城鄉發展不平衡條件下社會投資和居民收入對城鄉消費結構影響的差異

［摘 要］城鎮和農村居民是構成我國社會的兩大基本群體，改革開放以來，城鄉居民收入和消費差距趨于擴大。準確了解當前城鄉差距擴大的程度，探討城鄉差距擴大的原因，為現行對農政策的調整提供建議，具有十分重要的理論與現實意義。基于對城鄉收入和總產值分析以及全社會對城鄉的投資的分析觀察，結合區域發展理論的最新研究成果，本文進一步提出城鄉發展不平衡條件下社會投資和居民收入對城鄉消費結構影響差異的假說。借助二元線性回歸模型，利用1995——2008年的數據對我國城鄉差距產生的原因、城鄉居民消費不同的原因進行多元回歸分析。

［關鍵詞］城鄉差距 勞動力市場 發展差異 均衡發展 二元回歸模型

一、引言和問題的提出

改革開放以來，中國經濟(尤其是城市地區的經濟) 獲得了高速增長，但中國城市經濟增長，是以犧牲農業的投入優先發展工業、犧牲農民利益滿足城鎮居民收入增長為基礎。由此帶來的結果，是城鄉居民收入差距從20 世紀80 年代中期開始持續擴大。研究我國城鄉差距的影響因素對相關政策的制定和實施具有重要的參考價值。我們想要討論的問題是：一，（1）城鄉發展不平衡的狀況下，社會投資和居民收入對城鄉消費有無影響；（2）如果有影響，其影響的差異有多少；（3）關于以上問題的討論將帶給我們什么樣的啟示，能提出何種政策性建議。二，關于城鄉差距國內外的文獻綜述；三，城鄉差距的現狀研究；四，以全社會投資和居民收入（農業總產值）為基礎建立經濟計量模型，并進行回歸分析；五，根據分析，提出政策性建議并導出研究結論。

二、文獻綜述

在城鄉差距不斷擴大的背景下，我國學者對其進行了大量研究。綜合起來，主要有4種觀點。第一種觀點將城鄉差距主要歸因于二元經濟結構。陳宗勝(1991)將二元經濟結構視為影響城鄉差距的重要因素，二元結構系數解釋了城鄉收入差距的59. 62%。第二種觀點認為我國城鄉差距源于城市偏向的經濟發展戰略。李強、洪大用(1995)指出，歷史上發展戰略的傾斜是造成城鄉差距存在的原因。第三種觀點認為農村經濟發展滯后是城鄉差距擴大的根本原因。趙滿華(1997)指出農村經濟發展相對滯后是造成城鄉差距擴大的根本原因。第四種觀點則從金融發展水平角度來解釋城鄉差距。Greenwood和Jovanovic (1990)研究了統一框架中金融發展、經濟增長和收入分配之間動態演化的關系。

從這些有益研究中可以發現，縮小城鄉差距的手段包括克服城鄉二元經濟結構、調整經濟發展戰略、促進農村經濟發展等。值得注意的是，我國既是一個發展中國家，又是一個經濟轉型國家，這就意味著要真正改善收入分配狀況和機制是一個不可或缺的重要途徑。

三、問題的初步觀察和現狀研究

我國目前存在的城鄉收入差距是計劃經濟時期的遺產，為我國城鄉收入差距埋下了歷史的伏筆。1978年后我國政府推進以家庭經營承包制、發展鄉鎮企業的農村經濟改革，對縮小城鄉收入差距產生了積極的效應。然而，這并沒有從根本上扭轉傳統的城鄉利益格局。在一系列因素作用下，我國城鄉收入差距于1985年迅速拉大。

針對不斷擴大的城鄉收入差距，政府也采取了各種手段，進行了一系列改革，如實行糧食保護性收購、對種植糧食的農民給予直接補貼，以及農村“稅—費”改革等。但這些措施迄今為止并沒有取得明顯的效果。對此，本文的理解是，城鄉差距的關鍵在于：調整產業結構，進而引導人口結構，從而實現城鄉一體化；同時增加農民收入，提高農民生活水平。

四、問題的研究——模型、假設和實證結果分析

1.數據分析處理、篩選和參數的粗略估計

二元回歸模型的一般形式：Y=C +β1 X1+β2 X2 +μ

模型一：研究城鎮居民消費支出結構

注：研究被解釋變量（Y城鎮居民消費支出）與自變量（X1全社會投資對城鎮的投資、X2城鎮工作總收入）的關系（基于1995——2009年的數據，為了使檢驗更符合經濟意義的解釋，所以對被解釋變量和自變量分別取對數，得到模型）

Dependent Variable: Y

Method: Least Squares

Date: 07/02/11 Time: 18:27

Sample: 1995 2009

Included observations: 15

VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.

C-4.9709710.286739-17.336210.0000

X11.0914720.1456597.4933220.0000

X20.4862220.1444313.3664670.0056

R-squared0.996812 Mean dependent var10.69985

Adjusted R-squared0.996280 S.D. dependent var0.822865

S.E. of regression0.050187 Akaike info criterion-2.969249

Sum squared resid0.030225 Schwarz criterion-2.827639

Log likelihood25.26937 Hannan-Quinn criter.-2.970757

F-statistic1875.765 Durbin-Watson stat1.444420

Prob(F-statistic)0.000000

(1)根據表中數據可知，模型的初步估計結果為：

lnY= -4.970971+1.091472lnX1+0.486222lnX2

(0.0000) (0.0000) (0.0056)

T= (-17.33621) (7.493322) (3.366467)

N=15 R2=0.996812

(2)模型的檢驗和校正：

1)經濟意義的檢驗：全社會投資城鎮每變化1%，城鎮居民消費變化1.091472，城鎮工作收入總額每變化1%，城鎮居民消費變化0.486222；

2)統計意義的檢驗：

參數顯著性檢驗：由上圖的結果顯示， t統計量分別為7.493322和3.366467，對于在顯著性水平為0.05，查t分布表其臨界值，均能拒絕 、原假設。即兩變量對被解釋變量的影響是顯著的。

擬合優度檢驗：由圖結果顯示，和修正擬合優度，表明樣本回歸直線的解釋能力大于99.6%，即在城鎮居民消費中，由解釋變量全社會投資城鎮和城鎮工作收入總額的總解釋部分在了99.6%以上，模型的擬合程度很高。

F檢驗：針對，在顯著性水平為0.05，自由度k-1=2，n-k=12，查F分布臨界值表得，由圖5得檢驗值F=1875.765>3.33，說明解釋變量總體對被解釋變量的影響是顯著的，方程估計可靠。

3)計量經濟學意義的檢驗：

自相關的檢驗：杜賓——瓦特森檢驗，0.95<杜賓系數

=<1.54（n=15），符合檢驗標準，說明自相關性基本消除。

模型二：研究農村居民消費支出結構

注：研究被解釋變量（Y農村居民消費支出）與自變量（X1全社會投資對農村的投資、X2農產品總產量）的關系（基于1995——2009年的數據）。

Dependent Variable: Y

Method: Least Squares

Date: 07/02/11 Time: 20:07

Sample: 1995 2009

Included observations: 15

VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.

C8509.6434663.9831.8245440.0931

X10.6398950.03741417.103320.0000

X20.0426110.1002670.4249800.6784

R-squared0.972563 Mean dependent var18073.33

Adjusted R-squared0.967990 S.D. dependent var5170.466

S.E. of regression925.0614 Akaike info criterion16.67445

Sum squared resid10268863 Schwarz criterion16.81606

Log likelihood-122.0584 Hannan-Quinn criter.16.67295

F-statistic212.6837 Durbin-Watson stat1.387218

Prob(F-statistic)0.000000

(1)根據表中數據可知，模型的初步估計結果為：

lnY=8509.643+0.639895lnX1+0.042611lnX2

(0.0931) (0.0000) (0.6784)

T= (1.824544) (17.10332) (0.424980)

N=15 =0.972563

(2)模型的檢驗和校正：

1)經濟意義的檢驗：全社會投資農村每變化1%，農村居民消費變化0.639895，農產品總產量每變化1%，農村居民消費變化0.042611；

2)統計意義的檢驗：

參數顯著性檢驗：由上圖的結果顯示，t統計量分別為17.10332和0.424980，對于在顯著性水平為0.05，查t分布表其臨界值，只能拒絕而無法拒絕原假設。但農產品總量并不能完全反應農民收入，農民仍可通過其他途徑增收，因此，依照常理判斷，兩變量對被解釋變量的影響都應該是顯著的。

擬合優度檢驗：由圖結果顯示，和修正擬合優度，表明樣本回歸直線的解釋能力大于96.7%，即在農村居民消費支出中，由解釋變量化肥施用量和農村用電量的總解釋部分在了96.7%以上，模型的擬合程度很高。

F檢驗：針對，在顯著性水平為0.05，自由度k-1=2，n-k=12，查F分布臨界值表得，由圖5得檢驗值F=212.6837>3.33，說明解釋變量總體對被解釋變量的影響是顯著的，方程估計可靠。

3)計量經濟學意義的檢驗：

自相關的檢驗：杜賓——瓦特森檢驗，0.95<杜賓系數=1.387218<1.54（n=15），符合檢驗標準，說明自相關性基本消除。

2.模型的分析

由前面的模型分析可知，前兩個模型分別解釋了城鎮和農村居民消費支出的影響因素，即全社會投資和居民收入（因缺乏農村居民收入數據，因此用農業總產量代替，雖不如農村居民收入有說服力，但也能反映農村居民消費支出的重要因素），兩者進行對比，我們可以得出如下結論：

(1)社會對農村支持的必要性：通過以上模型可以看出，在全社會投資（外部因素）上，農村始終落后與城鎮4倍左右，尤其是改革開放以來，國家政策重點轉移到城市，由此可以分析城鄉收入差距的一個很重要的緣由，就是國家政策的傾斜和投資的導向。

(2)提升農村居民收入的必要性：另一方面，居民收入、工資總額（農業總產量）可以反映一個城鎮（或農村）居民消費的最重要來源（內在保證），無論是收入還是工作工資，城鎮居民都較高，而按照現階段農產品價格估算農村居民收入（農產品價格*農產品總量），也能一定程度上反映農民收入狀況。因此，導致現階段城鄉差距的重要因素依然是居民的收入、工作環境和待遇等因素。

(3)農村發展的潛力分析：農村改革是一個“帕累托改進”（至少有一人的福利得到改進，而沒有人的福利下降的過程），收益主要有三：農民受益——收入增加、自由增加；城里人受益——糧食供應充足；政府也受益——糧食安全問題得到一定程度的解決。

(4)當前農村發展緩慢原因分析：但是，我們也要看到，按照十七屆三中全會的精神，農村人均收入到2020年將翻一番，則每年的增長率定的是6％，低于城市過去幾年的收入增長率，意味著城鄉收入差距將進一步擴大。主要原因在于：首先，農產品消費的收入彈性小于1，短期內大幅度增收困難；其次，農產品相對價格在長期下降。這些都意味著，農業不可能支持農民收入的持續增長，進一步深層次挖掘農村新的增長點是我們迫切要解決的問題。

五、問題的政策建議和結論

基于對中國城鄉收入和總產值分析以及全社會對城鄉的投資的分析觀察，結合區域發展理論的最新研究成果，本文進一步說明了在全社會投資等外部因素和城鄉居民收入等內部因素雙重不平等的情況下城鄉居民消費結構變化和差異。綜合以上分析，我們可以著力從以下幾點出發，改善居民尤其是農村居民的生活，縮小城鄉差距。

首先，以產業結構為切入點，因地制宜穩步推進農村轉型。打破根據現狀被動壓縮數量解決問題的局面，以產業結構調整作為導向，著力發展低排放、低耗能、高附加值的產業，如生態農業、新能源（如生物能、太陽能、風能等）、生物醫藥、環保節能、新材料等等，并根據各地特色形成集聚效應。進而通過產業結構的轉型導向以改善人員結構，吸引大量高素質人才，穩定就業，優化工藝路線，延伸產業鏈。進而最終實現城鄉人員數量均衡發展的良心鏈條。

第二，實行小城鎮建設方案。中國城鄉有著各自的特點和問題，城市建設的關鍵在于“疏”而不在于“堵”；農村的問題在于“重視”而不在于“修繕”，而加快小城鎮建設，恰好能實現對城市的“疏”和農村的“重視”，有利于盡快改變根據現狀“拆東補西”的惡性循環，符合長期穩定的發展觀。

第三，保障農村勞動力基本工資，提升農村社會保障水平。伴隨工業化和市場化進程的加快，農村勞動力的大量轉移是一個必然趨勢。在這個過程中，實施最低工資制度、保障弱勢群體基本權益就極為關鍵。因此，改變城鄉資源配置，推進農村勞動力轉移，增加農民非農收入成為農民收入提高的一個重要源泉。

第四，控制農村人口過快增長。由高水平均衡陷阱（伊懋可《中國過去的模式》）可知，人口增加，資源減少，人力資本便宜，工商業不再有技術創新的沖動，是導致農村發展緩慢的一個重要原因。因此，控制農村人口過快增長，提升人力資本運作效率成為農村改革的又一關鍵。

文章小結。在城市經濟占主體的消費環境下，從某種意義上講，經濟增長有時是建立在城鄉不協調的基礎上的，是以犧牲農民和農村利益為代價的。基于這樣的計量結果，我們需要重新回到兩個深層的關系上看待城鄉收入對經濟增長的效應。一是經濟增長與公平的關系。二是經濟增長與發展、與科學發展的關系。增長只是手段，發展才是目的，30年改革開放的經驗表明，社會發展的戰略目標，不是單純追求國內生產總值的增長，而是在經濟發展的基礎上促進社會全面進步。因此，全面貫徹落實科學發展觀，不僅要在保持經濟平穩較快發展、加快轉變經濟增長方式的同時，縮小城鄉收入差距，促進城鄉協調發展，加強和諧社會建設。

參考文獻:

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[2]趙滿華. 我國現階段城鄉居民收入差距研究[J]. 當代經濟研究， 2000 (3) : 44 - 47.

[3]王德文，蔡日方. 宏觀經濟政策調整與農民增收[J]. 中國農村觀察， 2003 (4) : 2 - 12.

[4]GREENWOOD， JERENY， JOVANOV IC B. Financial Development， Growth， and the Distribution of Income [J]. Journal of political Economy，1990， 98 (5): 1076 - 1107.

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