□郭 琳劉永合

投資傾斜與城鄉(xiāng)收入差距

□郭 琳1劉永合2

全社會固定資產(chǎn)投資(FAI)在城鄉(xiāng)之間的傾斜程度不同,會對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生不同的影響。通過協(xié)整關系檢驗和格蘭杰因果檢驗并建立誤差修正模型,本文討論了1981-2007年中國FAI向城鎮(zhèn)而非農(nóng)村的傾斜對城鄉(xiāng)收入差距的影響。認為投資向城鎮(zhèn)的傾斜導致了城鄉(xiāng)收入差距的拉大,而如果轉向傾斜農(nóng)村會縮小收入差距,但是存在滯后效應,滯后兩年影響最顯著。因此應早日加大向農(nóng)村的固定資產(chǎn)投資,以縮小城鄉(xiāng)收入差距,實現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展。

固定資產(chǎn)投資;城鄉(xiāng);收入差距

一、引言

2008年以來在全球爆發(fā)的金融危機和經(jīng)濟危機也給我國的經(jīng)濟增長和社會發(fā)展蒙上了一層陰影。在拉動經(jīng)濟增長的三架馬車投資、消費、出口中,出口的減速已成必然,消費者信心指數(shù)也越來越低,由此促使了國家通過加大全社會固定資產(chǎn)投資的決心和行動。國家旋即于2008年11月宣布出臺4萬億元的總投資策略,來拉升經(jīng)濟增長。但是,依靠大規(guī)模投資來拉動的經(jīng)濟增長,如果投資投向管理不好,就可能造成城鄉(xiāng)收入差距的拉大,從而不利于城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展和和諧社會的均衡。

增加農(nóng)民收入,縮小城鄉(xiāng)差距一直是黨和政府最為關心的話題之一。1990年末以來,國家一直強調(diào)通過啟動農(nóng)村市場、增加農(nóng)民消費來擴大內(nèi)需的方針。而為了啟動消費(國內(nèi)需求)、尤其是廣大農(nóng)民的消費,國家更是自2004年以來(時隔18年之后),中央一號文件連續(xù)5年以“三農(nóng)”為主題,在改革開放30周年之際,中央政府更是把十七屆三中全會的主題直指三農(nóng)問題,并審議通過了《中共中央關于推進農(nóng)村改革發(fā)展若干重大問題的決定》,為解決農(nóng)民增收,縮小城鄉(xiāng)差距帶來了前所未有的機遇。由此看來,促進農(nóng)民增收、適當縮小城鄉(xiāng)收入差距、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展問題在長期內(nèi)關系到三農(nóng)問題的根本解決和和諧社會的建設,在近期則關系到宏觀經(jīng)濟的快速平穩(wěn)增長。因此也可以看出十七大報告首次明確提出“以促進農(nóng)民增收為核心”的重大前瞻性和全局意義。

【作者單位】1.中國人民大學人口與發(fā)展研究中心,北京,100872;2.中國人民銀行西寧中心支行,青海西寧,810001

國家“促進農(nóng)民增收,統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展”的決心不可謂不大,社會固定資產(chǎn)投資作為促進生產(chǎn)發(fā)展的四大要素之一,也是促進農(nóng)村地區(qū)發(fā)展并增加農(nóng)民增收的一個重要因素。在“以工促農(nóng)、以城帶鄉(xiāng)的發(fā)展階段”,相信社會固定資產(chǎn)投資的比重會越來越向農(nóng)村傾斜,但是其效果如何,社會固定資產(chǎn)投資在城鄉(xiāng)之間的分配如何影響到農(nóng)民的增收以及城鄉(xiāng)收入差距的縮小?本文即主要探討這個問題。

二、有關資本積累和城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展的理論探討

劉易斯創(chuàng)立的二元經(jīng)濟模型和哈里斯-托達羅模型都非常注重資本積累在勞動力轉移和工業(yè)擴張中的作用。劉易斯二元經(jīng)濟理論認為經(jīng)濟發(fā)展的中心事實是迅速的資本積累(包括使用資本的知識和技術),而城鄉(xiāng)二元結構的出現(xiàn)正是城鄉(xiāng)資本積累的巨大差異造成的。在發(fā)展的早期二元經(jīng)濟中傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門為非資本主義部門代表,維持著基本生存需要而無法進行資本積累,但是現(xiàn)代工業(yè)部門大量使用的是諸如廠房、設備等再生性生產(chǎn)資源,其規(guī)模隨著生產(chǎn)的發(fā)展和資本積累不斷擴大,這導致現(xiàn)代經(jīng)濟內(nèi)部就業(yè)人口將擁有越來越多的生產(chǎn)資源并與之相互作用。也就意味著城鄉(xiāng)經(jīng)濟二元結構的快速拉大。因此只有不斷把農(nóng)業(yè)剩余勞動力轉移到城鎮(zhèn)部門,然后逐漸提高農(nóng)村從業(yè)者的工資和收入,然后逐步形成農(nóng)村經(jīng)濟的資本積累機制,才能夠逐步縮小收入差距,實現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展。對于資本相對稀缺、而勞動力相對豐富的發(fā)展中國家而言,劉易斯模型給我們政策上的啟示是要繼續(xù)把資本積累和投資向城市現(xiàn)代經(jīng)濟傾斜,并實現(xiàn)勞動力要素向城市的自由流動,最終實現(xiàn)城鄉(xiāng)的一體化發(fā)展。

但是劉易斯模型最常被提到的問題就是對城市失業(yè)問題的忽視,而哈里斯-托達羅模型則通過引入城市就業(yè)概率的概念把城市失業(yè)考慮了進來,認為一個農(nóng)村勞動力是否遷入城市不僅取決于城鄉(xiāng)實際收入差異,而且還決定于城市就業(yè)概率或失業(yè)率。他解釋了傳統(tǒng)人口流動模型不能解釋的傳統(tǒng)發(fā)展中國家農(nóng)村勞動力人口流動與城市失業(yè)現(xiàn)象并存的問題。建議在控制城市工資增長的同時,通過發(fā)展農(nóng)業(yè)和農(nóng)村工業(yè),就地解決農(nóng)業(yè)剩余勞動力問題,實現(xiàn)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展。因此,如果物質(zhì)資本積累和投資都向城市地區(qū)傾斜,則會造成城市的大量失業(yè),反而不利于城市經(jīng)濟發(fā)展,當然也不利于農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展。根據(jù)托達羅的建議,需要進行向農(nóng)村傾斜的投資政策,以縮小城鄉(xiāng)收入差距,實現(xiàn)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的一體化發(fā)展。

在國內(nèi),也有很多學者注意到了公共政策的傾斜對我國城鄉(xiāng)收入差距的影響。如陸銘、陳釗(2004)認為地區(qū)間人口戶籍轉換、經(jīng)濟開放、非國有化和政府對經(jīng)濟活動的參與等帶有城市傾向的經(jīng)濟政策都是拉開城鄉(xiāng)收入差距的因素。他們也特別提到了政府財政支出的結構對城鄉(xiāng)收入差距的顯著影響。有學者從公共財政支出結構的角度研究了導致城鄉(xiāng)收入差距的原因(沈坤榮、張璟,2007;冉光和、唐文,2007)。不同的支出結構會對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生不同的影響,從國家財政對農(nóng)業(yè)的公共支出方面來看,有學者認為由于效率低下,統(tǒng)計上不顯著,而支出結構則比較顯著(沈坤榮、張璟,2007)。而國家總體支出中基本建設支出項目占財政支出總額比重的增加會縮小城鄉(xiāng)收入差距,行政管理費用支出會拉大居民收入差距(冉光和、唐文, 2007)。另外,人力資本投資,尤其是公共教育支出在城鄉(xiāng)間的不同分配也是導致城鄉(xiāng)收入差距加大的重要因素(張筱峰、劉劍,2007)。

總體來看,城鄉(xiāng)一體化及收入差距拉大問題受到廣泛的關注,已有研究多數(shù)是從城鄉(xiāng)二元分割體制、農(nóng)村剩余勞動力向城市的轉移、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化等方面論述,缺乏對固定資產(chǎn)投資在城鄉(xiāng)間傾斜的量化考察,而在我國這樣一個投資主導經(jīng)濟增長的國家里,國家擁有的相對稀缺的資本積累向城市的傾斜很可能是造成城鄉(xiāng)收入差距進一步拉大的重要因素。因此,本文即主要在于討論固定資產(chǎn)投資向城市的傾斜(簡稱投資傾斜)與城鄉(xiāng)收入差距之間的關系,探究投資傾斜對城鄉(xiāng)收入差距的影響及程度。

三、我國固定資產(chǎn)投資與城鄉(xiāng)收入差距的回顧

隨著我國國民經(jīng)濟的快速發(fā)展,我國全社會的固定資產(chǎn)投資(以下簡稱固定資產(chǎn)投資,Fixed Assessment Investment,FAI)增長也極為迅速,由1981年的961.0億元增加到2007年的137239.0億元,增長了136278億元,年平均增長率為21.03%。分城鄉(xiāng)來看,城鄉(xiāng)FAI都出現(xiàn)了快速增長,城鎮(zhèn)從1981年的711.1億元增長到2007年的117413.9,增長了 116702.8億元,年平均增長率為21.7%;而農(nóng)村則從1981年的249.9億元增長到2007年的19825.1億元,年平均增長率為18.3%。在全社會固定資產(chǎn)投資中,投入農(nóng)村的固定資產(chǎn)占總固定資產(chǎn)投資的比例從1981年的26%下降到2007年的14.4%,而農(nóng)村固定資產(chǎn)投資環(huán)比增長也有下降趨勢。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資和城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資的比值由1981年的0.351下降到2007年的0.169,亦即1981年城鎮(zhèn)FAI為農(nóng)村的2.9倍,而2007年已經(jīng)上升到農(nóng)村的5.9倍。可看出固定資產(chǎn)在城鄉(xiāng)之間分配的差距無論是絕對數(shù)量還是相對比值都在不斷的拉大(表1)。

表1 分城鄉(xiāng)全社會固定資產(chǎn)投資總額及增長率(1981-2007)

改革開放以來我國農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民的人均年收入也出現(xiàn)了跨越式增長(表2)。農(nóng)民人均年純收入從1981年的233.4元增長到2007年的4140.4元,年均增長率為11.88%,城鎮(zhèn)居民人均年可支配收入從1981年的491.9元增長到2007年的13786.0元,年均增長率為13. 68%,2007年城鎮(zhèn)居民人均年可支配收入的增長率已經(jīng)達到12.2%,而農(nóng)村人均年純收入的增長率僅有9.5%;農(nóng)村與城鎮(zhèn)年人均收入的比值也一直呈下降趨勢,已經(jīng)從1981年的0. 454下降到2007年的0.3。

表2 我國農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民年人均收入(1981-2007)

我們都知道固定資產(chǎn)投資作為拉動經(jīng)濟的三駕馬車之一,對我國國民經(jīng)濟的增長有很大的貢獻。因此對國民收入及人均國民收入的增加也有很明顯的影響作用。尤其對于中國,在居民消費傾向相對較低的情況下,固定資產(chǎn)投資尤其是政府主導的固定資產(chǎn)投資已經(jīng)成為拉動我國經(jīng)濟增長的首要因素。因此下面我們就分析全社會固定資產(chǎn)投資在城鎮(zhèn)和農(nóng)村間投向的不同(或者說側重點的不同),對農(nóng)民人均純收入以及城鄉(xiāng)收入差距的影響,我們以農(nóng)村人均純收入與城鎮(zhèn)人均可支配收入之比(城鄉(xiāng)收入差距)為代表城鄉(xiāng)差距的因變量(Yt),以農(nóng)村社會固定資產(chǎn)投資與城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資之比(固定資產(chǎn)投資的傾斜程度)為代表投資傾斜的自變量(Xt),對1981-2007年間的數(shù)據(jù)進行實證檢驗。

四、固定資產(chǎn)投資之比與城鄉(xiāng)收入差距關系的實證檢驗

(一)理論基礎

在對時間序列的分析中,一般的時間序列變量都會隨著時間變化而發(fā)生趨勢性的改變,由此導致其均值和方差隨著時間的變動而變動,如果此時進行簡單線性回歸,則容易出現(xiàn)“偽回歸”問題,即二者之間本來沒有關系,但是卻表現(xiàn)出相關關系。為解決偽回歸問題,我們首先需要分別檢驗因變量和自變量時間序列的平穩(wěn)性,如果因變量和自變量均不平穩(wěn),即變量隨時間變化其均值和方差會發(fā)生改變,就違背了經(jīng)典線性回歸的經(jīng)驗假設,因此不能進行簡單的線性回歸。這時就需要看二者之間是否是同階單整,如果不是,則說明二者沒有相關關系,即使表現(xiàn)出來有,也是偽回歸。如果是同階單整,則需要再對二者進行協(xié)整分析,分析因變量和自變量之間是否具有長期穩(wěn)定的關系(協(xié)整關系)。如果有,則說明二者之間可能存在線性關系,則可對二者孰因孰果進行格蘭杰因果檢驗,如果檢驗結果正常,最后就可以在因變量和自變量之間建立和現(xiàn)實擬合較好的誤差修正模型(ECM),進而對檢驗結果進行分析。

(二)一元線性回歸模型

運用 EVIEWS軟件先做簡單線性回歸(OLS模型)。結果如下：

可以看出二者之間的關系很明顯,農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資之比每增加一個百分點,農(nóng)村居民人均純收入相對城鎮(zhèn)居民人均可支配收入就增加0.88個百分點。也就是說,二者之間的差距就縮小0.88個百分點。這個結果好像可以解釋,但是考慮到影響城鄉(xiāng)收入差距拉大的不僅僅是固定資產(chǎn)投資,還有勞動力外流、土地減少、人力資本差距拉大等一系列因素,因此0.88個百分點的彈性有些過高。

進一步看R2的值,R2=0.839789＞DW= 0.747279,因此根據(jù)計量經(jīng)濟學的經(jīng)驗結論,兩個變量之間可能存在偽回歸。這一點由圖1也可以直觀地看出,二者都存在向右下方傾斜的趨勢,可能不是平穩(wěn)序列,需要對兩個序列進行平穩(wěn)性檢驗,我們運用ADF法分別對因變量和自變量的序列平穩(wěn)性進行單位根檢驗。

圖1 Yt和 Xt的曲線圖

表3 序列平穩(wěn)性檢驗結果

(三)變量的序列平穩(wěn)性檢驗(ADF檢驗)

由表3可知,對于城鄉(xiāng)收入差距變量 Yt來說,其ADF的 t統(tǒng)計量為-0.364981,遠小于經(jīng)驗水平1%、5%、10%下的臨界值(MacKinnon1996算出),拒絕平穩(wěn)假設,說明城鄉(xiāng)收入差距變量是不平穩(wěn)的。因此需要進一步進行一階差分檢驗,檢驗其單整(單獨平穩(wěn))的差分階數(shù),看其是不是單整序列,是幾階單整。發(fā)現(xiàn)其一階差分(DYt)是平穩(wěn)的。

用類似的方法檢驗城鄉(xiāng) FAI之比,發(fā)現(xiàn)其也是一階單整的。因此可以對二者進行協(xié)整檢驗。

(四)協(xié)整檢驗：回歸殘差ADF檢驗法

對擁有兩個變量的OLS模型進行協(xié)整檢驗,使用 ADF檢驗方法,如果有三變量及以上,則用Johansen協(xié)整檢驗方法。因此本文用ADF檢驗方法檢驗城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資傾斜程度和城鄉(xiāng)FAI之比的協(xié)整關系(表4)。

t檢驗統(tǒng)計量值為-2.38482,大于相應臨界值,從而拒絕 H0,表明殘差序列不存在單位根,是平穩(wěn)序列,也就是二者存在長期的或者均衡的關系。因此我們可以繼續(xù)對二者之間的關系進行進一步分析。

表4 ADF檢驗結果

(五)格蘭杰因果關系檢驗

雖然我們看出了 FAI投資之比和城鄉(xiāng)收入差距之間的協(xié)整關系,但是并不能由此判斷二者之間存在因果關系。因此還需要對二者之間的關系進行格蘭杰(GRANGER)因果關系檢驗。檢驗結果如表5。

表5 Yt和 Xt之間的 Granger因果檢驗

滯后一期(一年)的情況下,二者之間沒有明顯的因果關系(也可以說,在10%的顯著水平下,城鄉(xiāng)收入差距是固定資產(chǎn)投資差距的原因,因為收入增加會帶來固定資產(chǎn)投資的增加,而城鎮(zhèn)收入值越大,其吸引固定資產(chǎn)投資增加的可能就越大)。而滯后二期(二年)時,可以看出,固定資產(chǎn)投資之比是城鄉(xiāng)收入差距的原因,即固定資產(chǎn)投資之比的變化會顯著影響到城鄉(xiāng)收入比值的變化。也就是說,如果國家加大對農(nóng)村的固定資產(chǎn)投資的傾斜,會明顯縮小兩年后的城鄉(xiāng)收入差距。而當年收入差距的擴大和縮小和當年的固定資產(chǎn)投資傾斜程度沒有因果關系。

(六)誤差修正模型 ECM

城鄉(xiāng)收入之比(Yt)和城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)之比(Xt)之間存在協(xié)整,表明兩者之間有長期均衡關系。但從短期來看,可能會出現(xiàn)失衡,為了增強模型的精度,可以把協(xié)整回歸的誤差項 Et看作均衡誤差,通過建立誤差修正模型把城鄉(xiāng)收入的短期變化與長期變化聯(lián)系起來。誤差修正模型的結構如下：

通過Eviews軟件估計得到誤差修正模型(ECM)的估計結果：

上述估計結果表明,固定資產(chǎn)投資向農(nóng)村的傾斜程度每增加一個百分點,會帶來城鄉(xiāng)收入差距縮小0.4557個百分點,城鄉(xiāng)收入差距的變化不僅取決于固定資產(chǎn)投資傾斜程度的變化,而且還取決于上一期收入差距對均衡水平的偏離,誤差項 Et的估計系數(shù)-0.2343體現(xiàn)了對偏離的修正,上一期偏離越遠,本期修正的量就越大,即系統(tǒng)存在誤差修正機制。對模型的DW檢驗表明模型的殘差序列沒有明顯的自相關現(xiàn)象。因此,相對于簡單線性回歸模型,誤差修正模型的結果是可以令人接受的。

五、結論及政策建議

1.固定資產(chǎn)投資在城鄉(xiāng)間的不同傾斜程度在短期內(nèi)不會改變城鄉(xiāng)收入差距,對一年后的城鄉(xiāng)差距也沒有顯著的影響。但是在滯后兩期(兩年)時,固定資產(chǎn)投資在城鄉(xiāng)之間相對比重的變化會顯著影響到城鄉(xiāng)收入相對比重的變化。也就是說,如果國家加大對農(nóng)村的固定資產(chǎn)投資的傾斜,會明顯縮小兩年后的城鄉(xiāng)收入差距。而當年收入差距的擴大或縮小和當年的固定資產(chǎn)投資比例變化沒有因果關系。

2.固定資產(chǎn)投資向農(nóng)村的傾斜程度每增加一個百分點,會帶來之后的城鄉(xiāng)收入差距縮小0.46個百分點,城鄉(xiāng)收入差距的變化不僅取決于固定資產(chǎn)投資傾斜程度的變化,而且還取決于上一期收入差距對均衡水平的偏離。即如果上一期收入差距過大,下一期會相對縮小一些。另外,在促進生產(chǎn)的四大生產(chǎn)要素(勞動力、土地、資本、企業(yè)家才能)中,除了固定資產(chǎn)投資之外,本文沒有考慮農(nóng)村另外三大基本生產(chǎn)要素流出的影響,即勞動力、土地、人力資本向城市的傾斜。這三大因素和固定資產(chǎn)投資的傾斜之間有互相促進和相互影響的關系。而固定資產(chǎn)投資向農(nóng)村的傾斜會在一定程度上減少勞動力外流、土地被城鎮(zhèn)化征用、人力資本外流的影響,進而縮小城鄉(xiāng)收入差距。

3.因此對我們的啟示是國家為增加農(nóng)民收入、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)一體化發(fā)展,應該加大對農(nóng)村的固定資產(chǎn)投資傾斜,并盡早引導社會投資向農(nóng)村轉移,加大對農(nóng)村的經(jīng)濟建設力度。雖然在短期內(nèi)對增加農(nóng)民收入,進而縮小城鄉(xiāng)收入差距沒有顯著影響,但是其影響效果更多的表現(xiàn)為一種長期趨勢性過程,并帶來良性循環(huán),引導全社會固定資產(chǎn)投資向農(nóng)村的傾斜,會持久并顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距,促進城鄉(xiāng)一體化影響。

[1]何振國.財政支農(nóng)規(guī)模與結構問題研究.中國財政經(jīng)濟出版社,2005.

[2]陸銘,陳釗.城市化、城市傾向的經(jīng)濟政策與城鄉(xiāng)收入差距[J].經(jīng)濟研究,2004,(06).

[3]沈坤榮,張璟.中國農(nóng)村公共支出及其績效分析——基于農(nóng)民收入增長和城鄉(xiāng)收入差距的經(jīng)驗研究.管理世界,2007,(01).

[4]冉光和,唐文.財政支出結構與城鄉(xiāng)居民收入差距的實證分析[J].統(tǒng)計與決策,2007,(08).

[5]張筱峰,劉劍.加強和優(yōu)化我國教育投資的財政支持政策研究.中國軟科學,2003,(04).

[6]王永齊.對外貿(mào)易結構與中國經(jīng)濟增長——基于因果關系的檢驗.世界經(jīng)濟,2004,(11).

[7]劉易斯.勞動力無限供給條件下的經(jīng)濟發(fā)展.現(xiàn)代國外經(jīng)濟學論文選(第8輯).北京：商務印書館,1984.

[8]Michael P.Todaro,“A Model of Labor Migration and Urban Unemployment in Less Developed Countries”[J].The American Economic Review,1969,(01).

(責任編輯：鄧秀麗)

The incline degree of the entire social fixed assets investment(FAI)shall influence on the income between urban and rural areas.By integration test and Granger Causality Test,the paper sets an error correct model,and discusses the incline of the entire social fixed assets investment from 1981 to 2007 between urban and rural areas in China influences the income gap between them.The paper considers that if the FAI to urban,then the gap is large,and the FAI to rural then the gap is small,there is later affect for the two years.The FAI shall invests rural for the shrinking the gap of the income and development for the rural and urban areas.

The Investment Incline and the Income Gap between Urban and Rural Areas

GUO lin&LIU Yong-he(38)

F320.3

A

1008-8091(2010)04-0038-07

2010-08-25

中國人民大學研究生科學研究基金重點項目資助(項目名稱：農(nóng)村勞動力遷移的代際傳遞模式研究,項目編號 ：08XNI003)。

郭 琳(1982-),女,山東人,中國人民大學社會與人口學院博士研究生,研究方向：人口統(tǒng)計學。