胡榮才，馮昶章

(1.湖南大學金融與統(tǒng)計學院，湖南長沙，410079;2.中國人民大學統(tǒng)計學院，北京，100872)

城鄉(xiāng)居民收入差距的影響因素
——基于省級面板數(shù)據(jù)的實證研究

胡榮才1，馮昶章2

(1.湖南大學金融與統(tǒng)計學院，湖南長沙，410079;2.中國人民大學統(tǒng)計學院，北京，100872)

本文首先將我國城鄉(xiāng)居民收入差距的眾多影響因素歸為五大類，利用十三個指標變量研究五大類因素對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響機制。其次，基于其中可獲取數(shù)據(jù)的九個指標1995-2008年省級面板數(shù)據(jù)，實證研究各因素對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響方向和影響程度;構造Z指標對五大類因素的重要程度作量化比較。最后，根據(jù)實證研究結論提出縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的政策建議。

城鄉(xiāng)居民收入差距;影響因素;面板數(shù)據(jù)

一、引言

改革開放以來，中國經(jīng)濟(尤其是城市地區(qū)的經(jīng)濟)獲得了高速增長;但中國城市經(jīng)濟增長，是以犧牲農(nóng)業(yè)的投入優(yōu)先發(fā)展工業(yè)、犧牲農(nóng)民利益滿足城鎮(zhèn)居民收入增長為基礎;而農(nóng)村方面，則是1978年改革開放起步、2001年開始實施農(nóng)業(yè)稅收減免和2006年全面實施減免農(nóng)業(yè)稅。由此帶來的結果，是城鄉(xiāng)居民收入差距從20世紀80年代中期開始持續(xù)擴大，盡管政府采取了多種抑制措施，但差距仍繼續(xù)擴大，截至2008年為止，我國成為世界上城鄉(xiāng)居民收入差距最大的國家之一(表1)。擴大化的城鄉(xiāng)居民收入差距導致了農(nóng)村與城市、農(nóng)村人與城市人之間摩擦增多，惡化的城鄉(xiāng)關系將威脅到已有的改革成果和社會穩(wěn)定，對持續(xù)的經(jīng)濟增長和和諧社會建設帶來嚴峻挑戰(zhàn)。

圖1直觀地顯示，以絕對值衡量的城鄉(xiāng)居民收入差距自1978年改革開放以來一直處于擴大趨勢，且差距加速增大。以相對值衡量的城鄉(xiāng)居民收入差距變化可分為四個階段：1978-1984年階段由于最初改革是從農(nóng)村地區(qū)試點，農(nóng)民的收入增長速度快于城市居民的收入增長速度，相對值差距逐年下降;1984-1994年階段從1984年開始城市經(jīng)濟的改革步伐展開，城市居民的收入增加反過來超過農(nóng)村居民，收入差距逐漸擴大;1994-1998年階段出現(xiàn)了四年短暫的城鄉(xiāng)居民收入差距縮小時期;1998-2008年階段城鄉(xiāng)居民收入差距的繼續(xù)擴大，可以歸結于農(nóng)產(chǎn)品收購價格的下降，以及1997年9月黨的十五大對國有企業(yè)改革進一步做出部署，活躍城市經(jīng)濟，拉動城市居民收入快速增加，進而拉大了城鄉(xiāng)居民收入之間的差距。

表1 城鄉(xiāng)居民收入差距(1978-2008)

圖1 城鄉(xiāng)居民收入差距

雖然按照國際經(jīng)驗，一個國家的工業(yè)化過程必然伴隨城鄉(xiāng)居民收入差距加大，其變化規(guī)律符合倒U型曲線假設：城鄉(xiāng)居民收入差距相對值在工業(yè)化初期加速擴大，工業(yè)化中期擴大趨勢減緩，工業(yè)化后期城鄉(xiāng)居民收入差距才不斷減小。日本經(jīng)濟學家土屋圭提供的20世紀60年代基本完成工業(yè)化中期開始進入工業(yè)化成熟階段國家的城鄉(xiāng)居民收入資料顯示，作為城鄉(xiāng)居民收入差距最大的法國也只達到2.78∶1①張紅宇，城鄉(xiāng)居民收入差距的平抑機制：工業(yè)化中期階段的經(jīng)濟增長與政府行為，管理世界，2004(4)。;我國目前僅處于社會主義初級階段，尚未進入工業(yè)化中期，城鄉(xiāng)居民收入差距已達到3.33∶1。韓旭、韓淑麗(2006)認為我國城鄉(xiāng)居民收入差距變化規(guī)律支持收入分配理論的倒U曲線②倒U曲線是美國著名經(jīng)濟學家?guī)炱澞?955年提出的收入分配狀況隨經(jīng)濟發(fā)展過程而變化的曲線，是發(fā)展經(jīng)濟學中重要的概念，又稱作“庫茲涅茨曲線”(Kuznets curve)、庫茲涅茨倒U字形曲線假說。，指出現(xiàn)階段城鄉(xiāng)居民收入水平還未達到收入差距的拐點，城鄉(xiāng)居民收入差距將繼續(xù)擴大［1］。章奇、劉明興、陶然(2003)的研究表明城鄉(xiāng)居民收入差距的變化不支持Greenwood and Jovanovic的“倒U型假說”和Clarke的擴展“庫茲涅茨效應”;且如果考慮到城鎮(zhèn)居民享受的隱性收入和補貼，以及農(nóng)村居民的隱性負擔，城鄉(xiāng)居民收入差距比值將達到6∶1甚至更高［2］。

因此，研究影響我國城鄉(xiāng)居民收入差距的因素、影響程度及各因素的相對重要程度，對縮小城鄉(xiāng)居民收入差距、建設和諧社會具有重大意義，有助于有重點、區(qū)別性對待影響城鄉(xiāng)居民收入差距的各類因素，對相關政策的制定和實施具有重要的參考價值。

二、文獻綜述

李實、羅楚亮(2007)利用Theil指數(shù)，把全國的個人收入差距分解為城鎮(zhèn)內(nèi)部、農(nóng)村內(nèi)部和城鄉(xiāng)之間三部分，計算三種差距對全國總收入差距的貢獻率，結果表明城鄉(xiāng)居民收入差距是全國收入差距過大的主要內(nèi)容［3］。陳宗勝、周云波(2000)以不同方法計量的結果顯示，城鄉(xiāng)居民收入差距對總體收入差距的貢獻率在三成以上，魏后凱(1994)也得出相近的結論［4-5］。因此，縮小城鄉(xiāng)居民收入差距是縮小全國居民收入差距的根本切入點，許多文獻就城鄉(xiāng)居民收入差距擴大的原因進行了大量的理論探討或?qū)嵶C研究，歸納起來，影響因素包括五個方面。

1.制度安排的影響 由于發(fā)展環(huán)境特殊，中國經(jīng)濟走了一條農(nóng)村支持城市、工業(yè)優(yōu)先于農(nóng)業(yè)的道路，這樣的發(fā)展歷程決定了政府在制度上對城鎮(zhèn)的傾斜和農(nóng)村的輕視，必然在一定程度上導致城鄉(xiāng)居民收入差距擴大化。陸銘、陳昭(2004)從作用機制上分析了城市化和城市傾向的經(jīng)濟政策對城鄉(xiāng)居民收入差距的作用，利用省級面板數(shù)據(jù)進行的分析認為，政府參與經(jīng)濟活動的程度加深和財政支出結構的城市偏向調(diào)整是城鄉(xiāng)居民收入差距擴大的因素［6］。王德文、何宇鵬(2005)認為在中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型過程中，城鄉(xiāng)居民收入差距沒有隨經(jīng)濟增長減少，反而越過改革初期的水平，城鄉(xiāng)居民收入差距擴大是資源配置扭曲、收入分配傾斜與部門間技術進步不平衡三者共同作用的結果［7］。

2.經(jīng)濟發(fā)展的影響 經(jīng)濟發(fā)展對人均收入水平高低的影響毋庸置疑。只有一個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展起來，才能使該地區(qū)的居民收入水平有較大幅度的增加，因此，健康、持續(xù)的經(jīng)濟發(fā)展是解決收入差距過大的長遠措施和根本途徑。高振碧(2001)認為城鄉(xiāng)居民收入差距的擴大是市場經(jīng)濟發(fā)展的必然結果，在以效率至上、優(yōu)勝劣汰為準則的市場經(jīng)濟中，一部分人收入下降，而另一部分人收入增加，導致收入差距擴大［8］。張紅宇(2004)認為城鄉(xiāng)居民收入差距的形成機制和原因既可歸結為生產(chǎn)力發(fā)展水平的差異：在一定經(jīng)濟發(fā)展階段，工業(yè)代表著先進的生產(chǎn)力，農(nóng)業(yè)則意味著落后的生產(chǎn)力;也可歸結為兩大部門生產(chǎn)方式的不同［9］。賈小玫、周瑛(2006)認為城鄉(xiāng)居民收入差距是經(jīng)濟增長過程的必然現(xiàn)象，從相關研究可看出我國的情況與倒U型曲線假設基本一致［10］。

3.二元經(jīng)濟結構的影響 城鄉(xiāng)二元結構是發(fā)展中國家所特有的經(jīng)濟發(fā)展模式。為了加快我國經(jīng)濟發(fā)展和城市化進程，城市和農(nóng)村被人為分割為兩部門，農(nóng)村部門的經(jīng)濟資源被源源不斷地輸送到城市部門，以促進城市發(fā)展。王德文、何宇鵬(2005)認為技術進步不平衡導致部門間的勞動生產(chǎn)率差異，使得城鄉(xiāng)相對收入差距始終存在［7］。賈小玫、周瑛(2006)認為城鄉(xiāng)居民收入差距擴大的本質(zhì)，是工農(nóng)收入差距產(chǎn)生并擴大于工業(yè)化進程中的二元經(jīng)濟結構;現(xiàn)代部門比傳統(tǒng)部門的技術進步快，投資回報和就業(yè)者的工資收入相對較高，解釋了不同產(chǎn)業(yè)部門的就業(yè)者收入水平存在差距的本源［10］。郭國鋒、劉孟暉(2007)認為我國具有二元經(jīng)濟結構的典型特征，傳統(tǒng)部門(特別農(nóng)業(yè)部門)存在大量剩余勞動力，而現(xiàn)代部門具有較高的勞動生產(chǎn)率［11］。陳宗勝(2002)結合中國二元經(jīng)濟狀況和不同的發(fā)展階段，考察了城鄉(xiāng)二元結構、城鄉(xiāng)人口比、農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重與工農(nóng)產(chǎn)品價格剪刀差等影響城鄉(xiāng)居民收入差距的主要因素，認為二元經(jīng)濟結構是影響城鄉(xiāng)居民收入差距的重要原因［12］。喻曉東(2006)認為計劃經(jīng)濟形成的二元體制仍然在各方面制約城鄉(xiāng)經(jīng)濟的均衡發(fā)展，是城鄉(xiāng)居民收入差距繼續(xù)擴大的主要原因［13］。

4.農(nóng)業(yè)、農(nóng)民自身的影響 李曉妮(2005)認為，我國主要以人力和畜力為主的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力發(fā)展水平和單一的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟結構，是城鄉(xiāng)居民收入差距擴大的重要原因，尤其是隨著全國居民收入水平的提高，恩格爾系數(shù)不斷縮小，農(nóng)民豐產(chǎn)卻不豐收［14］。曾國安(2007)在不考慮政府干預因素的情況下分析了包括比較勞動生產(chǎn)率變化、農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易條件惡化在內(nèi)的導致城鄉(xiāng)居民收入差距擴大的自然因素，發(fā)現(xiàn)自然因素并不是影響我國城鄉(xiāng)居民收入差距擴大的唯一原因［15］。洪會明、王家順(2005)根據(jù)1990-2003年數(shù)據(jù)實證研究農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)民收入的影響情況，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)民收入具有決定性影響，推動農(nóng)民收入差距的擴大［16］。

5.其它因素 高振碧(2001)從基尼系數(shù)的角度，指出經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌時期的黑色收入、灰色收入和行業(yè)、部門壟斷導致的高收入促使我國城鄉(xiāng)居民收入差距擴大［8］。張克俊(2005)以我國1985年以來城鄉(xiāng)居民收入差距為考察范圍，通過計量分析發(fā)現(xiàn)農(nóng)村勞動者人力資本提高幅度太慢是造成城鄉(xiāng)居民收入差距擴大的內(nèi)在原因［17］?！巴晟妻r(nóng)村義務教育財政保障機制”課題組(2005)研究表明，農(nóng)村義務教育普及程度對城鄉(xiāng)居民收入差距具有顯著影響，其回歸系數(shù)為0.0265，即農(nóng)村義務教育普及率每提高1%，城鄉(xiāng)居民收入差距下降2.65%［18］。Gerhard Glomm 和 B.Ravikumar(2003)針對公共教育和收入不平等關系的研究表明，從短期來看公共教育并非如其支持者所認為的那樣對收入不平等具有很好的抑制作用，但從長期來考察該觀點成立;稅收對收入不平等的影響則是不確定的［19］。孟亞強、趙石磊(2008)通過分析從金融發(fā)展不平衡到收入不平等的傳導機制，采用Theil指數(shù)分解原理將中國1978～2006年的總收入差距分解為城鄉(xiāng)、城城和村村收入差距三類，選用金融發(fā)展規(guī)模、效率、結構3個指標和控制變量考察我國金融發(fā)展對收入差距的影響，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展規(guī)模和收入差距呈顯著正相關，而金融發(fā)展效率和結構與收入差距呈負相關，控制變量FDI則會顯著拉大收入差距［20］。

通過分析上述文獻可以發(fā)現(xiàn)，雖然對我國城鄉(xiāng)居民收入差距的研究較多，但大多是從某一特定角度分析影響城鄉(xiāng)居民收入差距的原因，方法比較單一，而系統(tǒng)性地將影響城鄉(xiāng)居民收入差距的因素進行歸類并研究其貢獻度的文獻較少。本文繼承現(xiàn)有文獻的研究成果，將影響城鄉(xiāng)居民收入差距的因素分為上述五類，遵循全面性、代表性、數(shù)據(jù)的可獲取性和可比性原則，構造五大類解釋指標，通過運用計量方法進行分析和貢獻度衡量，研究城鄉(xiāng)居民收入差距的影響因素和影響程度。

三、研究方案

(一)指標選擇與數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量 衡量城鄉(xiāng)居民收入差距的指標可以分為相對值指標和絕對值指標兩種：相對值指標是反映城鄉(xiāng)居民收入差距的相對數(shù);絕對值指標反映城鄉(xiāng)居民收入差距的絕對值，包含的信息量比相對值指標要少。鑒于大多數(shù)學者采用相對值指標來衡量城鄉(xiāng)居民收入差距，同時基尼系數(shù)存在著許多不足(馮招容，2002)［21］，且城鎮(zhèn)居民隱形收入與農(nóng)村居民隱形負擔的數(shù)據(jù)不可得和數(shù)據(jù)獲取成本過大，本文采用相對值指標，即城鎮(zhèn)居民可支配收入與農(nóng)村居民純收入之比(Y)度量城鄉(xiāng)居民收入差距。

2.解釋變量 本文在參考已有各類從某特定角度研究城鄉(xiāng)居民收入差距的文獻基礎上，對這些文獻選取的指標進行歸納整理，適當?shù)貙我恢笜藦秃匣?，形成五類十三個統(tǒng)計指標作為解釋變量。

(1)衡量制度安排的指標，包括城市化水平X2，1(城市人口/總人口數(shù))和財政支出城市偏倚度X2，2(用于城市的財政支出/總財政支出)。

城市化過程將人口從農(nóng)村轉(zhuǎn)移到城市，減少農(nóng)村剩余勞動力數(shù)量，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。農(nóng)村人口流向城市，加劇了城市勞動力市場的競爭，有利于降低城市勞動力的工資水平，縮小城鄉(xiāng)居民收入差距;然而，由于我國城鄉(xiāng)戶籍制度的限制，只有農(nóng)村中較富裕的居民才有可能取得城市戶籍，在城市安居謀業(yè)，城市化對城鄉(xiāng)居民收入差距的擴大具有推動作用，因此，城市化水平X2，1對城鄉(xiāng)居民收入差距具有雙重影響，影響方向有待實證驗證。

財政支出對城市的偏倚使國家資金資源不斷流入城市，城市基本設施完善，經(jīng)濟獲取充足的資本支持，發(fā)展迅速，城市居民享受城市經(jīng)濟的繁榮發(fā)達，生活質(zhì)量和收入水平大幅提高;而農(nóng)村經(jīng)濟缺乏有力的財政支持，發(fā)展水平和發(fā)展速度落后于城市，農(nóng)村居民游離在經(jīng)濟發(fā)展的成果之外，因此，財政支出城市偏倚度對城鄉(xiāng)居民收入差距具有同方向的影響。

(2)衡量經(jīng)濟發(fā)展的指標，包括人均地區(qū)生產(chǎn)總值 X3，1(地區(qū) GDP/地區(qū)總人數(shù)，萬元/人)、GDP增長率X3，2(GDP增加值/前一年GDP)和經(jīng)濟對外開放度X3，3(進出口總額/地區(qū)GDP)。

GDP增長率和經(jīng)濟對外開放度從不同方面衡量經(jīng)濟發(fā)展，根據(jù)收入分配倒U型曲線假設，城鄉(xiāng)居民收入差距隨著經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)先升高后下降的規(guī)律，韓旭、韓淑麗(2006)發(fā)現(xiàn)現(xiàn)階段居民收入水平還沒達到收入差距的拐點，居民收入差距將繼續(xù)擴大［1］，故預期 GDP 增長率 X3，2和經(jīng)濟對外開放度X3，3對居民收入差距具有同方向的影響。

人均地區(qū)生產(chǎn)總值顯示居民的平均收入水平，由于本文采用相對差距度量城鄉(xiāng)居民收入差距，隨著城鄉(xiāng)居民收入水平的提高，可能出現(xiàn)城鄉(xiāng)居民收入絕對差距擴大，而相對差距縮小的現(xiàn)象①例如原來城鄉(xiāng)居民收入水平分別為3和1，絕對差距是2，而相對差距為3;隨著收入的增長，城鄉(xiāng)居民收入水平為5和2，絕對差距擴大為3，相對差距卻縮小2.5。;而收入分配結構才真正決定人均地區(qū)生產(chǎn)總值對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響方向，故人均地區(qū)生產(chǎn)總值X3，1的系數(shù)正負不能先驗確定。

(3)衡量二元經(jīng)濟結構的指標，包括價格剪刀差X4，1(農(nóng)村工業(yè)品零售價格指數(shù) -農(nóng)產(chǎn)品收購價格指數(shù))、社會保障差別X4，2(城鎮(zhèn)居民人均轉(zhuǎn)移收入/農(nóng)村居民人均轉(zhuǎn)移收入)和城鄉(xiāng)部門生產(chǎn)率差異X4，3(城鎮(zhèn)生產(chǎn)率/農(nóng)村生產(chǎn)率)。

城鄉(xiāng)居民收入中都有一部分來自于財政補貼，政府通過社會保障轉(zhuǎn)移支付給居民，但城鄉(xiāng)二元結構的存在導致城鄉(xiāng)保障體系不一致：城市居民享受較多較完善的社會保障福利，而農(nóng)村居民面對的是資金不足、制度不完善的社會保障體系，諸多方面均比城市嚴重落后，甚至在1987年以后，財政資金是從農(nóng)村凈流出，且流出數(shù)量逐年遞增：1988—1992年農(nóng)村資金凈流出額為535.9億元，到2000年農(nóng)村資金凈流出額已高達1229.8億元②農(nóng)村資金市場存在的問題與對策建議，農(nóng)業(yè)部農(nóng)村經(jīng)濟研究中心，2005.08.16.。因此，預期社會保障差別X4，2對城鄉(xiāng)居民收入差距具有同方向的影響。

從經(jīng)濟學角度，生產(chǎn)率描述了資本、勞動創(chuàng)造價值的速度，較高的生產(chǎn)率創(chuàng)造較多的勞動成果，國民收入也較高;較低的生產(chǎn)率則對應較低的經(jīng)濟增長。城鄉(xiāng)兩部門生產(chǎn)率的差異導致了城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展水平和收入水平的不平等：城市部門是現(xiàn)代工業(yè)化部門，其生產(chǎn)率遠高于相對落后的農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門，必然引起兩部門勞動者的收入差距。而工業(yè)品和農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)品相對價格反映了城鄉(xiāng)兩部門之間的貿(mào)易條件關系，如果工業(yè)品價格相對上升，交易條件變得對農(nóng)業(yè)部門不利，工農(nóng)業(yè)產(chǎn)品交換的“價格剪刀差”擴大，相對價格變化率大于零，在兩部門邊際勞動率不變的條件下，城鄉(xiāng)居民收入差距的變化率增大，城鄉(xiāng)居民收入差距隨之擴大。因此，價格剪刀差X4，1和城鄉(xiāng)部門生產(chǎn)率差異X4，3對城鄉(xiāng)居民收入差距具有同方向的影響。

(4)衡量農(nóng)業(yè)、農(nóng)民因素的指標，包括農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重X5，1(農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)值/農(nóng)村GDP)、農(nóng)村從事非農(nóng)工作人數(shù)的比重X5，2(農(nóng)村從事非農(nóng)工作人數(shù)/總勞動人數(shù))和農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移率 X5，3(外出務工人員/農(nóng)村勞動力總數(shù))。

由于傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)效率比現(xiàn)代工業(yè)部門低下，加之我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依舊是落后的人力畜力生產(chǎn)方式，沒有完成機械化、現(xiàn)代化，且政府長期以來壓低農(nóng)產(chǎn)品收購價格，提高工業(yè)品銷售價格，從事農(nóng)業(yè)的農(nóng)民收入水平和增長幅度都遜于城市居民，故預期農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重對城鄉(xiāng)居民收入差距擴大產(chǎn)生同向的影響作用，農(nóng)村從事非農(nóng)工作人數(shù)的比重則具有反向作用。農(nóng)村勞動力向外轉(zhuǎn)移有助于解決農(nóng)村勞動力剩余問題，一定程度減輕農(nóng)村就業(yè)機會競爭壓力，同時增加城市勞動力供給，減緩城市工資增長速度，故農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移率會抑制城鄉(xiāng)居民收入差距的擴大。

(5)衡量其它因素的指標，包括城鄉(xiāng)人力資本差異X6，1(城鎮(zhèn)居民家庭平均每人全年教育文化娛樂服務支出/農(nóng)村居民家庭平均每人全年文教、娛樂用品及服務支出)和城鄉(xiāng)金融規(guī)模X6，2(城鄉(xiāng)儲蓄余額/地區(qū)GDP)。

人力資本是影響居民收入水平的重要因素之一，市場經(jīng)濟條件下，人力資本因素對個人收入的大小和個人之間、城鄉(xiāng)之間的收入差距都具有決定性作用：一個人的人力資本水平越高，越可能得到高收入，反之越可能只得到低收入。而教育是提高人力資本水平的主要途徑，因此，預期城鄉(xiāng)人力資本差異X6，1對城鄉(xiāng)居民收入差距產(chǎn)生同方向的影響。

無論是傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門還是先進的工業(yè)部門，其發(fā)展壯大和技術水平、生產(chǎn)率的提高，都離不開金融體系的資金支持。一個地區(qū)的金融體系規(guī)模越大越有利于該地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展，促進就業(yè)和收入水平的提高，縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。然而我國金融機構大多將重心放在城市，對農(nóng)村的金融支持嚴重不足，促使城鄉(xiāng)居民收入差距擴大化。因此，城鄉(xiāng)金融規(guī)模X6，2對城鄉(xiāng)居民收入差距具有雙重影響，影響方向取決于正反兩方面影響力度的大小。

3.樣本數(shù)據(jù) 本文原始數(shù)據(jù)來源于國泰安CSMAR系列研究數(shù)據(jù)庫、中經(jīng)專網(wǎng)和中國統(tǒng)計年鑒(1996-2009)，數(shù)據(jù)區(qū)間為1995～2008共14年，一共379個樣本;數(shù)據(jù)處理采用軟件Eviews6.0完成。

(二)研究方法

為了分析上述五大類因素對我國城鄉(xiāng)居民收入差距的影響，本文根據(jù)數(shù)據(jù)類型擬建立包含我國內(nèi)地二十七個省級行政區(qū)域①因數(shù)據(jù)缺失，重慶、西藏、廣西和云南等四個省級行政區(qū)域不納入模型。在內(nèi)的面板數(shù)據(jù)模型。不失一般性，先討論模型的一般形式：

這里不考慮截面系數(shù)固定而斜率系數(shù)變化的情況，因為當斜率不同時，截距相同沒有任何意義。其中：i表示橫截面?zhèn)€數(shù)(1，2，...，)，t為變量考察的時期數(shù)(1，2，...，)，yi，t為回歸變量，Xi，t=為向量，k為解釋變量個數(shù)，αi表示截距，斜率系數(shù)β=(β1，…，βk)。根據(jù)截距項α的不同，面板數(shù)據(jù)模型通常有3種：

(1)若α固定時，即無論任何個體和截面，回歸系數(shù)α和β都相同時，該模型稱為混合模型。

(2)若α不固定，是隨機變量，表示對于i個個體(或t個時間)有i個不同的截距項，且其變化與Xit有關系，則此模型稱為固定效應該模型。固定效應模型又分為個體固定效應模型、時點固定效應模型和個體時點雙固定效應模型。

(3)若α不固定，為隨機變量，但其分布與Xit無關時，此模型稱為隨機效應模型。隨機效應模型分為個體隨機效應模型、時點隨機效應模型和個體時點雙隨機效應模型。

由于面板數(shù)據(jù)的兩維特性，模型設定的正誤決定了參數(shù)估計的有效性。因此，首先要對模型的設定形式進行檢驗(李子奈、葉阿忠，2000)［22］，即主要檢驗模型參數(shù)在所有橫截面樣本點和時間點上是否具有相同的常數(shù)。本文使用F檢驗和Hausman檢驗，檢驗以下兩個假設：

H10：αi=α，模型中不同個體的截距相同(真實模型為混合模型);

H20：個體效應與回歸變量無關(真實模型為個體隨機效應模型)。

檢驗通過F檢驗和Hausman檢驗進行，F(xiàn)統(tǒng)計量和H統(tǒng)計量為：

其中，S1和S3分別為變系數(shù)模型和混合回歸模型的殘差平方和;N為約束條件，K表示公共參數(shù)個數(shù)，T表示樣本容量，Var(?θ)和Var(^θ)是?θ與^θ的樣本方差估計值。

對給定的顯著性水平，先判別模型是否存在個體固定效應：若 F ＞Fα(N，NT-N-K)，則可以拒絕原假設H10，認為模型中不同個體的截距項不同;否則接受原假設，認為真實模型應為混合模型。

在拒絕原假設H10的基礎上，利用Hausman檢驗從個體固定效應模型和個體隨機效應模型中選擇正確的模型：假定面板模型的誤差項滿足通常的假定條件，如果真實的模型是個體隨機效應模型，那么β的離差變換OLS估計量^βw和可行GLS法估計量^βRE都具有一致性;如果真實的模型是個體固定效應模型，則參數(shù)β的離差變換OLS估計量^βw是一致估計量，但可行GLS估計量?β是非一致估計量，如表2所示。

四、城鄉(xiāng)居民收入差距影響因素實證分析

(一)模型選擇

首先，上述五類十三個解釋指標是在參考已有各類從某特定角度研究城鄉(xiāng)居民收入差距的文獻基礎上，對指標進行歸納整理并適當?shù)貙我恢笜藦秃匣玫降摹１疚牡谌糠质菑睦碚摻嵌汝U述影響機制，十三個指標不可或缺;本部分則從實證角度具體分析各因素的影響力度和相對重要程度，而部分指標的地區(qū)分類數(shù)據(jù)不可獲取，所以需要舍棄部分指標(但每一類因素至少包含一個指標)，從而保留九個解釋變量：城市化水平x2，1、人均地區(qū)生產(chǎn)總值 x3，1、GDP 增長率 x3，2、經(jīng)濟對外開放度 x3，3、社會保障差別 x4，2、農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重 x5，1、農(nóng)村從事非農(nóng)的人數(shù)比重 x5，2、城鄉(xiāng)人力資本差異x6，1和城鄉(xiāng)金融規(guī)模x6，2。本文擬用四個統(tǒng)計檢驗量，即分別適用于相同根情形的LLC檢驗和適用于不同根情形的IPS檢驗、MV檢驗以及崔仁檢驗，對被解釋變量和九個解釋變量共十個面板數(shù)據(jù)序列進行單位根檢驗，以檢驗面板數(shù)據(jù)序列的平穩(wěn)性，0.05顯著性水平的檢驗結果如表3。

表3 的平穩(wěn)性檢驗結果顯示，序列 X3，2、X5，1和X6，1是平穩(wěn)變量，X3，1是二階單整變量，其余的序列都是一階單整變量。

其次，利用KAO協(xié)整檢驗法檢驗城鄉(xiāng)居民收入差距Y和五大類因素的協(xié)整關系。表4的KAO協(xié)整檢驗結果顯示：拒絕城鄉(xiāng)居民收入差距與五大類因素之間存在協(xié)整關系的原假設的顯著性水平小于0.01，在置信度為99%的條件下，認為城鄉(xiāng)居民收入差距與五大類因素存在協(xié)整關系。

第三，根據(jù)樣本數(shù)據(jù)，針對原假設和分別進行檢驗，以選擇合適的面板數(shù)據(jù)模型，檢驗結果如表5和表6。

表5結果顯示：P ＜0.05，拒絕原假設 H10，拒絕建立混合模型;根據(jù)表6，由于P＜0.05，所以拒絕原假設H20，拒絕建立個體隨機效應模型，即應建立個體固定效應模型。因此，本文選擇建立個體固定效應模型。

表2 固定效應與隨機效應模型區(qū)別準則

表3 平穩(wěn)性檢驗結果

表4 面板數(shù)據(jù)序列協(xié)整檢驗

表5 F檢驗結果

表6 Hausman檢驗結果

(二)模型估計

為消除序列自相關影響，本文采用廣義最小二乘法通過逐步回歸擬合，剔除人均地區(qū)生產(chǎn)總值X31后得到個體固定效應變截距模型。

從上述個體固定效應變截距模型結果可以看出：調(diào)整后的決定系數(shù)ˉR2=0.956009，表明模型擬合度高;0.05顯著性水平下，絕大部分變量均通過變量顯著性檢驗，只有社會保障差別x4，2的變量顯著性檢驗需要放寬至0.07的顯著性水平。因此，該模型對樣本數(shù)據(jù)的信息提取非常高，能有效地描述各因素對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響。

(三)模型解釋

回歸方程(4.1)系數(shù)的正負與前述對參數(shù)的理論分析結果基本上吻合。GDP增長率x3，2、社會保障差別x4，2和城鄉(xiāng)人力資本差異x6，1促進了城鄉(xiāng)居民收入差距的擴大。城市化抑制城鄉(xiāng)居民收入差距的積極作用弱于其擴大城鄉(xiāng)居民收入差距的消極作用，對城鄉(xiāng)居民收入差距的擴大起同方向的影響，與張克俊(2005)建立多元線性回歸模型得出城市化對我國城鄉(xiāng)居民收入差距起擴大的負面作用相符［17］。因此，我國城市化進程只是促進了較富裕、能力較強的農(nóng)村居民流向城市地區(qū)，而農(nóng)村中的貧困家庭和無專業(yè)技能的勞動者很少能從城市化過程中受益，同時農(nóng)民工進城打工與城市居民就業(yè)分屬城市內(nèi)不同的經(jīng)濟部門，不僅不能加劇城市勞動力的競爭，減緩城市居民的工資增長速度，反而加劇兩個群體的貧富差距，這與陸銘、陳釗(2004)基于省級面板數(shù)據(jù)進行估計得出城市化對降低統(tǒng)計上的城鄉(xiāng)居民收入差距有顯著作用的結論相悖［6］。以城鄉(xiāng)金融規(guī)模衡量的金融體系的發(fā)展對城鄉(xiāng)居民收入差距產(chǎn)生擴大效應，這與我國金融機構的城市偏倚發(fā)展目標分不開，使得農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟剩余以農(nóng)戶儲蓄的形式從農(nóng)村流向城市，特別是1998年金融機構從農(nóng)村地區(qū)的大范圍撤離，導致了農(nóng)村金融的邊緣化，更加劇了城鄉(xiāng)居民收入差距的擴大。

然而，衡量農(nóng)業(yè)、農(nóng)民因素的指標對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響方向與理論分析結果不一致：農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重x5，1的系數(shù)為負，而農(nóng)村從事非農(nóng)的人數(shù)的比重x5，2的系數(shù)為正。這可能是因為農(nóng)林牧漁業(yè)在農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟中依舊占據(jù)主導地位，是留守農(nóng)村的勞動力收入的主要來源，隨著外出務工隊伍壯大，留守農(nóng)村地區(qū)的勞動力減少，農(nóng)村勞動力的收入增長快于農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值的增長，其效應大于傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)率低的負面效應;同時隨進城務工人員增加而導致就業(yè)競爭加劇、工資增長速度減緩，以及民營企業(yè)的經(jīng)營問題出現(xiàn)，使得從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的勞動力收入水平遜于務農(nóng)勞動力。

經(jīng)濟對外開放度x3，3對城鄉(xiāng)居民收入差距起抑制作用，這個結果令人意外，但如果從我國進出口貿(mào)易結構考察則不難得出解釋：我國出口結構中初級工業(yè)品和農(nóng)產(chǎn)品占很大一部分額度，自加入WTO組織，我國對外貿(mào)易得到有效保護，農(nóng)產(chǎn)品出口穩(wěn)步增加，對農(nóng)村居民收入增長有較大的貢獻。

另外，實證結果表明考慮了其它八個解釋變量對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響后人均地區(qū)生產(chǎn)總值x3，1對城鄉(xiāng)居民收入差距的回歸系數(shù)統(tǒng)計上不顯著;而單獨只考慮人均地區(qū)生產(chǎn)總值x3，1對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響時，則回歸系數(shù)統(tǒng)計上顯著。因此，綜合考慮了其它八個指標后，人均地區(qū)生產(chǎn)總值x3，1的影響可以忽略。

除城鄉(xiāng)人力資本差異x6，1外，其余七個指標都是相對指標，因而可以比較它們影響城鄉(xiāng)居民收入差距的相對重要程度：最重要的影響因素是農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重x5，1，其每提高1%，城鄉(xiāng)居民收入差距縮小 2.800511%;其次是 GDP 增長率 x3，2，其每提高1%，城鄉(xiāng)居民收入差距擴大1.145124%;剩下依次為城鄉(xiāng)金融規(guī)模x6，2、農(nóng)村從事非農(nóng)的人數(shù)比重 x5，2、城市化水平 x2，1、經(jīng)濟對外開放度 x3，3和社會保障差別x4，2。因為城鄉(xiāng)人力資本差異x6，1不是相對指標，其值沒上限，所以一個防止城鄉(xiāng)居民收入差距過大的重要途徑是要防止城鄉(xiāng)人力資本差距過大。

(四)Z指標

為了比較五類指標的重要程度，本文參照變異指標構造一個Z指標變量，以指標系數(shù)與其標準誤之比度量，以剔除五大類指標之間數(shù)量級導致的差異，再進行歸一化處理，結果如表7。

表7顯示，農(nóng)業(yè)、農(nóng)民自身因素對城鄉(xiāng)居民收入差距的解釋力度最大，達到34.1601%;其次是經(jīng)濟發(fā)展的原因，重要程度為28.1367%;緊接其后的是其他因素，相對重要程度是24.3309%;剩下的依次是制度安排因素和二元經(jīng)濟結構因素。

五、結論與建議

本文從制度安排、經(jīng)濟發(fā)展、二元經(jīng)濟結構、農(nóng)業(yè)農(nóng)民自身的因素以及以人力資本和金融體系兩方面為代表的其它因素等五個方面出發(fā)，以十三個指標來探討我國城鄉(xiāng)居民收入差距問題。對十三個解釋指標如何影響我國城鄉(xiāng)居民收入差距的理論分析表明，城市化x2，1、人均地區(qū)生產(chǎn)總值x3，1和城鄉(xiāng)金融規(guī)模x6，2對城鄉(xiāng)居民收入差距存在正反兩種影響，但根據(jù)理論分析不能判斷哪種影響占主導;運用面板數(shù)據(jù)模型對1995-2008年十四年的省級面板數(shù)據(jù)進行實證研究，通過逐步回歸得到包含八個解釋指標的固定效應變截距模型，結果表明城市化 x2，1、GDP 增長率 x3，2、社會保障差別 x4，2、農(nóng)村從事非農(nóng)的人數(shù)的比重 x5，2、城鄉(xiāng)人力資本差異x6，1和城鄉(xiāng)金融規(guī)模x6，2促進了城鄉(xiāng)居民收入差距的擴大，人均地區(qū)生產(chǎn)總值對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響統(tǒng)計上不顯著，經(jīng)濟對外開放度x3，3和農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重x5，1對城鄉(xiāng)居民收入差距起抑制作用;構造Z指標比較五大類因素的重要程度，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)民自身因素和經(jīng)濟增長的影響程度比其它三方面強。因此，為減小我國城鄉(xiāng)居民的收入差距，根據(jù)實證研究結論提出如下建議：

農(nóng)業(yè)、農(nóng)民自身因素是影響我國城鄉(xiāng)居民收入差距的最大因素，尤其是涉農(nóng)產(chǎn)值比重。因此，在不犧牲第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基礎上，加快農(nóng)業(yè)機械化、現(xiàn)代化，提高農(nóng)業(yè)的產(chǎn)量產(chǎn)值，提高農(nóng)產(chǎn)品收購價格，保護農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易，增加農(nóng)民收入，對縮小城鄉(xiāng)居民收入差距具有重大作用;同時，加強非農(nóng)務工人員的技能培訓，提高農(nóng)村非農(nóng)人員的技術水平，引導農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移到城市務工，扶持民營企業(yè)壯大發(fā)展。

實證研究表明，經(jīng)濟發(fā)展加劇了我國城鄉(xiāng)居民收入差距的擴大，表明我國目前所處的經(jīng)濟發(fā)展階段以及市場機制的作用最容易拉大城鄉(xiāng)居民收入差距。在這種情況下，如果放任市場機制這只“看不見的手”自發(fā)調(diào)節(jié)城鄉(xiāng)居民收入分配，勢必引起城鄉(xiāng)居民收入差距擴大到影響社會穩(wěn)定的程度。在全面建設小康社會的進程中，政府必須加大宏觀調(diào)控力度和制訂有效的收入分配調(diào)節(jié)政策，防止城鄉(xiāng)居民收入過分懸殊。而對外開放貿(mào)易能抑制我國城鄉(xiāng)居民收入差距的擴大，所以政府應加強我國對外貿(mào)易保護，保障我國對外出口農(nóng)產(chǎn)品不受歧視性對待，保護農(nóng)業(yè)出口產(chǎn)業(yè)。

城鄉(xiāng)二元結構是為加速經(jīng)濟發(fā)展而采取的特殊政策措施，對我國六十年來的經(jīng)濟發(fā)展作出了重大的貢獻，還將繼續(xù)執(zhí)行一段相當長的時間;但應當將城鄉(xiāng)區(qū)別性對待控制在一定范圍，以免造成城鄉(xiāng)差異過大，導致城鄉(xiāng)摩擦進一步升級，帶來社會動蕩。

制度安排因素對我國城鄉(xiāng)居民收入差距產(chǎn)生影響，尤其是城市化問題更為突出：模型回歸結果顯示城市化水平對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響系數(shù)為0.135572，且我國城市化水平比同等收入國家低。因此，應重新思考并調(diào)整促進城市化進程的政策。

城鄉(xiāng)人力資本差距和城鄉(xiāng)金融差別是繼農(nóng)業(yè)、農(nóng)民自身因素后對城鄉(xiāng)居民收入差距產(chǎn)生重大影響的兩個重要原因。教育是影響人力資本水平變化的主要途徑，但城鄉(xiāng)居民對待自我升值教育的態(tài)度差異較大，每年用于教育文化娛樂服務的費用差距更大，歸根結底，城鄉(xiāng)基礎教育的差距是其中重要的原因。同時城鄉(xiāng)教育投入差距巨大，農(nóng)村地區(qū)的教育設施和教育軟件遠遠落后于城市。因此，增加農(nóng)村教育投入，縮小城鄉(xiāng)教育支持差別，對減小城鄉(xiāng)人力資本差距和城鄉(xiāng)居民收入差距具有不可忽略的作用。

我國金融機構將金融支持重心嚴重傾斜于城市，將農(nóng)村地區(qū)的資金源源不斷輸入城市，加劇城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展水平差距;特別是1998年金融機構從農(nóng)村地區(qū)的大范圍撤離，更加導致了農(nóng)村金融的邊緣化。所以縮小城鄉(xiāng)居民收入差距不可或缺的途徑是改變城鄉(xiāng)金融政策的差別，需要城市反哺農(nóng)村，工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)，增加對農(nóng)村、農(nóng)業(yè)、農(nóng)民的金融支持力度。

表7 五類因素重要性比較表

［1］韓旭，韓淑麗.我國居民收入差距變動分析——基于1978-2003年時間序列分析［J］.財經(jīng)問題研究，2006，(10)：74-80.

［2］章奇，劉明興，陶然.中國金融中介與城鄉(xiāng)收入差距［R］.林毅夫發(fā)展論壇工作論文，2003.

［3］李實，羅楚亮.市場化改革真正含義［J］.財經(jīng)，2007，(7)：50-50.

［4］陳宗勝，周云波.加速市場化進程推進經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)型［J］.天津社會科學，2001，(3)：55-58.

［5］魏后凱.我國區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展趨勢與政策選擇［J］.開發(fā)研究，1994，(3)：16-18.

［6］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，(4)：50-58.

［7］王德文，何宇鵬.城鄉(xiāng)差距的本質(zhì)、多面性與政策含義［J］.中國農(nóng)村觀察，2005，(3)：25-37.

［8］高振碧.從基尼系數(shù)看我國收入分配問題［J］.甘肅農(nóng)業(yè)，2001，(12)：22-24.

［9］張紅宇.城鄉(xiāng)居民收入差距的平抑機制：工業(yè)化中期階段的經(jīng)濟增長與政府行為選擇［J］.管理世界，2004，(4)：9-21.

［10］賈小玫，周瑛.對縮小城鄉(xiāng)收入分配差距的思考［J］.財經(jīng)科學，2006，(4)：76-81.

［11］郭國鋒，劉孟暉.城鄉(xiāng)居民收入差距研究［J］.經(jīng)濟問題，2007，(2)：85-87.

［12］陳宗勝.關于收入差距倒U曲線及兩極分化研究中的幾個方法問題［J］.中國社會科學，2002，(5)：5-13.［13］喻曉東.城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴大的原因和解決途徑［J］.農(nóng)村經(jīng)濟，2006，(6)：46-49.

［14］李曉妮.對我國城鄉(xiāng)收入差距的經(jīng)濟分析［J］.西安文理學院學報，2005，(4)：60-63.

［15］曾國安.論工業(yè)化過程中導致城鄉(xiāng)居民收入差距擴大的自然因素與制度因素［J］.經(jīng)濟評論.2007，(2)：41-47.

［16］洪會明，王家順.農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)民收入的影響［J］.重慶工商大學學報，2006，(2)：12-14.

［17］張克俊.我國城鄉(xiāng)居民收入差距的影響因素分析［J］.人口與經(jīng)濟，2005，(6)：53-54.

［18］“完善農(nóng)村義務教育財政保障機制”課題組.農(nóng)村義務教育，財政理應保障.中國財經(jīng)報［N］，2005.07.06.

［19］ Gerhard Glomm，B Ravikumar.Public Education and Income Inequality［J］.European Journal of Political Economy，2003，(2)：289-300.

［20］孟亞強，趙石磊.城鄉(xiāng)分割、收入不平等與金融發(fā)展——基于中國1978-2006時間序列數(shù)據(jù)的實證研究［J］.產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究，2008，(5)：23-31.

［21］馮招容.“基尼系數(shù)”評判指標之我見［J］.理論前沿.2002，(1)：30-31.

［22］李子奈，葉阿忠.高等計量經(jīng)濟學［M］.北京：清華大學出版社.2000，6.

［23］ Hugh Gravelle，John Wildman，Matthew Sutton.Income，Income Inequality and Health：What Can We Learn from Aggregate Data［J］.Social Science ＆ Medicine，2002，(54)：577-589.

［24］ Chor-ching GOH，Xubei Luo，Nong Zhu.Income Growth and Proverty Reduction：A Case of Eight Provinces in China［J］.China Economic Review，2008，(20)：485-496.

［25］姚耀軍.金融發(fā)展、城市化與城鄉(xiāng)收入差距——協(xié)整分析及其Granger因果檢驗［J］.中國農(nóng)村觀察，2005，(2)：2-8.

［26］王建農(nóng)，張啟良.城鄉(xiāng)居民收入差距的基本特征與趨勢［J］.統(tǒng)計研究，2005，(3)：37-39.

［27］張奇，張繼良.近期我國城鄉(xiāng)居民收入差距問題研究綜述［J］.調(diào)研世界，2008，(6)：33-35.

(本文責編：辛 城)

The Factors Impinging upon Income Gap between Urban and Rural Residents——An Empirical Analysis Based on Provincial Panel Data

HU-Rong-cai1，F(xiàn)ENG-Changzhang2
(1.College of Finance and Statistics，Hunan University，Hunan，Changsha 410079，China;2.School of Statistics，Renmin University of China，Beijing 100872，China)

Firstly，the factors of income gap between urban and rural residents are classified into five categories，and 13 indicators are used to research the impact mechanism of the factors on income gap.Secondly，based on the obtainable provincial panel data of nine indicators from 1995 to 2008，the article researches the impact direction and impact degree of different factors on income gap empirically，and Z indicator is constructed to compare the importance of the different factors.Finally，based on the conclusions of empirical research，some policies are recommended to narrow the

income gap.

Income Gap between Urban and Rural Residents;Factors;Panel Data

C832

A

1002-9753(2011)02-0069-11

2010-08-15

2010-10-15

胡榮才(1976-)，男，漢族，貴州興義人，副教授，碩士生導師，經(jīng)濟學博士，研究方向為經(jīng)濟模型。