王業(yè)斌

（1.中央財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，北京 100081；2.廣西財經(jīng)學(xué)院 經(jīng)濟與貿(mào)易學(xué)院，廣西 南寧 530001）

一、引言

近年來中國的收入差距不斷擴大，成為世界上收入不均等狀況最嚴重的國家之一，而城鄉(xiāng)收入差距是中國總體收入差距最大的貢獻者。[1][2]因此，研究中國城鄉(xiāng)收入差距的決定意義重大。對于城鄉(xiāng)收入差距的影響因素，魏尚進等[3]認為經(jīng)濟開放有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距；李實[4]將城鄉(xiāng)收入差距的擴大歸結(jié)為政府對農(nóng)副產(chǎn)品價格的控制、城鄉(xiāng)勞動力市場的分割、社會保障的歧視等城市偏向型政策；陸銘、陳釗[5]認為中國持續(xù)擴大的城鄉(xiāng)收入差距與地方政府實施的帶有城市傾向的經(jīng)濟政策有關(guān)；章奇等[6]研究發(fā)現(xiàn)，城市傾向的金融發(fā)展引起了城鄉(xiāng)收入差距的擴大；Kanbur和 Zhang[7]則指出，政府重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略是中國城鄉(xiāng)收入差距擴大的重要原因。

本文借鑒陸銘、陳釗與Kanbur和Zhang等人的思想，探討政策等制度因素對城鄉(xiāng)收入差距的影響。但與這些研究不同的是，本文重點關(guān)注改革開放三十多年來的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型對城鄉(xiāng)收入差距的影響。雖然經(jīng)濟轉(zhuǎn)型同樣涉及到以上作者研究關(guān)涉的經(jīng)濟政策因素，但中國的改革開放是一個經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的過程，改革開放以來的城鄉(xiāng)收入差距變動即是發(fā)生在這個轉(zhuǎn)型過程之中的，因此從經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的角度來觀察三十多年的城鄉(xiāng)收入差距變化更有意義。此外，以上研究基本上是運用中國省級面板數(shù)據(jù)對城鄉(xiāng)收入差距的影響因素進行研究，但由于中國省級之間經(jīng)濟情況的差異較大，因此有必要選取典型省份特別是欠發(fā)達地區(qū)的省份進行時間序列分析，觀察城鄉(xiāng)收入差距的變動和經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的關(guān)系。由于廣西地處西部，近年來經(jīng)濟增長加速，經(jīng)濟增長率位列西部地區(qū)前列，因此本文選取廣西作為研究對象，使用其改革開放以來的時間序列數(shù)據(jù)，分析經(jīng)濟轉(zhuǎn)型對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

從時間趨勢上來看（見圖1），受益于農(nóng)村改革，廣西城鄉(xiāng)收入差距于1983年降至最低點。之后，城鄉(xiāng)收入差距繼續(xù)擴大，1994年城鄉(xiāng)實際收入比達到3.6∶1。1995年開始，隨著農(nóng)產(chǎn)品收購價格的提高，城鄉(xiāng)收入差距開始縮小，但從2000年開始城鄉(xiāng)收入差距又進一步擴大。圖1還顯示廣西城鄉(xiāng)收入差距的變動與全國的城鄉(xiāng)收入差距變動趨勢基本上是一致的，這進一步說明選取廣西作為對象進行研究，具有一定的可行性和代表性。

圖1 廣西與全國城鄉(xiāng)收入差距變動趨勢比較

本文的結(jié)構(gòu)如下：第二部分討論影響城鄉(xiāng)收入差距的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型因素；第三部分對模型與數(shù)據(jù)進行說明；第四部分是實證研究結(jié)果；最后是本文的結(jié)論與政策含義。

二、影響城鄉(xiāng)收入差距的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型因素

1978年以來，中國經(jīng)濟實現(xiàn)了三十多年持續(xù)高速增長，中國經(jīng)濟增長的過程同時也是經(jīng)濟不斷轉(zhuǎn)型的過程，即由計劃經(jīng)濟逐步過渡為市場經(jīng)濟，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型造就了世界經(jīng)濟的“中國奇跡”。具體而言，這種轉(zhuǎn)型又表現(xiàn)在以下幾個方面：一是對外開放程度的不斷深化，“以開放促改革”加速了中國融入全球經(jīng)濟進程；二是形成了中國特色的產(chǎn)權(quán)界定，由城鄉(xiāng)公有經(jīng)濟的承包合約產(chǎn)生并發(fā)展為對個人財產(chǎn)權(quán)利的保護，私有經(jīng)濟等非國有經(jīng)濟成分在國民經(jīng)濟中占據(jù)愈來愈重要的地位；三是政府對經(jīng)濟活動的干預(yù)程度在一定程度上趨于減弱，財政由“生產(chǎn)型財政”向“公共財政”轉(zhuǎn)變。[8]

下面著重從經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的以上三個方面分析其對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生的影響，為下文的實證分析提供理論基礎(chǔ)。

（一）經(jīng)濟開放

經(jīng)濟的開放標(biāo)志著中國重新融入全球經(jīng)濟和參與國際分工體系。從商品市場開放的角度來看，1978年中國進出口貿(mào)易額居世界第29位，1990年中國的排名上升到第15位，2000年為第8位，2009年為第2位。就貿(mào)易結(jié)構(gòu)而言，工業(yè)制成品在出口總額中的比重1980年為49.7%，此后不斷上升，至2009年達到94.7%。①對于廣西而言，出口結(jié)構(gòu)中工業(yè)制成品比重也不斷提高，2010年工業(yè)品出口占全區(qū)出口總額的比重達到90.0%。②從制成品在貿(mào)易占中的份額越來越大可以看出，貿(mào)易主要推動了制造業(yè)及相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，由于這些產(chǎn)業(yè)主要集中在城鎮(zhèn)地區(qū)，因此貿(mào)易主要有利于城鎮(zhèn)居民收入的提高。同樣，F(xiàn)DI也主要集中于城鎮(zhèn)地區(qū)，其流入有利于城鎮(zhèn)居民收入。由此，從理論邏輯上來看，經(jīng)濟的開放會擴大城鄉(xiāng)收入差距。

（二）非國有化

改革開放以來，經(jīng)濟的非國有化是反映計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的一個非常重要的方面。在經(jīng)濟市場化的進程中，不同所有制的企業(yè)特別是1994年之后國有企業(yè)、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)和外國資本等之間的競爭越來越激烈。非國有企業(yè)生產(chǎn)和經(jīng)營效率較高，同時能吸納更多的勞動力特別是農(nóng)村剩余勞動力，而這是有助于提高農(nóng)村居民收入的。但是，競爭所導(dǎo)致的組織效率的提高同樣也有利于城鎮(zhèn)居民。因此，正如陸銘、陳釗所指出的，經(jīng)濟的非國有化對城鄉(xiāng)收入差距的凈影響要通過實證結(jié)果進行估計。

（三）政府對經(jīng)濟活動干預(yù)程度的轉(zhuǎn)變

1978年改革以來，政府總體上由全面參與經(jīng)濟活動向逐步退出經(jīng)濟活動轉(zhuǎn)變，特別是減少在生產(chǎn)領(lǐng)域的投資，從而轉(zhuǎn)變了政府財政支出的結(jié)構(gòu)與功能。而地方政府的財政支出更多地投向城鎮(zhèn)地區(qū)，政府對經(jīng)濟活動的干預(yù)程度的減弱將使農(nóng)村居民得到更多的利益，因而有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

三、模型與數(shù)據(jù)

（一）模型設(shè)定

為了實證分析經(jīng)濟開放、非國有化以及政府干預(yù)經(jīng)濟活動的程度的轉(zhuǎn)變等經(jīng)濟轉(zhuǎn)型因素對城鄉(xiāng)收入差距的影響，建立如下回歸模型：

式中，β1、β2、β3為系數(shù)，μ為殘差項；CXCJ 用來度量城鄉(xiāng)收入差距，用當(dāng)年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)民人均純收入的比值表示；KF用來度量經(jīng)濟開放程度，用當(dāng)年進出口總額在GDP中所占比重表示；③FGYH用來度量非國有化程度，用當(dāng)年非國有單位職工在總職工中所占比重表示；④ZFGY用來度量政府干預(yù)經(jīng)濟活動的程度，用當(dāng)年財政支出占GDP的比重表示。

CTRL表示一系列控制變量，αi是這些變量的系數(shù)，這些控制變量包括：CSH表示城市化，用當(dāng)年市鎮(zhèn)人口在總?cè)丝谥械谋戎乇硎?；⑤NYZC表示政府當(dāng)年財政支出中的農(nóng)業(yè)支出比例；⑥JYZC表示政府當(dāng)年財政支出中的教育支出比例；NYDK表示當(dāng)年銀行貸款總額中的農(nóng)業(yè)貸款比例，用來反映金融對農(nóng)村的支持程度；DK表示當(dāng)年銀行貸款占GDP的比重，用來反映金融發(fā)展的程度。

（二）數(shù)據(jù)說明

由于缺少1980年以前的廣西城鄉(xiāng)收入數(shù)據(jù)和教育占財政支出比重數(shù)據(jù)，為了保持數(shù)據(jù)的一致性，因此分析時采用1980～2009年的數(shù)據(jù)。本文中1980～2008年的數(shù)據(jù)未經(jīng)指明均來自 《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》，2009年數(shù)據(jù)來自《廣西統(tǒng)計年鑒2010》。

城鄉(xiāng)收入差距數(shù)據(jù)根據(jù)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)民人均純收入計算獲得。進出口數(shù)據(jù)經(jīng)過當(dāng)年12月份人民幣與美元的比價的中間價折算為以人民幣計量，折算時所用的各年匯率取自相應(yīng)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》。教育占財政支出比重數(shù)據(jù)中1980、1982～1999年數(shù)據(jù)來源于 《廣西統(tǒng)計年鑒2000》，1981年數(shù)據(jù)是前后兩年數(shù)據(jù)的平均值，其余年份數(shù)據(jù)來自相應(yīng)年份《廣西統(tǒng)計年鑒》。

由于用基于戶籍的非農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诘谋戎貋肀硎境鞘谢凸懒藦V西的城市化程度，例如用此方法計算的廣西城市化率最高的2006年城市化率僅為19.88%，因此本文用更直接代表城市化率的指標(biāo)即市鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬砍鞘谢?。但遺憾的是，《廣西統(tǒng)計年鑒》里基于抽樣調(diào)查的1984～1989、1991～1994、1996～2002 年的市鎮(zhèn)人口與鄉(xiāng)村人口數(shù)據(jù)高估了廣西的城市化程度，缺乏可信性，例如根據(jù)這些數(shù)據(jù)計算得到的1988年廣西的城市化率為41.83%，1996年城市化率達到了71.29%。為了修正上述時間段的城市化率，得出更可靠的城市化數(shù)據(jù)，筆者采用Wan，Lu and Chen（2004）的方法，利用1978～2009年間其他年份較為可信的數(shù)據(jù)擬合城市化率，模型⑦為：

這里，Y為城市化率，X為時間趨勢，μ為誤差項。估計的結(jié)果為Y=0.1068+0.0003X2+0.0004X，擬合優(yōu)度（R2）為0.9935。根據(jù)這個方程，推測出修正后的 1984～1989、1991～1994、1996～2002 年的城市化率。修正后，1978～2009年的城市化率數(shù)據(jù)見表1。

四、實證分析與結(jié)果

我們將控制變量逐步加入模型，分析經(jīng)濟轉(zhuǎn)型因素對城鄉(xiāng)收入差距影響，并觀察其顯著性是否發(fā)生變化。

首先考慮解釋變量包含了KF、FGYH、ZFGY和CSH的模型。由于所有變量均為時間序列變量，為了防止偽回歸的發(fā)生，我們對變量進行ADF平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表2所示。

表1 經(jīng)過修正的廣西城市化率數(shù)據(jù)（1978～2009年）

表2 變量ADF平穩(wěn)性檢驗

從表2可以看出，所有變量都是一階單整序列，可以進行協(xié)整回歸，消除自相關(guān)后，回歸結(jié)果見表4中的方程（1）。然后，我們對協(xié)整回歸的殘差進行ADF檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示。

表3 殘差RESID的ADF檢驗

檢驗結(jié)果表明，殘差RESID的ADF檢驗統(tǒng)計值在各種顯著水平下均通過檢驗，即不存在單位根，是平穩(wěn)序列。因此，變量CXCJ與KF、FGYH、ZFGY、CSH之間存在協(xié)整關(guān)系，將它們進行協(xié)整回歸是恰當(dāng)?shù)摹?/p>

依以上同樣的步驟：檢驗變量的平穩(wěn)性、檢驗是否存在協(xié)整關(guān)系，我們將其他控制變量依次加入模型進行實證分析。分析表明：所有變量都是一階單整序列，每次加入控制變量進行回歸時均存在協(xié)整關(guān)系，具體實證結(jié)果如表4中的方程（2）～（5）所示。

從表4中的方程（1）～（5）可以看出以下估計結(jié)果：第一，隨著控制變量逐步加入模型，經(jīng)濟開放、非國有化和政府對經(jīng)濟活動干預(yù)的程度三個變量的系數(shù)符號沒有改變，數(shù)值大小也變化不大，顯著性水平也沒有發(fā)生變化。也就是即使控制住其他不同變量，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型因素對城鄉(xiāng)收入差距影響的性質(zhì)并未發(fā)生顯著變化。第二，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的三個方面中，經(jīng)濟開放顯著地擴大城鄉(xiāng)收入差距，非國有化、政府對經(jīng)濟活動干預(yù)程度的減弱顯著地縮小了城鄉(xiāng)收入差距。第三，控制變量中，城市化顯著地擴大城鄉(xiāng)收入差距；而政府財政對于農(nóng)業(yè)、教育的支出比重，以及金融發(fā)展程度、金融對農(nóng)村的支持程度的提高有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距，但影響并不顯著。

由以上分析可知，影響城鄉(xiāng)收入差距的諸多因素中，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型中的非國有化能起到縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用，經(jīng)濟開放卻顯著地擴大城鄉(xiāng)收入差距；此外，雖然政府對經(jīng)濟活動干預(yù)程度的減弱也有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，但值得關(guān)注的一個問題是，通過觀察指標(biāo)ZFGY的變動趨勢（如圖2所示）可以發(fā)現(xiàn)，從1997年以后，基本上政府對經(jīng)濟活動的干預(yù)程度從改革開放以來的歷史最低點又不斷攀升。與此同時，其他因素對抑制城鄉(xiāng)收入差距的擴大作用并不明顯。因此，綜合來看，近年來城鄉(xiāng)收入差距擴大的勢頭并沒有得到有效的遏制。

圖2 指標(biāo)ZFGY的變動趨勢

由于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型因素中的經(jīng)濟開放通常還可用FDI占GDP的比重來表示，于是我們還進行了穩(wěn)健性檢驗，選最終方程（5），用FDI占GDP的比重數(shù)據(jù)代替原來的經(jīng)濟開放數(shù)據(jù)進行回歸分析，估計結(jié)果見表4中的方程（6）。由方程（6）可知，三個經(jīng)濟轉(zhuǎn)型因素和控制變量中的城市化對城鄉(xiāng)收入差距影響的方向和原來的估計是一樣的，并同樣是顯著的（且政府對經(jīng)濟活動的干預(yù)程度由5%顯著變?yōu)?%顯著，顯著性提高）；而其他控制變量對城鄉(xiāng)收入差距的影響依然不顯著。雖然NYDK前的系數(shù)符號發(fā)生了改變，但因為本文關(guān)注的重點在于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型對城鄉(xiāng)收入差距的影響，這里暫不對其進行討論。

五、結(jié)論與政策含義

通過對廣西1980～2009年的時間序列數(shù)據(jù)分析，我們發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型中的非國有化、政府對經(jīng)濟活動干預(yù)程度的減弱對縮小城鄉(xiāng)收入差距作用顯著，而對外開放則顯著地擴大了城鄉(xiāng)收入差距。此外，我們還發(fā)現(xiàn)城市化也是擴大城鄉(xiāng)收入差距的重要因素，而政府財政對于農(nóng)業(yè)、教育的支持和金融發(fā)展、金融對農(nóng)村的支持對于縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用并不顯著。此外，1997年以來，政府對經(jīng)濟活動干預(yù)程度基本上又逐步增強。因此，近年來廣西城鄉(xiāng)收入差距擴大的勢頭并沒有得到有效地控制。

表4 估計結(jié)果（被解釋變量：城鄉(xiāng)收入差距CXCJ）

由于加大財政、金融對農(nóng)業(yè)的支持意味著加大對農(nóng)村資源的投入，本文的研究從另一個方面還說明了現(xiàn)階段廣西加大對農(nóng)村資源的投入對抑制城鄉(xiāng)差距的擴大作用并不顯著。因此，為了控制收入差距擴大的趨勢，廣西應(yīng)將重點放在加速經(jīng)濟轉(zhuǎn)型上，由于經(jīng)濟開放勢不可擋，廣西應(yīng)特別在加速非國有化進程和減少政府對經(jīng)濟活動的干預(yù)上下功夫，這是和以往只是強調(diào)通過加大對農(nóng)村投入來減少城鄉(xiāng)收入差距的定性研究所不同的結(jié)論。同時，正如上文所指出的，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型造就了改革開放以來經(jīng)濟的高速增長，這又意味著對于廣西而言，收入均等與經(jīng)濟增長可以成為兩個并行不悖的目標(biāo)。此外，陸銘等（2004）利用全國的省級面板數(shù)據(jù)得出，縮小城鄉(xiāng)收入差距應(yīng)該將財政支出更多地用于支持農(nóng)村地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和文教科學(xué)衛(wèi)生事業(yè)的發(fā)展，并且加大金融體系對農(nóng)村生產(chǎn)活動的扶持。這是針對全國范圍而言的，而我們針對廣西改革開放以來的時間序列數(shù)據(jù)得出了不同的結(jié)論。這也從一個側(cè)面表明，由于我國省份之間差別很大，中央政府尊重地方實施城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的自主實踐和不同模式，而不是實施統(tǒng)一的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌模式可能是比較現(xiàn)實合理的。

注 釋：

① 數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計年鑒2010及作者的相應(yīng)計算。

② 數(shù)據(jù)來自廣西統(tǒng)計信息網(wǎng)：http：//www.gxtj.gov.cn/show.asp?typid=81&id=8255。

③ 文獻中一般也用FDI占GDP比重來表示經(jīng)濟開放程度，下文用這個指標(biāo)對結(jié)論進行了穩(wěn)健性檢驗。

④ 中國的非國有化與勞動力市場的市場化是同步進行的，如大量國有企業(yè)勞動力進入非國有部門，因此用就業(yè)份額來表示非國有化進程是恰當(dāng)?shù)?。有的文獻用非國有工業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重來表示非國有化的程度，但事實上產(chǎn)出份額的變化難以反映非國有化政策的進展，因為即使政府不實行國有經(jīng)濟的非國有化，非國有經(jīng)濟更高的效率和相應(yīng)更快的發(fā)展同樣會導(dǎo)致其產(chǎn)出份額的上升（陸銘、陳釗，2006）。

⑤ 通常城市化也用另一個指標(biāo)即非農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诘谋戎貋肀硎?。但正如下文所示，用這個基于戶籍的指標(biāo)來表示城市化低估了城市化程度。

⑥ 考慮到教育影響人力資本，從而影響個體收入，我們也將這個變量列為控制變量。

⑦ 筆者也嘗試使用非線性模型中的對數(shù)形式等進行估計，效果不佳；此外，用線性模型對數(shù)據(jù)進行回歸，估計結(jié)果為 Y=0.0717+0.0092X，擬合優(yōu)度（R2）為 0.96，擬合情況也沒有多項式模型的好，因此最終使用多項式模型進行預(yù)測。

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[1]World Bank.Sharing Rising Incomes－Disparities in China[M].Washington D.C，1997.

[2]Kanbur，Ravi and Xiaobo Zhang.Which Regional Inequality?The Evolution of Rural－Urban and Inland －Coastal Inequality in China from 1983 to 1995[J].Journal of Comparative Economics， 1999，（27）：686－701.

[3]Wei，ShangJin and Yi Wu.Globalization and Inequality：Evidence from within China[EB/OL].NBER Working Paper http：//www.nber.org/papers/w8611.2001.

[4]李實.中國個人收入分配研究回顧與展望[J].經(jīng)濟學(xué)季刊，2003，（2）.

[5]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，（7）.

[6]章奇，劉明興，陶然，Vincent Yiu Por Chen.中國的金融中介增長與城鄉(xiāng)收入差距[A].蔡昉，萬廣華.中國轉(zhuǎn)軌時期收入差距與貧困[C].北京：社會科學(xué)文獻出版社，2006：214－246.

[7]Kanbur，Ravi and Xiaobo Zhang.Fifty Years of Regional Inequality in China：a Journey through Central Planning，Reform，and Openness[J].Review of Development Economics，2005，（1）：87－106.

[8]劉文革，高偉，張?zhí)K.制度變遷的度量與中國經(jīng)濟增長——基于中國 1952～2006 年數(shù)據(jù)的實證分析[J].經(jīng)濟學(xué)家，2008，（6）.