摘 要：文章運(yùn)用動態(tài)計(jì)量的研究方法分析了經(jīng)濟(jì)因素對城鄉(xiāng)收入差距的影響因素，得出的基本結(jié)論是：在長期中，非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎厥怯绊懯杖氩罹嗟淖钪饕蛩厍覟檎蛴绊?；在短期?nèi)，人均GDP和非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎貙Τ青l(xiāng)收入差距比率的影響為反向的，第二、三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重對收入差距的影響為正向，但隨著時(shí)間的推移影響會越來越趨近于零；在城鄉(xiāng)收入差距的未來預(yù)期波動中，影響收入差距的最主要因素是人均GDP，其次為非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎?，且其影響越來越大，而第二、三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重的影響最小。因此，要縮小城鄉(xiāng)收入差距就要不斷提高城鄉(xiāng)居民的人均GDP、非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎睾偷诙?、三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重。

關(guān)鍵詞：城鄉(xiāng)收入差距 影響因素 動態(tài)計(jì)量

中圖分類號：F213.4 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1004-4914（2013）03-036-03

隨著改革開放的不斷深入和社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制的逐步建立，城鎮(zhèn)居民收入分配的方式、比例等都發(fā)生了巨大的變化，新生的收入差距和舊有的平均主義現(xiàn)象、既有的腦力與體力勞動差別以及源于政治因素的各種社會現(xiàn)象交織在一起，使收入分配格局出現(xiàn)了前所未有的變化，居民收入差距不斷擴(kuò)大，而其中城鄉(xiāng)居民之間收入差距的擴(kuò)大尤為顯著。

一、我國城鄉(xiāng)收入差距的現(xiàn)狀

改革開放以來，我國的城鄉(xiāng)收入差距總體上經(jīng)歷了一個“由縮小到擴(kuò)大”的變化過程。盡管不同學(xué)者的研究方法和研究結(jié)果可能有所不同，但是對于地區(qū)差距和城鄉(xiāng)差距的擴(kuò)大趨勢還是有共識的（蔡昉與萬廣華，2006）。本文采用城鄉(xiāng)收入差距比率來衡量城鄉(xiāng)收入差距，即城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的比值。1978年—2010年城鎮(zhèn)居民可支配收入與農(nóng)村居民純收入的變化趨勢圖、城鎮(zhèn)居民可支配收入年增長率與農(nóng)村居民純收入年增長率以及城鄉(xiāng)收入差距比率的變化趨勢圖分別見圖1、圖2和圖3。

由圖1可以看出，改革開放以來我國城鄉(xiāng)居民的收入有了顯著性的提高，但城鎮(zhèn)居民的可支配收入的增長幅度要明顯大于農(nóng)村居民的人均純收入的增長幅度，特別是在1990年以后。由圖2可以看出，我國城鄉(xiāng)居民收入年增長率的波動曲線形狀大致相同（除了1981年—1983年之外），但城鎮(zhèn)居民收入年增長率總體上高于農(nóng)村居民收入年增長率（除了極個別年份之外），而且從2003年之后，城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民收入年增長率波動趨于平緩，這說明影響居民收入的因素不斷趨于穩(wěn)定。從圖3可以看出從改革開放之前到1978年，我國的城鄉(xiāng)收入差距比率為 2.57，1978年改革開放以來，城鄉(xiāng)收入差距整體趨勢是在波動中不斷擴(kuò)大，且呈現(xiàn)出階段性特征，即收入差距先縮?。?978年—1985年）然后在波動中逐漸擴(kuò)大（1985年之后）。

由中國社會科學(xué)院經(jīng)濟(jì)研究所收入分配與改革課題組經(jīng)過數(shù)年跟蹤調(diào)查做出的一份全國性調(diào)查報(bào)告顯示，如果把醫(yī)療、教育、失業(yè)保障等非貨幣因素考慮進(jìn)去，我國的城鄉(xiāng)收入差距世界最高。該調(diào)查報(bào)告顯示，我國城鄉(xiāng)之間的人均收入比率由1995年的2.8提高到2002年的3.1。然而，調(diào)查人員認(rèn)為這還不能真實(shí)地反映出城鄉(xiāng)之間實(shí)際收入的差距。報(bào)告指出，城鎮(zhèn)居民的可支配收入沒有涵蓋城市居民所享有的各種實(shí)物補(bǔ)貼，比如城鎮(zhèn)居民很多享受公費(fèi)醫(yī)療，城鎮(zhèn)的中小學(xué)能夠獲得國家大量財(cái)政補(bǔ)貼，城鎮(zhèn)居民享受養(yǎng)老金保障、失業(yè)保險(xiǎn)、最低生活救濟(jì)，而農(nóng)村居民卻沒有這些補(bǔ)貼和保障，如果把這些因素都考慮進(jìn)去，估計(jì)城鄉(xiāng)收入差距可能要達(dá)到四五倍，甚至是六倍。

二、我國城鄉(xiāng)收入差距的影響因素

根據(jù)近年來國內(nèi)學(xué)者對城鄉(xiāng)收入差距影響因素的研究可知，影響城鄉(xiāng)收入差距的因素有很多，既有經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面的因素，如經(jīng)濟(jì)增長、城市化水平、工業(yè)化進(jìn)程、城鄉(xiāng)居民的人力資本狀況等；也有制度性因素，如財(cái)政支出結(jié)構(gòu)、歧視性制度因素（如城鄉(xiāng)戶籍制度、就業(yè)制度、勞動力市場歧視等）、稅收結(jié)構(gòu)等。本文著重分析影響城鄉(xiāng)收入差距的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面的因素，主要包括經(jīng)濟(jì)增長、城市化水平以及工業(yè)化進(jìn)程。按照通常的研究習(xí)慣，經(jīng)濟(jì)增長可以用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（元/人）來衡量，城市化水平可以用非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎兀?）來衡量，工業(yè)化進(jìn)程可以用第二、第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重（%）來衡量。本文選取的數(shù)據(jù)樣本是1978年-2010年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《2010年中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

本文研究的是城鄉(xiāng)收入差距比率與人均GDP、非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎匾约暗诙?、三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重之間的關(guān)系，采用1978年-2009年的年度數(shù)據(jù)，實(shí)證研究選用的模型的具體形式為：

Y=a+bX1+cX2+dX3+ε

其中，Y為城鄉(xiāng)收入差距比率，X1為人均GDP，X2為非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎?，X3為第二、三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重。

由于收集的數(shù)據(jù)是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，因此要對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性做出一系列的實(shí)證檢驗(yàn)，以確保后面所做的回歸分析是真實(shí)回歸，避免“虛假回歸”。

1.序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)——單位根檢驗(yàn)ADF。

由于實(shí)證研究將涉及Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型， 要求所有的變量必須同時(shí)滿足同階單整， 因此需要首先采用ADF檢驗(yàn)來確定各個變量是否同時(shí)滿足同階單整。根據(jù)單位根檢驗(yàn)的結(jié)果可以看出，Y、X1、X2、X3的一階差分序列在5%的置信水平上拒絕原假設(shè)，即不存在單位根，所以這四個變量是服從I（1）單整的時(shí)間序列。

2.長期均衡關(guān)系檢驗(yàn)——Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。

根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在5%的檢驗(yàn)水平上，模型變量之間有且只有一個協(xié)整關(guān)系，即存在長期均衡關(guān)系。根據(jù)Eviews5.0計(jì)算的結(jié)果，可以得到協(xié)整方程為：

Y=-180.43+0.011X1+5.69X2-0.75X3+ε

（0.004）（2.08）（1.32）

上式反映了城鄉(xiāng)收入差距比率與人均GDP、非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎匾约暗诙?、三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重之間的長期均衡關(guān)系，括號內(nèi)的數(shù)字為各個協(xié)整系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差。從協(xié)整方程可以看出，在長期中，人均GDP的提高對城鄉(xiāng)收入差距的影響為正，但系數(shù)較小（0.011），說明影響不是很顯著，人均GDP平均提高1元，會使城鄉(xiāng)收入差距比率平均增加0.011個單位；非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎貙Τ青l(xiāng)收入差距比率的影響最為明顯（5.69）且為正，非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎孛可仙?%，就會使城鄉(xiāng)收入差距比率增加5.69個單位；第二、三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重與城鄉(xiāng)收入差距比率呈反向變動關(guān)系，即第二、三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重每上升1%，就會使城鄉(xiāng)收入比率下降0.75個單位。

3.誤差修正模型。

如果經(jīng)濟(jì)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則這些經(jīng)濟(jì)變量之間一定存在某種長期均衡關(guān)系，但是這種均衡關(guān)系的短期調(diào)整過程如何，還需要進(jìn)一步研究。Engle和Granger（1987）提出，如果包含在VAR模型中的變量存在協(xié)整關(guān)系，則可以通過建立包含誤差修正項(xiàng)在內(nèi)的向量誤差修正模型來研究模型中的短期動態(tài)特征。

根據(jù)誤差修正模型的結(jié)果顯示，誤差修正系數(shù)為負(fù)，說明當(dāng)解釋變量上期產(chǎn)生一個上升（下降）變動時(shí)，誤差修正機(jī)制促使本期的解釋變量產(chǎn)生相應(yīng)的下降（上升）變動，誤差修正機(jī)制發(fā)揮了作用。由于后面的實(shí)證分析要涉及到脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解，為了保證實(shí)證研究的有效性，有必要首先對誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行幾項(xiàng)必要的檢驗(yàn)。LM自相關(guān)檢驗(yàn)顯示：LM1=9.99，P值=0.87；LM2=22.75，P值=0.12，因此模型不存在自相關(guān)。White異方差（無交叉項(xiàng)）檢驗(yàn)顯示，X2值=176.74，P值=0.55，因此模型不存在異方差。聯(lián)合正態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Jarque-Bera值=15.23，P值=0.05因此模型符合正態(tài)分布。綜上所述，誤差修正模型穩(wěn)定且不存在偏差，根據(jù)誤差修正模型得出的脈沖響應(yīng)和方差分解應(yīng)該是可靠的。誤差修正機(jī)制作用的具體測度可以通過脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解獲得。

4.人均GDP、非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎?、第二三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重對城鄉(xiāng)收入差距比率的沖擊——脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是一個內(nèi)生變量對誤差沖擊的反應(yīng)。具體地說，它描述的是在隨機(jī)誤差項(xiàng)上施加一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的新息（Innovation）沖擊后對內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來值所帶來的影響。如圖4-圖6，橫軸表示滯后階數(shù)，此處給出了滯后10年的情況，縱軸表示城鄉(xiāng)收入差距比率對人均GDP、非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎匾约暗诙?、三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重的單位新息沖擊的反應(yīng)程度。從脈沖響應(yīng)函數(shù)圖可以看出，城鄉(xiāng)收入差距比率對人均GDP的單位新息沖擊的反應(yīng)先為負(fù)向（前5.5期）然后為正向（5.5期以后），且隨著時(shí)間的推移影響會越來越小，逐漸趨向于0；城鄉(xiāng)收入差距比率對非農(nóng)人口占總?cè)丝诒戎氐膯挝恍孪_擊的反應(yīng)在前5期內(nèi)為負(fù)向，在第5期之后反應(yīng)為正向，且影響逐漸趨于平緩；城鄉(xiāng)收入差距比率對第二、三產(chǎn)業(yè)占GDP比重的單位新息沖擊的反應(yīng)總體是正向的，且隨著時(shí)間的推移其影響越來越小，逐漸趨向于0。

5.城鄉(xiāng)收入差距比率波動解析——方差分解。

為了說明人均GDP、非農(nóng)人口占總?cè)丝谝约暗诙?、三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重對城鄉(xiāng)收入差距比率的影響程度，我們對上述模型進(jìn)行了方差分解，即對脈沖響應(yīng)函數(shù)中的各個沖擊項(xiàng)同時(shí)對一個解釋變量回歸所得到的說明系數(shù)進(jìn)行正交化分解，以測算出各個沖擊項(xiàng)自身對被解釋變量的貢獻(xiàn)度。表1是城鄉(xiāng)收入差距比率的方差分解結(jié)果。

從表1可以看出，在城鄉(xiāng)收入差距比率的波動中，人均GDP是城鄉(xiāng)收入差距比率變動最主要的影響因素，且隨著時(shí)間的推移對收入差距比率的貢獻(xiàn)率在總體上越來越大，即其對收入差距的影響越來越大；非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎氐呢暙I(xiàn)率隨著時(shí)間的推移越來越大，即其對收入差距的影響越來越大；第二、三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重對收入差距比率變動的貢獻(xiàn)率先快速增大（第1-8期）后緩慢減小（第8期以后）。

以上的實(shí)證分析是分析影響我國城鄉(xiāng)收入差距的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面的因素，此外還有其他一些歧視性制度因素，如城鄉(xiāng)的戶籍制度、就業(yè)制度、勞動力市場的歧視性等。有學(xué)者的研究表明，農(nóng)民工比本地工的小時(shí)平均工資大約低44%，兩者之間的工資差異可以分解成兩個部分：一是由于人力資本以及其他人口特征因素造成的可以解釋的部分，這個部分不是歧視性因素；二是不能由人力資本以及其他人口特征因素解釋的工資差異，這與歧視性因素有關(guān)。這種非歧視性因素造成的工資差異占工資總差異的46%，而與歧視性因素有關(guān)的工資差異占工資總差異的54%。蔡繼明（1998）認(rèn)為城鄉(xiāng)收入差距中的24.8%可以用戶籍歧視來解釋。

6.實(shí)證分析的基本結(jié)論。

從以上的協(xié)整方程分析可知：在長期中，經(jīng)濟(jì)增長（人均GDP）對收入差距的影響為正但并不是很顯著；城市化水平（非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎兀┦怯绊懯杖氩罹嗟淖钪饕蛩厍覟檎蛴绊懀还I(yè)化進(jìn)程（第二、三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重）對收入差距的影響是反向的。由脈沖響應(yīng)函數(shù)分析可知：在短期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長（人均GDP）和城市化水平（非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎兀┑淖儎訉Τ青l(xiāng)收入差距比率的影響為反向的，表明提高人均GDP和城市化水平可以縮小城鄉(xiāng)收入差距；工業(yè)化進(jìn)程（第二、三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重）對收入差距的影響為正向，但隨著時(shí)間的推移影響會越來越小，逐漸趨向于0。由方差分解分析可知：在城鄉(xiāng)收入差距的未來預(yù)期波動中，影響收入差距的最主要因素是人均GDP，其次為非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎兀移溆绊懺絹碓酱?，而第二、三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重的影響最小。

三、結(jié)論及政策建議

第一，要縮小我國的城鄉(xiāng)收入差距就要不斷提高居民的人均GDP，即要以經(jīng)濟(jì)建設(shè)為中心，不斷發(fā)展生產(chǎn)力，提高經(jīng)濟(jì)效益。在長期內(nèi)，人均GDP與收入差距成正向變動關(guān)系，說明我國城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民人均GDP增長的幅度和速度有很大差距，城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入增長的幅度和速度要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于農(nóng)村居民人均純收入。因此，要縮小城鄉(xiāng)收入差距就要大幅度提高農(nóng)村居民的收入。

第二，要縮小城鄉(xiāng)收入差距，就要不斷提高城市化水平，改革戶籍制度，提高非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎?。在長期中，城市化水平對收入差距的影響是正向的，且是影響收入差距的最主要影響，說明我國城市化進(jìn)程是伴隨著收入差距不斷擴(kuò)大的城市化，這主要是由戶籍制度造成的，即戶籍所捆綁的一系列社會福利政策是造成收入差距的最主要因素。由于戶籍制度的分割，城鎮(zhèn)居民可以從城鎮(zhèn)戶籍中獲得農(nóng)村居民無法享有的一系列福利，這些福利隱性地加大了城鄉(xiāng)收入差距。因此，要縮小城鄉(xiāng)收入差距就要從三方面入手：首先，要打破現(xiàn)行的戶籍制度，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)居民遷徙權(quán)；其次，要消除其他與戶籍制度相掛鉤的城鄉(xiāng)歧視性政策，逐步培育全國統(tǒng)一的勞動力市場，消除勞動力市場歧視；再次，要加快完善農(nóng)村醫(yī)療和社會保障，在城鄉(xiāng)之間公正分配醫(yī)療救助資源，完善社會保障體系。

第三，要縮小收入差距，長期政策是主要政策取向，即要加快工業(yè)化進(jìn)程，不斷提高第二、三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重，具體地就是要大力推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，以高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)改造傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，全面發(fā)展服務(wù)業(yè)。

從上面各個影響因素的短期政策和長期政策的分析可以看出，無論是短期政策還是長期政策，其政策導(dǎo)向和目標(biāo)是一致的，短期政策只是長期政策的一個過渡，且兩者的最終落腳點(diǎn)都是要縮小城鄉(xiāng)收入差距。

[本文系2012年度國家社科基金：“農(nóng)村勞動力流動與我國城鄉(xiāng)居民收入差距研究”（編號：12BJY032）的階段性成果。 基金項(xiàng)目：2012年度國家社科基金項(xiàng)目，項(xiàng)目編號：12BJY032]

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（作者單位：中共上海市金山區(qū)委黨校 上海 201599）

（責(zé)編：李雪）