中國城鄉收入差距形成的宏觀機制分析——中國存在Kuznets倒“U”曲線嗎

楊新銘

(中國社會科學院經濟研究所，北京 100086)

一、引 言

改革開放以來，中國居民收入差距不斷擴大，基尼系數早已超過0.4的國際警戒線水平，有研究認為中國基尼系數實際已超過0.5，這不得不引起各方面的關注。因為，過大的收入差距會損害經濟的長期增長［1-3］，而且還可能會導致社會政治秩序的動蕩，增加社會暴力行為，影響社會投資水平和生活福利水平［4］。之所以中國能在收入如此不均的情況下維持社會穩定，很大程度上是得益于中國二元經濟結構下城鎮與農村之間相對封閉，而城鄉之間收入差距是居民收入差距的主要組成部分。Khan和Riskin指出，自20世紀80年代以來，中國居民收入分配差距顯著拉大，而城鄉收入差距對全國居民收入差距的貢獻逐年增加［5］。據相關研究，城鄉之間的收入差距已經占到中國總收入差距的50%以上［6-8］，因此，要研究中國的收入差距就必須首先弄清城鄉收入差距及其形成機制。然而，隨著經濟發展與城鄉一體化進程的加速，城鄉之間勞動力流動不斷加強，在這種情況下過大的城鄉收入差距勢必產生不穩定因素。而要縮小城鄉收入差距則必須深入分析城鄉收入差距的形成機制，特別是宏觀機制，以便形成有效的政策，破除城鄉之間不公正制度的影響。

本文結構安排如下:第二部分梳理有關中國城鄉收入差距研究的脈絡，并對其進行評述;第三部分構建數理模型分析中國城鄉收入差距形成的宏觀因素機制，推導實證模型;第四部分構建計量模型，并對所選取的數據、指標進行說明，并對數據進行相關檢驗;第五部分運用第四部分的數據對第三部分進行實證檢驗與相關解釋;最后總結全文并提出縮小城鄉收入差距的政策建議。

二、中國城鄉收入差距研究脈絡

對于城鄉收入差距的研究主要沿兩個方向發展，一是測度城鄉收入差距的程度，并預測其進一步發展的;一是研究城鄉收入差距的成因。中國城鄉收入差距的變化除改革初期以及90年代中期以外，基本保持持續增長的趨勢［8-10］。朱玲［11］根據社科院1988年抽樣調查的數據，通過城鄉居民人均年收入比值及其變化，對經濟體制改革過程中的城鄉之間收入差距的變化作了初步研究。陳宗勝［12］則通過對工農兩部門轉化對收入差別影響進行了研究。在研究城鄉收入差距變化的趨勢上，很多人沿著Kuznets［13］研究分析倒“U”假說在中國是否成立。陳宗勝［14］提出階梯形變異的倒“U”曲線，以解釋我國體制變革與創新和經濟發展同時推進的條件下居民收入差距變動的動態特征。Qin等認為中國城鄉居民收入差距符合居民收入差距呈倒“U”型曲線的國際經驗［15］;但李實的研究卻得出了相反的結論，即中國并不存在倒“U”曲線［16］，王小魯和樊綱的研究發現中國城鄉收入差距變動曲線只近似具有“倒U型”曲線上升階段的特征［17］。實際上，Kuznets倒“U”問世以后就備受爭議，早期的研究以證實并支持Kuznets倒U曲線存在為主［18-22］;而后期研究則更多的是質疑［23-24］。

對于城鄉收入差距成因的研究則分為兩大類:第一類研究主要沿著 Lewis［25］、Jorgenson［26］和 Todaro［27］的傳統，運用經典的兩部門理論關注經濟發展過程中的經濟城市化、工業化轉型來解釋城鄉收入差距的擴大。陳宗勝［28］認為中國面臨的雙重過渡，除了二元經濟結構以外，還面臨著由計劃經濟向市場經濟過渡，而這也是促成城鄉收入差距不斷擴大的原因，因此，與城市化、工業化并行的還應包括市場化。蔡昉和楊濤［10］認為改革開放前的遺留問題——戶籍制度、農產品統購統銷制度與人民公社制度的影響需要相當長的時間才能逐漸消化，這就造成城鄉收入差距將長期存在。城鄉差距主要是由城鄉分割的二元經濟結構決定的［29-30］，由于城鄉分割造成農村地區受教育機會欠缺，農村向城市移民受到嚴格限制是中國城鄉收入差距不斷擴大的原因［31］。此外，偏向城市的戰略引發城市偏向的投資和信貸政策等［31］，這種城鄉不合理的發展戰略也促成了城鄉收入差距的擴大［32］。改革開放前，中國長期實行以城市為中心的發展戰略，1978年以后盡管農村首先進行了改革，但1986年以后，政府將重心重新轉向城市，直到2004年“中央一號文件”重新關注三農為止。

第二類研究城鄉收入差距成因的文獻是沿著新古典經濟理論脈絡進行，即用城鄉之間要素差異解釋城鄉收入差距。隨著城鄉一體化與市場化進程的加速，物質資本、人力資本與技術進步越來越多的發揮著作用，市場的力量越來越多的替代制度因素成為城鄉收入差距變化的主要原因，而這方面的文獻也不斷增多。城鄉二元分割的體制大大地限制了中國城鄉間和地區間的勞動力流動，不利于“人力資本的外部效應”［33］的充分發揮，而且城鄉收入差距的擴大將使得更多的窮人面臨信貸約束，降低了物質資本和人力資本投資，使城鄉收入差距的擴大。Knight等研究認為，教育在決定城市和鄉村居民收入方面扮演著重要角色，由此帶來的人力資本差異拉大了城鄉收入差距［34］。Lu則重點從勞動力流動性以及城鄉資源的分布結構方面進行分析［35］。國內方面，姚耀輝［36］、張立軍等［37］、喬海曙等［38］關注城鄉金融發展對城鄉收入差距的影響;郭劍雄［39］、楊新銘等［40］、田新民等［41］關注城鄉之間人力資本積累、技術進步與生產效率差異對城鄉收入差距的影響。

實際上，處于雙重轉軌的中國經濟，造成城鄉收入差距的原因既有歷史因素，也有轉型因素;既有制度性障礙，也有要素性差異;既有宏觀因素，也有微觀因素。本文在前人研究的基礎上，通過一個簡單的數理模型分析了城鄉收入差距形成機制，并以此為計量檢驗的基礎。研究結果表明城鄉勞動力負擔、價格剪刀差以及城鄉勞動生產率差異是形成城鄉收入差距的主要因素。因此，必須繼續強化市場化改革，特別是農產品價格形成機制改革，同時注重農業的產業升級，以提高農村勞動生產率。

三、城鄉收入差距成因:理論分析

本文沿用Lewis等的二元經濟分析傳統，假設城鎮與農村分別生產兩種商品，即工業品和農產品，城鎮生產工業品的勞動生產率為PLu，農村農產品生產的勞動生產率為PLr，基于此，城鄉居民總收入可分別表示為:

其中，Yu和Yr分別為城鎮與農村居民總收入，Lu和Lr分別為城鎮與農村勞動力數量，(LuPLu)和(LrPLr)分別為工業品和農產品產量，pu和pr分別為工業品和農產品價格。考慮到城鎮與農村分別需要購買對方的產品，即城鎮與農村在進行產品交換后，城鄉居民的實際收入都要受到是工業品和農產品雙重價格的影響。為此，城鎮與農村居民總收入應修正為:

根據(3)(4)兩式，可以得到城鎮與農村的人均收入表達式:

其中，yu和yr分別為城鎮與農村的人均收入，Pu和Pr分別為城鎮和農村人口，由此可以得到:

其中，R為代表城鄉居民收入差距的城鄉收入比，整理(7)式后，得到下式:

由(8)式可見決定城鄉收入差距的宏觀機制包括城鄉價格的差異程度，城鄉居民負擔程度以及城鄉勞動生產率差異。其中，城鎮勞動負擔系數的增加會縮小城鄉收入差距，而農村居民勞動負擔系數的增加則會擴大城鄉收入差距，而城鄉之間勞動生產效率差距越大城鄉之間的收入差距越大，城鄉之間的價格差異與此類似，但城鄉收入差距與城鄉之間價格差異的平方成正比變化。對(8)式兩邊取自然對數得到:

為揭示各因素對城鄉收入差距的影響程度，下文將通過實證方法具體研究各因素對城鄉收入差距的作用。

四、模型確定、變量選擇與數據檢驗

(一)回歸模型與計量方法

根據公式(9)可以得到下列計量模型:

其中，α為各宏觀變量影響城鄉居民收入差距的程度，X為控制變量，β為控制變量的作用程度，μ為誤差項。為了更好分析宏觀變量對城鄉收入差距的影響，本文分別選擇直接的城鄉收入比和城鄉收入差別基尼系數作為被解釋變量，而且將城鄉收入比和城鄉收入差別基尼系數區分為名義值和實際值進行回歸檢驗。在回歸步驟上，本文先檢驗城鄉勞動力負擔、價格剪刀差以及代表城鄉勞動生產率差異的二元對比系數進行回歸，然后再加入控制變量人均國民收入和城鄉儲蓄比進行回歸，再根據回歸結果逐步剔除不顯著項，最終得到顯著影響城鄉收入差距的宏觀變量。

(二)變量選擇

根據計量模型(10)，分別選取城鄉勞動負擔系數、二元對比系數、城鄉價格比值剪刀差指數作為城鄉收入差距形成的主要解釋變量，將經濟發展水平和城鄉居民儲蓄差異為代理變量金融差異作為控制變量。

1.城鄉居民勞動負擔差異

城鄉居民勞動負擔差異直接決定著城鄉居民在勞動力數量、勞動生產率一定條件下，可以得到的勞動產品。勞動負擔系數越高，意味著人均可獲得收入越低，相反則越高。改革開放以來城鄉差異的人口政策使城鎮和農村勞動負擔系數存在明顯差異，其中，農村勞動力人口負擔變化較為穩定，城市則相反，受人口政策影響較大，當前顯現出明顯的老齡化特征。需要指出的是由于城鄉二元制度特別是福利制度的差異，城鎮老齡化不是被家庭而是被政府、社會所負擔，與此相反農村居民社會養老體制依然沒有建立，所以還是以家庭為主要途徑，因此，盡管城鎮勞動負擔系數不斷提高但并不一定降低城鎮居民人均收入，而農村就業人口負擔的下降則必然提高農村居民的人均收入。

2.城鄉勞動生產率差異

二元對比系數①二元對比系數的計算方法參見陳宗勝、周云波:《再論改革與發展中的收入分配》，經濟科學出版社2002年版。是測度二元經濟反差程度用得最多的一個綜合性指標，是二元經濟中農業與非農業部門比較勞動生產率的比率。比較勞動生產率即一個部門收入比重(或產值比重)同勞動力比重的比率，它反映1%勞動力在該部門創造的收入比重。鑒于此，二元對比系數是反映城鄉勞動生產率的差異狀況的一個恰當的指標。由于勞動生產率與勞動力收入正相關，因此，二元對比系數與城鄉收入差距的變動方向也應一致。即二元對比系數的上升將引起城鄉收入差距的擴大，而二元對比系數的下降也勢必對城鄉收入差距產生縮小的作用。改革開放以來，中國二元經濟結構與城鄉收入差別呈現較為一致的變化過程。

3.城鄉價格剪刀差

如果說二元經濟結構是經濟發展戰略的結果，反映的是城鄉之間產業技術效率差異，那么工農產品價格剪刀差反映了城鄉之間的制度差異。用于衡量工農產品剪刀差的指標包括比價剪刀差和比值剪刀差兩種。比價剪刀差反映工農商品交換中實物數量的變化關系，而比值剪刀差是從價值量對比角度衡量剪刀差程度。由于比值剪刀差反映了工農商品比價的實質，因此，本文選擇比值剪刀差①具體算法參見陳宗勝等:《中國二元經濟結構與農村經濟增長和發展》，經濟科學出版社2008年版，第161頁。衡量城鄉價格差異。

4.控制變量

除了上述三個可以直接獲得的主要解釋變量外，影響城鄉居民收入差距的還包括宏觀的經濟發展水平和城鄉之間的金融要素差異狀況，由于這兩個變量未出現在理論模型中，因此，作為控制變量。首先，根據Kuznets［13］的研究結論，隨著經濟發展水平的提高，城鄉收入差距將呈現倒“U”型變化，即城鄉收入差距隨著經濟發展呈現先上升后下降的變化形態。這是因為，經濟發展以后城市化進程加速，城鄉二元經濟結構將隨之改善，同時各項社會事業以及福利政策的增加，對于低收入者的關注等等都將進一步加強，所以隨著經濟發展城鄉收入差距也必將呈現先上升而后下降的趨勢。其次，城鄉之間金融要素差異決定著用于城鄉經濟發展的資本要素差異，除勞動力要素外，城鄉居民差距較大的就是儲蓄所代表財產差異，不僅如此家庭財產形成財產性收入也是城鄉居民收入的重要來源，是改革開放后拉大城鄉居民收入差距的重要因素，很多研究估計城鄉居民財產分布的差異，但是財產并非都可以產生收入，因此，以城鄉居民儲蓄差異來反映城鄉金融要素差異狀況。經過計算，得到了所需要的各指標，其統計性描述見下表1。

表1 相關指標的統計性描述

(三)數據說明與檢驗

由于在解釋變量中含有價格剪刀差指數，因此，沒有對與收入相關的城鄉居民收入比和城鄉居民收入差別基尼系數做進一步的剔除價格因素的處理，即使用收入的當期名義值而非實際值。但為了真實刻劃經濟發展水平，將控制變量人均國民收入用1950年為基期的消費價格指數進行平減得到實際的人均國民收入(單位:千元)。另外，根據計量模型 (10)，也為了消除經濟時間序列的異方差性，對表1中除基尼系數GINI以外的其他數據取對數處理。

經濟時間序列往往都是非平穩數據，用非平穩數據進行的實證檢驗會導致實證結果的無偏性和有效性遭到破壞，導致錯誤的結論。為此，在正式進行計量估計之前首先要對數據的平穩性進行單位根檢驗。表2給出了兩組單位根混合檢驗的結果。其中，第一組的原假設是假定8個變量的時間序列數據有一個相同的單位根，如果檢驗結果通過該原假設，則8個變量的時間序列數據肯定存在單位根，LLC檢驗結果在1%水平上拒絕了原假設，即8個時間序列中不存在相同的單位根。盡管不存在相同的單位根，但這還不能充分說明不存在單位根，因為各變量的時間序列可能存在各不相同的單位根。對此，第二組檢驗給出了原假設為8個變量的時間序列數據有各不相同的單位根的檢驗結果。從結果看ADF檢驗、PP檢驗以及Pesaran和Shin檢驗都拒絕了原假設，即8個變量的時間序列數據也不存在各不相同的單位根形式，這樣就排除了因非平穩時間序列而導致的虛假回歸的可能。實際上即使存在單位根，但只要是這些非平穩時間序列數據經過同階差分后取得平穩序列，回歸結果依然是有效且無偏的。

表2 單位根檢驗結果

在排除了非平穩時間序列可能會導致計量分析時出現有偏無效估計后，還需要對數據進一步進行檢驗，其中最重要的就是檢驗時間序列之間是否存在經濟上的因果關系，以排除單純因為純數學之間的關系而導致的虛假回歸問題。盡管本部分所選擇的計量模型是建立在嚴密的經濟理論邏輯分析基礎上的，為了實證檢驗的需要，仍需對兩個被解釋變量城鄉居民收入比、城鄉居民收入差別基尼系數和6個解釋變量進行了格蘭杰因果關系檢驗，表3給出了檢驗結果。

表3 格蘭杰因果關系檢驗結果

檢驗結果拒絕了人均國民收入、城鄉價格剪刀差、農村勞動負擔系數不是城鄉居民收入比的格蘭杰原因的原假設，但接受了城鄉居民收入比不是人均國民收入、城鄉價格剪刀差、農村勞動負擔系數的格蘭杰原因的原假設，這說明人均國民收入、城鄉價格剪刀差、農村勞動負擔系數與城鄉居民收入比之間只存在單向的因果關系，即人均國民收入、城鄉價格剪刀差、農村勞動負擔系數是城鄉居民收入比的格蘭杰原因。盡管檢驗結果沒有拒絕城鎮勞動負擔系數不是城鄉居民收入比格蘭杰原因的原假設，但當檢驗標準放松到12%的水平時可以認為城鎮勞動負擔系數是城鄉居民收入比的格蘭杰原因，而反過來檢驗結果接受了城鄉收入比不是城鎮勞動負擔的格蘭杰原因的原假設，這說明城鎮勞動負擔系數與城鄉收入比之間存在微弱的單向因果關系。檢驗結果接受了二元對比系數和城鄉儲蓄比不是城鄉居民收入比格蘭杰原因的原假設，同時接受了城鄉收入比不是二元對比系數和城鄉儲蓄比格蘭杰原因的原假設，這說明二元對比系數、城鄉儲蓄比與城鄉居民收入比之間不存在明顯的格蘭杰因果關系。總體上看，對城鄉居民收入差別基尼系數及6個解釋變量所進行格蘭杰因果關系與對城鄉居民收入比及6個解釋變量所進行的檢驗結果一致，人均國民收入、城鄉價格剪刀差指數、農村勞動負擔系數與城鄉收入差別基尼系數之間存在顯著的單向格蘭杰因果關系，即人均國民收入、城鄉價格剪刀差指數、農村勞動負擔系數是城鄉收入差別基尼系數的格蘭杰原因。盡管二元對比系數、城鎮勞動負擔系數與城鄉居民收入差別基尼系數之間的因果關系仍未通過檢驗，但在14%的水平上拒絕了二元對比系數不是城鄉居民收入差別基尼系數格蘭杰原因的原假設，在13%的水平上拒絕了城鎮勞動負擔系數不是城鄉居民收入差別基尼系數的原假設，這意味著二元對比系數、城鎮勞動負擔系數與城鄉收入差別基尼系數之間存在微弱的單向因果關系，即二元對比系數、城鎮勞動負擔系數是城鄉收入差別基尼系數格蘭杰原因。另外，盡管城鄉儲蓄比不是城鄉居民收入差別基尼系數格蘭杰原因的原假設沒有被拒絕，但是城鄉居民收入差別基尼系數不是城鄉儲蓄比的格蘭杰原因的原假設被拒絕，這說明城鄉收入比與城鄉居民收入差別基尼系數之間存在反向的格蘭杰因果關系，也就是說城鄉儲蓄比的變化可以用城鄉居民收入差別基尼系數的變化來解釋，但這不是本文的重點，不再贅述。

五、人口結構、勞動效率與經濟發展對城鄉收入差距的影響

格蘭杰因果關系檢驗與理論分析基本一致，且相關數據都為平穩時間序列，因此可以進一步研究解釋變量與被解釋變量之間的關系。表4給出了以城鄉居民收入比和城鄉居民收入差別基尼系數作為被解釋變量的回歸結果。在回歸步驟上，盡管城鄉儲蓄比沒有通過格蘭杰因果關系檢驗，但也將其作為解釋變量放入回歸方程做進一步回歸檢驗，然后在逐漸剔除不顯著的解釋變量，最后得到最終回歸模型，為節約篇幅表4只給出了最初與最終結果。

表4 影響城鄉收入差距的宏觀因素的估計結果

① 檢驗水平在11.92%的水平上顯著。

② 在12.3%的水平上顯著。

首先考察各變量對城鄉收入比的影響。從總體上看，方程的估計結果比較好，調整后的可決系數在91%以上，說明選擇的變量可以解釋城鄉收入差距的91%以上，F統計量也滿足顯著性檢驗結果，DW檢驗也基本上滿足了回歸結果的殘差中不含有自相關的前提，也就能夠說明回歸結果是無偏和有效的。具體來看，表4的結果1是對城鄉居民收入比的初步回歸結果，其中，城鎮勞動力負擔系數與農村勞動力負擔系數的回歸結果與理論分析一致且通過顯著性檢驗，即城鎮勞動力負擔系數與城鄉收入差距呈現負相關關系，而農村勞動力負擔系數與城鄉收入差距水平呈現正相關關系。即，城鎮勞動力負擔系數的上升將會減小城鄉收入差距，而農村勞動力負擔系數的增加將擴大城鄉收入差距。這是因為勞動力負擔越大，人均收入水平就越低，因此，城鎮勞動力負擔和農村勞動力負擔系數與城鄉收入差距的變化過程完全相反。二元對比系數的回歸結果顯著為負，這與理論分析一致，也與Kuijs等［42］的研究一致，即生產率的差異可以很好地解釋城鄉收入差距。因為二元對比系數為反指標，即二元對比系數越大說明城鄉之間勞動生產率差距越小，相反則越大。城鄉之間價格剪刀差水平的回歸系數未通過顯著性檢驗，這可能是由于市場化程度不斷提高，城鄉二元分割狀況逐漸減弱，城鄉市場一體化程度不斷提高導致工農價格剪刀差程度有所緩解。

控制變量人均國民收入的一次項顯著為正，二次項顯著為負，這與前面的理論分析一致，說明隨著人均國民收入的提高，城鄉收入比所代表的城鄉收入差距將呈現先升后降的變化過程，即經濟發展與城鄉收入差距之間存在明顯的倒“U”關系，也就是說隨著經濟發展程度不斷提高中國的城鄉收入差距最終會逐漸縮小。經濟發展與收入分配之間倒“U”關系的存在，與 Qin等［15］的研究一致，支持了Kuznets［13］的研究結果。代表城鄉之間金融要素差異的城鄉居民儲蓄比對城鄉收入差別的作用為正，但在10%的檢驗水平上依然不顯著，與格蘭杰因果關系檢驗的結果相吻合。之所以會產生這樣的結果，可能與金融資產具有較強的流動性有關。因為，金融要素具有很強的流動性，造成城鄉之間居民儲蓄數據不能真實反映城鄉金融要素的真實差別，以致于出現金融要素差異與城鄉收入差距不相關的結果。

在逐步剔除不顯著項后，回歸結果2中與回歸結果1中相應變量的回歸結果有所降低，但并未改變各變量對城鄉收入比的作用方向，而且方程回歸的整體效果有所上升，調整的R2有所提高，這說明剔除不顯著項后，方程的擬合程度更高了，因此，回歸結果2要優于回歸結果1。由于計量模型兩邊都為對數形式，所以回歸系數代表了各變量的變化率引起的城鄉收入比的變化率，即城鄉收入比針對各變量的彈性。其中，城市勞動負擔系數每上升1個百分點，城鄉收入比將下降0.62%，而農村勞動負擔系數每上升1個百分點，城鄉收入比將上升0.35%。綜合來看，當前的人口政策無疑具有縮小城鄉收入差距的作用。二元對比系數每上升1個百分點，城鄉收入比將下降0.7%，而二元對比系數下降意味著城鄉勞動生產效率差異的縮小，即城鄉勞動生產率每下降1%，城鄉收入比下降0.7%。人均國民收入的一次項為正，二次項為負，說明城鄉收入差距與經濟發展之間存在倒“U”型關系。根據回歸結果2，計算得到實際人均國民收入1.6萬元為城鄉收入比增長率開始下降的拐點，2008年實際人均國民收入為3011元，距離城鄉收入比增長率的拐點還有較大距離。很顯然，中國城鄉收入差距還處于上升期，距離轉折點還有一段距離，而這與王小魯、樊綱［17］的研究相吻合。

以城鄉收入差別基尼系數為被解釋變量所進行的估計結果由表4中的回歸結果3給出，與回歸結果1相似，價格剪刀差指數與城鄉儲蓄比依然沒有通過顯著項檢驗，盡管農村勞動力負擔系數在10%的水平上不顯著，但在其顯著水平達到11.92%，這說明農村勞動負擔對于城鄉收入差別還是有較強的作用的。其他變量的顯著性未發生變化，作用方向與回歸結果2也一致。與回歸結果2相比，回歸結果3的調整R2進一步提高，且F統計量和D-W值都小幅上升。逐步剔除不顯著項以后，得到回歸結果4。同樣，結果4的各變量的回歸系數有所下降，但整體回歸效果有所上升，F統計量大幅提高。值得指出的是回歸結果1和2證實了當實際人均國民收入達到1.6萬元時，達到城鄉收入差距增長率的拐點，即城鄉收入差距增長率逐漸縮小，但這并不意味著城鄉收入比不會進一步擴大。而城鄉收入差別基尼系數與實際人均國民收入之間的倒“U”關系是經濟發展與收入差距關系的本來含義。根據回歸結果4計算得到，當實際人均國民收入達到3781元時，城鄉收入差別基尼系數達到最大并將逐漸縮小。二者之間出現了較大差異，究其原因，可能與兩個指標的構造有關，城鄉收入比是由城鎮人均可支配收入和農村人均純收入直接計算得到，而城鄉收入差別基尼系數中所用到收入要經過人口數量進行加權，因此，二者存在一定差距。

六、結論與政策建議

改革開放以來，中國城鄉居民收入差距盡管有波動，但整體上呈現不斷擴大的趨勢。無論是城鄉收入比還是城鄉收入差別基尼系數所刻劃的城鄉收入差距程度都呈現不斷上升的態勢。理論分析表明決定城鄉收入差別的主要因素包括城鄉勞動力的負擔，價格剪刀差和城鄉勞動生產率。其中，城鎮勞動力負擔的增加將縮小城鄉收入差別，農村勞動力負擔則擴大城鄉收入差別，價格剪刀差是城鄉收入差別擴大的因素，另外城鄉勞動生產率差異的擴大也會拉大城鄉收入差距。城鄉勞動生產率差距的擴大也將造成城鄉收入差距的擴大，價格剪刀差的擴大也不利于城鄉收入差距的縮小。

實證結果與理論分析基本一致。改革開放以來，城鄉之間差別的人口政策使城鄉勞動力負擔的變化與城鄉收入差距之間的關系呈反向變化過程，發揮著縮小城鄉居民收入差距的作用。這就意味著要進一步降低農村勞動力負擔，一個可行的方法是適度的放開人口政策，增加農村的勞動力供給。同時可以通過提高農村社會保障程度來減輕農村勞動力負擔，達到使農村勞動力實際收入提高的作用。縮小城鄉勞動生產率差別有助于縮小城鄉之間收入差距，通過縮小城鄉二元對比系數來實現城鄉一體化進程。這就要繼續推進以工業化、產業化改造傳統農業，提升農業勞動的生產效率。同時，通過城市化轉移農村人口，提高勞動生產效率，改變城鄉收入差距擴大現狀。城鄉之間商品價格剪刀差水平對于城鄉收入差距的作用逐漸減小，且不再顯著，這意味著盡管城鄉之間還存在著剪刀差，但這種剪刀差主要體現的可能是城鄉之間農業與非農產業的效率差異的結果。即市場化改革的一個巨大成就就是城鄉之間商品交換的二元狀況已經逐漸消失，市場一體化程度大幅度提高。此外，需要進一步研究的是城鄉之間金融配置與城鄉收入差別的關系，由于當前城鄉金融資產可能存在不合理流動而造成本文所選取指標不能反映城鄉之間真實金融資源的配置狀況。此外，隨著經濟進一步發展，城鄉收入差距的變化將呈現明顯倒“U”變化過程，而當前仍處于收入差別的上升期。以城鄉收入差別基尼系數刻劃的城鄉收入差距在實際人均國民收入達到3781元時達到最大，之后開始下降，而以城鄉收入比刻劃的城鄉收入差距則只有當實際人均國民收入達到1.6萬元時其增長率才開始下降。但無論怎樣，經濟發展與收入差距變化之間的倒“U”曲線至少在城鄉收入差距上存在，因此，要促進城鄉收入差別縮小就應該繼續促進經濟快速穩定發展，創造城鄉收入差別拐點的到來。

為此，要縮小城鄉收入差別，就要在不斷的經濟發展中堅持有效的政策，如市場化改革、差異化的人口政策等，通過市場化與傾向農村的政策遏制城鄉收入差別繼續擴大的勢頭;取消城鄉收入差別的制度障礙，如城鄉割裂的戶籍制度、城鄉發展戰略差異等，通過促進人口轉換縮小城鄉收入差距;還要繼續深化傳統產業改造，如通過科技化、規模化和產業化來改造傳統農業，通過提高農村勞動生產效率縮小城鄉收入差距。

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