我国城镇化与城乡居民收入差距关系实证分析

常文涛

(信阳师范学院 当代马克思主义研究所，河南 信阳 464000)



我国城镇化与城乡居民收入差距关系实证分析

常文涛

(信阳师范学院 当代马克思主义研究所，河南 信阳 464000)

摘要：在城镇化发展进程中，随着大量农村剩余劳动力转移到城镇就业，一方面非农收入增加，另一方面农村地区人均资本存量上升，生产效率提高使得务农收入提高。早期城镇化研究的一般理论预设和实际研究认为，在这两方面共同作用下，农民整体收入提高，城乡居民收入差距缩小。然而，分析我国1978—2013年城镇化、城乡居民收入差距变动趋势发现：随着城镇化发展速度加快，我国城乡居民收入差距缩小缓慢。对我国城镇化、城乡居民收入差距关系进行实证研究可知：城镇化具有缩小城乡居民收入差距的作用，但因被其他变量的作用效果抵消，从而两者并未表现出明显的反向变动关系。

关键词：城镇化；城乡居民收入差距；ARCH LM检验；Wald检验

一、引言

我国城镇化率已经从1978年的18%上升到2013年的53.7%，尤其是在过去十几年出现加速趋势，但主要体现为土地的城镇化而忽略了人的城镇化，传统的发展理念、发展模式并未从根本上改变。受到上述因素影响，城镇化快速发展但城乡居民收入差距缩小缓慢。1978—2013年城镇化发展情况如图1所示。

图1　1978—2013年我国城镇化率

在市场经济发达国家，非农就业比重与城镇人口比重基本保持在一个相对固定的比例，即城镇化与非农化形成一种自然耦合、协调发展的状态。非农就业比重(N)与城市人口比重(U)，基本稳定在某一个比值，正常情况下，N/U值基本稳定在1.2左右[1]。目前，我国N/U值约为1.3，尚未达到1.2的“稳定值”，说明我国大量农村剩余劳动力被非农产业吸纳，但尚未有效实现“市民化”，城镇化发展未能有效缩小城乡居民收入差距。

我国城镇范围内的基尼系数约为0.40，农村范围内的基尼系数约为0.37。但从全国范围来看，城乡之间整体的基尼系数已经高达0.46。我国城乡之间的基尼系数目前已经严重超出了0.40的警戒线，如果任由这种状况继续发展，不但造成阶层对立、社会不稳定、侵蚀发展成果，更容易埋下发展隐患[2]。用泰尔指数分解方法得到的城乡居民收入基尼系数如图2所示。

图2　1978—2013城乡居民收入基尼系数

综上，我国城乡居民收入差距过大问题已经成为影响全面建设小康社会和实现共同富裕的巨大障碍。解决的办法只能以科学发展观为指导，全面深入地分析研究城镇化发展缩小城乡居民收入差距的作用机制，提出切实可行的对策建议，有效解决城乡居民收入差距缩小缓慢难题，早日全面建成小康社会、实现共同富裕。

二、理论基础

在城镇化和城乡居民收入差距关系研究上，勒施(Losch)认为非农产业在地理空间上的点状聚集形成了城市，对经济发展起到聚集效应，产生具有正外部性的规模经济效益[3]89。乔根森(Jogenson)在研究城镇化问题时，认为农业部门生产的劳动力具有无限供给特征，造成农业劳动力边际生产效率为0，劳动力转移能增加其收入[4]138。托达罗(Todaro)的“推拉理论”描述了城乡居民收入差距缩小的原因。佩鲁(Perroux)认为大型城镇发展中起主导作用的生产部门对周边地区经济发展的带动效应能够有效地缩小区域收入差距[6]。陆铭、陈钊在分析城镇化与城乡居民收入差距问题时，选取1978—2003年我国30个省、市、自治区为样本，建立省级面板模型，分析结果得出随着城镇化率的不断提高，城乡居民收入差距呈现不断缩小趋势[7]。姚耀军在研究城镇化与城乡居民收入差距问题时，将城镇化发展水平作为主要解释变量，分析其对城乡居民收入差距问题产生的影响。研究方法是选取一定时期内的样本，构建关于城镇化和城乡居民收入差距的向量自回归模型。认为两者之间存在协整关系，城镇化发展是城乡居民收入差距的Granger原因，随着前者的扩大，后者呈现出缩小的趋势[8]。综上，笔者拟构建城镇化、城乡居民收入差距的模型进行实证检验。

三、变量选取与模型构建

(一)变量选取

根据研究综述，将城乡居民收入差距作为被解释变量，城镇化作为主要解释变量构造回归模型，实证检验城镇化缩小城乡居民收入差距的效果。在进行实证检验之前，首先提出12条假定：

假定1：城镇化发展缩小城乡居民收入差距。

假定2:非农收入占农村居民人均纯收入的比重提高缩小城乡居民收入差距。

假定3：城镇居民隐性收入比重扩大城乡居民收入差距。

假定4：第二产业就业比重越大，城乡居民收入差距就越小。

假定5：第三产业就业比重越大，城乡居民收入差距就越小。

假定6：第二产业与第一产业生产效率之比越大，城乡居民收入差距越小。

假定7：第三产业与第一产业生产效率之比越大，城乡居民收入差距越小。

假定8：随着人均GDP的增加，城乡居民收入差距会缩小。

假定9：工业化发展水平能够缩小城乡居民收入差距。

假定10：城乡居民人均固定资产差距正向扩大城乡居民收入差距。

假定11：中央财政支农产生的杠杆效应缩小城乡居民收入差距。

假定12：国家财政支农比重会缩小城乡居民收入差距。

对影响城乡居民收入差距的主要解释变量进行如下界定(见表1)。

表1　主要解释变量界定

(二)模型选取

本文选取多元线性回归模型[9]55，如下所示：

y=β0+β1x1+β2x2+…+βkxk+ε

式中β0为回归方程常数，β1……βk为回归方程偏回归系数，ε为随机误差项。

其中，ε服从正态分布，偏回归系数度量自变量变动一个单位，因变量产生的变化。

四、数据说明与实证分析

(一)数据来源

研究所用数据的主要来源是中国国家统计局网站①上公布的《中国统计年鉴》(1978—2013)，还借助中经网、中宏网站上数据资源进行整理和补充。此外，我国经济的快速发展改变了产业分布格局，但在假定4和5中数据依然采用国民经济整体内部产业分布数据。变量X11所代表的中央财政支农杠杆效应， X12所代表的国家财政对农支出比重所需数据来源于1978—2013年的《中国财政统计年鉴》。这些指标均为比率，故不需考虑价格因素的影响。本文所得实证结果均在Eviews7.2软件下完成。

(二)回归方法

在进行实证检验时，所用方法有以下三种。

1.模型显著性检验[10]69。通过构造F统计量和选取显著性水平α ，在计算出F统计量的值和伴随概率P值后按照以下规则进行检验：如果P≤α，判定模型整体显著；反之，如果P>α，则可以判定模型整体不显著。

2.回归系数显著性检验[10]81。对回归系数的检验通过构造t统计量并进行t检验，计算出t统计量的值，如果t大于临界值，可以判断被解释变量对解释变量的影响显著，可以保留在回归方程中；反之，如果t小于临界值，可以判定被解释变量对解释变量的影响不显著。

3.其他检验方法。综合运用逐步最小二乘法、变量法、组合法、ARCH LM检验、Wald检验、Durbin-Watson检验[10]。

(三)实证分析

将城乡居民收入差距Y作为被解释变量，同时将前面所界定的12个指标作为解释变量构造多元线性回归模型对进行回归检验。得到如下方程：

Y=0.016538X1+0.012932X2+0.011976X3+

0.030882X4-0.055362X5+0.396221X6-

0.176262X7-0.000016X8+0.047065X9+

0.009651X10+0.019162X11+0.011965X12-

2.162248

R2=0.983876F=91.56883DW=2.363686

表2　回归结果

由表2可知： F值大于临界值，说明模型总体显著；可决系数R2值较大，模型的拟合程度较好；DW统计量接近2，残差序列之间存在较弱自相关，自变量X1、X2、X3、X4、X7、X8、X10的t统计值较小，说明这些自变量的解释效果不显著，且占总数的1/2以上，表明变量之间存在较严重的多重共线性。为了排除多重共线性影响，以回归方程的拟合优度为基础，利用逐步最小二乘法、互换变量法、组合法，可得4个拟合优度合意的回归结果。

1.模型一回归结果

第一个模型回归结果见表3。

表3　含5个自变量的模型回归结果

可用下式表示：

Y=-0.028016X5+1.559286X6-0.100286X7

+0.042823X9+0.028066X11-0.936325

R2=0.975552F=199.6067DW=1.963562

对上面的检验结果分析可知：回归模型的系数均通过t检验，说明该模型中自变量对被解释变量的解释作用较为显著。对该模型滞后3期进行ARCH LM检验，可计算P(Obs*R-squared)>0.05，可以判定该模型不存在自相关；F统计量大于临界值，说明该模型总体显著；DW约等于2，排除残差序列之间存在自相关，解释变量被模型内的变量充分解释。X5表示的第三产业就业人员数量之比、变量X6和X7代表的第二、三产业与第一产业劳动生产率之比，以及X9代表的工业化率、X11所代表的我国财政决算对农业投资所产生的杠杆效应能够显著地缩小城乡居民收入差距。

2.模型二回归结果

第二个模型的回归结果见表4。

表4　含4个自变量的模型回归结果

可用下式表示：

Y=0.273259X6+0.025047X9+0.031208X10+

0.020816X11-0.876602

R2=0.972596F=230.5611DW=1.700269

将该模型滞后3期进行ARCH LM检验，得到P(obs*R-squared)>0.05，说明回归模型不存在异方差；根据上述检验可知，回归模型回归系数均通过了t检验，模型中解释变量均显著；第二产业与第一产业劳动生产比率X6、工业化率X9、城镇和农村人均固定资产比值X10、国家财政决算对农业支出比重X11对扩大城乡居民收入差距的作用显著。

3.模型三回归结果

第三个模型实证结果见表5。

表5　含5个自变量的线性模型回归结果

可用下式表示：

Y=-0.011311X1+0.302136X6+

2.79E-05X8+0.021196X9+0.025461X11

R2=0.972596F=218.3623DW=1.678157

对第三个模型进行不含截距项的检验可知：拟合效果较好，达到了0.972596；DW取值通过检验，说明不存在自相关；模型回归系数全部通过t检验，结果均为显著。城镇化率X1对城乡居民收入差距具有0.011311的缩减作用，国家财政决算支农的财政杠杆效应X11每提高1个百分点，城乡居民收入差距反而扩大2.5个百分点，两者表现为正相关关系；变量X6表示的第二产业与第一产业劳动生产率的比值、代表经济发展水平的人均GDP自变量X8、工业化率X9扩大城乡居民收入差距的作用较为显著。

4.模型四回归结果

第四个模型回归结果见表6。

表6　差分后含4个自变量模型回归结果

可用下式表示：

lnY=-0.149658lnX5+0.712203lnX6+

0.997556lnX9+0.327799lnX12-4.262173

R2=0.968436F=199.4345DW=2.041898

根据第四个回归模型的检验结果有以下结论：回归模型F统计量大于临界值，说明模型总体显著，模型中自变量对因变量的解释力较强；DW值约等于2，说明残差序列之间不存在自相关；P(obs*R-squared)>0.05，说明模型不存在异方差。随着第三产业就业人员数量与整体就业人员数量之比X5的增加，城乡居民收入差距呈现出递减特征，表明前者对后者存在负向缩小作用，随着第二产业与第一产业劳动生产率比值X6、工业化率X9以及国家财政支持农业生产和各项农业费用投资支出比重X12的提高，城乡居民收入差距呈现出不断扩大特征，说明这几个变量对城乡居民收入差距起到扩大作用。

五、结论与政策含义

根据第三个模型的实证检验结果可知：城镇化对城乡居民收入差距显示出反比例作用效果，每当城镇化率提高1个百分点，就会减少城乡居民收入差距1.13个百分点。此外，还有以下4个结论：

第一，我国当前第三产业就业人口比重每提高1个百分点，城乡居民收入差距就会减少2.8个百分点，这说明第三产业新就业人口比重提高起到缩小城乡居民收入差距的作用，表明我国国民经济中第三产业发展作为城镇化发展过程中的持久动力，其所产生的农村剩余劳动力就业结构的变化能够达到缩小城乡居民收入差距的效果。

第二，第二产业与第一产业劳动生产率比重X6的提高起到扩大城乡居民收入差距的作用。随着第三产业与第一产业劳动生产率比值X7的提高，城乡居民收入差距会趋于缩小，并且根据该变量系数可知，其缩小城乡居民收入差距的效果显著。

第三，我国城镇地区和农村地区居民的人均固定资产之比X10有较强的扩大城乡居民收入差距的作用(证实了假定10)。经济发展与工业化发展所带来的外部效应对城镇居民收入增加的贡献程度远远超过其对农村居民收入增加的贡献程度，发展的外部效应对农村居民收入增加作用甚微。

第四，国家财政对农业投资所产生的财政杠杆效应X11的系数大于0(证伪假定11的缩小作用)。这意味着在国家政策城镇偏向倾向下，支农投入并未起到假定11所预期的缩小作用。这可用图3的1978—2013年份中的国家财政支持农村生产和各项农业事业费用支出比重的变化说明。

图3　1978—2013 国家财政对农支出比重

分析前面模型的实证结果可知，农业生产和农村建设本身存在的“劣势”问题，以及国家的城镇化倾向发展政策，造成我国现阶段农村居民增加收入的重要渠道是非农工作收入，然而农村居民非农就业收入增加缩小城乡居民收入差距的效果不显著。

上述结论至少有以下几点政策含义值得给予重视。

第一，城镇化的发展只有在有力地带动第三产业等劳动密集型产业发展的前提条件下，才能有效地吸纳农村剩余劳动力，才能实现农村剩余劳动力的转移，增加农民的非农收入，进而才能够有效地缩小城乡居民收入差距。

第二，我国的工业化发展扩大了城乡居民收入差距，这证伪了假定9中工业化发展缩小城乡居民收入差距的作用效果。这说明工业化的发展没有真正发挥“以工促农”的作用，主要在于工业化与城镇化发展竞争资源以及工业生产部门相对于其他产业对农民的就业门槛高，无法真正解决农民工与城镇居民平等就业诉求。

第三，虽然城镇化具有对城乡居民收入差距缩小的作用，但在户籍制度等一系列阻碍农村剩余劳动力转移的制度安排环境下，并没有充分发挥其应有的作用，农村剩余劳动力转移到城镇就业后对其收入的增加作用效果很弱。因为城镇化发展带来的城乡居民收入差距减少仅仅是收入水平的短期变化，还不足以彻底地改变城乡居民收入差距扩大局面。因此，我们应该给予农民工平等的就业权与定居权，有效转移农村剩余劳动力，逐步消除非农化与市民化的分离，通过提高转移到城镇就业的农村剩余劳动力的生活质量，提高这些劳动力在城镇生产部门的非农收入来缩小城乡居民收入差距，仅仅依赖通过简单地提高农村剩余劳动力在非农生产部门的就业人口数量的办法，来缩小城乡居民收入差距则收效甚微。

注释：

①国家统计局年度数据网址：http://www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/.

参考文献：

[1]柳博隽.正视城市化滞后的现实[J].浙江经济，2008，(6):32.

[2]牛文元.中国可持续发展战略报告2005[M].北京：科学出版社，2005.

[3][德]勒施.经济空间秩序[M].王家社,译.北京：商务印书馆，1995.

[4][美]威廉·阿朗索.区位和土地利用：地租的一般理论[M].梁进社,等,译.北京：商务印书馆，2007.

[5][美]托达罗.第三世界的经济发展[M].于同申,等,译.北京：中国人民大学出版社，1988.

[6]PERROUX F.Economic space: theory and application[J].The Quarterly Journal of Economics，1950，23(5):89-94.

[7]陆铭，陈钊.城市化、城市倾向的经济政策与城乡收入差距经济研究[J].2004,(6):50-58.

[8]姚耀军.金融发展、城市化与城乡收入差距协整分析及其Granger因果检验[J].中国农村观察，2005，(2):12-15.

[9]张晓峒.Eviews使用指南与案例[M].北京：机械工业出版社，2009.

[10]高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].北京：清华大学出版社，2009.

(责任编辑：蔡宇宏)

·三农研究·

An Empirical Analysis of the Relationship of Income Gap between Urban and Rural Residents in China

CHANG Wentao

(School of Politics and Law, Xinyang Normal University, Xinyang 464000, China)

Abstract:During the process of urbanization, with a large number of rural surplus labor transference to city, on the one hand, the non-agricultural income increases; on the other hand, in rural areas, the average capital stock rises and production efficiency is improved, so the income of farmers will increase. Under the combined effect, the income gap between urban and rural residents will reduce rapidly. However, with the analysis of urbanization from 1978 to 2013 in China, income gap between urban and rural residents reduce slowly. An empirical study of the relationship between income gap of urban and rural residents shows that the urbanization has the function to narrow the income gap of urban and rural residents, but it is offset by the effect of other economical variables, and the relationship between them has not clearly shown reversely.

Key words:urbanization; income gap of urban and rural residents; ARCH LM test; Wald test

作者简介：常文涛(1982—)，男，河南南阳人，博士，讲师，主要研究城镇化与收入分配。

基金项目：教育部人文社科研究项目 ( 14YJA790072)；河南省教育厅人文社科规划项目(2015-GH-257)；河南省社科联调研课题(SKL-2015-2701 )；河南省政府决策研究招标课题(2015B191)；信阳师范学院高层次人才科研启动基金项目(0201452)；信阳师范学院青年骨干教师资助计划(2015GGJS-20)

收稿日期：2015-10-26;收修日期：2015-11-25

中图分类号：F291.3

文献标志码：A

文章编号：1003-0964(2016)01-0047-05