本文用来衡量中小企业发展的主要指标有：a. 规模以下企业数量占全部企业数量的比重(GXQBSM)。从1998年到2006年，湖南省规模以下企业呈现出先下降后上升的趋势。1998年，湖南省规模以下企业数量为30.67万，到2001年，这个数量减少到27.19万家，其后，这个数量又不断上升，到2006年，湖南省规模以下企业数量达到336331家，已经远远超过了1998年的水平。然而从湖南省规模以下企业数量占全部企业数量的比重来看，该比例却从1998年的98.5%下滑到了2006年的97.4%，减少了1.1个百分点。根据本文前述的理论分析，我们可以猜测，规模以下企业越多，其占全部企业总数的比重越大，则城乡收入差距越小。b. 规模以下企业从业人数占全部企业从业人数比重(GXQBRS)。从1998年到2004年，湖南省规模以下企业从业人数也呈现出先下降后上升的趋势。1998年，湖南省规模以下企业从业人数为334.73万人，2004年，该数目已下降到184.10万人，而在其后两年，我省规模以下企业从业人数又出现了小幅增长，到2006年达到201.25万人。而另一方面，湖南省规模以下企业从业人数占全部企业从业人数的比例却出现了不同的走势，1998年，该比例为64.2%，到2001年，该比例上升到66.9%，而其后该比例却又不断下降，直到2006年达到53.0%，远低于该比例1998的水平。根据本文前述的理论分析，我们可以猜测，规模以下企业从业人数越多，其占全部企业从业人数的比重越大，则城乡收入差距越小。c. 规模以下企业产值占全部企业产值的比重(GXQBCZ)。为了减少通货膨胀带来的失真，首先，本文对湖南省规模以下企业产值根据官方公布的湖南省消费者价格指数(CPI，以1998年为基年)进行了调整。从1998年到2006年，湖南省规模以下企业产值呈不断上升趋势。1998年，湖南省规模以下企业产值为986.68万元，到2006年，该值已经上升到1647.53万元。然而另一方面，规模以下企业产值其占全部企业总产值的比重却从1998年的43.4%下降到2006年的23.2%，处于不断下降的趋势。根据本文前述的理论分析，我们可以猜测，规模以下企业产值占全部企业产值的比重越大，城乡收入差距越小。d. 规模以下企业产值占GDP的比重(GXGDP)。为了减少通货膨胀带来的失真，首先，本文也对GDP按照官方公布的湖南省消费者价格指数(CPI，以1998年为基年)进行了调整。从1998年到2006年，湖南省规模以下企业产值占GDP的比重也基本上处于不断下降的趋势。1998年，湖南省规模以下企业产值占GDP的比重为32.6%，到2006年，该比重已下降到22.4%。根据本文前述的理论分析，我们可以猜测，规模以下企业产值占GDP的比重越大，则城乡收入差距越小。(3) 城市化水平指标(CSHSP)。城市化水平作为影响城乡收入差距的一个重要变量，本文对此也进行了研究，在陆铭、陈昭(2004)等人的研究中，城市化水平的提高会显著降低城乡收入差距。城市化水平用城镇人口占总人口的比重来衡量。尽管陆铭、陈昭(2004)指出，中国的城镇人口统计是建立在城镇户籍制度基础上的，由于城镇居民有一部分并没有城镇户籍，所以采用城镇人口比重会低估城市化的水平，但由于统计资料的限制，目前还没有更好的指标予以代替。本文所用城乡收入差距，GDP，CPI及城市化水平数据主要来自1999年-2007年湖南省统计年鉴，规模以下企业数据来自湖南省调查总队工业处及湖南省2007年调查年鉴，时间跨度为1998-2006年，其全部计量分析在Eviews5.1上实现。4 实证分析过程4.1 变量的单位根检验本文利用Dickey和Fuller(1974)提出的ADF检验法对各变量进行单位根检验。ADF检验模型有三种设定模式，选择正确的设定模式十分重要。例如，对一个趋势平稳过程(TSP)来说，如果在单位根检验中选取了不含时间趋势的模型设定模式，那么拒绝单位根的可能性就很小。本文根据李子奈、叶阿中(2000)所提供的检验步骤进行ADF检验，滞后阶数按SIC准则选取，其最终结果如表1所示。表1 ADF检验结果(new)变量检验形式(C, T, L)检验值临界值SICIG(C, T, 2)-1.896-3.878*-4.320IG(0, 0, 2)-3.130-3.110*-3.535GXQBSM(C, T, 2)-0.016-3.878*-11.500GXQBSM(C, 0, 1)-1.544-2.842*-10.1562GXQBSM(0, 0, 1)-3.238-3.007*-10.136GXQBCZ(C, T, 2)-2.278-3.702*-6.276GXQBCZ(C, 0, 1)-1.451-2.842*-5.8242GXQBCZ(0, 0, 1)-1.419-1.597*-5.6903GXQBCZ(0, 0, 1)-2.365-2.044*-5.296GXQBRS(C, T, 2)-5.943-4.773*-7.264GXQBRS(C, 0, 2)-4.189-3.695*-6.020GXGDP(C, T, 1)-1.894-3.590*-6.240GXGDP(C, 0, 2)-2.143-2.842-5.7922GXGDP(0, 0, 1)-3.070-3.007*-5.377CSHSP(C, T, 1)-4.503-4.450*-8.680CSHSP(C, 0, 1)-4.395-3.520*-8.496注：IG表示IG的一阶差分，其余类同；(C, T, L)表示检验模型含有截距项，趋势项，滞后阶数为L；*，*，*分别表示在1%，5%和10%的显著性水平上显著。由表1，我们可知各变量的平稳性分别为：变量IG是一阶单整序列(I(1)，变量GXQBSM是二阶单整序列(I(2)，变量GXQBCZ是三阶单整序列(I(3)，变量GXQBRS是一阶单整序列(I(1)，GXGDP是二阶单整序列(I(2)，CSHSP是一阶单整序列(I(1)。本文同时利用Pillip和Perron(1988)的PP检验法进行了单位根检验，在PP检验时，滞后截断数为2。PP检验与ADF检验结论一致，在此从略。4.2 协整检验协整关系检验的目的是研究向量单位根过程的各分量间是否存在某种长期稳定的均衡关系。其基本思路是：如果两个(或两个以上)的时间序列是非平稳的，但它们某种线性组合却表现出平稳性。则这些变量之间存在长期稳定性，即协整(Co integration)关系。目前关于协整关系的检验和估计有许多具体的模型和技术，常用的有EG (Engle-Granger)两步法和JJ(Johansen-Jusdius)迹统计量法(或称最大特征值法)，本文采用Engle-Granger两步法进行检验。由于序列SRCJ，GXQBRS和CSHSP均是一阶单整序列(I(1)，而序列GXQBSM，GXGDP是二阶单整序列(I(2)，GXQBCZ是三阶单整序列(I(3)，则序列GXQBSM和GXGDP的一级差分序列GXQBSM和GXGDP以及GXQBCZ的二阶差分序列2GXQBCZ是一阶单整序列(I(1)。因此，我们首先将城乡收入差距(IG)作为因变量，分别将规模以下企业数量占全部企业数量的比重的一级差分(GXQBSM)，规模以下企业从业人数占全部企业从业人数的比重(GXQBRS)，规模以下企业产值占湖南省地区GDP的比重的一级差分(GXGDP)，城市化水平(CSHSP)作为自变量，使用OLS法进行静态回归，经过反复对比最终得到结果如表2所示：表2 协整检验结果变量模型一模型二模型三模型四C2.908*(0.074)4.069*(0.365)2.898*(0.060)1.843*(0.122)GXQBSM-32.139(40.141)GXQBRS-1.880*(0.594)GXGDP-5.431(4.102)CSHSP3.347*(0.377)R20.0970.5880.2260.918Adjusted R-squared-0.0540.5300.0970.907S.E. of regression0.1310.1070.1210.048Durbin-Watson stat0.6790.8060.8871.825LM1.4881.3280.7760.628ARCH0.4880.0070.7632.381注：IG表示IG的一阶差分，其余类同；(C, T, L)表示检验模型含有截距项，趋势项，滞后阶数为L；*，*，*分别表示在1%，5%和10%的显著性水平上显著。由表可以看出，模型一至四中变量GXQBSM、GXQBRS、GXGDP的系数符号均为负，而CSHSP的系数符号为正。系数显著性方面，变量GXQBRS和CSHSP的系数分别在5%和1%的显著性水平上显著，而变量GXQBSM和GXGDP的系数不显著。这一结果说明两方面的问题，一方面，中小企业的数目占全部企业数目的比重的一阶差分，就业人数占全部企业从业人数的比重，其产值占GDP的比重的一阶差分均与城乡收入差距负相关，而城市化水平与城乡收入差距正相关；另一方面，中小企业对缩小城乡收入差距的作用主要体现在其为农村剩余劳动力提供更多就业机会上，而无论是中小企业的数目还是产值并不是决定城乡收入差距的重要因素。从决定系数来看，模型一至模型四的决定系数分别为9.7%，58.8%，22.6%和91.8%，也同样说明模型二和四的拟合效果较好。虽然从Durbin-Watson统计量来看，模型一至四均超出了D.W.统计量临界值的范围，说明上述回归方程残差中仍存在自相关现象，但是从对以上四个模型残差的ADF检验结果来看，如表3-表6所示，上述四个模型的残差均不存在单位根，为平稳序列，这说明GXQBSM、GXQBRS、GXGDP和CSHSP与城乡收入差距IG之间均存在协整关系。表3 模型一误差的ADF检验结果ADF Test Statistics-256.1951% level-5.6055% level-3.69510% level-2.983表4 模型二误差的ADF检验结果ADF Test Statistics-3.1681% level-4.5835% level-3.32110% level-2.801表5 模型三误差的ADF检验结果ADF Test Statistics-1.6891% level-2.9375% level-2.00610% level-1.598表6 模型四误差的ADF检验结果ADF Test Statistics-3.0711% level-2.8865% level-1.99610% level-1.5994.3 误差修正模型为进一步研究上述中小企业变量与城乡收入差距之间的关系，我们在以上协整分析的基础上引入误差修正模型，其结果分别如式(1)-(4)所示：模型一：SRCJ = 0.046 - 5.925*2GXQBSM - 0.415*EGXQBSM(-1) (1) (0.022) (19.036) (0.238)R2=0.480；Adjusted R2=-0.219；s.e.=0.058；D.W.=3.318；LM=5.203；ARCH=0.606模型二：SRCJ = 0.041 - 0.943*GXQBRS - 0.460*EGXQBRS(-1) (2) (0.031) (1.461) (0.401)R2=0.244；Adjusted R2=-0.058；s.e.=0.063；D.W.=2.612；LM=1.325；ARCH=0.054模型三：SRCJ = 0.053 - 1.386*2GXGDP - 0.533*EIGXGDP(-1) (3) (0.031) (2.319) (0.458)R2=0.311；Adjusted R2=-0.149；s.e.=-0.073；D.W.=2.753；LM=4.156；ARCH=0.473模型四：SRCJ = 0.025 + 2.242*CSHSP - 1.050*ECSHSP(-1) (4) (0.037) (2.199) (0.413)R2=0.570；Adjusted R2=0.398；s.e.=0.048；D.W.=1.842；LM=0.267；ARCH=2.410从式(1)-(4)可以看出，各模型的系数都通过了显著性检验，且模型的误差项不存在自相关和异方差。从各个模型的误差修正项系数来看，都具有较强的反向修正作用，该项系数反映了误差修正规模自身偏离均衡误差的作用机制。从模型中的参数估计量来看，规模以下企业从业人数占全部企业从业人数的比重的变动将引起城乡收入差距的反向变动；而城市化水平的变动将引起城乡收入差距的同向变动。4.4 Granger因果关系检验利用协整检验可以得到变量之间是否存在长期的均衡关系，但在这种均衡关系中，谁作为自变量，谁是被解释变量，或者二者是否可以相互替换，这就需要利用因果分析继续进行研究。在对变量之间的因果关系进行分析时，解决此类问题的方：去通常是采用Granger因果关系检验法。Granger因果关系检验的精确定义如下：如果两个经济常量x、Y在包含过去信息条件下对Y的预测效果要好于只单独由Y的过去信息对Y的预测，即变量X有助于变量Y预测精度的改善，则称X对Y存在Granger因果性关系。下面我们用Granger Causality的因果关系检验法研究物流业规模与GDP增长之间的因果关系。表7 Granger Causality因果关系检验结果滞后期原假设观测量F统计量显著性水平2GXQBSM不是SRCJ的Granger原因60.745700.633552SRCJ不是GXQBSM的Granger原因631.8380.124342GXQBRS不是SRCJ的Granger原因70.028090.972682SRCJ不是GXQBRS的Granger原因70.271900.786222GXGDP不是SRCJ的Granger原因60.019570.980992SRCJ不是GXGDP的Granger原因61.388760.514512CSHSP不是SRCJ的Granger原因71.143240.466582SRCJ不是CSHSP的Granger原因70.918020.52137由表7中第一列是滞后年份，第二列是Granger因果关系检验的原假设，最后一列是F统计量在原假设成立时的概率显著性水平。由表7可以得出，规模以下企业数目占全部企业数目的比重的一阶差分、规模以下企业从业人数占全部企业从业人数的比重、规模以下企业产值占GDP的比重及城市化水平皆不是城乡收入差距的Granger原因；而城乡收入差距也均不是上述变量的Granger原因。该结果与前面协整分析的结果不一致，其可能的原因是本文的样本数太少，只包含了湖南省1998年-2006年9年的数据，从而导致结果可能出现不准确。5 结论和政策含义本文在基于湖南省1998年-2007年城乡收入差距、中小企业数量、规模、从业人数、城市化水平等指标数据的基础上，实证研究了中小企业发展、城市化与城乡收入差距之间的关系，主要得出以下结论：(1) 中小企业数量占全部企业数量的比重的一阶差分，中小企业产值占湖南省GDP比重的一阶差分，中小企业从业人数占全部企业从业人数的比例均与城乡收入差距存在协整关系，且三者与城乡收入差距均呈负相关，体现出中小企业发展对缩小城乡收入差距的影响。(2) 由于中小企业数量占全部企业数量的比重，中小企业产值占湖南省GDP的比重与城乡收入差距不是同阶单整的，且在协整方程中这两个指标的系数均不显著，而中小企业从业人数占全部企业从业人数的比例与城乡收入差距是同阶单整的，且回归系数显著，模型拟合效果较好，因此，我们可以推断，中小企业对缩小城乡收入差距的作用主要是通过吸收农村剩余劳动力，为他们提供就业机会的机制来实现的。(3) 本文城市化水平与城乡收入差距呈正相关，即城市化水平越高，城乡收入差距越大，这与陆铭，陈钊(2004)等人的研究结果不一致。然而正如陆铭，陈钊(2004)所指出的，虽然城市化对缩小城乡收入差距可能有积极作用，但是由于存在着一些特殊性，中国的城市化进程也可能对统计上的城乡收入差距产生一些负面影响。而改革以来，我国农村居民转为城镇居民的每一种渠道都意味着农村居民中较为富裕的居民有更大的可能性转为城镇居民，从而反而使城乡收入差距不断拉大。以上研究成果的政策含义是，为减小城乡收入差距，我们应鼓励和推动中小企业的发展，改善中小企业的发展环境，着力解决中小企业融资难题，取消针对中小企业的歧视政策，以充分发挥中小企业创造就业机会，吸收农村剩余劳动力的作用，以最终缩小我国城乡居民的收入差距。参考文献：1 张立军, 湛泳. 中国农村金融发展对城乡收入差距的影响基于1978-2004年数据的检验J. 2006, (5): 34-39.2 李实, 岳希明. 中国城乡收入差距调查J. 财经, 2004, (3).3 林毅夫, 刘培林. 中国的经济发展战略与地区收入差距J. 经济研究, 2003, (3): 19-26.4 蔡昉, 杨涛. 城乡收入差距的政治经济学J. 中国社会科学, 2000, (4).5 蔡继明. 中国城乡比较生产力与相对收入差距J. 经济研究, 1998, (1).6 李实, 赵人伟. 中国居民收入分配再研究J. 经济研究, 1999, (4): 3-17.7 Shi Xinzheng. 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Here are the main findings: in the long run, there is a co-integration relationship between the first difference of the proportion of the number of SMEs to the total number of enterprises, the first difference of the proportion of the output value of SMEs to the GDP in Hunan, the ratio of the number of employees in SMEs to the total number of employees in all enterprises, the level of urbanization and the urban-rural income gap. The main factors to impact the urban-rural income gap are the ratio of the number of employees in SMEs to the total number of employees in all enterprises and the level of urbanization, which have a positive and negative impact to the urban-rural income gap respectively. Such empirical results show that urbanization will not necessarily reduce the