中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究

王 倩

（貴州大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，貴陽(yáng) 550025）

一、文獻(xiàn)綜述

2018年將是改革開(kāi)放四十周年，過(guò)去的三十九年里中國(guó)的經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長(zhǎng)有目共睹，但是，隨著資本、人力、物力等不斷地向經(jīng)濟(jì)發(fā)展較好的城鎮(zhèn)集聚等，造成城鄉(xiāng)之間收入差距不斷擴(kuò)大的局面。國(guó)內(nèi)許多知名學(xué)者率先對(duì)兩者之間關(guān)系進(jìn)行了分析和論證，汪同三和蔡躍洲認(rèn)為，收入差距對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有利，二者之間為正向促進(jìn)關(guān)系[1]；陸銘等卻認(rèn)為，我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響顯著為負(fù)[2]。王少平、歐陽(yáng)志剛則指出，改革初期的城鄉(xiāng)收入差距對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)是有促進(jìn)作用的，然而現(xiàn)在的確表現(xiàn)出是帶來(lái)了阻礙[3]。王立勇等發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是什么情況，收入差距的兩極分化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都是不利的[4]。福布斯的研究則認(rèn)為，在中短期收入不平等的增加對(duì)后續(xù)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正面影響?？s小城鄉(xiāng)收入差距是收入分配改革的核心任務(wù)，是構(gòu)建人民安居樂(lè)業(yè)、政治穩(wěn)定社會(huì)的重要環(huán)節(jié)[5]。

有關(guān)城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究，趙雙喜等采用向量自回歸模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)及方差分解等方法，得出二者之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系這一結(jié)論[6]；曹裕等人基于面板數(shù)據(jù)進(jìn)行二者的協(xié)整關(guān)系分析發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的面板協(xié)整關(guān)系[7]；饒曉輝、廖進(jìn)球利用泰爾指數(shù)衡量我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距存在明顯的區(qū)間轉(zhuǎn)換動(dòng)態(tài)特征[8]；張優(yōu)智、黨興華基于平滑轉(zhuǎn)換回歸（STR）模型，將城市化和金融發(fā)展考慮在內(nèi)，得出在非線性條件下，城鄉(xiāng)收入差距對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是有利可求的結(jié)論[9]。

國(guó)外學(xué)者則熱衷于使用面板數(shù)據(jù)來(lái)探究二者之間關(guān)系，例如，Perotti使用跨國(guó)橫截面數(shù)據(jù)構(gòu)建模型研究結(jié)果顯示，收入差距對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有負(fù)向影響[10]。Forbes與Perotti的研究結(jié)論相反，他認(rèn)為，收入差距對(duì)經(jīng)濟(jì)中增長(zhǎng)的短期和中期（五年內(nèi)）效應(yīng)為正[11]；同樣使用面板數(shù)據(jù)的Panizza的研究結(jié)果表明，收入差距對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生效應(yīng)為負(fù)[12]。Banerjee基于跨國(guó)面板數(shù)據(jù)并采用非參數(shù)方法分析了收入不平等與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的非線性關(guān)系，發(fā)現(xiàn)二者之間是“倒U 型”的關(guān)系[13]。

以上研究表明，不同的學(xué)者，不管國(guó)外還是國(guó)內(nèi)，采用的方法、選用的指標(biāo)以及切入問(wèn)題的視角不同，從而得出的關(guān)于城鄉(xiāng)收入差與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的結(jié)論也存在較大差異。針對(duì)該問(wèn)題，為探究?jī)烧咧g的關(guān)系，本文采用協(xié)整的研究方法，建立誤差修正模型，以1978—2015年的城鄉(xiāng)收入差距以及人均GDP為樣本數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象，分析并說(shuō)明我國(guó)近年來(lái)的收入分配和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)情況，以證實(shí)二者之間的關(guān)系。

二、變量選取，數(shù)據(jù)來(lái)源

城鄉(xiāng)收入差距的衡量指標(biāo)是以城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的差（URID）來(lái)表示；作為反映城鄉(xiāng)收入差距的變量，采用人均GDP（PGDP）作為另一變量，研究這二者之間的關(guān)系，即可分析我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與城鄉(xiāng)收入差距的本質(zhì)規(guī)律。數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，時(shí)間跨度為1978—2015年，模型數(shù)據(jù)依據(jù)原始數(shù)據(jù)計(jì)算得到。

三、研究過(guò)程

（一）協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

從下頁(yè)圖可以看出，取對(duì)后的ln（PGDP）和ln（URID）兩個(gè)序列都不平穩(wěn)，并且隨著時(shí)間增長(zhǎng)，序列可能存在時(shí)間趨勢(shì)。圖中l(wèi)n（PGDP）和ln（URID）還具有幾乎相同的變化趨勢(shì)，因此，ln（PGDP）和 ln（URID）可能存在協(xié)整關(guān)系。經(jīng)檢驗(yàn)，ln（PGDP）和 ln（URID）都是 I（1）過(guò)程，因此，對(duì) ln（PGDP）和ln（URID）的OLS回歸結(jié)果如下：

ln（PGDP）和 ln（URID）時(shí)間序列圖

回歸結(jié)果中，DW=0.4，因此存在嚴(yán)重的自相關(guān)現(xiàn)象。為減弱殘差自相關(guān)，可采用的一種方法是：對(duì)模型（1）進(jìn)行廣義差分處理，利用Eviews求得誤差項(xiàng)的相關(guān)系數(shù)為0.810366。

修正后回歸模型結(jié)果（如表1所示）。

另一種減弱殘差自相關(guān)方式是：在模型（1）中依據(jù)AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則，加入適當(dāng)?shù)臏箜?xiàng)，最終選用滯后一期，回歸結(jié)果（如下頁(yè)表2所示）。

表1 修正后的OLS回歸結(jié)果

表2 加入滯后項(xiàng)的OLS回歸結(jié)果

加入滯后項(xiàng)后，D.W=1.795，模型的自相關(guān)現(xiàn)象明顯減弱，R2=0.998，參數(shù)變量顯著性較高，方程的回歸性質(zhì)良好，擬合度達(dá)到了預(yù)期的結(jié)果。

對(duì)模型（3）的回歸殘差進(jìn)行BG檢驗(yàn)：

t=-5.34

計(jì)算協(xié)整檢驗(yàn)的臨界值：

C0.01=-3.9001-10.534/37-30.03/372=-4.2067

在0.01的顯著性水平下，計(jì)算協(xié)整檢驗(yàn)的臨界值為-4.2067，大于-5.34（回歸中的t=-5.34），因此可以拒絕原假設(shè)，即ln（PGDP）和 ln（URID）存在協(xié)整關(guān)系。

（二）誤差校正模型的估計(jì)結(jié)果

ln（PGDP）和ln（URID）都是I（1）過(guò)程，并且存在協(xié)整關(guān)系，意味著兩變量存在長(zhǎng)期均衡。ln（PGDP）和ln（URID）之間具有誤差校正模型。對(duì)誤差校正模型的OLS估計(jì)的方程如下，為簡(jiǎn)便，ΔlnURIDt記作ΔUt，ΔlnPGDPt記作ΔPt，方程形式為：

（三）誤差修正模型的經(jīng)濟(jì)意義

短期均衡模型：lnURID*t=0.956lnPGDP*t-0.07+μt

短期均衡模型的結(jié)果表示人均GDP對(duì)城鄉(xiāng)收入差距具有較為顯著的影響（p=0.00，t=25.995），影響系數(shù)較大且為正向影響。當(dāng)人均GDP每增加1個(gè)百分點(diǎn)，就會(huì)引起城鄉(xiāng)差距0.956個(gè)百分點(diǎn)的增加。

長(zhǎng)期均衡模型（誤差修正模型）：

模型一

上式結(jié)果反映的是人均GDP的波動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響情況，以及上期誤差對(duì)當(dāng)期波動(dòng)的影響。從GDP的回歸系數(shù)分別為0.886和-0.767可以看出，人均GDP的當(dāng)期以及下一期的波動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的當(dāng)期波動(dòng)調(diào)整幅度較大，人均GDP每增加1個(gè)百分比就會(huì)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距造成0.886個(gè)百分點(diǎn)的增加。如果我國(guó)的城鄉(xiāng)差距在上一年高出均衡1個(gè)百分點(diǎn)，那么在接下來(lái)的一年里，城鄉(xiāng)收入差距將平均減少0.26個(gè)百分點(diǎn)。

模型二

回歸結(jié)果顯示，當(dāng)期的人均GDP波動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距具有顯著影響，前期人均GDP與前期的城鄉(xiāng)差距對(duì)城鄉(xiāng)收入差距也有顯著影響。從回歸結(jié)果的系數(shù)來(lái)看，lnPGDPt前的系數(shù)為0.96，說(shuō)明對(duì)城鄉(xiāng)收入差距當(dāng)期的調(diào)整幅度較大，含義為當(dāng)期人均GDP每增加1%，引起城鄉(xiāng)收入差距0.96%的增加；人均GDP前期每增加1%，引起城鄉(xiāng)收入差距0.78%的下降；前期的城鄉(xiāng)收入差距每增加1%，引起當(dāng)期城鄉(xiāng)收入差距0.81%的增加。

四、結(jié)論與建議

通過(guò)以上的分析可知，中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（PGDP）之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，國(guó)家在發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時(shí)，應(yīng)該積極調(diào)整城鄉(xiāng)統(tǒng)籌政策，著力提高農(nóng)村居民的可支配收入，推動(dòng)貧困地區(qū)的就業(yè)面，加大扶貧力度。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速的發(fā)展，城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大無(wú)疑會(huì)嚴(yán)重影響全國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的方方面面，社會(huì)不穩(wěn)定因素增加，安全隱患等層出不窮，經(jīng)濟(jì)發(fā)展固然重要，平穩(wěn)安全的發(fā)展局面同樣不可忽視，否則可能前功盡棄。

我國(guó)是個(gè)資源型和經(jīng)濟(jì)發(fā)展型的大國(guó)，但同時(shí)也是個(gè)農(nóng)業(yè)大國(guó)，農(nóng)村體制落后的弊端由來(lái)已久，長(zhǎng)時(shí)間的積累導(dǎo)致了現(xiàn)在的貧富差距以及地域經(jīng)濟(jì)發(fā)展嚴(yán)重不均衡的局面，如何從根本上解決是當(dāng)今發(fā)展所面臨的首要問(wèn)題之一。如今的城鄉(xiāng)體制改革，政府的舉措不僅沒(méi)有取得理想中的效果，反而因?yàn)楝F(xiàn)實(shí)社會(huì)問(wèn)題的復(fù)雜，以及官僚體制的弊端而加劇了城鄉(xiāng)居民的收入差距。一方面，農(nóng)村大量的土地荒蕪，勞動(dòng)力要么過(guò)度聚集，要么極度緊缺，分配極為不均；另一方面，城鎮(zhèn)中農(nóng)村戶口的人越來(lái)越多，導(dǎo)致本該發(fā)展的農(nóng)村地區(qū)人口越來(lái)越少，本該健康發(fā)展的城市空間越來(lái)越少。針對(duì)諸多的城鄉(xiāng)現(xiàn)狀，筆者認(rèn)為，單一的舉措并不能取得理想的效果，只有在縮小城鄉(xiāng)收入差距和平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展步伐的大目標(biāo)、大原則下，積極構(gòu)建有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收入分配制度，同時(shí)建立合理有效的土地使用租借等福利政策，統(tǒng)一城鄉(xiāng)勞動(dòng)力和完善社會(huì)保障體系等措施，才能加快富強(qiáng)、民主、文明和諧的社會(huì)到來(lái)的步伐。