我國城鄉收入差距與經濟增長關系研究

我國城鄉收入差距與經濟增長關系研究

陳云張穎嬌

在理論關系分析的基礎上，本文分析了我國城鄉收入差距與經濟增長狀況，測算我國及東部、中部和西部區域城鄉收入差距與經濟增長關系，結果顯示：在我國，城鄉收入差距與經濟增長之間存在倒U曲線關系，目前處于倒U曲線頂端右側；我國各區域城鄉收入差距與經濟增長之間存在高度正相關關系，但各區域經濟增長對城鄉收入差距的擴大作用不斷趨同。

城鄉收入差距；經濟增長；時間序列；面板數據模型

改革開放以來，我國GDP總量和人均GDP均快速增長，居民收入水平大幅提高。與此同時，我國收入差距不斷擴大，我國居民消費水平受到嚴重影響，經濟增長質量不高。收入差距與經濟增長之間的關系一直是經濟學界的熱點問題，也是各國經濟發展中必須面對的現實問題。當前，我國要轉變經濟發展方式、維護社會和諧穩定，必須保證收入分配格局合理，不斷改善城鄉收入差距問題。

一、收入差距與經濟增長理論關系分析

(一)經濟增長對收入差距的影響

1.庫茲涅茨倒U型關系

美國經濟學家庫茲涅茨(1955)首次提出經濟增長和收入差距之間存在倒U型關系，的倒 U假說，即在經濟不斷發展的過程中，收入不平等程度會“先惡化”，隨后再“改進”的軌跡變動。具體來看，在經濟發展的最初期，收入差距會隨著經濟增長而不斷擴大；在經濟發展到一定程度后，收入差距會隨著經濟增長而不斷下降。對于城鄉地區而言，庫茲涅茨認為：由于城市內部收入差距要比農村內部收入差距大，隨著城鎮化的推進，全國收入不平等狀況會加劇。但由于政府制定相關政策法規、產業結構調整、社會人口結構變動等原因，這種收入分配不平等程度不會無限惡化。

2.經濟增長縮小了城鄉收入差距

一定條件下經濟的快速增長為收入差距的改善奠定了物質基礎，使得國家可以有效地協調配置資源，促進城鄉、地區間經濟協調持續發展；經濟增長進一步健全社會保障體系，有利于社會資源公平配置；經濟高速增長的直接結果就是，全社會創造更多的物質財富，增加政府的收入，制定更好的社會福利政策法規，增加對窮人的轉移支付，從而增加低收入群體的收入水平，間接的縮小社會收入差距。

3.經濟增長擴大了城鄉收入差距

經濟增長導致勞動報酬變化，導致人力資本的變化，引起城鄉收入差距的擴大。人力資本主要通過兩種方式影響城鄉收入差距，一種是城鄉居民本身存在的教育水平的差異帶來的收入差異；第二種是在同等教育水平下，由于兩方已有資源不同帶來的城鄉收入差距。劉易斯指出，發展中國家普遍存在著二元經濟結構問題，即傳統農業經濟部門和現代工業經濟部門同時存在。在城鄉二元經濟結構下，發達的城市經濟與落后的農村經濟呈現互相對立的格局，在這樣的體制下，農村經濟發展受到影響，農民收入增加受到限制。在二元經濟結構背景下，短期內城鄉收入差距將難以得到較大程度的改善。

(二)收入差距對經濟增長的影響

從經濟發展的角度看，一般認為經濟發展初期必然會出現收入差距擴大現象，一定的收入差距有利于資本的積累，促進人力資本投資和優化經濟結構，從而起到促進經濟發展的作用。但是，過大的收入差距則不利于社會政治穩、不利于擴大內需、不利于社會總福利水平的提高，從而抑制經濟發展。居民收入差距對經濟增長的影響是通過多方面的傳導作用產生的。需求方面的傳導作用來看，居民收入差距對消費和投資產生影響，進而對經濟增長產生作用；供給方面的傳導作用來看，居民收入差距造成資本積累的差異，進而對經濟增長產生影響。除此之外，收入差距還能對社會環境產生影響，從而對經濟增長產生影響。

二、我國城鄉收入差距與經濟增長狀況分析

(一)我國城鄉收入差距狀況分析

基尼系數是國際上研究收入分配不平等問題用的最廣泛的指標，該指標是根據洛倫茨曲線所設計的。

圖1 1978-2015年我國基尼系數

圖1顯示，我國基尼系數1978-2003年間快速增長，在2000年突破了警戒線。其中，在1986-1994年我國基尼系數上漲的最快，這說明：在1986-1994年間，我國經濟發展迅速，收入差距也快速擴大；基尼系數在2009年達到了一個峰值0.491。根據聯合國有關組織規定，我國已經處于收入差距懸殊的臨界線；2009年之后，我國基尼系數持續下降，2015年的基尼系數為0.462，仍然在警戒線之上。可見，我國收入差距問題得到控制，但還比較嚴重。

將1978-2015年城鎮居民可支配收入比農村居民人均純收入，得到我國歷年城鄉人均收入比值，根據該指標來考察我國城鄉收入差距的變化過程。

圖2顯示，我國城鄉人均收入比演變經歷了“縮小-擴大-再縮小-再擴大-再縮小”五個階段，分別是：改革開放初期、1984-1994年、1995-1997年、1998-2009年和2010-2015年。近幾年，該比值呈持續下降趨勢，但是仍然較高，我國仍處于世界上城鄉收入差距大的國家行列。

圖2 1978-2005年我國城鄉人均收入比值

(二)我國經濟增長狀況分析

從《中國統計年鑒》選取1978-2015年我國人均國內生產總值(PGDP)、人均國內生產總值增長率數據，分別如圖3和圖4所示。

圖3 1978-2015年我國人均國內生產總值

圖4 1978-2015年我國人均國內生產總值增長率

圖3顯示，1978-2015年間我國人均國內生產總值呈現指數增長。圖4顯示，除個別年份外，1978-2015年間人均國內生產總值增長率均在6%以上，我國正處于經濟高速增長的階段。我國人均國內生產總值快速增長的三個階段分別是1981-1984年、1990-1992年和2004-2007年，并在1984、1992、2007年達到峰值，增長率分別為13.7%、12.8%、13.6%。從2010年到現在，我國人均國內生產總值的增長速度有所減緩，2015年為6.4%。

三、我國城鄉收入差距與經濟增長關系測算

(一)指標設計與數據來源

我國城鄉收入差距指標(URI)，用城鎮居民人均可支配收入比農村居民人均純收入來表示；我國經濟增長指標(PGDP)，用人均國內生產總值來衡量。為了消除異方差問題，本文對我國城鄉收入差距指標和經濟增長指標均取自然對數，分別用LURI和 LPGDP來表示。

從歷年《中國統計年鑒》和《新中國60年統計資料匯編》中采集1978-2014年全國及31個省份(直轄市)城鄉居民收入數據和國內生產總值數據，計算得到指標LURI和LPGDP。

(二)全國城鄉收入差距與經濟增長關系測算

首先根據城鄉收入比和人均國內生產總值對數化后的指標得到圖5。圖5顯示，1978-2014年間我國城鄉收入差距與經濟增長關系有幾次較大的變動，分別在我國改革開放早期和中期。剔除個別年份，我國城鄉收入差距與經濟增長之間總體呈現倒U型曲線關系。

圖5 1978-2014年我國經濟增長與城鄉收入差距關系

本文對全國城鄉收入差距與經濟增長之間的關系通過擬合一元二次方程來分析。模型設定如式(1)：

(1)

利用我國1978-2014的數據通過EViews6.0進行數據擬合，消除自相關后的模型估計結果如表1所示。

表1 修正自相關后的回歸結果

R2=0.8387，調整的R2=0.8168，模型的F值=38.1559，模型的P值=0.0000，D.W.值=1.89。 經過上述廣義差分后模型消除了自相關。除此之外，各項檢驗均顯著通過，模型擬合優度高。我國城鄉收入差距與經濟增長關系的最終估計模型如式(2)：

(2)

根據(2)式可以看出，二項式系數為負值，我國城鄉收入差距和經濟增長之間存在倒U曲線關系，我國正處于倒U 型曲線的頂端偏右。我國城鄉收入差距滯后項系數為0.387，我國城鄉收入差距演變具有較強的時間慣性。

(三)各區城鄉收入差距與經濟增長關系測算

本文將分東部、中部、西部分別建立單方程面板數據模型進行分析。

1.面板數據的單位根檢驗和協整檢驗

非平穩時間序列進行回歸分析時容易產生偽回歸，所以在建立面板數據模型時，必須對所有變量進行平穩性檢驗。變量平穩性主要通過單位根檢驗來完成，即對變量序列是否存在單位根進行檢驗，如果序列不存在單位根就是平穩時間序列，否則就是非平穩時間序列。本文利用LLC檢驗、Fisher-ADF檢驗、IPS檢驗、Fisher-PP檢驗分別對東部、中部、西部地區的被解釋變量LURI和解釋變量LPGDP做單位根檢驗。檢驗結果顯示，東部、中部、西部地區的被解釋變量LURI和解釋變量LPGDP存在單位根，為非平穩序列，而△LURI和△LPGDP序列不存在單位根，為平穩序列，均為I階單整。

分別再對東部、中部、西部地區的被解釋變量LURI和解釋變量LPGDP做協整檢驗，檢驗兩者之間是否存在長期穩定關系。本文采用Pedroni協整檢驗方法來判斷各地區的城鄉收入差距與經濟增長之間是否存在長期穩定關系。檢驗結果顯示，對于東部地區，在10%的顯著水平下，檢驗結果均拒絕原假設；對于中部地區，Group Rho和Group ADF在10%的顯著性水平下p值均大于0.10，不能拒絕原假設，其余五種檢驗均拒絕原假設；對于西部地區，在5%的顯著性水平下，各種檢驗結果均拒絕原假設。所以，我國各地區的被解釋變量LURI和解釋變量LPGDP之間存在著長期均衡的關系。

2.各區域模型設計與估計

本文面板數據模型的一般形式如式(3)：

LURIit=αit+βitLPGDPit+εit(i=1,2,…，N；t=1,2,…,T)

(3)

(3)式中，αi為截距項，表現為個體影響；βi為解釋變量的系數；εi為白噪聲。 以F統計量的構建方法為基礎算出F1 和F2的值及Hausman檢驗的W統計量的值，根據Hausman檢驗結果可知，我國東部、中部、西部都應建立個體固定效應模型。

對東部12個省(直轄市)建立個體固定效應模型，結果如表6所示。由表6結果可知，東部地區的個體固定效應模型如式(4)：

LURIit=-1.170937+1.0036LPGDPit-0.791D1+…+0.470D12

(4)

R2=0.9613，模型的F統計量=892.5102，模型的P值=0.0000，D.W.值=2.0168。

對中部地區9個省建立個體固定效應模型，結果如表7所示。由表7結果可知，中部地區的個體固定效應模型如式(5)：

LURIit=-0.591418+0.996843LPGDPit-0.182D1+…+0.128D9

(5)

R2=0.9461，模型的F統計量=629.4083，模型的P值=0.0000，D.W.值=2.1305

對西部9個省(直轄市)建立個體固定效應模型，結果如表8所示。由表8結果可知，西部地區的個體固定效應模型如式(6)：

LURIit=-0.013957+0.949973LPGDPit-0.075D1+…-0.316D9

(6)

R2=0.9754，模型的F統計量=1425.106，模型的P值=0.0000，D.W.值=2.2471。

三個區域的估計模型均顯著，同時P值均為0，三個模型估計的R2都在0.9附近，說明擬合度較高。各區域模型的解釋變量的系數均為正數，說明在我國東部、中部、西部地區經濟增長與城鄉收入差距之間顯著正相關，隨著它們經濟的不斷增長，城鄉收入差距是在不斷擴大的。將我國東部、中部、西部地區的模型結果匯總如表2所示。

表2 我國東、中、西部地區個體固定效應模型估計結果匯總

表2結果顯示，橫向來看，我國西部、中部、東部估計模型中的變量LPGDP的系數是在遞增的，即東部地區經濟增長對城鄉收入差距的擴大作用最大，中部地區居中，西部地區最小。這說明，當前我國各區域經濟增長和城鄉收入差距之間的關系高度正相關，即經濟增長不斷擴大城鄉收入差距，且經濟越發達地區，這種擴大作用越強。東部、中部和西部地區人均國內生產總值每增加1%，城鄉收入差距分別提高1.004%、0.997%、0.950%，各區域經濟增長對收入差距的擴大作用趨同。

四、結論與建議

我國當前城鄉收入差距過大，且具有較強的時間慣性，與經濟增長之間存在長期均衡關系，目前處于倒U曲線的頂端偏右，即我國城鄉收入差距開始不斷縮小。分區域來看，我國東部、中部、西部的城鄉居民收入差距與經濟增長之間高度正相關，即各區域城鄉居民收入差距隨著經濟增長在不斷擴大，但各區域經濟增長對城鄉收入差距的擴大作用程度趨同。

雖然我國經濟增長與城鄉收入差距關系處于倒U曲線右端、我國城鄉人均收入比近幾年持續下降，但我國仍處于世界上城鄉收入差距大的國家行列。今后一段時間，國家要注意保持經濟持續穩定增長，繼續發揮其對我國整體城鄉收入差距的縮小作用，將我國城鄉收入差距縮小至合理范圍。隨著國家“一帶一路”戰略的實施、國家其他區域經濟政策的制定，今后我國中部和西部地區，特別是貧困地區經濟會快速發展，為區域城鄉居民收入差距縮小奠定物質基礎。但由于各區域經濟增長與城鄉收入差距關系還在倒U曲線左端，各省份首先要保證經濟穩定增長，但還要多出臺調整收入差距的政策，削弱經濟增長對城鄉收入差距的擴大作用，將其控制在一定范圍內，爭取早點跨入倒U曲線右端，實現經濟增長與丞相收入差距縮小的良性循環。

今后一段時間，政府不斷完善市場經濟體制，出臺調控收入分配的系列政策，健全社會保障制度，同時嚴厲打擊非法收入、提高低收入者收入、擴大中等收入群體、調節高收入群體收入，預計我國城鄉居民收入差距還將會進一步縮小。

(北方工業大學，北京 100144)

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