我國城鄉就業結構演化的收入分配效應分析

■ 張 文 教授 汪 佳 徐小琴（南昌大學經濟管理學院 南昌 330031）

引言及文獻回顧

改革開放以來，我國經濟社會總體發展迅速，但在收入分配和勞動就業方面城鄉差距擴大。而城鄉就業結構演化與收入分配是城鄉資源配置、社會財富分配和社會生產關系的重要組成部分，關系到城鄉社會各階層生活水平的高低以及國家能否實現科學發展。城鄉收入分配合理化既是全面建成小康社會目標的關鍵，也是構建社會主義和諧社會的必然要求。理論上，統籌城鄉就業、優化就業結構是各地區解決“三農”問題、擴大城鄉就業、縮小城鄉收入差距的有效途徑。但實踐上，城鄉就業結構演化對收入分配是否有顯著影響以及作用強度有多大，有必要通過計量經濟模型分析才能得到實證檢驗。

在城鄉就業結構研究方面，Todaro（1969）建立了“預期收入”勞動力流動模型，論述了城鄉預期收入差異對農業剩余勞動力向城市工業部門轉移的影響。吳要武等（2006）通過調查統計勞動力市場的正規與非正規就業，梳理勞動力市場發育和就業狀況數據，得出了隨著經濟社會的發展，勞動力市場發育水平提高，就業總量增長與結構多元化以及城鎮就業壓力緩解和農村剩余勞動力大幅度減少的事實。郝團虎等（2012）則通過建立我國農村剩余勞動力轉移的二元市場與二元勞動力模型，解釋了農村剩余勞動力轉移的特點以及勞動力市場結構對其的影響。

在收入分配研究方面，Lewis（1954）認為，農業勞動力向城市工業部門流動，有利于農村勞動生產率的提高和居民收入分配的平衡。Johnson（1988）則認為農業富余勞動力轉移有助于縮小農業和非農業勞動力的收入差距。閆肅（2012）通過構建VAR模型，實證檢驗發現勞動力轉移和產業結構變遷都是收入分配的強格蘭杰原因。

基于理論和經驗，城鄉就業結構演化通過改變勞動力資源配置狀態，影響居民收入分配水平。在相關理論研究的基礎上，本文采用相關分析、協整分析和格蘭杰因果關系分析等定量方法，實證測度改革開放以來我國城鄉就業結構演化對城鄉收入分配水平的影響效應。

我國城鄉就業結構演化對收入分配的效應分析

（一）指標變量的選取

1.被解釋變量：收入分配指標。基于相關數據的可得性以及與城鄉就業結構的相關性，本文選取“城鄉居民人均收入差距系數IG”作為收入分配指標，IG=1-農民人均純收入/城鎮居民人均可支配收入，IG越大，說明城鄉收入分配越不合理。通常認為，當IG>0.5 時，農民收入不到城鎮居民收入的一半，城鄉收入差距較大，處于城鄉二元結構狀態；當0.2

圖1 1978-2013年我國城鄉就業結構的演化

圖2 1978-2013年我國城鄉收入分配的差距

表1 簡單相關性分析

表2 平穩性檢驗結果

2.解釋變量：城鄉就業結構演化及其他指標。隨著工業化和城鎮化的發展，城鄉就業結構也會從第一產業為主逐步向第二、第三產業為主進行梯次演化，各產業勞動生產率也趨于均衡。因此本文選取“就業結構演化系數SE”作為城鄉就業結構演化的指標，SE=第一產業增加值占GDP的比重/第一產業就業人數比重+第三產業就業比重/第二產業就業比重。SE越大，表示農業勞動生產率越高，服務業越發達，人力資源配置效率相對越高，就業結構合理化和高級化程度越大。另外，選取三大產業勞動生產率（CY1、CY2、CY3）作為產業結構和經濟發展的衡量指標，并以城鎮化率UR作為城鎮化水平的衡量指標。

本文選擇1978-2013年我國相關指標變量的時間序列數據進行實證研究，數據來源于歷年中國統計年鑒，并加以計算處理。

（二）城鄉就業結構與收入分配的演化特征

1.城鄉就業結構的演化特征。從我國城鄉就業結構演化系數的數值變化中（見圖1）可以發現，1978-1984年間就業結構演化系數迅速擴大，原因可能是這一期間農村經濟體制改革的成功使農業生產力極大釋放；而1985-1986年、1991-1993年、2005-2007年等短暫期間，就業結構演化系數處于下降趨勢，原因可能是由于體制障礙使城鎮化滯后于工業化，農村剩余勞動力轉移不暢；其余時期就業結構演化系數總體上一直處于較平穩的上升趨勢，說明我國工業化和城鎮化的發展促進了城鄉就業結構的優化。

2.城鄉收入分配的演化特征。從圖2可知，我國城鄉居民收入差距系數在1978-1983年、1995-1997年期間呈現大幅下降特征，2004年以后處于平穩緩慢下降趨勢，其主要原因可能是“三農”問題受到重視，農村經濟得到快速發展，農民收入增加相對較快，城鄉二元結構矛盾得到較大緩解；而在其他年份，城鄉居民收入差距系數都呈現上升的特征，尤其是在1984-1994年、1998-2003年間上升比較快，這可能是由于政策支持更偏向城鎮地區，導致城鎮經濟和收入多年高速增長。總體上看，我國城鄉收入差距系數呈上升趨勢，在2003年以前波動幅度較大，且多數年份明顯高于0.5，甚至近些年上漲到0.7左右（2009年達到頂點），只有1983-1985年少數年份在0.45左右，表明我國城鄉收入差距較大的分配格局并未改變，城鄉仍處于二元結構狀態。

（三）實證檢驗和結果分析

1.相關性分析。本文對前文選取的指標取對數變為lnIG、lnSE、lnCY1、lnCY2、lnCY3、lnUR，以消除數據的異方差影響。對變量的相關分析結果如表1所示。

從簡單相關系數可知，城鄉居民收入差距系數與五個解釋變量之間都有顯著的較強的正向相關關系。

2.平穩性（ADF）檢驗。在分析時間序列數據時，為防止產生“偽回歸”問題，應對數據進行平穩性檢驗，只有通過平穩性檢驗的模型才具有統計分析的意義。本文采取ADF單位根檢驗法對上述時間序列數據的平穩性進行檢驗，結果見表2。

從表2可以看出，所有時間序列變量的ADF絕對值均小于5%的臨界值水平，即原序列在5%的顯著性水平下都是不平穩的。將變量進行一階差分后，所有變量的ADF值在5%的水平下均拒絕原假設，故原序列的差分序列在5%的顯著性水平下都是平穩的，均為一階單整序列，即I（1）。

3.協整分析。根據R.F.Engle和C.W.J.Granger的協整理論，可以對一階單整序列進行線性協整檢驗，因此建立lnIG與lnSE等變量的協整回歸方程，如公式（1）所示，括號內為對應系數的t值。

從公式（1）可以看出，在5%的顯著性水平下，所有解釋變量都是顯著的，可以解釋因變量變動的91.52%。但需要對生成的估計殘差et進行單位根檢驗，以確認變量之間是否存在協整關系。通過對生成的殘差序列進行平穩性檢驗，可以得到表3的結果。

由表3可知，t統計量小于5%顯著性水平下的MacKinnon臨界值，表明殘差序列不存在單位根，是平穩序列。因此lnIG和lnSE、lnCY1、lnCY2、lnCY3、lnUR之間存在協整關系，即城鄉居民收入差距系數與城鄉就業結構演化系數、三大產業勞動生產率、城鎮化率之間存在長期均衡關系。在其他變量不變的條件下，城鄉就業結構演化系數、第一產業勞動生產率和城鎮化率每增長1%，可以分別平均降低城鄉居民收入差距系數0.3691%、0.3723%和0.6167%，而第二、三產業勞動生產率每增長1%，則分別會擴大城鄉收入差距系數0.2872%和0.3278%。該結果反映了我國城鄉就業結構的優化、第一產業勞動生產率的提高以及城鎮化水平的上升都能顯著地縮小城鄉收入分配差距，而第二、三產業勞動生產率的提高在一定程度上則會擴大城鄉收入分配的差距。

4.誤差修正模型（ECM）分析。協整回歸得到的是時間序列之間的長期均衡關系，但短期內可能會出現失衡，故并不能反映時間序列短期波動時相互之間的動態作用機制。根據格蘭杰定理，存在協整關系的時間序列可通過建立誤差修正模型（ECM），明確短期波動對長期均衡的修正機制，以反映短期波動對長期均衡的影響，提高協整參數估計的精確度。

將上述模型中具有長期均衡關系的變量進行一階差分，構造出新的變量與殘差序列的滯后一期進行回歸分析，得到回歸方程，見公式（2）。

由公式（2）可知，誤差修正項是顯著的且為負的，符合反向誤差修正機制，表明模型中各變量之間存在短期均衡關系。誤差修正系數為-0.764，說明城鄉收入差距系數的短期波動很大，平均每年對上年偏離長期均衡水平的短期調整幅度達到了76.4%。

5.格蘭杰因果分析。協整分析表明，我國城鄉就業結構的演化對于收入分配存在顯著影響，兩者之間存在長期均衡（協整）關系，但不能確定是否存在因果關系，因此需要對變量進行格蘭杰因果關系檢驗。

表3 殘差的平穩性檢驗

表4 格蘭杰因果關系檢驗結果

滯后期的確定。一般通過赤池信息準則（AIC）和施瓦茨信息準則（SC）來確定滯后階數（高鐵梅，2009）。本文采用LR檢驗法、AIC信息準則、SC準則、HQ信息準則和最終預測誤差（FPE）來確定VAR的最佳滯后期數，利用Eviews6.0軟件計算可知，有三個指標確定的最佳滯后期為3，因此本文確定模型的滯后期為3。

格蘭杰因果關系檢驗。在確定模型最佳滯后期為3之后，對變量進行格蘭杰因果分析。通過運用Eviews6.0，所得到的檢驗結果如表4所示。

格蘭杰因果關系檢驗結果表明：在5%的顯著性水平上拒絕“lnSE、lnCY1、lnCY2、lnCY3、lnUR不是lnIG的格蘭杰原因”的原假設，即認為城鄉就業結構演化系數、三大產業的勞動生產率和城鎮化率的變化對城鄉收入差距系數都能產生顯著性影響；接受“lnIG不是lnSE、lnCY1、lnCY2、lnCY3、lnUR”的原假設，即認為城鄉收入差距系數的變化不會對城鄉就業結構演化系數、三大產業的勞動生產率和城鎮化率產生顯著性影響。

結論與建議

（一）研究結論

1.相關性分析、平穩性檢驗和協整分析的結果表明，城鄉居民收入差距系數與城鄉就業結構演化系數、三大產業勞動生產率及城鎮化率之間存在長期的協整關系，城鄉就業結構演化系數的提高（即結構優化）可以解釋城鄉收入差距的縮小。筆者認為，這是由于長期以來農村大量剩余勞動力向城鎮和非農產業轉移，使城鎮就業比重持續增加，促進了城鄉就業結構的合理化和農村勞動生產率的提高，加上農業現代化的發展和惠農政策的支持，顯著提高了農民收入水平，縮小了城鄉收入差距。

2.誤差修正模型分析結果表明：我國城鄉就業結構演化與收入分配之間的關系存在偏離長期均衡的短期波動較大趨勢。城鄉收入差距的變化不僅取決于本期城鄉就業結構演化系數及其他相關影響因素的變化，還取決于上一期城鄉收入差距對長期均衡水平的偏離。

3.格蘭杰因果分析的結果表明，城鄉就業結構演化系數、三大產業勞動生產率及城鎮化率與城鄉居民收入差距系數之間存在單向的格蘭杰因果關系。我國城鄉就業結構演化及其他相關變量確實對城鄉收入分配具有實質性的影響，存在收入分配效應，能夠解釋和預測城鄉收入差距的變化，而城鄉收入差距的變化不能顯著影響城鄉就業結構的演化。

（二）政策建議

基于城鄉就業結構優化對城鄉收入分配具有合理化效應的實證結果，為優化我國城鄉就業結構，促進城鄉收入分配合理化，筆者提出以下政策建議：

1.積極打造中國經濟“升級版”，夯實城鄉就業結構優化的經濟基礎。我國經濟發展已經進入中高速增長的“新常態”水平，因此應加快全面深化經濟體制改革，注重科學發展與可持續發展，挖掘內需潛力，促進經濟結構調整、轉型升級和提質增效。此外，通過完善自由貿易區試點，推進絲綢之路經濟帶、長江經濟帶等建設，培育新的經濟增長點。積極推動新型城鎮化和新農村建設，加大鄉鎮基礎設施投入，加強農業現代化和農村社會保障體系構建，以區域產業經濟的發展來支撐城鄉就業結構的優化。

2.消除體制性障礙，構建城鄉一體化勞動力市場，實現人力資源優化配置。相關部門應加大改革力度，減少行政干預，充分發揮市場機制的決定性作用，消除體制性障礙，加快戶籍管理和社會保障制度的城鄉一體化，取消阻礙勞動力流動的各種不合理政策，完善勞動力市場中介組織建設，形成城鄉勞動力市場一體化的內生機制，真正實現勞動力資源的合理配置，使勞動力能在統一的勞動力市場內公平自由競爭，促進城鄉就業結構的優化。

3.強化人力資源開發，優化城鄉就業的素質結構。我國應積極統籌發展城鄉教育培訓，增加對農村教育基礎設施的財政投入，發展市場導向的職業教育和成人教育，提升農村人口文化素質和農村勞動力職業技能；同時加強城鄉就業培訓體系建設，促進農村人力資源的開發，均衡城鄉人力資本水平和就業質量。

4.改革財稅等收入分配制度，實現城鄉居民收入合理化。欠發達地區應加大三農的財政投入力度，完善財政轉移支付體系，提高就業社保、教育衛生等民生投資，增加農村公共產品的供給，確保實現城鄉基本公共服務均等化；同時根據經濟增長和物價水平實際，適度提高最低工資標準和社保支出，穩步提高勞動者報酬水平，提升農村等落后地區的自我發展能力，有效促進農民增收和縮小城鄉收入差距。

1.Todaro M P.A Model of Labor Migration and Urban Unemployment in Less Development Countries[J].American Economic Review，1969（59）

2.吳要武，蔡 .中國城鎮非正規就業：規模與特征[J].中國勞動經濟學，2006（2）

3.郝團虎，姚慧琴.中國勞動力市場結構與農村剩余勞動力轉移[J].經濟理論與經濟管理，2012（4）

4.Lewis A W.Economic Development with Unlimited Supplies of Labor[J].The Manchester School of Economic and Social Studies，1954.22（5）

5.Johnson D.Economic Reforms in the People’s Republic of China[J].Economic Development and Cultural Change，1988.36（3）

6.閆肅.產業結構變遷、勞動力轉移與收入分配—基于VAR 模型的實證研究[J].財經論叢，2012（1）

7.Engle R.F.and Granger C.W.J.Cointegration and Error Correction:Representation，Estimation and Testing[J].Econometrica，1987.55（2）