常文濤

(信陽師范學(xué)院 當(dāng)代馬克思主義研究所，河南 信陽 464000)

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我國(guó)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)居民收入差距關(guān)系實(shí)證分析

常文濤

(信陽師范學(xué)院 當(dāng)代馬克思主義研究所，河南 信陽 464000)

摘要：在城鎮(zhèn)化發(fā)展進(jìn)程中，隨著大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)就業(yè)，一方面非農(nóng)收入增加，另一方面農(nóng)村地區(qū)人均資本存量上升，生產(chǎn)效率提高使得務(wù)農(nóng)收入提高。早期城鎮(zhèn)化研究的一般理論預(yù)設(shè)和實(shí)際研究認(rèn)為，在這兩方面共同作用下，農(nóng)民整體收入提高，城鄉(xiāng)居民收入差距縮小。然而，分析我國(guó)1978—2013年城鎮(zhèn)化、城鄉(xiāng)居民收入差距變動(dòng)趨勢(shì)發(fā)現(xiàn)：隨著城鎮(zhèn)化發(fā)展速度加快，我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距縮小緩慢。對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)化、城鄉(xiāng)居民收入差距關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究可知：城鎮(zhèn)化具有縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的作用，但因被其他變量的作用效果抵消，從而兩者并未表現(xiàn)出明顯的反向變動(dòng)關(guān)系。

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)化；城鄉(xiāng)居民收入差距；ARCH LM檢驗(yàn)；Wald檢驗(yàn)

一、引言

我國(guó)城鎮(zhèn)化率已經(jīng)從1978年的18%上升到2013年的53.7%，尤其是在過去十幾年出現(xiàn)加速趨勢(shì)，但主要體現(xiàn)為土地的城鎮(zhèn)化而忽略了人的城鎮(zhèn)化，傳統(tǒng)的發(fā)展理念、發(fā)展模式并未從根本上改變。受到上述因素影響，城鎮(zhèn)化快速發(fā)展但城鄉(xiāng)居民收入差距縮小緩慢。1978—2013年城鎮(zhèn)化發(fā)展情況如圖1所示。

圖1　1978—2013年我國(guó)城鎮(zhèn)化率

在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)國(guó)家，非農(nóng)就業(yè)比重與城鎮(zhèn)人口比重基本保持在一個(gè)相對(duì)固定的比例，即城鎮(zhèn)化與非農(nóng)化形成一種自然耦合、協(xié)調(diào)發(fā)展的狀態(tài)。非農(nóng)就業(yè)比重(N)與城市人口比重(U)，基本穩(wěn)定在某一個(gè)比值，正常情況下，N/U值基本穩(wěn)定在1.2左右[1]。目前，我國(guó)N/U值約為1.3，尚未達(dá)到1.2的“穩(wěn)定值”，說明我國(guó)大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力被非農(nóng)產(chǎn)業(yè)吸納，但尚未有效實(shí)現(xiàn)“市民化”，城鎮(zhèn)化發(fā)展未能有效縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。

我國(guó)城鎮(zhèn)范圍內(nèi)的基尼系數(shù)約為0.40，農(nóng)村范圍內(nèi)的基尼系數(shù)約為0.37。但從全國(guó)范圍來看，城鄉(xiāng)之間整體的基尼系數(shù)已經(jīng)高達(dá)0.46。我國(guó)城鄉(xiāng)之間的基尼系數(shù)目前已經(jīng)嚴(yán)重超出了0.40的警戒線，如果任由這種狀況繼續(xù)發(fā)展，不但造成階層對(duì)立、社會(huì)不穩(wěn)定、侵蝕發(fā)展成果，更容易埋下發(fā)展隱患[2]。用泰爾指數(shù)分解方法得到的城鄉(xiāng)居民收入基尼系數(shù)如圖2所示。

圖2　1978—2013城鄉(xiāng)居民收入基尼系數(shù)

綜上，我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距過大問題已經(jīng)成為影響全面建設(shè)小康社會(huì)和實(shí)現(xiàn)共同富裕的巨大障礙。解決的辦法只能以科學(xué)發(fā)展觀為指導(dǎo)，全面深入地分析研究城鎮(zhèn)化發(fā)展縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的作用機(jī)制，提出切實(shí)可行的對(duì)策建議，有效解決城鄉(xiāng)居民收入差距縮小緩慢難題，早日全面建成小康社會(huì)、實(shí)現(xiàn)共同富裕。

二、理論基礎(chǔ)

在城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)居民收入差距關(guān)系研究上，勒施(Losch)認(rèn)為非農(nóng)產(chǎn)業(yè)在地理空間上的點(diǎn)狀聚集形成了城市，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到聚集效應(yīng)，產(chǎn)生具有正外部性的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益[3]89。喬根森(Jogenson)在研究城鎮(zhèn)化問題時(shí)，認(rèn)為農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)的勞動(dòng)力具有無限供給特征，造成農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力邊際生產(chǎn)效率為0，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移能增加其收入[4]138。托達(dá)羅(Todaro)的“推拉理論”描述了城鄉(xiāng)居民收入差距縮小的原因。佩魯(Perroux)認(rèn)為大型城鎮(zhèn)發(fā)展中起主導(dǎo)作用的生產(chǎn)部門對(duì)周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的帶動(dòng)效應(yīng)能夠有效地縮小區(qū)域收入差距[6]。陸銘、陳釗在分析城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)居民收入差距問題時(shí)，選取1978—2003年我國(guó)30個(gè)省、市、自治區(qū)為樣本，建立省級(jí)面板模型，分析結(jié)果得出隨著城鎮(zhèn)化率的不斷提高，城鄉(xiāng)居民收入差距呈現(xiàn)不斷縮小趨勢(shì)[7]。姚耀軍在研究城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)居民收入差距問題時(shí)，將城鎮(zhèn)化發(fā)展水平作為主要解釋變量，分析其對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距問題產(chǎn)生的影響。研究方法是選取一定時(shí)期內(nèi)的樣本，構(gòu)建關(guān)于城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)居民收入差距的向量自回歸模型。認(rèn)為兩者之間存在協(xié)整關(guān)系，城鎮(zhèn)化發(fā)展是城鄉(xiāng)居民收入差距的Granger原因，隨著前者的擴(kuò)大，后者呈現(xiàn)出縮小的趨勢(shì)[8]。綜上，筆者擬構(gòu)建城鎮(zhèn)化、城鄉(xiāng)居民收入差距的模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

三、變量選取與模型構(gòu)建

(一)變量選取

根據(jù)研究綜述，將城鄉(xiāng)居民收入差距作為被解釋變量，城鎮(zhèn)化作為主要解釋變量構(gòu)造回歸模型，實(shí)證檢驗(yàn)城鎮(zhèn)化縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的效果。在進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)之前，首先提出12條假定：

假定1：城鎮(zhèn)化發(fā)展縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。

假定2:非農(nóng)收入占農(nóng)村居民人均純收入的比重提高縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。

假定3：城鎮(zhèn)居民隱性收入比重?cái)U(kuò)大城鄉(xiāng)居民收入差距。

假定4：第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重越大，城鄉(xiāng)居民收入差距就越小。

假定5：第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重越大，城鄉(xiāng)居民收入差距就越小。

假定6：第二產(chǎn)業(yè)與第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率之比越大，城鄉(xiāng)居民收入差距越小。

假定7：第三產(chǎn)業(yè)與第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率之比越大，城鄉(xiāng)居民收入差距越小。

假定8：隨著人均GDP的增加，城鄉(xiāng)居民收入差距會(huì)縮小。

假定9：工業(yè)化發(fā)展水平能夠縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。

假定10：城鄉(xiāng)居民人均固定資產(chǎn)差距正向擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民收入差距。

假定11：中央財(cái)政支農(nóng)產(chǎn)生的杠桿效應(yīng)縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。

假定12：國(guó)家財(cái)政支農(nóng)比重會(huì)縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。

對(duì)影響城鄉(xiāng)居民收入差距的主要解釋變量進(jìn)行如下界定(見表1)。

表1　主要解釋變量界定

(二)模型選取

本文選取多元線性回歸模型[9]55，如下所示：

y=β0+β1x1+β2x2+…+βkxk+ε

式中β0為回歸方程常數(shù)，β1……βk為回歸方程偏回歸系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

其中，ε服從正態(tài)分布，偏回歸系數(shù)度量自變量變動(dòng)一個(gè)單位，因變量產(chǎn)生的變化。

四、數(shù)據(jù)說明與實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)來源

研究所用數(shù)據(jù)的主要來源是中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站①上公布的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(1978—2013)，還借助中經(jīng)網(wǎng)、中宏網(wǎng)站上數(shù)據(jù)資源進(jìn)行整理和補(bǔ)充。此外，我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展改變了產(chǎn)業(yè)分布格局，但在假定4和5中數(shù)據(jù)依然采用國(guó)民經(jīng)濟(jì)整體內(nèi)部產(chǎn)業(yè)分布數(shù)據(jù)。變量X11所代表的中央財(cái)政支農(nóng)杠桿效應(yīng)， X12所代表的國(guó)家財(cái)政對(duì)農(nóng)支出比重所需數(shù)據(jù)來源于1978—2013年的《中國(guó)財(cái)政統(tǒng)計(jì)年鑒》。這些指標(biāo)均為比率，故不需考慮價(jià)格因素的影響。本文所得實(shí)證結(jié)果均在Eviews7.2軟件下完成。

(二)回歸方法

在進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)時(shí)，所用方法有以下三種。

1.模型顯著性檢驗(yàn)[10]69。通過構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)量和選取顯著性水平α ，在計(jì)算出F統(tǒng)計(jì)量的值和伴隨概率P值后按照以下規(guī)則進(jìn)行檢驗(yàn)：如果P≤α，判定模型整體顯著；反之，如果P>α，則可以判定模型整體不顯著。

2.回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)[10]81。對(duì)回歸系數(shù)的檢驗(yàn)通過構(gòu)造t統(tǒng)計(jì)量并進(jìn)行t檢驗(yàn)，計(jì)算出t統(tǒng)計(jì)量的值，如果t大于臨界值，可以判斷被解釋變量對(duì)解釋變量的影響顯著，可以保留在回歸方程中；反之，如果t小于臨界值，可以判定被解釋變量對(duì)解釋變量的影響不顯著。

3.其他檢驗(yàn)方法。綜合運(yùn)用逐步最小二乘法、變量法、組合法、ARCH LM檢驗(yàn)、Wald檢驗(yàn)、Durbin-Watson檢驗(yàn)[10]。

(三)實(shí)證分析

將城鄉(xiāng)居民收入差距Y作為被解釋變量，同時(shí)將前面所界定的12個(gè)指標(biāo)作為解釋變量構(gòu)造多元線性回歸模型對(duì)進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。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　回歸結(jié)果

由表2可知： F值大于臨界值，說明模型總體顯著；可決系數(shù)R2值較大，模型的擬合程度較好；DW統(tǒng)計(jì)量接近2，殘差序列之間存在較弱自相關(guān)，自變量X1、X2、X3、X4、X7、X8、X10的t統(tǒng)計(jì)值較小，說明這些自變量的解釋效果不顯著，且占總數(shù)的1/2以上，表明變量之間存在較嚴(yán)重的多重共線性。為了排除多重共線性影響，以回歸方程的擬合優(yōu)度為基礎(chǔ)，利用逐步最小二乘法、互換變量法、組合法，可得4個(gè)擬合優(yōu)度合意的回歸結(jié)果。

1.模型一回歸結(jié)果

第一個(gè)模型回歸結(jié)果見表3。

表3　含5個(gè)自變量的模型回歸結(jié)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

對(duì)上面的檢驗(yàn)結(jié)果分析可知：回歸模型的系數(shù)均通過t檢驗(yàn)，說明該模型中自變量對(duì)被解釋變量的解釋作用較為顯著。對(duì)該模型滯后3期進(jìn)行ARCH LM檢驗(yàn)，可計(jì)算P(Obs*R-squared)>0.05，可以判定該模型不存在自相關(guān)；F統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，說明該模型總體顯著；DW約等于2，排除殘差序列之間存在自相關(guān)，解釋變量被模型內(nèi)的變量充分解釋。X5表示的第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)量之比、變量X6和X7代表的第二、三產(chǎn)業(yè)與第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率之比，以及X9代表的工業(yè)化率、X11所代表的我國(guó)財(cái)政決算對(duì)農(nóng)業(yè)投資所產(chǎn)生的杠桿效應(yīng)能夠顯著地縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。

2.模型二回歸結(jié)果

第二個(gè)模型的回歸結(jié)果見表4。

表4　含4個(gè)自變量的模型回歸結(jié)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

將該模型滯后3期進(jìn)行ARCH LM檢驗(yàn)，得到P(obs*R-squared)>0.05，說明回歸模型不存在異方差；根據(jù)上述檢驗(yàn)可知，回歸模型回歸系數(shù)均通過了t檢驗(yàn)，模型中解釋變量均顯著；第二產(chǎn)業(yè)與第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)比率X6、工業(yè)化率X9、城鎮(zhèn)和農(nóng)村人均固定資產(chǎn)比值X10、國(guó)家財(cái)政決算對(duì)農(nóng)業(yè)支出比重X11對(duì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民收入差距的作用顯著。

3.模型三回歸結(jié)果

第三個(gè)模型實(shí)證結(jié)果見表5。

表5　含5個(gè)自變量的線性模型回歸結(jié)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

對(duì)第三個(gè)模型進(jìn)行不含截距項(xiàng)的檢驗(yàn)可知：擬合效果較好，達(dá)到了0.972596；DW取值通過檢驗(yàn)，說明不存在自相關(guān)；模型回歸系數(shù)全部通過t檢驗(yàn)，結(jié)果均為顯著。城鎮(zhèn)化率X1對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距具有0.011311的縮減作用，國(guó)家財(cái)政決算支農(nóng)的財(cái)政杠桿效應(yīng)X11每提高1個(gè)百分點(diǎn)，城鄉(xiāng)居民收入差距反而擴(kuò)大2.5個(gè)百分點(diǎn)，兩者表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系；變量X6表示的第二產(chǎn)業(yè)與第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的比值、代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的人均GDP自變量X8、工業(yè)化率X9擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民收入差距的作用較為顯著。

4.模型四回歸結(jié)果

第四個(gè)模型回歸結(jié)果見表6。

表6　差分后含4個(gè)自變量模型回歸結(jié)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

根據(jù)第四個(gè)回歸模型的檢驗(yàn)結(jié)果有以下結(jié)論：回歸模型F統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，說明模型總體顯著，模型中自變量對(duì)因變量的解釋力較強(qiáng)；DW值約等于2，說明殘差序列之間不存在自相關(guān)；P(obs*R-squared)>0.05，說明模型不存在異方差。隨著第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)量與整體就業(yè)人員數(shù)量之比X5的增加，城鄉(xiāng)居民收入差距呈現(xiàn)出遞減特征，表明前者對(duì)后者存在負(fù)向縮小作用，隨著第二產(chǎn)業(yè)與第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率比值X6、工業(yè)化率X9以及國(guó)家財(cái)政支持農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和各項(xiàng)農(nóng)業(yè)費(fèi)用投資支出比重X12的提高，城鄉(xiāng)居民收入差距呈現(xiàn)出不斷擴(kuò)大特征，說明這幾個(gè)變量對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距起到擴(kuò)大作用。

五、結(jié)論與政策含義

根據(jù)第三個(gè)模型的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果可知：城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距顯示出反比例作用效果，每當(dāng)城鎮(zhèn)化率提高1個(gè)百分點(diǎn)，就會(huì)減少城鄉(xiāng)居民收入差距1.13個(gè)百分點(diǎn)。此外，還有以下4個(gè)結(jié)論：

第一，我國(guó)當(dāng)前第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重每提高1個(gè)百分點(diǎn)，城鄉(xiāng)居民收入差距就會(huì)減少2.8個(gè)百分點(diǎn)，這說明第三產(chǎn)業(yè)新就業(yè)人口比重提高起到縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的作用，表明我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)中第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展作為城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中的持久動(dòng)力，其所產(chǎn)生的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)的變化能夠達(dá)到縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的效果。

第二，第二產(chǎn)業(yè)與第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率比重X6的提高起到擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民收入差距的作用。隨著第三產(chǎn)業(yè)與第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率比值X7的提高，城鄉(xiāng)居民收入差距會(huì)趨于縮小，并且根據(jù)該變量系數(shù)可知，其縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的效果顯著。

第三，我國(guó)城鎮(zhèn)地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)居民的人均固定資產(chǎn)之比X10有較強(qiáng)的擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民收入差距的作用(證實(shí)了假定10)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展與工業(yè)化發(fā)展所帶來的外部效應(yīng)對(duì)城鎮(zhèn)居民收入增加的貢獻(xiàn)程度遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過其對(duì)農(nóng)村居民收入增加的貢獻(xiàn)程度，發(fā)展的外部效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民收入增加作用甚微。

第四，國(guó)家財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)投資所產(chǎn)生的財(cái)政杠桿效應(yīng)X11的系數(shù)大于0(證偽假定11的縮小作用)。這意味著在國(guó)家政策城鎮(zhèn)偏向傾向下，支農(nóng)投入并未起到假定11所預(yù)期的縮小作用。這可用圖3的1978—2013年份中的國(guó)家財(cái)政支持農(nóng)村生產(chǎn)和各項(xiàng)農(nóng)業(yè)事業(yè)費(fèi)用支出比重的變化說明。

圖3　1978—2013 國(guó)家財(cái)政對(duì)農(nóng)支出比重

分析前面模型的實(shí)證結(jié)果可知，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)村建設(shè)本身存在的“劣勢(shì)”問題，以及國(guó)家的城鎮(zhèn)化傾向發(fā)展政策，造成我國(guó)現(xiàn)階段農(nóng)村居民增加收入的重要渠道是非農(nóng)工作收入，然而農(nóng)村居民非農(nóng)就業(yè)收入增加縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的效果不顯著。

上述結(jié)論至少有以下幾點(diǎn)政策含義值得給予重視。

第一，城鎮(zhèn)化的發(fā)展只有在有力地帶動(dòng)第三產(chǎn)業(yè)等勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展的前提條件下，才能有效地吸納農(nóng)村剩余勞動(dòng)力，才能實(shí)現(xiàn)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移，增加農(nóng)民的非農(nóng)收入，進(jìn)而才能夠有效地縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。

第二，我國(guó)的工業(yè)化發(fā)展擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民收入差距，這證偽了假定9中工業(yè)化發(fā)展縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的作用效果。這說明工業(yè)化的發(fā)展沒有真正發(fā)揮“以工促農(nóng)”的作用，主要在于工業(yè)化與城鎮(zhèn)化發(fā)展競(jìng)爭(zhēng)資源以及工業(yè)生產(chǎn)部門相對(duì)于其他產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)民的就業(yè)門檻高，無法真正解決農(nóng)民工與城鎮(zhèn)居民平等就業(yè)訴求。

第三，雖然城鎮(zhèn)化具有對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距縮小的作用，但在戶籍制度等一系列阻礙農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的制度安排環(huán)境下，并沒有充分發(fā)揮其應(yīng)有的作用，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)就業(yè)后對(duì)其收入的增加作用效果很弱。因?yàn)槌擎?zhèn)化發(fā)展帶來的城鄉(xiāng)居民收入差距減少僅僅是收入水平的短期變化，還不足以徹底地改變城鄉(xiāng)居民收入差距擴(kuò)大局面。因此，我們應(yīng)該給予農(nóng)民工平等的就業(yè)權(quán)與定居權(quán)，有效轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動(dòng)力，逐步消除非農(nóng)化與市民化的分離，通過提高轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)就業(yè)的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的生活質(zhì)量，提高這些勞動(dòng)力在城鎮(zhèn)生產(chǎn)部門的非農(nóng)收入來縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，僅僅依賴通過簡(jiǎn)單地提高農(nóng)村剩余勞動(dòng)力在非農(nóng)生產(chǎn)部門的就業(yè)人口數(shù)量的辦法，來縮小城鄉(xiāng)居民收入差距則收效甚微。

注釋：

①國(guó)家統(tǒng)計(jì)局年度數(shù)據(jù)網(wǎng)址：http://www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/.

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(責(zé)任編輯：蔡宇宏)

·三農(nóng)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

作者簡(jiǎn)介：常文濤(1982—)，男，河南南陽人，博士，講師，主要研究城鎮(zhèn)化與收入分配。

基金項(xiàng)目：教育部人文社科研究項(xiàng)目 ( 14YJA790072)；河南省教育廳人文社科規(guī)劃項(xiàng)目(2015-GH-257)；河南省社科聯(lián)調(diào)研課題(SKL-2015-2701 )；河南省政府決策研究招標(biāo)課題(2015B191)；信陽師范學(xué)院高層次人才科研啟動(dòng)基金項(xiàng)目(0201452)；信陽師范學(xué)院青年骨干教師資助計(jì)劃(2015GGJS-20)

收稿日期：2015-10-26;收修日期：2015-11-25

中圖分類號(hào)：F291.3

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1003-0964(2016)01-0047-05