王鈺玨

（中國人民大學 勞動人事學院，中國 北京 100872）

隨著改革開放的逐步深入，我國的城鄉(xiāng)收入差距也逐步擴大。過大的城鄉(xiāng)收入差距會產(chǎn)生一系列消極后果。城鄉(xiāng)居民收入差距涉及到一國政治及經(jīng)濟體制的各個方面，這個問題的解決需要從系統(tǒng)的角度出發(fā)，全面考慮社會的各個因素。這就需要我們對影響我國城鄉(xiāng)居民收入差距的原因進行全面系統(tǒng)的分析，找到切實可行的改革辦法，避免城鄉(xiāng)矛盾更加激化，影響整個社會的穩(wěn)定以及經(jīng)濟的發(fā)展。

1 文獻回顧:影響我國城鄉(xiāng)收入差距的因素

綜合諸多學者的觀點，造成我國城鄉(xiāng)收入差距的原因主要來自以下幾個方面。

1.1 產(chǎn)業(yè)本身特性的基礎

農(nóng)產(chǎn)品價格持續(xù)低迷，農(nóng)產(chǎn)品市場體系不完善，農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理等使得農(nóng)產(chǎn)品附加值低。加上我國廣大農(nóng)民自身素質(zhì)相對較低，這是影響經(jīng)濟發(fā)展的重要因素。在本研究中，筆者主要采用農(nóng)業(yè)現(xiàn)代水平和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型水平來測量農(nóng)業(yè)本身特征帶給城鄉(xiāng)收入差距的貢獻。

1.2 二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的存在

許多學者認為，計劃經(jīng)濟時期形成的城鄉(xiāng)分割的二元體制仍然在各個方面制約著城鄉(xiāng)經(jīng)濟的均衡發(fā)展，是城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴大的主要原因。從這個意義上可以說，城鄉(xiāng)居民收入差距是二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的產(chǎn)物。筆者選擇城鎮(zhèn)發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)就業(yè)水平兩個變量來測量二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的影響。

1.3 國家政策因素的影響

由于國家發(fā)展的需要，對于城市、鄉(xiāng)村的經(jīng)濟發(fā)展，一些不同的經(jīng)濟政策也影響了城鄉(xiāng)之間的收入水平。筆者主要選擇教育發(fā)展水平來測量國家政策因素的影響。

1.4 經(jīng)濟社會因素的作用

從世界范圍的歷史的發(fā)展情況來看，城鄉(xiāng)收入差距會隨著經(jīng)濟社會的不斷發(fā)展而縮小。筆者選擇了經(jīng)濟發(fā)展水平、經(jīng)濟開放水平和人口負擔水平三個變量來測量經(jīng)濟發(fā)展因素的作用。

下面列出了本研究選取變量的計算方法。其中數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒2011》中31個省級行政單位的各項指標。模型假設產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型水平與城鄉(xiāng)收入差距正相關，其余變量均假設正相關。

城鄉(xiāng)收入差距=城鎮(zhèn)居民人均可支配收入/農(nóng)村人均居民純收入

農(nóng)業(yè)現(xiàn)代水平=農(nóng)用機械總動力/地區(qū)耕地面積

產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型水平*=第一產(chǎn)業(yè)/當期地區(qū)生產(chǎn)總值

城鎮(zhèn)發(fā)展水平=地區(qū)城鎮(zhèn)人口/地區(qū)總?cè)丝?/p>

產(chǎn)業(yè)就業(yè)水平=城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)/農(nóng)村就業(yè)人數(shù)

教育發(fā)展水平=教育支出額/當期地區(qū)生產(chǎn)總值

經(jīng)濟發(fā)展水平=當期地區(qū)生產(chǎn)總值/地區(qū)總?cè)丝?/p>

經(jīng)濟開放水平=當期地區(qū)進出口總額/當期地區(qū)生產(chǎn)總值

人口負擔水平=(各地區(qū)總?cè)丝?從業(yè)人口)/從業(yè)人口

2 模型的建立與調(diào)整

首先測量因素間的相關性。從得到相關矩陣能夠看到，絕大部分變量之間都與城鄉(xiāng)收入差距之間有著顯著的線性相關性。但是，這些自變量之間也有著不容忽視的相關性，很可能使得線性回歸結(jié)果出現(xiàn)嚴重的多重共線性。

筆者嘗試性地對這8個自變量與因變量建立多元回歸模型。數(shù)據(jù)顯示，調(diào)整后的R方為0.577，說明自變量對因變量的影響已經(jīng)達到了顯著的程度。F統(tǒng)計量為6.107，通過了F檢驗。但只有農(nóng)業(yè)現(xiàn)代水平一個自變量通過了t檢驗。結(jié)合相關分析的數(shù)據(jù)，我們可以認定這八個自變量之間可能存在著比較嚴重的共線性問題。

我們可以通過刪減變量構(gòu)建出了一個較為理想的模型。然而，上述八個變量在理論上均對城鄉(xiāng)收入差距有一定的解釋能力。因此，筆者希望進一步采取因子分析的方法，盡可能的保留這八個變量的信息，同時消除自變量之間的多重共線性問題。

通過第一項分析中的線性相關分析可以看出，大部分的相關系數(shù)都較高，各變量之間呈較強的線性關系，能夠從其中提取公共因子，適合進行因子分析。同時巴特利特球度檢驗結(jié)果顯示，P值接近于0，可以認為相關系數(shù)矩陣與單位陣有顯著差異；KMO值為0.765，根據(jù)Kaiser給出的KMO度量標準可知原變量適合進行因子分析。

經(jīng)過嘗試性分析之后，在之后的研究中采用主成分分析法提取因子，固定抽取成分數(shù)量為4，采取方差極大法正交旋轉(zhuǎn)。結(jié)果表明，提取出來的四個變量總計能夠解釋總體方差的92.563%，基本上保留了原有自變量的全部信息。同時，采用方差極大法正交旋轉(zhuǎn)之后，四個因子的特征值均大于1，因此提取4個因子是比較合適的。

城鎮(zhèn)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型水平、經(jīng)濟開放水平、產(chǎn)業(yè)就業(yè)水平和經(jīng)濟發(fā)展水平在第一個因子上具有較高的載荷，第一個因子主要解釋了這幾個變量。通過經(jīng)濟學知識我們可以了解到，這幾個變量都指向當?shù)氐目傮w經(jīng)濟發(fā)展情況，因此第一個因子可以解釋為當期地區(qū)總體經(jīng)濟水平。同理，可以將第二個因子可以解釋為當期地區(qū)教育發(fā)展水平，第三個解釋為當期地區(qū)總體就業(yè)水平，第四個為當期地區(qū)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平。

保存各個省份在上述四個因子上的得分，并分別記錄為以下四個變量:經(jīng)濟水平、教育水平、就業(yè)水平、農(nóng)業(yè)水平。然后采用進入法進行多元線性回歸分析。R方為0.541，總體的解釋力比較強。線性關系的顯著性檢驗中，F(xiàn)統(tǒng)計量為9.840，P-值接近于零，因此該線性關系很顯著。此時回歸模型的各個相關系數(shù)都在α=0.05的條件下較為顯著。并且可以肯定該模型自變量之間的多重共線性問題并不嚴重。

3 討論與分析

上述模型顯示當期地區(qū)總計經(jīng)濟水平、總體就業(yè)水平和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代水平縮小城鄉(xiāng)收入差距有正的貢獻，這可以為國家在縮小城鄉(xiāng)收入差距的政策找到理論支撐。

這一模型的缺陷在于教育發(fā)展水平在理論推導中被認為是和城鄉(xiāng)收入差距有負相關的自變量，但是進行因子分析之后，它對城鄉(xiāng)收入差距有了正的貢獻。第一個原因可能是第二個因子事實上載荷了除教育發(fā)展水平之外的一些其他變量，正是這些其他的變量影響了回歸系數(shù)。該因子被解釋為當期地區(qū)教育發(fā)展水平只是因為它在教育水平上的載荷最高。

第二個原因也許在于我們采用教育投入比來定義教育發(fā)展水平，而教育投入對于城鄉(xiāng)收入差距的影響有著一定的滯后性。本期的教育投入水平可能會對下一期或者是很多期后的城鄉(xiāng)收入差距有著影響，但是和本期城鄉(xiāng)收入差距關系并不明確。

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