王文超 閆法涌

摘 要：在黨的十八屆三中全會上就解決城鄉(xiāng)矛盾和增進城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展指明了方向，全會提出城鄉(xiāng)一體化改革的關鍵在于完全破除原來的城鄉(xiāng)二元結構，確定了新的城鄉(xiāng)關系。本文在二元經(jīng)濟結構的角度上，從經(jīng)濟發(fā)展的階段性出發(fā)，認為導致我國城鄉(xiāng)差距加大的根本原因在于中國的二元經(jīng)濟結構。同時二元價格制度、財稅制度、農村土地產(chǎn)權制度、戶籍制度等體制性因素加大了我國城鄉(xiāng)收入差距。在此基礎上本文提出了幾條縮小城鄉(xiāng)收入差距的對策建議，以此推動城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構向持續(xù)、健康的方向發(fā)展。

關鍵詞：差距;城鄉(xiāng)收入;數(shù)據(jù)分析;定量分析;對策建議

1 概述

新中國成立初期，我們國家城鄉(xiāng)收入差距不是很大，均等化程度也比較高。伴隨改革開放，經(jīng)濟體制改革不斷向縱向發(fā)展，我們國家的城鄉(xiāng)收入差距反而擴大了。1978年城鄉(xiāng)收入差距為2.67：1，之后經(jīng)過短暫下降至1983年的1.78：l。而后則逐漸上升，到2014年我國城鄉(xiāng)之間收入差距已經(jīng)變成了2.75：1。

就全球范圍來說，多數(shù)國家的城鄉(xiāng)收入差距大約在1.5：1上下，很少數(shù)的國家能夠超過2：1。改革開放至今我們國家城鄉(xiāng)收入差距超過了1.5：1的比例，考慮我國農民純收入中相當一部分要用于擴大再生產(chǎn)，所以城鄉(xiāng)居民的實際收入差距要比一般統(tǒng)計出來的比重大很多。

2 我國城鄉(xiāng)收入差距的分析

2.1 城鄉(xiāng)收入差距相對數(shù)據(jù)分析

從改革開放初期到近幾年，我國城鄉(xiāng)收入差距走過了一個類似于“W”型路徑，如圖1所示，我國城鄉(xiāng)收入差距從整體來看是呈現(xiàn)逐漸擴大趨勢的。

圖1 ?改革開放以來城鄉(xiāng)收入比值

圖2 ?中國城鄉(xiāng)居民消費水平差距變化趨勢

2.2 城鄉(xiāng)居民消費水平差距分析

城鄉(xiāng)居民收入的差距必然在消費水平上表現(xiàn)出來，因此考察城鄉(xiāng)居民消費水平方面的差距，對于我們研究增加農民收入、擴大農民消費和提高農民生活水平有很大的幫助。（如圖2所示）

2.3 基尼系數(shù)分析

為了準確地反映收入分配的變化程度，意大利經(jīng)濟學家基尼（Corrado Gini）于1912年根據(jù)洛倫茨曲線給出的判斷收入分配平等程度的指標，即基尼系數(shù)，這是國際上用來綜合考察居民內部收入分配差異狀況的一個重要分析指標[1]。它的取值在0和1之間。數(shù)值越低，表明財富在社會成員之間的分配越均勻。一般在發(fā)達國家，基尼指數(shù)在0.24-0.36之間。而我國基尼系數(shù)由2004年的0.483提高到2007年的0.509，由收入分配比較公平階段上升到收入分配差距過大階段。2007年之后基尼系數(shù)呈現(xiàn)了下降的趨勢，但是仍舊超過國際公認的0.4的警戒線，說明我國收入差距依舊較大。

圖3 ?近十年中國基尼系數(shù)

3 我國城鄉(xiāng)收入差距原因的定量分析

截至2013年我國政府對農村的固定資產(chǎn)投資占比為7.03%，農業(yè)人口占比48.73%，這些數(shù)字表明中國仍有將近一半的人口留在農村，而中國農業(yè)總產(chǎn)值占國內生產(chǎn)總值比重為10.04%，這一結果對二元經(jīng)濟結構的轉換非常不利，還會給人力資源帶來浪費。文章選取非農人口占比（PP）、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資（Fl）、城鎮(zhèn)資本積累效應（CA）這三方面因素對城鄉(xiāng)收入差距（UG）所帶來的影響進行分析。此處我們選取1997—2011年共15年的數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)①[2]。

3.1 樣本數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

變量的不平穩(wěn)性是造成偽回歸的重要因素之一。為了避開偽回歸，確保格蘭杰因果檢驗的有效性，回歸前必須對時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。此次采用的是 ADF 檢驗方法，如表1所示結果：非農人口占比PP、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資Fl、城鎮(zhèn)資本積累效應CA及城鄉(xiāng)收入差距UG的時間序列在5%的顯著性水平下都是非平穩(wěn)時間序列，所以大家需要考察各變量的一階或二階差分平穩(wěn)性。如表2所示，在5%的顯著性水平下，所有變量的二階差分都是平穩(wěn)序列。

表1 ?樣本數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

[變量＼&ADF值＼&P值＼&5%臨界值＼&序列平穩(wěn)（5%臨界值）＼&PP（非農人口）

FI（固定資產(chǎn)投資）

CA（資本積累效應）

UG（城鄉(xiāng)收入差距）＼&1.8417

-2.2151

-1.7145

-1.6478＼&0.9996

0.2053

0.4137

0.4462＼&-2.9678

-2.9640

-2.9678

-2.9678＼&拒絕

拒絕

拒絕

拒絕＼&]

表2 ?樣本數(shù)據(jù)的二階差分平穩(wěn)性檢驗

[變量＼&ADF值＼&P值＼&5%臨界值＼&序列平穩(wěn)（5%臨界值）＼&DDPP

DDFI

DDCA

DDUG＼&-8.6052

-10.7134

-2.6322

-6.5989＼& 0.0000

0.0000

0.0105

0.0000＼&-1.9534

-1.9534

-1.9539

-1.9534＼&接受

接受

接受

接受＼&]

3.2 協(xié)整檢驗

由 ADF 檢驗結果可知，雖然所有自變量都為非平穩(wěn)序列，但所有變量的二階差分均為平穩(wěn)時間序列。因此，在正式進入格蘭杰因果檢驗之前，還需檢驗城鄉(xiāng)差距與各自變量之間的協(xié)整關系。利用 Johnansen 法檢驗時間序列樣本的協(xié)整關系，其中滯后期的確定根據(jù) AIC準則。根據(jù)表3數(shù)據(jù)，滯后期為3時，AIC 最小，因而本文的最佳滯后期為2期。對于多變量模型，Johnansen 協(xié)整檢驗的原假設為樣本數(shù)據(jù)之間不存在協(xié)整關系的數(shù)目。根據(jù)表4 的檢驗結果，PP、FI、CA 及UG至少存在2個協(xié)整關系[3]

表3 ?整滯后期的確定

[滯后期＼& ?LR＼&AIC準則＼&SC準則＼&0

1

2

3＼&NA

430.1498

85.50127

32.00547*＼& -1.756817

-19.31602

-22.67423

-23.96407*＼& ? -1.566402

-18.35645

-20.96040

-21.18678*＼&]

表4 ?Johnansen檢驗結果

[協(xié)整向量個數(shù)＼&T統(tǒng)計量＼&5%臨界值＼&P值＼&沒有*

最多一個*

最多兩個

最多三個＼&87.18736

40.49566

10.26344

2.759088＼&47.85553

29.78307

15.48471

3.841896＼&0.0561

0.0020

0.3645

0.9039＼&]

3.3 格蘭杰因果檢驗

由于各變量具有長期穩(wěn)定的均衡關系，因此我們能夠對本文所關心的核心問題——城鄉(xiāng)收入差距原因進行格蘭杰因果檢驗。由于格蘭杰因果檢驗的結果對滯后期的敏感度較高，所以我們對最佳滯后期的選擇除 AIC 準則之外，還將綜合考慮 SC 準則，若兩者矛盾則最后根據(jù)似然比 （LR） 統(tǒng)計量來確定。從表 5可知，在短期，非農人口占比、固定資產(chǎn)投資和資本積累效應與城鄉(xiāng)收入差距均存在格蘭杰因果關系。其中非農人口占比是城鄉(xiāng)收入差距的格蘭杰原因，但反之就不成立。

表5 ?格蘭杰檢驗結果

[＼&原假設＼&F統(tǒng)計量＼&P值＼&結論＼&PP與UG＼&PP does not Granger Cause UG

UG does not Granger Cause PP＼&2.7689

0.04888＼&0.15058

0.82907＼&拒絕

接受＼&FI與UG＼&FI does not Granger Cause UG

UG does not Granger Cause FI＼&9.72338

2.90868＼&0.0437

0.2055＼&拒絕

拒絕＼&CA與UG＼&JL does not Granger Cause CJ

CJ does not Granger Cause JL＼&2.87932

3.56270＼&0.2079

0.1619＼&拒絕

拒絕＼&]

注：檢驗結論在5%的顯著性水平。

固定資產(chǎn)積累、固定資產(chǎn)投資分布、勞動力流動均會對城鄉(xiāng)之間收入差距變動產(chǎn)生影響?？s小城鄉(xiāng)收入差距需要依靠二元經(jīng)濟結構下勞動力由農業(yè)部門向非農部門轉移，同時還需要各部門自身的資本有效積累。我國產(chǎn)業(yè)結構變動及其與城鄉(xiāng)收入差距相關關系分析表明了這一規(guī)律。

4 研究結論及縮小城鄉(xiāng)收入差距的對策建議

4.1 加快發(fā)展現(xiàn)代農業(yè)提高農業(yè)生產(chǎn)效率

我國農業(yè)部門與非農業(yè)部門相比農業(yè)部門效率低下是導致城鄉(xiāng)收入差距的重要因素之一。提高農村總體生產(chǎn)效率和人均生產(chǎn)效率，加速推進傳統(tǒng)農業(yè)向現(xiàn)代農業(yè)轉變是提升農村收入既可行又有效的重要途徑。技術進步是促進農業(yè)生產(chǎn)效率提高的關鍵。加快農業(yè)技術創(chuàng)新，采用現(xiàn)代化、規(guī)?；纳a(chǎn)方式，可以有效提高農業(yè)生產(chǎn)效率。此外，積極調整我國當前農業(yè)結構不合理現(xiàn)狀，按照市場需求合理種植多品種農業(yè)[4]。

4.2 推進農村工業(yè)化、產(chǎn)業(yè)化發(fā)展水平，就近發(fā)展非農產(chǎn)業(yè)

為了有效推動經(jīng)濟發(fā)展，縮小城鄉(xiāng)之間的收入差距，可以從以下兩方面積極實施資源鄉(xiāng)村化：

①積極推動城鎮(zhèn)基礎設施建設。

②積極實施資源鄉(xiāng)村化，縮小城鄉(xiāng)收入差距。

③推進農業(yè)部門向非農部門延伸，構建兩部門互動體系，實現(xiàn)縱深發(fā)展。

4.3 消除城鄉(xiāng)流動壁壘

二元戶籍制度是特定發(fā)展階段的特殊產(chǎn)物。隨著改革的推進和社會旳變遷，原有的城鄉(xiāng)分割的戶籍制度已經(jīng)不能適應當前發(fā)展的需要，而且侵害了農村居民的合法權益，造成了城鄉(xiāng)之間的利益沖突，帶有明顯的歧視性，成為了阻礙城鄉(xiāng)協(xié)同發(fā)展的桎梏。因此必須首先打破這種桎梧，打通城鄉(xiāng)之間資源流動的通道，配套的政策措施才能順利實施。

在具體的操作上，一是要取消農業(yè)戶口和非農戶口之分，建立統(tǒng)一的居民戶口，給予城鄉(xiāng)居民平等的公民地位。二是要穩(wěn)步放開異地落戶限制。

4.4 推進公共服務均等化

一是應該在今后一段時間堅持在政府的主導下，擴大農村居民參與的廣度和深度。政府應當通過積極的引導和宣傳，提高農村居民對社會保障的認識和參與熱情，調動全社會的力量共同推動農村社會保障制度的完善。

二是要逐步實現(xiàn)城鄉(xiāng)社會保障的一體化建設。給予城鄉(xiāng)居民均等的社會保障待遇，解決廣大農村進城務工人員的生活保障問題。社會保障制度改革的下一個目標就應該是盡快實現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化，首先要做的就是將農民工納入社會保障網(wǎng)。通過試點，下調并逐步取消對農民工參保和取保的時間限制，先在統(tǒng)籌地區(qū)范圍內實現(xiàn)農民工參與社會保險的無障礙化，此后隨著全國社會保險異地統(tǒng)籌的逐步完善，再將統(tǒng)籌范圍擴展到跨地區(qū)的全國范圍內，以解決農民工跨地區(qū)就業(yè)，流動性強的問題。

注釋：

①未找到近幾年的相關數(shù)據(jù)，故選取數(shù)據(jù)到2011年。

參考文獻：

[1]宋冬林.我國現(xiàn)階段收入分配問題分析及其理論思考[J].財經(jīng)問題研究，1995.

[2]溫鐵軍.經(jīng)濟學家溫鐵軍談城市化和農村現(xiàn)代化[N].中華工商時報，2003.

[3]王為農.調整農業(yè)結構對策研究[J].宏觀經(jīng)濟研究，2001.

[4]王小魯，樊綱.中國收入差距的走勢和影響因素分析[J].經(jīng)濟研究，2005.