二元經濟結構與城鄉居民收入差距的相關性研究
——基于中國統計數據的實證分析

胡晶晶

(武漢大學經濟與管理學院、武漢大學政府管制與公共經濟研究所，湖北 武漢 430072)

一、引言

改革開放，伴隨著經濟持續高速增長，中國居民的整體收入水平不斷提高。但與此同時，城鄉居民之間的收入差距也在波動中不斷擴大。關于城鄉居民收入差距形成原因的解釋，許多學者把它看成是工業化進程中的二元經濟結構的產物，即認為中國以社會化生產為主要特點的先進城市經濟和以小生產為主要特點的落后的農村經濟并存的經濟結構是造成中國城鄉居民收入差距形成的最主要的原因。而且，近年來，學者們紛紛通過建立模型，對二元經濟結構對城鄉居民收入差距的影響程度進行了測度，研究結果也支持了這一結論(國家統計局農調總隊課題組，1994；蔡繼明，1998；陳宗勝等，2004；等)。注見國家統計局農調總隊課題組：《城鄉居民收入分配研究》，《經濟研究》1994年第4期；蔡繼明：《中國城鄉比較市場力與相對收入差別》，《經濟研究》1998年第1期。從現有的研究來看，國內學者雖然對二元經濟結構問題和城鄉居民收入差距問題都有較多研究，但是對兩者之間關系的系統性研究相對較少。對兩者關系的研究又主要集中于二元經濟結構對城鄉居民收入差距的影響，而對城鄉居民收入差距對二元經濟結構的影響也相對較少。此外，對不同區域內二元經濟結構與城鄉居民收入差距關系的研究也不多見。中國三大地區在地理、自然資源條件、社會經濟發展水平、市場化程度等方面都存在著較大的差異，從而導致了中國二元經濟結構和城鄉居民收入差距都存在著較大的地區差異，我們也有理由猜測在不同的地區，二元經濟結構與城鄉居民收入差距的關系有可能存在差異。鑒于此，本文在理論分析的基礎上，采用1986-2010年數據分別從全國和三大地區層面上對二元經濟結構對城鄉居民收入差距的影響進行實證檢驗，并分析在不同的區域二者關系的差異。

二、二元經濟結構與城鄉居民收入差距的關系：理論分析

從理論上講，二元經濟結構和城鄉居民收入差距密切相關，兩者之間的影響應該是相互的，即一方面二元經濟結構會影響城鄉居民收入差距；另一方面，城鄉居民收入差距的變化也會影響二元經濟結構。

(一)二元經濟結構對城鄉居民收入差距的影響

在工業化進程中，城鄉產業結構存在著巨大的差異，農村以農業生產為主，城市則以非農業生產為主，而非農業部門比農業部門的技術進步速度快、勞動生產率高，因此非農業部門投資回報和就業人員的收入相對較高。既然非農業部門就業者和農業部門就業者的收入水平存在差距，那么以從事非農業生產為主的城市居民和以從事農業生產為主的農村居民之間收入水平存在差距也就成為必然。在工業化早期和中期階段，二元經濟結構會不斷強化，即非農產業勞動生產率的提高速度會快于農業勞動生產率的提高速度，因而非農產業就業者收入的增長也會快于農業就業者的收入，最終導致城鄉居民收入差距的擴大。隨著勞動力不斷從農業部門向現代部門轉移，農業勞動生產率逐漸提高，經濟結構的二元性會逐漸減弱，農村居民的收入增長速度會快于城鎮居民收入的增長速度，從而城鄉居民的收入差別就會不斷縮小?？梢哉f，二元經濟結構是導致城鄉居民收入差距形成的重要原因，城鄉居民收入差距隨著二元經濟結構的變化而同向變化。

(二)城鄉居民收入差距對二元經濟結構的影響

從理論上講，城鄉居民收入差距對二元經濟結構可能會產生以下兩種不同性質的影響。

1．城鄉居民收入差距擴大可能會弱化二元經濟結構。

應該說，城鄉居民收入差距的存在和擴大也是農村居民向城鎮不斷遷徙的經濟動力，非農業部門較高的收入水平會吸引農村人口流入非農業部門，而隨著農業部門剩余勞動力的持續向外轉移，農業的比較優勢增加，對農業的投資誘導會增強，從而實現把先進的生產要素引入農業，最終導致農業勞動生產率的不斷提高，甚至接近和超過非農業部門的勞動生產率，經濟結構的二元性會逐漸減弱。在這種情況下，城鄉居民收入差距和二元經濟結構的相互影響會呈現出一種自我修正機制，即二元經濟結構的強化會導致城鄉居民收入差距的擴大，但由城鄉居民收入差距擴大而引發的農業部門剩余勞動力向城市部門的轉移，又會弱化二元經濟結構，從而縮小城鄉居民收入差距。

2．城鄉居民收入差距擴大也可能會強化二元經濟結構。

一方面城鄉居民收入差距的持續擴大會導致大量農村勞動主力外流。大量農村青壯年勞動力或是有一技之長和文化技術水平較高的勞動者從農業部門轉入非農產業部門、從農村流入城鎮，而留在農村從事農業生產勞動的則是一些婦女、老人或是在非農產業部門或城市無法生存的勞動者，這不僅影響到農業生產的發展和農業科技的推廣普及，而且，由于農村缺乏知識、人才等發展要素，經濟發展缺少原動力，對農業產業結構調整、升級都會產生極為不利的影響。另一方面，農業部門的比較利益始終低于非農業部門的比較利益會導致大量農業資金外流，大量農業資金在經濟利益的驅動下始終進行從低回報的農業部門向高回報的非農產業部門的單向流動，而無法實現向農業部門的回流，這必然會制約農業的穩定發展。在這種情況下，城鄉居民收入差距和二元經濟結構的相互影響會呈現出一種自我強化機制，即二元經濟結構的強化會導致城鄉居民收入差距的擴大，而由城鄉居民收入差距擴大而引發的勞動力和資金等生產要素從農業部門向非農產業部門的持續單向流動又必然會降低農業的勞動生產率，從而進一步強化了二元經濟結構，導致城鄉居民收入差距進一步擴大。

在現實經濟生活中，這兩種機制都會發生作用，但最終城鄉居民收入會對二元經濟結構產生何種影響還要取決于這兩種機制力量的對比。

三、中國城鄉居民收入差距與二元經濟結構的演變及現狀

(一)中國城鄉居民收入差距的演變及現狀

伴隨著經濟的高速增長，中國城鄉居民收入水平都得到了很大的提高，但是城鄉居民收入的增長卻不平衡，呈現出長期擴大的趨勢，如表1所示。1986年以來，城鄉居民收入比經歷了一個M型變化過程。20世紀80年代中期到90年代中期，不斷擴大；1995-1997年，有所縮??；從20世紀90年代后期到2007年左右，又持續擴大；從2008年開始，城鄉居民收入比基本保持了穩定，并有小幅度下降。盡管如此，2010年城鄉居民收入比也已高達3.23，遠遠超過20世紀80年代中期的水平。

表1 中國城鄉居民收入比的演變(1986-2010年) 單位：倍

說明：①本表中的數據系作者根據原始資料計算而得，其中，城鄉居民收入比=城鎮居民名義人均可支配收入/農村居民名義人均純收入。② “城鎮居民名義人均可支配收入”在1986-1996年使用的是“城鎮居民家庭平均每人生活費收入”指標，1997-2010年使用的是“城鎮居民家庭平均每人可支配收入”指標。“農村居民名義人均純收入”使用的是“農村居民家庭人均純收入”指標。③三大地區的城鎮居民人均可支配收入和農村居民人均純收入分別是各地區內省市自治區城鎮居民人均可支配收入的算術平均值和農村居民人均純收入的算術平均值。④年均值為各年份的算術平均值。下同。

城鄉居民收入差距的擴大在中國東、中、西三大經濟地區(以下簡稱三大地區)都有所反映。[注]考慮到數據的延續性和可比性，結合國家西部大開發戰略的劃分，按照地理位置、資源稟賦、經濟技術水平、經濟社會發展相結合的辦法，本文將中國劃分為東、中、西部三大經濟地區，其中，東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等11個省區；中部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南等個8省區；西部地區包括重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西和內蒙古等12個省市自治區。從中國三大地區城鄉居民收入比的動態變化來看，1986年以來，中國三大地區城鄉居民收入差距也都經歷了一個M型變化過程。1986-1994年三大地區城鄉居民收入差距都不斷擴大；1995-1997年，有所縮??；此后，中國三大地區的城鄉居民收入差距再次呈現出不斷擴大的趨勢；直到2008年，三大地區的城鄉居民收入差距才保持穩定，并有小幅的下降。2010年東、中、西部三大地區城鄉居民收入比仍然分別處于2.55、2.76和3.52的高位，都遠遠超過了20世紀80年代中期的水平。而且，中國三大地區的城鄉居民收入差距的程度也存在較大差別，呈現出西部地區城鄉居民收入差距最大、中部地區次之、東部地區最小的格局。1986-2010年，東、中、西三大地區城鄉居民收入比的年均值分別為2.19、2.49和3.29。

(二)中國二元經濟結構的演變及現狀

衡量經濟結構二元性的指標有很多，主要有二元對比系數、二元反差指數、城鎮化水平、農村工業化水平、城鄉勞動力負擔系數比、兩部門分配系數比等等。筆者認為，二元經濟結構主要表現在非農產業與農業的比較生產率上，故采用非農產業與農業的比較勞動生產率來近似地反映中國二元經濟結構的程度和變化狀況。從長期來看，由于技術不斷進步和改革不斷深化，中國農業部門和非農業部門的勞動生產率都在不斷提高，但如表2所示，20世紀80年代中期以來，兩者的增長速度并不一致，非農產業與農業的比較勞動生產率波動幅度較大，總體上也呈現出M型的變化趨勢。20世紀80年代中期到90年代中期，非農產業與農業的比較勞動生產率呈現出上升趨勢，這說明中國的二元經濟結構程度不斷加深；1994-1996年，出現了短暫的下降，1997-2003年又快速上升，到2003年非農產業與農業的比較勞動生產率已經達到了6.57。此后，非農產業與農業的比較勞動生產率有所下降，盡管如此，2010年該比率仍然高達5.16，遠遠超出了20世紀80年代中期的水平。

中國三大地區的非農產業與農業的比較生產率的變化也基本保持一致，但二元經濟結構程度卻存在較大的差別，就平均而言，中部地區二元經濟結構程度最弱，東部地區次之，西部地區最強。需要指出的是，東部地區的農業勞動生產率和非農業勞動生產率事實上都遠遠高于中、西部地區，但因為東部地區工業化發展過程中出現了明顯的“資本深化”的趨勢，“資本深化”的提前進行，使得技術的選擇出現了不斷朝資本替代勞動的路徑偏差，因此，其非農產業部門勞動生產率提高的速度遠遠大于農業部門勞動生產率提高的速度，導致東部地區非農產業與農業的比較勞動生產率要高于中部地區。這一方面說明了東部地區的二元經濟結構并不弱于中、西部地區，另一方面，也說明了市場不能自發解決二元經濟結構問題。

表2 中國非農產業與農業的比較生產率的演變(1986-2010年) 單位：倍

說明：①本表數據系作者根據原始資料計算而得。非農產業是指第二產業和第三產業之和，非農產業與農業的比較勞動生產率=非農產業勞動生產率/農業勞動生產率，其中，農業勞動生產率=農業產值/農業就業人數；非農產業勞動生產率=非農產業產值/非農產業就業人數。②三大地區的農業勞動生產率=各地區內省市自治區農產業產值之和/各地區內省市自治區農產業就業人數之和；三大地區的非農業勞動生產率=各地區內省市自治區非農產業產值之和/各地區內省市自治區非農產業就業人數之和。由于統計年鑒中缺乏2006年各地區按三次產業分的年底就業人數，筆者采用了移動平均法進行填補，并在此基礎上計算2006年三大地區非農產業與農業的比較勞動生產率。

四、中國二元經濟結構與城鄉居民收入差距的關系：實證分析

(一)指標選擇與數據說明

本文將從全國和地區兩個層面上對中國1986-2010年二元經濟結構與城鄉居民收入差距的關系進行檢驗。在全國層面上，筆者分別使用城鄉居民收入比(URGAP)和非農產業與農業的比較生產率(DUAL)來分別衡量城鄉居民收入差距和二元經濟結構狀況；在地區層面上，筆者采用東、中、西三大地區的城鄉居民收入比(EURGAP、MURGAP和WURGAP)來分別衡量東、中、西三大地區的城鄉居民收入差距狀況，采用東、中、西三大地區的非農產業與農業的比較生產率(EDUAL、MDUAL和WDUAL)來分別衡量東、中、西三大地區的二元經濟結構狀況。為消除和降低時間序列的異方差，對數據進行了取自然對數處理。其中，全國及東、中、西三大地區的城鄉居民收入比分別記為：lnurgap、elnurgap、mlnurgap和wlnurgap，全國及東、中、西三大地區的非農產業與農業的比較生產率分別記為：lndual、elndual、mlndual和wlndual。計量分析工具是Eviews3.1。

本文所采取的基礎數據中，全國及各地區城鎮居民人均可支配收入、農村居民人均純收入、三大產業產值、三大產業的就業人數均來源于歷年的《中國統計年鑒》和《中國人口和就業統計年鑒》。由于重慶市直到1997年才成為直轄市，考慮到數據的連續性，筆者在進行數據處理時將重慶市和四川省合并為一個統計單位。

(二)實證過程及結果

1．變量的平穩性檢驗。本文采用擴展的迪克—富勒單位根檢驗(ADF)，來檢驗時間序列的平穩性，具體檢驗結果見表3。

表3 變量的ADF單位根檢驗結果

說明：①檢驗形式(C，T，L)分別表示單位根檢驗方程包括常數項、時間趨勢和滯后項的階數，加入滯后項是為了使殘差項為白噪聲；②滯后期k的選擇標準是以AIC值最小為準則；③△表示差分算子，d表示差分階數。

從表3的檢驗結果可以看出，lnurgap、elnurgap、mlnurgap、wlnurgap、lndual、elndual、mlndual和wlndual的ADF檢驗值都大于10%水平的臨界值，因此均為非平穩序列。但是，對各變量進行一階差分后，它們的ADF檢驗值都小于5%顯著水平的臨界值，都為平穩序列，即序列為一階單整I(1)過程。

2．協整檢驗。經過單位根檢驗，我們發現各變量均為一階單整序列，因此可以進一步對其進行協整檢驗，以確定變量之間是否存在長期穩定關系。協整檢驗從檢驗對象上可以分為兩種：一種是基于回歸系數的協整檢驗，如Johansen協整檢驗；另一種基于回歸殘差的協整檢驗，如Engle-Granger兩步法(EG檢驗)。由于本文檢驗的是兩變量間的協整關系，故采用后一種方法。第一步，分別對兩個序列進行單位根檢驗，檢驗結果顯示兩個序列同為一階單整變量，然后將兩個變量建立協整方程，用普通最小二乘法(OLS)進行回歸；第二步，對其殘差進行單位根檢驗，如殘差是平穩的，則說明兩個變量具有協整關系。

分別在全國及三大地區層面上，對城鄉居民收入差距和非農產業與農業的比較勞動生產率建立協整方程，然后用普通最小二乘法(OLS)分別對其進行回歸，得到結果如表4所示：

表4 OLS回歸結果

說明：括號內為t檢驗值；＊＊＊、＊＊和＊分別表示結果在1%、5%和10%的水平下顯著；被解釋變量為城鄉居民收入比。

表5 殘差的ADF單位根檢驗結果

說明：同表3。

由上述回歸結果，對得到回歸的殘差項分別進行單位根檢驗，如表5所示，四個方程的殘差ADF統計量在10%顯著性水平上小于臨界值，表明殘差序列是平穩的，說明無論在全國層面上，還是在三大地區層面上，城鄉居民收入差距和非農產業與農業的比較勞動生產率之間都存在協整關系，即從長期均衡關系來看，中國城鄉居民收入差距和非農產業與農業的比較勞動生產率存在明顯的正相關關系。就全國而言，非農產業與農業的比較勞動生產率每提高1%，城鄉居民收入比將上升0.91%。可見，在長期內，非農產業與農業的比較勞動生產率對城鄉居民收入差距的影響是十分顯著的。就東部地區而言，非農產業與農業的比較勞動生產率每提高1%，城鄉居民收入比將相應擴大0.65%；就中部地區而言，非農產業與農業的比較勞動生產率每提高1%，城鄉居民收入比將相應擴大0.59%；就西部地區而言，非農產業與農業的比較勞動生產率每提高1%，城鄉居民收入比將相應擴大1.20%?？梢?，長期內雖然三大地區非農產業與農業的比較勞動生產率對城鄉居民收入差距的影響都十分顯著，但影響程度并不相同，二元經濟結構對城鄉居民收入差距的影響在東部和中部地區相對較小，而在西部地區二元經濟結構對城鄉居民收入差距的影響要遠遠大于東部地區和中部地區。筆者認為，產生這種情況主要是因為與東、中部地區相比，西部地區經濟發展相對落后，市場化程度很低，要素流動性較差，這使得與其他導致城鄉居民收入差距擴大的因素相比，二元經濟結構因素的影響最為突出。

3．Granger因果關系檢驗。為了確定變量之間是否具有因果關系，我們進一步對變量進行Granger因果關系檢驗來確定城鄉居民收入之比和非農產業與農業的比較勞動生產率之間的因果關系。檢驗結果如表6所示：

表6 Granger因果關系檢驗的結果

說明：筆者根據無約束VAR模型來確定最佳滯后期數k，準則是AIC取值最小。

檢驗結果顯示，從全國層面上看，在1%的顯著水平上存在從lndual到lnurgap的單向Granger因果關系，這表明非農產業與農業的比較勞動生產率的提高會擴大城鄉居民收入差距；而對于lnurgap不是lndual的Granger原因的原假設，拒絕它犯第一類錯誤的概率為0.24230，表明城鄉居民收入差距不是二元經濟結構的Granger原因的概率較大，這意味著就全國而言城鄉居民收入差距的擴大對深化二元經濟結構的作用較弱。而就三大地區層面而言，則結論有一定的差異。對于東部地區，在2%的顯著水平上存在從elndual到elnurgap的單向Granger因果關系，在4%的顯著水平上存在從elnurgap到elndual的單向Granger因果關系；可見，在東部地區城鄉居民收入差距與非農產業與農業的比較勞動生產率之間存在雙向的Granger因果關系。對于中部地區，在1%的顯著水平上存在從mlndual到mlnurgap的單向Granger因果關系，在1%的顯著水平上存在從mlnurgap到mlndual的單向Granger因果關系；可見，在中部地區城鄉居民收入差距與非農產業與農業的比較勞動生產率之間存在著顯著的雙向的Granger因果關系。對于西部，在1%的顯著水平上存在從wlndual到wlnurgap的單向Granger因果關系，而wlnurgap是wlndual的Granger原因的概率非常低，因此，在西部地區主要是二元經濟結構影響城鄉居民收入差距，而城鄉居民收入差距對二元經濟結構的影響并沒有得到檢驗數據的支持。顯然，這也是導致城鄉居民收入差距對二元經濟結構的影響在全國層面上并沒有得到檢驗數據支持的主要原因。這可能因為：其一，與東、中部地區相比，西部地區市場化程度比較低，體制性因素對二元經濟結構的影響力要強得多，在這種情況下，即使城鄉居民收入差距的存在和擴大會對二元經濟結構產生影響，這種影響也相對小得多；其二，由于中國區域間經濟差距十分顯著，西部地區的經濟發展水平遠遠低于東、中部地區，其農村剩余勞動力主要是向東、中部地區的非農業部門轉移，而并非在本區域內的農業部門與非農業部門之間進行轉移；與此同時，西部地區非農業部門的資源也同樣面臨向東中部地區單向流動的問題；在這種情況下，無論是城鄉居民收入差距對二元經濟結構的自我修正機制還是自我強化機制都無法得到實現?；谝陨蟽牲c，筆者認為，西部地區在二元經濟結構與城鄉居民收入差距之間，僅存在二元經濟結構對城鄉居民收入差距的單向正向影響也是可以被解釋的。

五、結論及相關政策建議

(一)結論

通過以上分析，可以得出以下結論：

1．中國二元經濟結構與城鄉居民收入差距存在正相關關系，這種正相關關系不僅存在于全國范圍，也存在于中國的三大地區內。這意味著，中國城鄉居民收入差距的存在和持續擴大與二元經濟結構的強化密切相關，因此弱化二元經濟結構對于縮小城鄉居民收入差距具有極其重要的意義。

2．對中國地區層面上二元經濟結構與城鄉居民收入差距之間的相關性分析表明，與東、中部地區相比，西部地區二元經濟結構變化對城鄉居民收入差距的影響要大得多。這意味著，推動西部地區二元經濟結構的轉變對于平抑西部地區城鄉居民收入差距將發揮更大的功效。

3．通過Ganger因果檢驗表明，中國二元經濟結構與城鄉居民收入差距之間基本上存在著雙向Ganger因果關系，這在東部地區和中部地區表現得尤為明顯。這說明，在中國二元經濟結構不斷強化的情況下，尤其是東、中部地區，城鄉居民收入差距和二元經濟結構的相互影響呈現出一種自我強化機制，即二元經濟結構導致了城鄉居民收入差距的擴大，而城鄉居民收入差距的擴大又進一步強化了二元經濟結構。要打破這種惡性循環，政府必須發揮積極作用，應當采取有效措施促進二元經濟結構的轉換，推動“二元經濟結構弱化→城鄉居民收入差距縮小→二元經濟結構進一步弱化→城鄉居民收入差距進一步縮小”良性循環的形成。

(二)政策建議

基于對中國城鄉居民收入差距與二元經濟結構相互關系的理論與實證分析，我們可以看到，要縮小城鄉居民收入差距至少必須解決以下兩方面的問題：第一，是如何通過弱化二元經濟結構來縮小城鄉居民收入差距；第二，是如何使既有的城鄉居民收入差距不再強化二元經濟結構。對于前者，政府應當積極推動農業勞動力的轉移，加快農業現代化步伐，提高農業勞動生產率，從而縮小兩部門就業者的收入差別，最終平抑城鄉居民收入差距。對于后者，主要是要打破從城鄉居民收入差距擴大到二元經濟結構強化的傳導機制。由于城鄉居民收入差距的擴大是通過引起資源由農業、農村向非農產業和城市的單向流動而強化二元經濟結構的，要打破這一惡性循環關鍵在于改變資源單向流動的趨勢。由于農業部門的比較利益遠遠低于非農業部門，而資源又具有逐利性，因此市場力量并不能自發解決二元經濟結構問題，要打破城鄉居民收入差距對二元經濟結構的強化機制，政府的干預必不可少。一方面政府不能推動資源這種單向流動的趨勢，長期以來政府通過城市偏向的直接的資源調配制度和城市偏向的其他各種間接的資源轉移制度從農業部門轉移走了大量的資源，這直接導致了二元經濟結構的強化，因此要打破城鄉居民收入差距對二元經濟結構的強化機制，必須首先廢止或者改革這些政策和制度；另一方面，目前政府必須在政策上切實對農業和農村有所傾斜，通過財政、稅收等手段增加農業的比較利益或直接提高農民收入來促進資源向農村和農業的回流，從而弱化二元經濟結構，最終縮小城鄉居民收入差距。