我国城乡劳动力市场一体化就业结构优化效应的实证分析

我国城乡劳动力市场一体化就业结构优化效应的实证分析

当前城乡就业与农民增收问题仍是关系我国能否实现“保增长、调结构、扩内需”的重大现实问题，也是制约中国“保民生、保稳定、促发展”的长远战略问题。经济理论与实践均表明，统筹城乡经济社会发展、推进城乡劳动力市场一体化应是我国解决“三农”问题、优化人力资源配置（就业）结构、缩小城乡居民收入差距的有效途径，也是加速工业化和城镇化进程的关键，对我国全面建设小康社会、构建社会主义和谐社会、实现全面协调可持续发展具有重大的战略价值。第一节横向分析：基于2009年31个省级地区城乡居民收入差距与就业结构演化数据的关联性研究本节通过运用SPSS统计软件，根据2009年底我国31个地区（省、自治区、直辖市）的横截面相关统计数据，采用多元回归分析的计量经济模型对宏观上影响我国区域城乡劳动力市场一体化发展水平的主要就业结构因素进行定量的实证分析，以城乡居民收入差距与三次产业就业结构水平之间的相关性程度来探寻各区域城乡劳动力市场一体化的就业结构优化效应及其演化规律。一计量分析指标与数据的选取为了定量反映我国就业结构演化因素对城乡经济社会一体化发展程度的影响，这里以我国省级地区的年度相关统计数据为基础，通过建立计量经济模型进行相关分析和多元回归分析。根据相关经济理论，选择并界定以下一些具体的量化指标：（一）因变量（被解释变量）选择“城乡居民收入差距系数（IG=1-IR/IU）”作为因变量，代表城乡居民平均收入的相对差距水平，它的变化一般能真实反映出一个地区城乡经济社会（劳动力市场）一体化发展的程度，因为城乡经济社会（劳动力市场）一体化发展程度越高，城乡各种资源要素流动越自由，配置结构就越均衡和优化，在市场利益机制自动调节下城乡居民人均收入差距会趋于缩小。其中，IR为农民人均纯收入，IU为城镇居民人均可支配收入；当IG＞0.5时，表示城乡处于二元结构状态，0.2＜IG≤0.5时，表示城乡由二元结构状态向城乡一体化过渡时期，当IG≤0.2时，表示基本完成城乡一体化[1]。（二）自变量（解释变量或预测变量）即可能影响城乡居民收入差距程度的人力资源配置（就业）结构性因素，分别用“第一产业的就业结构偏离度（SD1=VP1/EP1-1）”“第二产业的就业结构偏离度（SD2=VP2/EP2-1）”“第三产业的就业结构偏离度（SD3=VP3/EP3-1）”代表各产业人力资源配置的就业结构水平，它们的变化一般能真实反映出一个地区城乡不同产业劳动力就业的产出效率以及产业结构与就业结构之间的均衡化程度即资源配置水平，就业结构偏离度的绝对值越大，人力资源配置越不合理。其中，VP为产业增加值占GDP比重，EP为产业就业人员比重；当SD=0时，表示该产业的产业结构与就业结构处于均衡协调（合理化）状态，资源得到最优配置，当SD＜0时，表示该产业存在隐性失业（劳动力过剩，应转移出去），当SD＞0时，表示该产业存在就业不足（需吸纳更多的劳动力就业）[2]。以上指标变量的样本数据来自于《中国统计年鉴2010》中2009年底31个省、自治区和直辖市相关统计指标的横截面数据（见表5-1和表5-2）[3]，经过相应的系数和偏离度处理，得到如下城乡居民收入差距系数与三次产业就业结构偏离度的数据（见表5-3和图5-1）及其各变量的描述性统计量（见表5-4）。表5-12009年我国各地区的城乡居民收入水平与相对差距续表表5-22009年我国各地区的三次产业增加值比重与就业人员比重续表续表表5-32009年我国各地区的城乡居民收入差距系数与三次产业就业结构偏离度续表图5-12009年中国各地区城乡居民收入差距系数和三次产业就业结构偏离度表5-42009年我国各地区相关变量的描述性统计量二相关分析运用SPSS统计软件对城乡居民收入差距系数（IG）与第一产业就业结构偏离度（SD1）、第二产业就业结构偏离度（SD2）和第三产业就业结构偏离度（SD3）进行简单的相关关系（PearsonCorrelation）分析，输出结果见表5-5。表5-5各地区城乡居民收入差距系数与就业结构偏离度的相关系数由表5-5的相关系数大小可以看出：①第二产业就业结构偏离度、第三产业就业结构偏离度2个变量与城乡居民收入差距系数中度正相关，表明二、三产业就业结构偏离度越高的地区，非农产业劳动力就业的产出效率越高，该产业存在的就业不足程度越大（需吸纳更多的劳动力就业），产业结构与就业结构之间的均衡化程度即人力资源配置水平越不合理，反映了农业劳动力向更高生产效率的城镇非农产业转移就业的障碍越大，从而在相当程度上导致城乡居民人均收入的差距扩大；②第一产业就业结构偏离度与城乡居民收入差距系数轻微正相关，接近零相关，表明各地区第一产业就业结构偏离度的变化并不具备较强的农民增收效应，从而不太可能改变城乡居民人均收入的差距。再对相关关系进行检验，可以发现：城乡居民收入差距系数与第一产业就业结构偏离度的相关关系检验的t统计量的显著性概率为0.911（远大于0.05，故在0.05的显著性水平上不能拒绝零假设），即相关关系不显著，这可能是由于当前各地区城乡二元结构体制下农业劳动力转移不畅和增收乏力的缘故；而与第二产业、第三产业就业结构偏离度的相关关系检验的t统计量的显著性概率均小于或等于0.01，故在0.01的显著性水平上拒绝零假设，即相关系数不为零，说明城乡居民收入差距系数与这2个变量都有很显著的相关关系。三回归分析为进一步研究各地区城乡居民收入差距是否可以用上述3个人力资源配置（就业）结构性因素来说明以及各变量的解释程度，可通过运用SPSS统计软件，进行探索建立“城乡居民收入差距系数”对“第一产业就业结构偏离度”等3个自变量的多元线性回归模型：IG=B0+B1SD1+B2SD2+B3SD3+μ（5.1）其中，IG代表“城乡居民收入差距系数”，SD1、SD2、SD3分别代表“第一产业就业结构偏离度、第二产业就业结构偏离度、第三产业就业结构偏离度”，B0为待估计的常数，B1、B2、B3为待估计的回归系数（SD对IG的边际贡献率），μ为随机干扰项（期望值为0）。通过采取前后向结合的逐步回归法（Stepwise），即逐步添加显著性变量和剔除非显著性变量，对上述理论模型进行逐步回归（输出结果见表5-6～表5-9、图5-2～图5-5），得到如下多元线性回归方程：IG=0.596+0.05SD2+0.126SD3（5.2）表5-6模型总体参数（ModelSummaryc）表5-7回归方差分析（ANOVAc）表5-8回归系数（Coefficientsa）续表表5-9被剔除的变量（ExcludedVariablesc）图5-2回归标准残差图图5-3散点图图5-4IG-SD2偏回归图图5-5IG-SD3偏回归图四模型的检验及其结果分析（一）总体回归效果的显著性检验表5-6给出了逐步回归过程的2个模型，从中可以看到回归的标准误差Se（未解释标准差Std.ErroroftheEstimate）在逐步回归过程中从0.04360减少到0.04017，复相关系数R、决定系数R2（RSquare）调整的决定系数（AdjustedRSquare）则分别从0.697、0.485和0.468提高到0.760、0.578和0.548，越来越接近1，表明模型总体的线性相关程度和回归拟合程度均不低，且随着显著性变量的增加而提高，说明了“第二产业就业结构偏离度SD2”与“第三产业就业结构偏离度SD3”可以解释“城乡居民收入差距系数IG”的57.8%，总体回归效果较好。从表5-7也可以看到，回归平方和（RegressionSumofSquares）在逐步回归过程中从0.052增大到0.062，反映随着逐步回归中模型的改进，已解释变差越来越大；同时模型的F统计值的显著性概率（Sig.）为0.000，都小于显著性水平0.01，即通过总体显著性F检验，也说明模型的总体回归效果是显著的。（二）模型的参数显著性检验从参数显著性T检验来看，表5-8给出了逐步回归过程中变量增加的情况，第一个模型的常数项Constant和解释变量SD2的t统计值的显著性概率（Sig.）为0.000，小于显著性水平0.01，说明在0.01的水平上显著异于0（即在99%的置信度上与0有显著性差异），通过显著性检验；第二个模型的常数项Constant和解释变量SD2、SD3的t统计值的显著性概率分别为0.000、0.000和0.019，在0.01和0.05的水平上显著异于0（即分别在99%和95%的置信度上与0有显著性差异），也通过显著性检验。这表明“第二产业就业结构偏离度SD2”和“第三产业就业结构偏离度SD3”两个变量都可以作为解释变量存在于模型中，用来解释城乡居民收入差距系数IG的变化。而表5-9（被剔除的变量）反映了两个模型中未通过显著性检验的变量。模型1中“第一产业就业结构偏离度SD1”的t统计值的显著性概率（0.586）远大于0.05，“第三产业就业结构偏离度SD3”的t统计值的显著性概率（0.019）略大于0.01；而模型2中“第一产业就业结构偏离度SD1”的t统计值的显著性概率（0.442）仍远大于0.05，这表明SD1的系数与0没有显著性差异，不能通过参数显著性检验，也就是说“第一产业就业结构偏离度SD1”这个变量在统计上并不能用来解释城乡居民收入差距系数IG的变化，因而被剔出模型。（三）各变量对区域城乡居民收入差距的解释程度分析根据各解释变量在逐步回归过程中进入模型的先后顺序和决定系数R2，还可以进一步分析影响区域城乡居民收入差距的主要就业结构性因素及各变量的影响程度。从表5-6可以看到，第一步回归的结果是变量“第二产业就业结构偏离度SD2”首先进入模型，表明该变量对城乡居民收入差距系数IG的影响最大，可以解释城乡居民收入差距系数IG的48.5%；第二步回归的结果则表明，“第三产业就业结构偏离度SD3”后进入模型，与“第二产业就业结构偏离度SD2”一起可以解释城乡居民收入差距系数IG的57.8%。由此可见，第二产业就业结构偏离度是影响城乡居民城乡收入差距的最主要原因（首要就业结构性因素），第三产业就业结构偏离度则是次要影响因素[4]。（四）多元线性回归基本问题（多重共线性、序列相关）（1）严重的多重共线性问题会使多元线性回归分析失效，必须加以解决处理。这里由于采用前后向结合的逐步回归分析法来构建模型，在回归过程中逐步添加显著性变量和剔除非显著性变量，从而使得参数估计值和相关的t统计量没有出现异常，而且各解释变量的方差扩大因子VIF的数值并不大，模型1的VIF值为1.000，模型2的VIF值为1.214（见表5-8），均小于10，因此可以说模型基本上克服了严重的多重共线性问题。（2）误差序列相关问题可通过DW统计量的值来解释，该模型的DW值为1.455，接近2，可以判断基本上不存在一阶序列相关性。（五）模型的经济学检验与偏相关分析这主要是考察解释变量SD与被解释变量IG的相关性是否与主流经济学理论相一致，是否符合经济发展的客观规律。（1）根据一般经济理论，第一产业就业结构偏离度提高（从负值向零值靠拢，绝对值变小）说明第一产业的增加值相对增加，或者第一产业的就业人数相对减少，对农村经济发展和农民增收可能起到促进作用，因而有可能缩小城乡居民收入差距。从模型的分析结果来看，“第一产业就业结构偏离度SD1”的t统计值的显著性概率0.442远大于0.05的显著性水平，剔除（或控制）了其他变量影响的偏相关系数（PartialCorrelation）为-0.148，说明可能由于我国各地区城乡二元结构体制下农业劳动力转移就业不畅和增收乏力的缘故，使得城乡居民收入差距系数与第一产业就业结构偏离度的相关关系比较弱且不显著，从而被剔除出模型。（2）第二产业是当前我国各地经济发展的中坚力量。尤其是改革开放后各地区实施的一系列促进工业经济发展的政策，极大地提高了城镇居民的收入，而工业的发展是以农业的滞后为代价的，因此第二产业就业结构偏离度的提高很大程度上会导致城乡居民收入差距的扩大。从模型回归分析的结果来看，“第二产业就业结构偏离度SD2”与“城乡居民收入差距系数IG”的零阶相关系数（Zero-order即简单相关系数）为0.697，反映了SD2与IG之间成同向变动的正相关关系，SD2的回归系数为0.05，剔除了其他变量影响的偏相关系数（Partial）为0.614，都表明SD2与IG中度正相关，变动方向相同；并且在其他因素不变的条件下，第二产业就业结构偏离度每提高（降低）1个单位，就有可能使城乡居民收入差距系数上升（降低）0.05个单位，显示了可以通过提高第二产业就业比重来加速工业化进程达到缩小城乡收入差距的重要影响。（3）第三产业是我国经济发展的新兴主导力量。近些年来，随着经济的转型，我国越来越重视第三产业的发展，所以第三产业就业结构偏离度的变化对城乡收入差距的影响不容忽视。从模型回归分析的结果来看，“第三产业就业结构偏离度SD3”的回归系数为0.126，相应的零阶相关系数为0.569，偏相关系数为0.425，都表明SD3与IG同方向变动（正相关），并且在其他因素不变的条件下第三产业就业结构偏离度SD3每提高（下降）1个单位就有可能使城乡居民收入差距系数上升（缩小）0.126，显示了提高第三产业就业比重以加速城镇化和发展现代服务业对缩小城乡收入差距具有明显的推动作用。计量结果基本符合一般经济发展的理论和实际，即随着工业化和城镇化进程，农村劳动力不断从农业向非农产业和城镇转移，第一产业就业比重下降，农民人均收入提升，而非农产业就业比重增加，第二产业和第三产业的就业结构偏离度变小，从而在一定程度上缩小了城乡居民平均收入差距。五实证分析的结论上述实证研究表明，我国各地区的城乡一体化发展（城乡居民收入差距）与各产业人力资源配置（就业）结构之间具有密切的相关性，区域产业劳动力就业结构的优化调整对区域城乡劳动力市场的一体化发展能够起到显著的影响；大力增加各地区第二产业和第三产业等非农产业的就业有助于降低就业结构偏离度，优化产业就业结构，缩小城乡居民收入差距。第二节纵向分析：基于1978～2009年我国城乡居民收入差距与就业结构演化数据的关系研究改革开放至今三十余年，我国经济社会发展取得了巨大的成就，经济总量已达到世界第二，人民生活总体上达到小康水平，但同时作为发展中国家的地位尚未根本改变，人均资源占有量与发达国家平均水平相比还有较大差距，劳动就业、收入分配、城乡差距等各种结构性问题也日益凸显。近年来在我国加快经济转型、实现科学发展背景下，改革收入分配和优化就业结构等议题已成为国内城乡一体化研究的热点。在城乡收入差距研究方面，吴三忙和李树民（2007）对中国经济高速增长过程中的城乡收入差距演化问题进行了研究。他们认为，改革开放以来我国城乡收入差距扩大具有全国普遍性，即东、中、西部地区都存在城乡收入差距扩大问题；同时中国城乡收入差距演化经历了四个阶段，呈现“X”走势（即：1978～1985年城乡收入差距缩小；1986～1991年城乡收入差距扩大；1992～1998年城乡收入差距缩减；收入1999年至今城乡收入差距重新扩大），而缩小城乡收入差距的关键是进行农村制度创新和避免形成新的工农业产品价格剪刀差[5]。孙林华和付金沐（2009）则通过对1980～2007年间我国城镇居民人均可支配收入、农村居民人均纯收入及收入差距相关关系的数学反演，认为城乡收入差距扩大会加重城镇失业，并推算出2020～2021年我国城乡居民收入的相对差距可能会由扩大向缩小转变[6]。而侯风云等（2009）借鉴贝克尔的“家庭收入不平等及世代之间的变动性”理论，构造了一个城乡收入不平等及其动态演化模型，从要素投入的角度，将物质资本、人力资本和政府投入作为基本变量来分析我国城乡收入差距产生及其动态演变的理论机制。他们的研究结果表明：转变传统城乡不平衡发展战略，政府加大对农村的人力资本投资，并辅之以必要的农村基础设施和软环境建设，将会显著提高当期的农村人均收入，并通过逐期传递，增加以后各期的农民收入，从而可以有效缩小我国城乡收入差距[7]。在就业结构研究方面，陈桢（2007）结合一般经验和国际比较，对比较劳动生产率、结构偏离度进行了实证分析。其研究结果表明，我国产业结构与就业结构的关系处于失衡状态，就业结构变动明显滞后于产业结构变动，而且劳动力的产业转移具有超越第二产业、直接向第三产业转移的特征；二者失衡的原因在于发展战略与经济政策、投资与消费关系的失衡以及技术进步的影响[8]。邵晓和任保平（2009）则通过考察新中国成立以来产业结构、就业结构和需求结构变迁的历史，分析了经济结构中存在的偏差。他们认为，我国的产业结构有优化趋势，但农业与非农业之间的劳动生产率反差愈发严重，需求结构也呈现投资需求比重不断增加的偏差；这些结构偏差的形成，一方面与新中国成立以来片面的工业化建设思路有关，另一方面也与经济发展阶段有关；结构偏差在短期内虽然不会对经济增长速度构成影响，但最终会影响经济增长质量的提高；而纠正结构偏差，提高国民经济素质，则要求转化机制，消除制度性约束，放开要素流动的限制，提高人力资本，发展科学技术，鼓励自主创新，调节收入分配[9]。而刘仙梅（2010）对国内外产业结构与就业结构之间关系的理论研究进行了综述（如配第-克拉克定理、库兹涅茨定理、刘易斯和拉尼斯-费的农村剩余劳动力流动模型、钱纳里-塞尔奎因就业结构转换滞后理论等），并总结了国内学者研究产业结构与就业结构变动特征的主要方法[10]。一般经济理论与实践也表明，统筹城乡就业、优化就业结构应是中国解决“三农”问题、缩小城乡收入差距的有效途径，也是加速工业化与城镇化进程的关键，对我国全面建设小康社会、构建社会主义和谐社会、实现科学发展具有重大的战略价值。但我国特殊制度变迁背景下城乡收入差距演化与就业结构转化之间在实践中究竟有着怎样的关系？变动方向与程度又如何？国内外至今仍缺乏对此进行相关实证研究的文献。因此，本节基于我国1978～2009年相关统计指标的时间序列数据，运用协整分析和格兰杰因果关系检验等计量经济方法对城乡收入差距系数与产业就业结构偏离度两个变量之间的关系进行定量的实证分析，以探明改革开放30多年来中国城乡收入差距演化与就业结构转化的关联性及其发展规律，从而揭示出城乡劳动力市场一体化的就业结构优化效应，为加快推进我国城乡一体化发展提供一些有益的政策参考。一指标数据的选取及其演化特征（一）样本指标的选取为了定量反映我国城乡收入差距演化与就业结构转化的相互关系，这里以我国相关统计指标32年的时间序列数据为基础，通过建立计量经济模型进行协整分析和因果关系分析。与前面的横向分析一样，本节根据相关经济理论，选择并界定以下具体的量化指标：（1）城乡收入差距的演化状态可以用变量“城乡居民收入差距系数IG”来代表，系数越大，反映了城乡一体化实现水平越低，其中，IG=1－IR/IU，IR为农民人均纯收入，IU为城镇居民人均可支配收入。通常认为，当IG＞0.5时，表示农民收入不到城镇居民收入的一半，城乡收入差距较大，城乡处于二元结构状态；当0.2＜IG≤0.5时，表示农民收入达到城镇居民收入一半以上，城乡居民收入差距不大，城乡处于由二元结构状态向一体化过渡时期；当IG≤0.2时，表示农民收入接近城镇居民收入，城乡居民收入差距较小，基本完成城乡一体化[11]。（2）就业结构的转化状态可以用“三次产业的就业结构偏离度SD”来代表，反映了各产业结构与就业结构的不对称程度（优化程度的反向指标）。其中，SD=VP/EP－1，VP为产业增加值占GDP比重，EP为产业就业人员比重。一般认为，当SD=0时，表示该产业的增加值比重等于就业人员比重，产业结构与就业结构处于均衡协调的合理化状态，结构效益最佳，资源得到最优配置；当SD＜0时（负偏离），表示该产业的增加值比重小于就业人员比重，存在隐性失业（即劳动力过剩，应转移出去）；当SD＞0时（正偏离），表示该产业的增加值比重大于就业人员比重，存在就业不足（即需吸纳更多的劳动力就业）[12]。产业之间的就业结构偏离度越大，劳动力在产业间转移的动力和可能性也就越大。（二）数据来源及其演化特征以上指标变量的样本数据来自于课题组对《中国统计年鉴2010》中1978～2009年我国32年相关统计指标时间序列数据的计算（见表5-10）[13]。所有变量的描述性统计量和变动趋势图分别见表5-11和图5-6。表5-101978～2009年中国城乡居民收入差距系数和三次产业就业结构偏离度续表表5-111978～2009年相关变量的描述性统计量图5-61978～2009年中国城乡居民收入差距系数和三次产业就业结构偏离度从上述数据的变化来看，改革开放以来我国城乡收入差距演化和就业结构转化呈现以下基本特征：（1）我国城乡居民收入差距在1978～1983年、1995～1997年等少数年份有所缩小，二元性特征弱化，其主要原因可能是农业与农村经济得到快速发展，农民收入增加较快，城乡二元结构矛盾在一定程度上得到缓解；而在其他多数年份，城乡居民收入差距基本上连续缓慢扩大，二元性特征强化，其主要原因可能是改革重心长期偏向于城市与城镇的经济社会管理体制方面，从而引致城镇区域经济连续多年高速增长，在城市偏向性政策支持下城镇居民收入增加较快，城乡二元经济结构特征重新凸显，三农问题和城乡矛盾日益突出。另外，1982～1985年间的城乡居民收入差距系数IG值小于但接近0.5，表明这4年城乡收入差距并不大，城乡处于由二元结构状态向一体化开始过渡转化时期；其他28年的城乡居民收入差距系数IG值都大于0.5且近几年上升至约0.7，表明城乡收入差距较大，城乡仍处于二元结构状态并有恶化趋势[14]。（2）我国就业结构的转化特征则在不同产业间有所差异。第一产业就业结构偏离度SD1值始终小于0，表明第一产业的增加值比重小于就业人员比重，比较劳动生产率过低，长期存在隐性失业，即农业劳动力过剩，还需转移出去；1978～1984年改革初期，农村生产力得到释放从而第一产业就业结构有所改善（SD1绝对值变小），但之后由于户籍、社保、教育等城乡分割制度及城市偏向性政策实施的效应，城镇化进程滞后且水平很低，农村劳动力向城镇非农产业转移速度相对较慢，就业结构状态基本上呈现出合理化程度持续缓慢下降即恶化的趋势（SD1绝对值上升，偏离度从1992年起至今仍比1978年0.60的水平大）。而第二产业就业结构偏离度SD2值始终大于0，表明第二产业的增加值比重大于就业人员比重，比较劳动生产率相对较高，在工业化快速发展的初中期阶段长期存在就业不足，有较大空间吸纳更多的劳动力就业；其中在1978～1990年期间SD2值从1.7688的严重不合理水平迅速下降到0.9299的相对不合理水平（第二产业就业结构得到调整升级），1991～2005年期间SD2值则稳定在0.95～1.13的相对不合理水平（第二产业就业结构基本固化），2006～2009年短期内SD2值则从0.9008快速下降到0.6655的相对合理水平（由于市场化、工业化和城镇化进程明显加快，第二产业就业结构进一步优化，但仍有调整优化空间）。第三产业就业结构偏离度SD3值也始终大于0，表明第三产业的增加值比重大于就业人员比重，比较劳动生产率也相对较高（但比第二产业低），结构合理化程度相对第一产业和第二产业而言最高，在经济迅速发展过程中由于自身产业发展水平较低仍长期存在就业不足，还有潜力吸纳更多的劳动力就业；另外，SD3的波动幅度相对较大，如在1978～1992年期间SD3值从0.9590下降到0.7576的相对不合理水平（还劣于第一产业就业结构），1993～2009年期间则在0.3～0.4上下波动，近5年低于0.3，合理化程度趋高（明显优于第一产业和第二产业就业结构），当前由于统筹城乡发展政策开始落实和城镇化进程加速，就业吸纳能力强的中小企业不断壮大，以现代服务业为支柱的第三产业将得到快速发展，其就业结构也将得到进一步优化升级。二协整分析（一）变量的平稳性检验为解决由于时间序列变量不平稳导致的“伪回归”问题，可以运用ADF（扩展的迪奇-福勒）单位根检验法来检验时间序列变量的平稳性（含常数项但是不含趋势项），滞后期根据SC准则来确定。ADF检验的判断依据是：如果ADF统计量检验值的绝对值大于一定显著性水平下临界值的绝对值，则该变量为平稳的序列，反之则为非平稳。通过Eviews6.0计量经济软件，IG、SD1、SD2和SD3等时间序列变量的平稳性检验结果见表5-12。表5-12IG、SD1、SD2和SD3序列的ADF平稳性检验由表5-12可知，序列IG、SD1、SD2和SD3都是非平稳的，但是在5%的显著性水平下（即置信度为95%），经过一阶差分后的序列ΔIG、ΔSD1、ΔSD2和ΔSD3都为平稳序列，即IG～I（1），SD1～I（1），SD2～I（1），SD3～I（1）。（二）协整检验如果变量的一阶差分序列是平稳的，而这些变量之间存在着某种平稳的线性组合，则可以认定这些变量之间存在着协整关系（反映变量之间的一种长期稳定的均衡状态）。经过上述对变量IG、SD1、SD2和SD3序列的平稳性检验可知，它们的一阶差分序列是平稳的，满足了进行协整检验的前提条件。我们分别对时间序列变量IG与SD1、IG与SD2、IG与SD3进行OLS普通最小二乘法回归（以IG为自变量），生成回归方程估计残差序列et，然后对et进行单位根检验，看其是否平稳，如果平稳，则时间序列变量的协整关系成立。通过采用恩格尔-格兰杰（EG）两步法对相关时间序列变量进行协整检验。（1）进行协整回归。结果如下：（2）对残差进行单位根检验。结果如下：从上述分析中可以发现，在5%的显著性水平下，（5.6）式中的ADF统计量检验值小于临界值，因而接受残差et为平稳的备择假设，即序列变量SD1与IG之间存在着协整关系，协整向量是（1，1.036513）′。尽管变量SD1和IG具有一次非平稳性，但它们之间的特定线性组合êt=SD1+1.036513IG却是平稳的，即表明SD1和IG存在长期稳定的均衡关系。而在10%的显著性水平下，（5.7）式和（5.8）式中的ADF统计量检验值小于临界值，即SD2与IG序列以及SD3与IG序列存在协整关系，表明序列变量SD2与IG之间以及SD3与IG之间存在长期稳定的均衡关系。从协整回归方程可以得出：1978～2009年，中国城乡收入差距系数IG与三次产业就业结构偏离度SD存在长期的协整关系，城乡收入差距系数IG每上升0.1，三次产业就业结构偏离度SD1、SD2、SD3分别下降0.1036513、0.1199830、0.1530154；从长期来看，我国城乡收入差距演化与就业结构转化之间确实存在着重要的反向关联性。三因果关系分析上述协整分析表明，我国城乡收入差距演化与就业结构转化之间存在着长期稳定的均衡关系，但并不能确定城乡收入差距演化与就业结构转化之间是否存在因果关系。为解决这个问题，本书采用格兰杰（Granger）因果关系检验法来进行分析：如果变量Y对Y的若干期滞后和X的若干期滞后的回归效果要好于只对Y的若干期滞后的回归，则X被称为Y的格兰杰原因（XGrangercausesY），否则称为非格兰杰原因（XdoesnotGrangercausesY）。[15]虽然城乡收入差距系数IG与三次产业就业结构偏离度SD为非平稳时间序列，但由于二者之间存在一个协整关系，根据相关原理无须采用它们的差分形式来进行格兰杰检验，因而可以选择不同的滞后阶数（滞后期），分别利用两个序列直接进行格兰杰因果关系检验。检验结果如下：（一）SD1与IG的格兰杰因果关系检验第一产业就业结构偏离度SD1与城乡收入差距系数IG的格兰杰因果关系检验结果见表5-13。表5-13SD1与IG的格兰杰因果关系检验由表5-13可知，当滞后期为1、2、3时，均拒绝SD1不是IG格兰杰原因的原假设，即SD1是IG的格兰杰原因，表明中国第一产业就业结构偏离度SD1长短期内都能够影响城乡收入差距系数IG。而当滞后期为1时，拒绝IG不是SD1格兰杰原因的原假设；当滞后期为2、3时，则接受IG不是SD1的格兰杰原因的原假设，即短期内IG是SD1的格兰杰原因，但长期不是，表明中国城乡收入差距系数IG仅在短期内能够影响第一产业就业结构偏离度SD1（短期内IG与SD1为双向因果关系）。（二）SD2与IG的格