在计量模型的估计中，二元税负系数同城乡劳均负担人口比存在严重的多重共线性问题。为了消除多重共线性的影响，本书首先对各变量进行一次差分，然后将式5.4.1进一步分为方程一和方程二分别进行估计。其最终估计结果可见表5.4.3。

在表5.4.3中，方程一和方程二的拟合优度都相对较高，其调整后的可决系数均达到了0.61的水平，所有回归系数均具有统计上的显著性，DW检验和序列相关检验表明两个方程均消除了自相关及序列相关问题，异方差检验结果表明方程也已经消除了异方差。通过上述检验结果可知，方程的整体结果还是比较满意的。

表5.4.3　城乡收入差距模型的计量估计（1978—2006年）

资料来源：根据附表3中的相关数据测算而成。
注：**表示回归系数在1％的检验水平下显著，*表示回归系数在2％的检验水平下显著，括号内数据为回归系数的t统计量。

为了验证这两个方程各变量之间是否存在长期的均衡关系，本书对这两个回归方程的残差项分别进行ADF平稳性检验。如果残差是平稳的，则表明回归方程所显示的各变量之间的长期均衡关系是可靠的。平稳性检验的具体结果如表5.4.4所示。

表5.4.4的结果显示，两个回归方程的残差项是平稳的，据此可以推断两个方程显示的城乡收入差距及其影响变量之间的长期均衡关系是稳定可靠的。方程一表明，在综合考虑市场因素和政府再分配因素的影响下，城乡收入差距主要受到这样几个变量的影响：二元税负系数、城乡分配系数、城乡劳均产出比、城市化滞后。其中，二元税负系数每变动一个单位，城乡收入差距就会反向变动0.1216个单位；城乡分配系数每变动一个单位，城乡收入差距就会随之同向变动0.3995个单位；城乡劳均产出比每变动一个单位，城乡收入差距就会同向变动0.4486个单位；城市化滞后每变动一个单位，城乡收入差距就会同向变动0.9703个单位。在这几个影响因素中，城市化滞后对城乡收入差距的影响弹性最为显著，二元税负系数的影响弹性最小。该回归结果表明，政府税收可以在一定程度上对城乡收入差距进行调节，但是在一个经济社会中，影响城乡居民收入差距的还是市场性因素。而方程二则表明，如果剔除二元税制影响，城乡收入差距其他控制变量对城乡收入差距的影响弹性均出现变大的趋势。同二元税负系数对城乡收入差距的影响弹性相比，城乡劳动力人均负担人口状况对城乡收入差距的影响弹性更大，达到了-0.5818，即城乡人口负担比每变动一个单位，城乡收入差距就会反向变动0.5818个单位，反之则反是。

表5.4.4　对表5.4.3中两个方程残差项进行ADF检验的结果(www.daowen.com)

资料来源：根据附表3中的相关数据测算而成。

为了考察城乡收入差距同各个变量之间的短期关系，本书同上述两个方程相对应，分别建立其相应的误差修正方程，其具体结果如表5.4.5所示。该表表明，误差修正模型的回归系数除了方程一中二元税负系数的一阶滞后项呈现弱显著性以外，其他各项系数均不具备显著性，这也就意味着短期内只有政府的税收政策会对城乡收入差距产生影响，但整体上来看，城乡收入差距各影响变量在短期内不存在均衡关系。

综合以上估计结果可以看出，在考虑影响城乡收入差距的市场因素之后，长期内以二元税负系数表示的城乡二元税制仍然对城乡收入差距产生反向影响，而短期内则会对城乡收入差距产生正向的影响作用。上述情况表明，无论长期还是短期内，政府税收对城乡差距会产生一定程度的影响，这种影响虽然不如市场因素产生的调节作用大，但毕竟会产生影响，因此在城乡利益关系的调节上，应当重视政府税收的作用，通过进一步改变城乡分治的二元税制格局来实现城乡收入分配的和谐。

表5.4.5　城乡收入差距及其影响变量的误差修正模型估计（1978—2006年）

资料来源：根据附表3中的相关数据测算而成。
注：*表示回归系数在10％的检验水平下显著，括号内数据为回归系数的t统计量。