武漢市城鄉收入差距變化與新型城鎮化發展的關聯性分析

*基金項目：武漢市社科基金資助課題項目（13009）摘要：城鄉居民收入差距的擴大是中國經濟發展中所面臨的重要問題。其中城鎮化是影響居民收入差距大小的重要原因之一。利用1985-2010年武漢市時間序列數據建立了一套能夠反映城鎮化水平與城鄉居民收入差距之間的關聯性的指標體系，實證分析了城鎮化與收入差距之間的動態聯系，并通過單位根檢驗發現泰爾指數和城鎮化率都是一階單整的。在進一步的協整檢驗中，還發現泰爾指數與城鎮化率之間存在著長期均衡關系，誤差修正模型的結果表明城鎮化率與城鄉居民收入差距之間的短期波動關系不明顯。由此提出了以縮小居民收入差距來推進武漢新型城鎮化建設的組合性政策建議。

關鍵詞：收入差距；城鎮化；泰爾指數；協整檢驗

中圖分類號：F291.1文獻標識碼：ADOI：10.3963/j.issn.16716477.2014.03.009武漢理工大學學報（社會科學版）2014年第27卷第3期彭定赟等：中國城鄉收入差距變化與新型城鎮化發展的關聯性分析

一、問題的提出

城鎮化與收入差距的問題，一直都是中外經濟學家的研究熱點與難點[1]。很多學者對于這一問題，從不同角度作了大量研究，形成了一系列富有爭議的結論和觀點。具體可以歸納為以下四個方面：其一，早在很久以前，威廉·阿瑟·劉易斯等發展經濟學家就從理論上論證了城鎮化對縮小城鄉差距的顯著作用。龔新蜀和王雪鋒基于對1978-2005年的時間序列數據的分析，認為城鎮化水平與城鄉居民收入差距存在著密切的關系，即城鎮化水平越高，城鄉居民收入差距越小[2]。其二，賴曉東通過計量分析認為，收入差距與城鎮化之間存在一定程度的相關關系，且收入差距的擴大與城鎮化進程呈同方向變動[3]。謝云根據我國1978-2011年的城鄉居民收入差距與城鎮化率的數據，運用計量方法分析并得出結論：城鄉居民收入差距與城鎮化率之間具有穩定的關系，且隨著城鎮化水平地不斷發展，城鄉居民收入差距呈逐步拉大的趨勢[4]。其三，李靜通過對1990-2004年各省數據的研究發現城鎮化雖然短期使城鄉居民收入差距擴大，但是中長期加快城鎮化是解決經濟發展過程中城鄉居民收入差距擴大的方法[5]。吳先華通過構建時間序列和面板數據模型，運用多種方法研究發現，城鎮化在長期水平上通過影響市民化來縮小城鄉收入差距，而在短期水平上則與城鄉收入差距呈正向關系，打破了現有城鎮化與城鄉收入差距關系的固有認識[6]。其四，符想花通過城鎮化進程中城鄉居民收入差距模擬與預測，得出結論：從時間數據看，我國城鄉居民收入差距隨城鎮化水平的提高而提高，但從橫截面數據上看，各地區城鄉居民收入差距隨城鎮化水平提高而下降[7]。

以上四種不同的結果，是由研究對象、研究方法以及學者們主觀認識上的不同而得出的，都對認識城鎮化與收入差距的相關關系和具體實踐提供了一定的理論依據。但前人的研究大多都集中于測算方法或是誘因分析，單從城鎮化率角度來研究居民收入差距問題的研究較少，對武漢市的城鎮化發展的研究更是鮮有涉及。再者多數實證研究所采取地是建立綜合模型的方法，尚未對城鎮化與收入差距這兩者之間是否存在長期穩定的關系進行探討。針對以上的不足之處，本文將利用武漢市1985-2010年的時間序列數據，構建收入差距指標體系，利用單位根檢驗、協整檢驗以及格蘭杰因果檢驗來分析城鎮化與收入差距之間的長期均衡關系，通過建立誤差修正模型分析二者之間的短期波動關系。在結合前人研究結果的理論基礎之上，采用定性分析和定量分析相結合的研究方法，探討武漢市城鎮化進程與居民收入差距的動態關聯。

二、武漢市城鄉收入差距的現狀分析與理論分析

（一）收入差距的現狀分析

根據《武漢改革開放30年鑒》以及1985-2010年《武漢市統計年鑒》， 提取1985-2010年武漢市的城鎮居民可支配收入、農村居民純收入、城鄉居民收入之差和城鄉居民收入比等數據，分別繪制出武漢市城鄉居民收入變化比較趨勢圖、城鄉居民收入差距變化趨勢圖、城鄉居民收入之比趨勢圖以及城鄉居民收入增長率比較趨勢圖，分別見圖1、圖2、圖3、圖4。

圖1 武漢市城鄉居民收入變化比較趨勢

圖2 武漢市城鄉居民收入之差變化趨勢圖

圖3 武漢市城鄉居民收入之比變化趨勢

圖4 城鄉居民收入年增長率比較趨勢圖

根據以上圖表，尤其是圖3武漢市城鄉居民收入之比變化趨勢圖，不難看出武漢市的城鄉居民收入之比大體上呈現波動變化的趨勢，基于此種趨勢將武漢市城鄉收入差距變化分為以下幾個階段來分析：

階段一（1985—1993年），這段時期城鄉居民收入差距呈現出擴大的趨勢，城鄉居民收入之差由1985年的285.44元增加到1993年的1857.9元，收入之比也由1985年的1.58：1增長到1993年的2.83：1。通過觀察圖4城鄉居民收入增長曲線也可以發現，該階段農村居民收入增長緩慢，甚至一度出現負增長情況，而城鎮居民的可支配收入一直處于穩定增長的狀態，故而拉大了城鄉居民收入差距。其原因在于中國將經濟體制改革重心由農村轉向城市，城市經濟開始迅速發展，城鎮居民可支配收入增加，雖然農村改革的政策慣性繼續在發揮作用，但由于兩次較為嚴重的通貨膨脹的負面效應，農業增產增收的步伐受到了阻礙，農民收入增加的速度放緩。

階段二（1994—1998年），該時期城鄉居民收入差距呈縮小趨勢，城鄉居民收入之比由1994年的2.56∶1縮小到1998年的2.17∶1，通過圖4也可以發現，這段時期，農村居民收入增長曲線位于城鎮居民收入增長曲線上方，這說明該階段內農村居民收入增長速度高于城鎮居民。自1992年鄧小平的南巡講話之后，改革開放和現代化建設的步伐開始加快，尤其在社會主義市場經濟體制建立之后，農村開始加速發展，農副產品收購價格大幅度提高，農民非農業就業數量增加，農民收入迅速提高，城鄉居民收入差距減小。

階段三（1999—2010年），此階段內城鄉居民收入差距再次擴大，城鄉居民收入之差由1999年的3417.08元增加到2011年的13924.09元，收入之比也由1999年的2.20∶1擴大到2010年的2.51∶1。通過觀察圖表，發現階段三可以分為兩個區間，第一個區間是1999-2003年，這段時期城鄉居民收入差距呈現擴大趨勢，但自2003年后便開始趨于平穩，其原因在于自2005年以來，國家政府提出了建設社會主義新農村的重大戰略，相繼出臺了免除農業稅等惠農政策，以此控制城鄉居民收入差距擴大，控制其在小范圍內波動。

（二）城鄉收入差距的理論分析

改革開放以來，武漢市的經濟持續增長，社會總財富量也大幅度增加，廣大民眾的生活水平也得到了不同程度的提高，但由于各種因素的影響，武漢市城鄉居民收入差距總體上呈擴大趨勢。

1. 要素價格失衡對城鄉居民收入差距的影響。社會收入的分配與生產要素的價格有很大關系，居民擁有并提供生產要素，這是他們收入的主要來源，生產要素的價格決定著收入差距的大小，其中勞動這一人人都擁有的要素報酬偏低是主要原因。中國是人口大國，勞動力資源相對過剩，勞動力成本低廉，因此工薪階層收入普遍偏低。其次，我國目前的資本市場還不夠完善，資本市場的發展更多地刺激了高收入者的投資，致使高收入者的收入增長速度快于低收入者，加上近十幾年來，地價以及CEO的收入增幅遠遠超過勞動報酬，因此造成了居民收入差距進一步擴大[8]。

2. 自然環境、經濟發展規模與產業結構差別對城鄉居民收入差距的影響。城鎮與農村在地理環境、自然資源以及交通便利等條件上都存在著差異，這種差異使得城鎮居民在就業條件和社會公共服務等方面都顯現出了明顯的優勢。此外，農村地區雖然在形式上出現了多種產業，但實質上還是以農業生產為主，由于農產品的需求彈性小，當經濟發展到一定規模后，農業的增長必定會落后于第二、三產業的發展＼[9＼]。再者，農成品的附加值明顯要低于第二、三產業產品附加值，由此導致了城鄉居民收入增長速度的不同，進而拉大收入差距。

3. 城鄉二元經濟結構與戶籍制度對城鄉居民收入差距的影響。新中國成立初期，國家采取了重工業優先發展的戰略，通過價格干預、財政金融以及匯率控制等政策，把農村剩余農產品由農業部門向工業部門轉移，導致農村經濟發展受阻，農民收入增長速度放緩，致使大量的農村勞動力向城市轉移＼[10＼]。此時政府為了保證農產品供應量的充足，實行了城鄉戶籍制度，阻礙了農村勞動力向城鎮轉移，將農村居民隔離于城市體制之外，使得農村居民在收入水平以及住房、醫療、教育等社會福利方面與城鎮居民逐漸拉開差距，進而導致城鄉居民收入差距擴大。

4. 財政投入與政策性傾向的差異對城鄉居民收入差距的影響。武漢市目前的財政支出主要放在公務人員的新增工資分配和城市建設投資等方面，用于農村地區建設以及農村居民生活水平改善方面的支出較少，這就造成了財政支出在城鎮和農村地區分配上的不均衡。其次，改革開放初期，我國基于整體發展布局的需要，將社會經濟發展重心由農村轉向城市，并在社會經濟發展的各個方面，對城市和農村采取了不平衡的發展戰略，使得城鄉居民在收入水平、社會保障、就業等方面享受著不同的待遇。因此，政府對于城鎮和農村實施的有差別的發展和管理政策，也在一定程度上促進了武漢市城鄉居民收入差距的擴大＼[11＼]。

三、武漢市城鄉居民收入差距的度量

泰爾指數能夠將總體收入差距分解為組內收入差距和組間收入差距兩部分，即可表示為：T=Tw+Tb，從而能夠準確度量出組內與組間收入差距對總體收入差距的貢獻度，同時又能夠充分考慮人口因素的作用，泰爾指數越大則表示收入差距越大，因此本文將采用泰爾指數來測算武漢市的城鄉居民收入差距。

（一）武漢市收入差距泰爾指數

將武漢市分為城鎮和農村兩個組別，利用如下公式來計算：Tb=∑iYi1YlnYi/Y1Ni/N=

Y11YlnY1/Y1N1/N+Y21YlnY2/Y1N2/N式中：i=1，2分別代表城鎮和農村。Y代表武漢市居民收入總和，Yi代表武漢市城鎮（或農村）居民收入總和，N代表武漢市總人口數，Ni表示武漢市城鎮（或農村）居民人口總數。Tb代表組間收入差距，表示武漢市范圍內城鎮和農村之間的收入差距。結合武漢市統計年鑒以及湖北省統計年鑒相關數據，可以測算出1985年至2010年武漢市的泰爾指數，見表1。

（二）武漢市城鎮化率

根據2011年武漢年鑒以及湖北省統計年鑒的數據，利用公式：城鎮化率=城鎮人口/總人口（自2000年第五次人口普查起均按常住人口計算），計算得到武漢市的歷年城鎮化率，見表2。

綜合表2數據及圖6中折線圖可知，武漢市的城鎮化率相對于湖北省來說一直處于一個較高的水平。改革開放以來，武漢市城鎮化水平整體上呈現出上升趨勢，從1985年的55.4%到1990年的55.9%，年均提高了0.1個百分點，從1991年的56.2%到2001年的59.2%，年均提高了0.3個百分點。自2002年開始，武漢市城鎮化進程開始飛速發展，尤其是在2003-2005年，年均都提高了將近1個百分點，并在2003年成功突破了60%達到了60.8%，雖然自2006年至今，武漢市的城鎮化進程放緩，但仍處于一個上升的階段。綜合來看，自1985年至2010年，武漢市城鎮化率從55.4%上升到了65.1%，年均提高了近0.4個百分點，有著非常不錯的發展趨勢。根據國際經驗以及城鎮化發展的一般階段性規律，當城鎮化水平處于30%～70%時，城鎮化的速度處于高速發展階段，因此，預計未來一段時間內，武漢市的城鎮化將仍然保持較快速度。

四、城鎮化與收入差距的動態關聯

（一）單位根檢驗（ADF檢驗）

單位根檢驗（unit root test）主要是用來判別時間序列的平穩性，避免出現偽回歸現象。基于單位根檢驗的思想，利用EViews6.0軟件分別對武漢市城鄉間泰爾指數序列（incgapt）、武漢市城鎮化率序列（urbant）以及二者的一階差分序列進行單位根檢驗，結果見表3。

表3序列單位根檢驗結果

變 量1ADF統計值15%臨界值1P值1結論incgapt1Level10.216 4681-1.955 02010.74081不平穩1st difference1-2.764 5271-1.957 20410.0081*1平穩urbant1Level12.5596491-1.955 68110.99611不平穩1st difference1-2.162 2801-1.955 68110.0321*1平穩注：“*”表明在5%的顯著性水平下拒絕原假設

根據分析結果可以發現，城鄉間泰爾指數序列（incgapt）和城鎮化率序列（urbant）的原時間序列均為非平穩序列，二者的一階差分序列均為平穩序列，服從I（1）單位根過程，即二者均為一階單整序列。

（二）協整檢驗

協整表示的是兩個或者兩個以上的序列之間的平穩關系。本文在這兩個時間序列均為同階單整的基礎之上，以城鄉間泰爾指數incgapt作為被解釋變量，城鎮化率urbant為解釋變量，用最小二乘法（OLS）來估計其回歸模型，得到結果見表4。

表4回歸方程結果

變量1系數1標準誤差1T-統計量1伴隨概率PC1-0.071 513 310.059 6171-1.199 54210.2420urbant10.237 01610.100 73512.352 87310.0272根據表4可知，常數項C在5%的顯著性水平之下的伴隨概率p=0.2420>0.05，是不顯著的，而城鎮化率的伴隨概率p=0.0272<0.05，統計上顯著，因此可以得到5%的顯著程度的回歸方程如下：incgapt=0.237 016 urbant（1）對上述回歸結果的殘差序列進行單位根檢驗，得到檢驗結果見表5。

表5殘差序列的單位根檢驗結果

Null Hypothesis：RES has a unit root1tStatistic1Prob.*Augmented DickeyFuller test statistic1-3.181 0261 0.0028Test critical values：11% level1-2.669 3595% level1-1.956 40610% level1-1.608 495通過表5中的殘差檢驗結果可以看出，殘差RES在1%、5%以及10%的顯著性水平下均小于臨界值，Prob.值為0.0028，小于顯著性水平，即拒絕原假設，殘差不存在單位根即殘差項是平穩的，incgapt和urbant之間存在協整關系，即武漢市城鄉間泰爾指數與城鎮化率兩者之間存在協整關系，進一步表現為城鄉泰爾指數與城鎮化率間存在著長期均衡的關系，在一定程度上呈現一致性和同步性。根據上述回歸方程式（1），可以進一步得出結論：從長期均衡關系來看，城鎮化率每提高1個百分點，城鄉間泰爾指數會提升約0.23個百分點，兩者之間存在著正向相互促進的關系。

（三）Granger因果關系檢驗

Granger因果關系檢驗是用來確定經濟變量之間是否存在因果關系及影響的檢驗方法。其檢驗思想為：如果X的變化引起了Y的變化，則X的變化應當發生在Y的變化之前。本文前部分對城鄉間泰爾指數序列incgapt和城鎮化率序列urbant進行單位根檢驗后得到的結果是：序列incgapt和urbant均為一階單整序列，此結論可作為對incgapt與urbant進行Granger因果檢驗的前提。應用EViews6.0軟件對incgapt urbant進行了Granger因果檢驗結果見表6。

表6Granger因果檢驗結果

原假設1觀測數1FStatistic1PValueincgapt不是urbant的Granger原因12111.273 9210.34712011.841 5710.2214urbant不是incgapt的Granger原因12113.549 5410.04182014.974 3510.0269根據Granger檢驗結果可知，在觀測數分別為21與20，顯著性水平為5%時，始終接受“incgapt不是urbant的Granger原因”的原假設，始終拒絕“urbant不是incgapt的Granger原因”的原假設，即：城鎮化率對城鄉居民收入差距存在單向的Granger因果關系，城鎮化率是城鄉居民收入差距的Granger原因。

（四）構建誤差修正模型

進一步構建誤差修正模型探求短期內城鎮化率的波動會對城鄉居民收入差距造成何種影響，將模型（1）中的殘差序列保留并命名為ecmt。對城鄉間泰爾指數序列（incgapt）與城鎮化率序列（urbant）取一階差分，得到一階差分的泰爾指數序列（Δincgapt）和一階差分的城鎮化率序列（Δurbant）。以Δincgapt為被解釋變量， Δurbant和一階差分的殘差序列（ecmt-1）為解釋變量做回歸方程，得到回歸結果見表7。

表7回歸方程結果

變量1系數1標準誤差1T-統計量1伴隨概率PC10.003 77110.002 08311.8107 7210.0860Δurbant1-0.714 18310.367 6981-1.942 30910.0671ecmt-11 0.062 78510.120 18115.217 82410.0000根據回歸結果可知，常數項C與Δurbant系數在5%的顯著程度下均不顯著，這表示當期城鄉居民收入差距變動的原因并非來自于當期城鎮化率的變動，僅有ecmt-1統計上顯著，表示前一期城鄉居民收入差距偏離了長期均衡關系，即ecmt-1≠0，修正誤差項系數估計值的符號為正，意味著上期的實際值低于長期均衡值，需要在下期以正的修正項將實際值調整到均衡值。即：為了維持城鄉居民收入差距與城鎮化率之間的長期均衡關系，當期將以0.062 785的速度（即誤差修正項的系數估計值）對前一期的城鄉居民收入差距與城鎮化率之間的非均衡狀態進行調整，將其回到長期均衡狀態。具體回歸方程如下：Δincgapt=0.062785 ecmt-1 （2）

五、研究結論及政策建議

（一）研究結論

通過對武漢市1985-2010年時間序列數據的實證分析，可以得到城鄉居民收入差距與城鎮化率之間存在長期均衡關系，具體表現為當城鎮化率上升1個百分點時，城鄉居民收入差距指數上升約0.23個百分點，即武漢市城鄉居民收入差距與城鎮化水平之間存在著正相關的關系；通過Granger因果關系檢驗，得到了城鄉居民收入差距與城鎮化率兩者間存在單向的因果關系，具體變現為城鎮化率是城鄉居民收入差距的Granger原因，其反向關系是不存在的；基于短期波動影響而構建的誤差修正模型從統計上來看是不顯著的，這說明城鎮化與城鄉居民收入差距兩者之間的短期波動關系是不明顯的。

（二）縮小城鄉收入差距，推進新型城鎮化的政策建議

得出以上結論的原因在于：傳統的武漢市城鎮化建設更加注重于“以量為本”，只片面地追求城鎮化率的上升，卻忽略了平衡發展的重要性，從而導致了城鄉經濟發展的不均衡，拉大了城鄉居民的收入差距。這種傳統的城鎮化發展模式已經不符合未來發展的需要，近幾年，新型城鎮化建設越來越引人注目，所謂新型城鎮化，就是以現代化為目標，以人的城鎮化為核心，以市場運作為主導，以內外需為牽引，以創新要素為驅動，以內涵增長為重點，以適度聚集為原則，三化互動，實現低成本、高收益，促進城鄉經濟、社會、環境全面協調可持續發展的城鎮化。現在的武漢正需要積極推進新型城鎮化的建設，實現城市化與農村城鎮化并重，促使二者協調發展，帶動農民等低收入群體收入的增加，達到縮小城鄉居民收入差距的目的＼[12＼]。

1. 推進“人的城鎮化”建設。首先要積極穩妥地推進武漢市的戶籍改革制度，消除戶籍歧視，使戶籍制度不再是農民融入城市的一大障礙，如果農民不能融入城市，他們的工資性收入就不會提高，進而導致農民的收入水平比較低，拉大了收入差距。要消除城鄉壁壘，促進勞動力在城鄉之間自由流動，擴大農村勞動力的就業，從根本上解決農民收入問題；其次，對城鄉二元土地制度進行改革，加快推進農村集體土地依法有序流轉，提高土地經營的產出率和規模化水平，進一步規范農村財務公開方式和理財制度，積極探索新形勢下土地流轉的路徑＼[13＼]；第三，早日解決農民工住房難的問題，積極構建面向廣大中低收入群體的住房供給體系，采取資金補貼等方式的保障性住房建設規劃，引導更多的農民向更符合城鎮發展需要的方向建房；最后加強武漢市農村社會保障制度的建設，有計劃地推進農村社會保障工作，并對城鄉社會保障工作做好統籌安排，搞好城鄉社會保障體系的銜接，保障農民的合法權益，免除他們的后顧之憂＼[14＼]。

2. 建立城鄉一體化市場。要想順利實現農民就業，切實縮小城鄉居民收入差距，建立一個健全、健康的勞動力市場非常關鍵，由于城鄉差別、現有用工制度和地區經濟發展不平衡等社會因素的影響，農民在就業地位上始終處于劣勢，用人單位侵犯農民合法權益的行為時有發生，因此要加快城鄉一體化勞動力市場的建設，盡快打破城鄉分割的舊格局。建立健全城鄉各級勞動力市場，加強勞動力市場各項制度建設，建立城鄉統一的勞動力市場管理體制，對農村勞動力進行培訓，提高進城勞動力人力資本存量，實行平等的就業制度，消除不利于農民就業創收的各種限制和規定，提高農民收入。

3. 政府與市場的結合作用。推進城鎮化進程的過程需要大量的資金來進行城市和基礎設施建設，此時如果只強調政府主導型城鎮化，僅僅依靠國家和地方政府的財政投入，城鎮化的發展速度就會由于資金不足而受到嚴重影響，為了吸引到更多的資金，要充分發揮市場機制的作用，依靠全社會的力量來推進新型城鎮化建設，但是市場作用具有盲目性，因此在發揮市場推動力的同時，還應該注意到政府必須在城鎮化過程中起引導作用，由政府來引導，與市場的推動相結合，促進新型城鎮化的良性發展。

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（責任編輯王婷婷）