劉曉華

（中國地質大學（武漢）審計處，湖北　武漢　430074）

制度變遷、經濟增長與城鄉(xiāng)收入差距

劉曉華

（中國地質大學（武漢）審計處，湖北武漢430074）

本文通過利用時間序列數(shù)據(jù)構建VAR模型，對制度變遷、經濟增長與城鄉(xiāng)收入差距三者之間的動態(tài)關系進行了實證研究。結果顯示：制度變遷與經濟增長是城鄉(xiāng)收入差距的格蘭杰原因，經濟增長是制度變遷的格蘭杰原因；制度變遷和經濟增長的正沖擊對城鄉(xiāng)收入差距經歷短期進一步擴大的正向效應后，便轉入縮小城鄉(xiāng)收入差距的負向效應，但負向效應不能發(fā)揮長期作用。在此基礎上，本文就縮小城鄉(xiāng)收入差距提出了簡要的政策建議。

制度變遷；經濟增長；城鄉(xiāng)收入差距

改革開放以來，我國經濟快速發(fā)展，農村勞動力轉移到城鎮(zhèn)從事非農產業(yè)人數(shù)逐年遞增，城鄉(xiāng)居民收入水平逐步提高，但與此同時，城鄉(xiāng)收入差距卻持續(xù)擴大，1978年城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入與農村居民家庭人均純收入之比為2.57，到2012年已高達3.1。計劃經濟時期的統(tǒng)包統(tǒng)配的勞動就業(yè)制度挫傷了勞動者的生產積極性，經濟發(fā)展也失去了活力。改革是一種制度創(chuàng)新，是用新的制度替代舊的制度；諾思斷言“制度在社會中具有更為基礎性的作用，它們是決定長期經濟績效的根本因素。”制度變遷是一種效率更高的制度替代原制度，改革開放后，調節(jié)城鄉(xiāng)收入分配差距的各項制度不斷變遷，戶籍制度的約束逐漸放松，勞動就業(yè)制度、社會福利制度也在逐步完善中，農村勞動力自由流動就業(yè)。根據(jù)新古典經濟學理論，勞動力流動在沒有障礙的情況下，城鄉(xiāng)收入差距導致勞動力從低收入的農村轉移到城鎮(zhèn)就業(yè)，這將使城鄉(xiāng)收入差距逐漸縮小。然而，我國的現(xiàn)實情況是城鄉(xiāng)收入差距非但沒有縮小，反而持續(xù)擴大。這自然引發(fā)人們思考的問題是：制度變遷是否真的有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距？制度變遷對經濟增長又發(fā)揮了怎樣的影響作用？在當前，城鄉(xiāng)收入差距的擴大影響的不僅是農村居民消費水平，而且對城市的經濟升級和產業(yè)爬升也形成了拖累。因此，在這樣的大背景下，考察制度變遷、經濟增長與城鄉(xiāng)收入差距之間的動態(tài)關系，對在發(fā)展經濟過程中推進城鄉(xiāng)居民平等就業(yè)制度建設以縮小城鄉(xiāng)收入差距，無疑具有重大現(xiàn)實意義。

一、變量選取與數(shù)據(jù)說明

城鄉(xiāng)收入差距（INC）。本文選擇泰爾指數(shù)度量城鄉(xiāng)收入差距。由于我國城鄉(xiāng)經濟呈現(xiàn)出顯著的二元結構特征，且農村人口占有絕對大的比重，運用泰爾指數(shù)度量城鄉(xiāng)收入差距不僅可以反映城鄉(xiāng)居民絕對收入的變化，而且可以反映了對應的城鄉(xiāng)人口結構的變化，其定義和計算公式為：

其中，i=1，2分別表示城鎮(zhèn)和農村，Pit表示t時期城鎮(zhèn)（i=1）或者農村（i=2）人口數(shù)量，Pt表示t時期的總人口數(shù)；Yit表示t時期城鎮(zhèn)（i=1）或者農村（i=2）的總收入（用相應的人口和人均收入之積表示），Yt表示t時期的總收入。

制度變遷（I）。制度是影響農村勞動力轉移的主要因素，制度因素主要包括勞動就業(yè)制度、戶籍制度和社會福利制度等；其中戶籍制度是本源性制度，其他制度都是在此基礎上建立的。制度因素對農村勞動力轉移的影響主要體現(xiàn)在制度變遷促進城鄉(xiāng)勞動力市場的發(fā)育，也就是說，城鄉(xiāng)勞動力市場的發(fā)育過程就是制度變遷過程。本文在參考樊綱等（2004）、李勛來等（2005）對我國市場化進程與制度變遷測度方法的基礎上，設定以下四個指標測度影響城鄉(xiāng)勞動力市場發(fā)育的制度變遷過程。一是非國有部門就業(yè)率（FGJR）。即非國有部門就業(yè)人數(shù)占城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)的比重。由于非國有部門是農村轉移勞動力的主要就業(yè)渠道，因而非國有部門就業(yè)率可以反映經濟成分的變化對農村勞動力轉移的影響。二是城市化率（CSHR）。即城鎮(zhèn)人口占總人口的比例，這反映了農村勞動力轉變?yōu)槌鞘芯用竦乃俣?。三是市場化分配資源比重（SCFR）。勞動力是一種重要的生產資源，市場分配勞動力資源的比重反映了制度的變遷與市場化的發(fā)展程度。本文采用GDP中由市場分配的比重近似反映資源分配的市場化程度。其計算公式為：（GDP-國家財政收入）/ GDP（其中國家財政收入不包括國內外債務收入）。四是勞動力自由流動度（LDLI）。即農村轉移到城鎮(zhèn)就業(yè)的勞動力占城鎮(zhèn)就業(yè)人員的比重（本文借鑒陸學藝（2004）的計算方法，農村轉移到城鎮(zhèn)就業(yè)勞動力=城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)-城鎮(zhèn)職工人數(shù)），這大致反映了農村勞動力轉移到城鎮(zhèn)就業(yè)的自由程度。上述指標的測算結果如附錄所示。進一步，本文借鑒王文博等（2002）、李勛來等（2005）的方法，運用SPSS18.0把非國有部門就業(yè)率、城市化率、市場化分配資源比重和勞動力自由流動度通過主成分分析將它們綜合成一個指標，稱為制度變遷。

經濟增長（GDP）。本文采用實際經濟增長率（基期為1978年）反映經濟增長。

本文選取的樣本區(qū)間為1978—2012年，數(shù)據(jù)根據(jù)歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》計算所得。表1列出了各變量的描述性統(tǒng)計結果，圖1—圖3分別描述了1978年以來我國城鄉(xiāng)收入差距、制度變遷及經濟增長的趨勢。

表1　主要變量描述性統(tǒng)計

由圖1可以看出，整體而言，城鄉(xiāng)收入差距在波動中呈現(xiàn)逐步擴大的趨勢。從局部看，城鄉(xiāng)收入差距呈階段性變化。1978—1994年，城鄉(xiāng)收入差距在“W”型波動中上升；1995—2012年，城鄉(xiāng)收入差距呈反“N”型波動變化。改革開放以后，在20世紀80年代早期，由于國家采取一系列的優(yōu)惠農業(yè)政策，農村勞動力外出就業(yè)也增加了收入，于是城鄉(xiāng)收入差距一度縮小，泰爾指數(shù)由1978年的0.091縮小到1984年的0.039；但1985年以后，因城市經濟體制改革全面啟動，拓寬了城市居民增加收入的渠道，城鎮(zhèn)居民可支配收入增長較快，而此時農村優(yōu)惠政策卻逐漸減少，農民外出就業(yè)仍受政策限制，因而農民收入增長相對較緩，于是城鄉(xiāng)收入差距又開始拉大，1994年泰爾指數(shù)已達0.135。為了提高農民收入，國家一方面在1994年、1996年連續(xù)提高農產品價格，另一方面積極探索引導農村勞動力有序流動就業(yè)的政策，使得泰爾指數(shù)在1995—1997年有所縮小。但1998年以后，我國收入分配市場化改革進一步深入，外出就業(yè)農村勞動力囿于文化程度低、職業(yè)技能缺乏，城鄉(xiāng)收入差距再次逐漸擴大，泰爾指數(shù)由1998年的0.104擴大到2003年的0.162。此后，隨著城鄉(xiāng)管理體制改革的不斷深入，農村勞動力轉移就業(yè)的環(huán)境不斷改善，城鄉(xiāng)收入差距又有所縮小，泰爾指數(shù)由2004年的0.159下降到2012年的0.133。

圖1　城鄉(xiāng)收入差距

圖2　制度變遷

由圖2可以看出，制度變遷在較小的波動中持續(xù)上升。1978—1988年，國家對農村勞動力轉移就業(yè)政策是限制、允許，經濟體制改革在起步階段，這一階段制度變遷速度較慢。1989—1996年，非公有經濟的快速發(fā)展和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的衰落，國家對農村勞動力轉移就業(yè)政策是積極引導，有力地促進了農村勞動力流動就業(yè)，這一階段制度變遷速度較快。1997—2012年，隨著經濟體制改革的深化，戶籍制度改革取得了較大進展，符合條件的農民工可以在城市落戶，這一階段制度變遷的速度持續(xù)上升，只是近兩年稍有下降。

由圖3可以看出，1993年以前，經濟增長率經歷了先下降后上升，再下降再上升的“W”型波動。其中1981年和1990年為兩個局部最低點，經濟增長率僅為5.2%和3.8%；1984年和1992年為兩個局部最高點，經濟增長率分別為15.2%和14.2%。1993年以后，經濟增長率經歷了反“N”型波動，最低點為1999年的7.6%和2012年的7.7%，最高點為12.7%。

圖3　經濟增長

表2　ADF單位根檢驗結果

二、實證研究與分析

1、模型設定

為了探討城鄉(xiāng)制度變遷、經濟增長和城鄉(xiāng)收入差距之間的動態(tài)關系，本文采用向量自回歸（VAR）模型測定隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響。VAR模型的數(shù)學表達式為：

yt=A1yt-1+L+Apyt-p+B1xt+L+Brxt-r+著t

其中，yt是內生變量向量，xt是外生變量向量，A1…Ap和B1…Br是待估參數(shù)矩陣，內生變量和外生變量分別有p和r階滯后期，著t是隨機擾動項。若滯后期p和r足夠大，便能完整反映模型的動態(tài)特征，但滯后期越長，需估計的參數(shù)就越多，模型的自由度就越少。因此，在滯后期與自由度之間應尋求一種均衡狀態(tài)。

2、單位根檢驗

由于不平穩(wěn)時間序列很可能產生偽回歸問題，因此有必要先對各變量進行單位根檢驗。本文對各變量分別取對數(shù)后進行單位根檢驗，檢驗結果見表2。

注：△表示一階差分；檢驗類型中C，T，L分別表示檢驗模型中含有常數(shù)項、趨勢項和變量滯后階數(shù)，滯后階數(shù)根據(jù)SC和MAIC準則確定；ADF檢驗及下文的計量分析均采用stata12.0。

第一，識配料。想要購買真正的全麥面包，配料表中排第一位的一定是全麥粉，然后是水、糖、油、酵母等其他食品添加劑；第二，看外形。全麥面包橫斷面為淺褐色，顏色較深或較白的都不是全麥面包；第三，聞麥香。全麥面包麥香濃郁。第四，撕手感。全麥面包富有彈性，撕起來帶勁，按壓后基本能復原；第五，嘗口感。全麥面包粗糙且富有嚼勁。

由表2可知，各變量對數(shù)的原始序列均不平穩(wěn)，而它們的一階差分序列都是平穩(wěn)的，因此，各變量的對數(shù)都是一階單整的，也就是I（1）時間序列。

3、協(xié)整檢驗

由于各變量都是單整的，因此，我們可以利用Johansen檢驗判斷它們之間是否存在長期穩(wěn)定關系。Johansen檢驗結果表明（見表3），城鄉(xiāng)收入差距l(xiāng)nINC、制度變遷lnI和lnGDP的特征根跡檢驗和最大特征值檢驗都在5%的顯著性水平下拒絕不存在協(xié)整關系的原假設，但不能拒絕存在1個或小于1個協(xié)整關系的原假設，說明這三個變量之間存在長期穩(wěn)定關系。

表3　Johansen協(xié)整檢驗結果

4、格蘭杰因果關系檢驗

由于協(xié)整關系只能表明變量之間至少存在單向因果關系，但不能說明變量之間因果關系的方向，因此需進一步檢驗城鄉(xiāng)收入差距、經濟增長和制度變遷之間的因果方向。對此，本文采用格蘭杰因果關系檢驗進行分析檢驗，檢驗模型為：

式中的下標t為年度，k為最大滯后階數(shù)，著t為誤差項。檢驗結果見表4。

表4　格蘭杰因果關系檢驗結果

表4可知：在5%的顯著性水平下，Wald檢驗拒絕制度變遷不是城鄉(xiāng)收入差距格蘭杰原因的原假設，但不能拒絕城鄉(xiāng)收入差距不是制度變遷格蘭杰原因的原假設；說明制度變遷是城鄉(xiāng)收入差距的格蘭杰原因，但城鄉(xiāng)收入差距不是制度變遷的格蘭杰原因。在5%的顯著性水平下，Wald檢驗不能拒絕制度變遷不是經濟增長格蘭杰原因的原假設，但拒絕經濟增長不是制度變遷格蘭杰原因的原假設；說明制度變遷不是經濟增長的格蘭杰原因，而經濟增長是制度變遷的格蘭杰原因。在5%的顯著性水平下，Wald檢驗不能拒絕城鄉(xiāng)收入差距不是經濟增長格蘭杰原因的原假設，但拒絕經濟增長不是城鄉(xiāng)收入差距格蘭杰原因的原假設；說明城鄉(xiāng)收入差距不是經濟增長的格蘭杰原因，而經濟增長是城鄉(xiāng)收入差距的格蘭杰原因。綜上所述，可以得到以下結論：制度變遷和經濟增長都是城鄉(xiāng)收入差距的格蘭杰原因，且經濟增長是制度變遷的格蘭杰原因。

圖4　城鄉(xiāng)收入差距的脈沖響應圖

5、脈沖響應分析

其中，k為滯后階數(shù)，隨機擾動項滋稱為新息。采用漸進解析法計算響應函數(shù)的標準差，檢驗結果如圖4所示。

從圖4可以發(fā)現(xiàn)：制度變遷的一個標準差新息的正向沖擊使城鄉(xiāng)收入差距在第1期急劇擴大并達到峰值，隨后逐漸下降，但至第4期仍保持正效應，此后才呈現(xiàn)負效應，并不斷遞增，到第6期負效應開始減弱，直至第8期之后響應才消失。城鄉(xiāng)收入差距對其自身的一個標準差新息的正向沖擊使其一開始反應較強，隨后減弱，但在前3期一直保持正效應；此后呈現(xiàn)負效應，并不斷遞增，到第5期負效應開始減弱。直至第8期響應才消失。經濟增長一個標準差新息的正向沖擊使城鄉(xiāng)收入差距一開始擴大，至第2期到達頂峰，然后趨于減弱，但到第3期仍保持正效應；此后呈現(xiàn)負效應，到第4期負效應開始減弱，在第8期之后，響應消失。

脈沖響應分析的結果充分說明了制度變遷和經濟增長在短期內對城鄉(xiāng)收入差距的擴大起到了重要的助推作用，這與格蘭杰因果關系檢驗的結果相一致。改革開放后，勞動就業(yè)制度由計劃經濟體制下的統(tǒng)包統(tǒng)配逐步向市場經濟條件下的市場就業(yè)過渡，城鄉(xiāng)勞動力市場逐步發(fā)育，農村勞動力可以自由進入城市勞動力市場，在促進經濟增長的同時，也為增加收入進而縮小城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮了積極作用。盡管如此，制度的變遷在短期內也會因政策不完善而進一步拉大城鄉(xiāng)收入差距，如社會保障制度雖逐步變遷，但城鄉(xiāng)社會保障制度的分割性并沒有實質性變化。社會保險法明文規(guī)定農民工可以參加城鎮(zhèn)職工社會保險，而目前城鄉(xiāng)社會保險轉移接續(xù)政策還不夠完善，因而農村勞動力進城后仍會面臨社會保障缺失問題，在就業(yè)過程中遇到的疾病、工傷等風險問題還須由自己承擔，進而可能進一步拉大城鄉(xiāng)收入差距。此外，經濟增長盡管為農村勞動力外出就業(yè)、增加收入提供了更多的機會，但由于外出農村勞動力文化程度低，很少接受技能培訓，他們只能在建筑業(yè)、制造業(yè)等非正規(guī)部門就業(yè)，獲得的工資收入僅比務農高，但與城鎮(zhèn)職工相比仍有差距，因而經濟增長擴大了城鄉(xiāng)收入差距。然而，隨著經濟體制改革的進一步深化及相關政策的完善，制度變遷和經濟增長的正向變動有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

6、方差分解分析

脈沖響應分析描述的是VAR模型中各內生變量的沖擊對城鄉(xiāng)收入差距的影響，而利用方差分解分析則可進一步得到各內生變量沖擊對城鄉(xiāng)收入差距變化的貢獻度，繼而評價不同沖擊的重要性。表5是城鄉(xiāng)收入差距的預測誤差分解。

表5顯示，對城鄉(xiāng)收入差距進行向前1期的預測，其預測方差完全來自于城鄉(xiāng)收入差距本身；盡管此后方差逐漸下降，但即使向前作8期的預測，也仍然有70%的預測方差來自城鄉(xiāng)收入差距本身。制度變遷對城鄉(xiāng)收入差距預測方差的貢獻度盡管呈逐步增強趨勢，但即使向前作8期的預測，其貢獻度僅占17.7%。經濟增長對城鄉(xiāng)收入差距預測方差的貢獻度先增強，然后小幅回落，最終在第8期穩(wěn)定在12.27%。這意味著，城鄉(xiāng)收入差距主要受自身因素的影響，制度變遷和經濟增長的作用較小。

表5　城鄉(xiāng)收入差距的預測誤差分解

三、結論與政策建議

實證結果顯示：1978—2012年，制度變遷和經濟增長都是城鄉(xiāng)收入差距的格蘭杰原因，經濟增長是制度變遷的格蘭杰原因。制度變遷和經濟增長的正沖擊對城鄉(xiāng)收入差距經歷短期進一步擴大的正向效應后，便轉入縮小城鄉(xiāng)收入差距的負向效應，但負向效應沒有長期作用。鑒于以上結論，本文提出以下政策建議。

第一，適應經濟發(fā)展形勢，需要不斷推進城鄉(xiāng)居民平等就業(yè)制度建設。在經濟轉型過程中，要努力營造城鄉(xiāng)居民在勞動力市場上公平競爭的制度環(huán)境，尤其要加快戶籍制度和社會保障制度建設。對此，建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一的戶口登記制度，體現(xiàn)戶籍制度管理功能；同時，建立與統(tǒng)一城鄉(xiāng)戶口登記制度相適應的教育、就業(yè)、社會保障、土地以及人口統(tǒng)計制度，改善與戶籍制度相聯(lián)系的各種不平等待遇，逐步將附著在戶籍制度上的社會保障“剝離”開來；積極完善社會保險關系轉移接續(xù)政策，進而構建城鄉(xiāng)統(tǒng)一的社會保障制度，使城鄉(xiāng)居民平等享受社會保障基本服務。

第二，加強農村轉移勞動力職業(yè)技能培訓。在發(fā)展經濟過程中，著力加強農村勞動力職業(yè)技能培訓，以滿足新的工作崗位需要。為此，各級政府和有關部門要把農村勞動力轉移培訓作為重要工作，制定切實可行的培訓和實施計劃，明確培訓目標任務和推進措施，培訓內容要有針對性和實用性，使農村轉移勞動力學有所用以便其在城市生存和發(fā)展。

第三，積極完善國民收入分配格局。政府應根據(jù)經濟發(fā)展形勢的變化，在嚴格實行最低工資制度的同時，適時推出與物價水平相對應的最低工資制度，逐漸調整勞動者收入報酬在GDP中的比重；此外，政府應有效調節(jié)與公眾密切相關的稅費、水、電和公共交通等民生支出，盡快清理和減少農村居民在這些方面的支出，以間接提高其收入水平。

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（責任編輯：郭亞娟）