基于凱恩斯消費函數的我國城鄉發展差距變化實證分析

徐暉

內容摘要：本文基于凱恩斯消費函數，通過控制變量法，得到城鄉居民消費函數模型。根據2002-2012年我國31個省份城鄉居民人均收入和消費的面板數據，對我國城鄉之間的居民自發消費差異值和邊際消費傾向差異值進行了實證研究。結果顯示，自2002年以來，我國城鄉發展差距呈現出先減小后增大的趨勢，并在2011年呈現出加速擴大的態勢。最后，根據實證研究結論，給出縮小我國城鄉發展差距的政策建議。

關鍵詞：凱恩斯消費函數 自發消費 邊際消費傾向 城鄉發展差距

黨的十六大報告首次提到要統籌城鄉經濟社會發展，隨后黨的十七大報告中專門提出要統籌城鄉發展，推進社會主義新農村建設，而黨的十八大報告中再次提出要推動城鄉發展一體化。在十八屆三中全會中，更是明確指出城鄉二元結構是制約城鄉發展一體化的主要障礙。可見，出現在我國的城鄉發展差距已經成為制約國民經濟健康穩定持續發展的一大瓶頸。

相關研究概述

我國城鄉發展差距，表現在經濟社會的方方面面，因此衡量城鄉之間發展差距的指標存在多元化的特點，選取指標的原則是最大化地反映城鄉經濟社會發展差距。李武（2009）對我國城鄉收入消費水平的研究表明，城鄉收入差距是導致消費差異的主要原因，其中，自發消費差距的主要原因是城鄉之間消費觀念、消費環境和生活水平的差異，邊際消費傾向差距的主要原因是城鄉之間就業、公費醫療、勞保、退休金和各種補貼的差異。對于產生居民消費函數差異的原因，史云鵬、趙黎明、賀穎（2012）也實證研究了城鄉消費差異和收入差距、收入水平之間的關系，認為收入差距的縮小有助于縮小城鄉消費差異。通過對我國城鄉之間消費函數中的自發消費和邊際消費傾向差異的綜合比較，可以得出城鄉之間就業、社會保障、醫療、消費環境、生活水平、收入之間的差距。因此，城鄉之間消費函數的差異程度可以科學客觀地反映出城鄉發展差距程度。

國內學者基于凱恩斯消費函數的視角對我國對城鄉居民消費函數差異研究的建模方法主要分為兩類：一是分別建立城鄉居民消費函數模型，利用普通最小二乘法，對城鄉居民消費函數模型進行求解，得出消費函數的差異程度。如周佳迪（2009）在對我國城鄉居民消費函數比較研究中，分別建立回歸模型比較分析了城鄉居民自發消費和邊際消費傾向方面的差異。此種建模方法雖然可以直觀地將消費函數的差異程度表現出來，但是無法判斷此差異是否顯著。二是通過引入虛擬變量，建立城鄉結合的居民消費函數，得出消費函數是否有顯著差異。如吳有昌（1995）通過引入虛擬變量，得出城市居民和農村居民的邊際消費傾向并沒有顯著差異。此方法建模，只能計算出某個時間序列內的城鄉之間消費函數的平均差異程度，無法判斷差異程度在該時間序列內是如何變化的。

對城鄉居民消費差異進行實證分析，其利用的數據種類主要分為兩類：一是時間序列數據，如胡婷、李余生、陳園（2012）通過1995-2009年城鄉居民可支配收入和生活消費數據，建立成都城鄉居民消費函數模型，對成都市城鄉居民消費差異進行實證分析；二是面板數據，如管慶學（2010）在研究1999-2008年中部六省城鄉居民消費中，基于凱恩斯消費函數，運用統計計量的方法推導出中部六省城鄉居民消費函數；孫愛軍（2013）在對城鄉居民消費差距的現狀及其影響因素的研究時，利用的是1996-2009年的省際面板數據。

目前，國內學者很少從消費函數的視角對我國城鄉發展差距如何變化這一經濟社會現象進行研究。基于此，本文從凱恩斯消費函數的角度，根據2002-2012年我國31個省份（除港澳臺）城鄉居民收入和消費數據，以每一年的橫截面數據構建城鄉居民消費函數，對2002-2012年我國每年城鄉之間消費函數的差異程度及其顯著性程度的變化情況分析，得出從黨的十六大以來，我國城鄉發展差距變化的情況。

模型構建

凱恩斯的絕對收入消費理論認為，消費受到多種因素的影響，如收入水平、商品價格水平、利率水平、收入分配狀況、消費者偏好、社會保障制度。其中，對消費起決定意義的是收入水平，且隨著收入的增加，消費會增加，但消費的增加不及收入增加多，消費和收入的這種關系稱為消費函數。如果消費和收入之間存在線性關系，y代表收入，c代表消費，則消費函數為c=α+βy。其中，α為自發消費，β為邊際消費傾向。

根據凱恩斯絕對收入消費理論，建立城鄉居民消費函數模型：

ci=α+βyi （1）

其中，ci為居民i消費水平，yi為居民i收入水平。

在城鄉居民消費函數模型中存在城鎮居民和農村居民兩個定性類型，按虛擬變量的設置規則，在有截距項的模型設定中，應引入一個虛擬變量Di。當居民為城市居民時，虛擬變量Di取值為1；當居民為農村居民時，虛擬變量Di取值為0。

由于城鄉邊際消費傾向的差異額會影響自發消費的差異額，當邊際消費傾向差異值增大時，自發消費的差異值可能會相應地減小，即二者呈反方向變化，所以通過控制變量法，分別運用加法類型和乘法類型將虛擬變量加入原城鄉居民消費函數模型中，得到新的消費函數模型：

ci=α+βyi+α1Di+ui （2）

ci=α+βyi+β1（Diyi）+ui （3）

加法方式引入虛擬變量改變的是截距，即自發消費。在城鄉邊際消費傾向相同的情況下，若參數α1通過了t檢驗，即說明城市居民和農村居民的自發消費有顯著性差異，參數α1的值就是自發消費的差異值；乘法方式引入虛擬變量改變的是斜率，即邊際消費傾向。在城鄉自發消費相同的情況下，若參數β1通過了t檢驗，即說明城市居民和農村居民的邊際消費傾向有顯著性差異，參數β1的值就是邊際消費傾向的差異值。通過對消費函數中參數α1和β1的值的變化及其t統計量值進行分析，可以得出我國城鄉居民消費函數差異的變化情況，定量判斷我國城鄉發展差距變化的情況。

實證分析endprint

（一）數據選取與處理

本文選取2002-2012年我國除港澳臺外的31個省份城市居民人均可支配收入、農村居民人均純收入、城鄉居民人均消費和城鄉居民消費價格指數的時間序列數據組成實證分析的面板數據。

原始數據中城市居民人均可支配收入、農村居民人均純收入和城鄉居民人均消費中包含了通貨膨脹帶來的價格因素，直接利用原始數據，因存在價格因素的影響會對結果產生較大的影響，因此，利用城鄉居民消費價格指數對原始數據進行去價格因素處理，得到以2002年為基期的可比的城市居民人均可支配收入、農村居民人均純收入和城鄉居民人均消費數據。

（二）模型檢驗及修正

由于每一年城鄉居民消費函數的模型相同，所以每一年城鄉居民消費函數的實證分析基本相同，選取其中某一年的數據，進行實證分析，介紹其實證分析方法。

以處理后的2002年的橫截面數據為例，運用模型（2）對我國城鄉發展差距進行實證研究。運用Eviews軟件，得到的OSL回歸結果如下：

c=-226.6744+0.764994y+296.4696D

t= （-1.3514） （31.2881） （2.0683）

R2=0.983550，R2=0.982992，DW=2.057259，F=1763.779

從回歸結果可知，修正的可決系數大于0.95，說明模型具有較高的擬合優度。邊際消費傾向為0.7649，在0和1之間，符合實際情況。自發消費為負值，與實際并不相符。自發消費無法通過顯著性檢驗，拉瑪納山（2003）解釋：常數項俘獲了因變量的均值和省略變量的平均影響，所以一般是忽略常數項的顯著性或者干脆省略，但除非有非常充分的統計理由，否則不能去掉常數項，因為這樣做會讓回歸線強行通過原點，導致嚴重的模型設定錯誤。所以模型仍然保留自發消費這個常數項，而自發消費差異值為296.4696，且t統計量為2.0683，理論上也并不明顯顯著，說明城鄉之間自發消費差異并不顯著。

由于橫截面數據中總體各樣本之間的差異，使得回歸結果易產生異方差。異方差的存在將導致模型的參數估計不再有效、OLS估計式的方差不再是最小值，這些都對回歸模型的正確建立和統計推斷產生嚴重影響，需要對模型OLS回歸結果進行異方差檢驗。在樣本容量足夠大即超過30的情況下，可以直接對回歸結果使用懷特（White）檢驗，并且這種檢驗具有不必事先假設知道異方差的存在和造成異方差原因的優點。經過懷特（White）檢驗，得到的nR2為11.8509。nR2>χ20.05（5） =11.0705，即在顯著性5%的條件下，拒絕原假設，說明原模型OLS回歸結果存在異方差。由此可知，我國城鄉居民的消費函數并沒有很好地說明城鄉居民自發消費差異的大小。

由于模型結果存在異方差性，即Var（ui）=σ2i，因此，通過加權最小二乘法消除模型中存在的異方差。對權數wi分別取1/│e│、1/e2或1/│e│3。當σ2i越大時，wi越小；當σ2i越小時，wi越大。選用三種加權權數，經過加權后，選取模型回歸結果最佳的加權方式。其原則為，選擇消除異方差最好的加權方式，即新的回歸結果經懷特（White）檢驗后，其White統計量的相伴概率最高，且超過5%的顯著性水平，并且回歸結果均能通過統計推斷檢驗和計量經濟學檢驗。

運用加權最小二乘法，在確定最佳加權方式后，得到如下回歸結果：

c=-116.4569+0.763763y+310.2298D

t=（-22.61718） （254.9502） （20.86468）

R2=0.999956，R2=0.999955，DW=1.833890，F=304512.6

對新的回歸結果進行懷特（White）檢驗，得到的結果為：nR2=0.7488。此時，nR2<χ20.05（5），說明在5%的顯著性條件下，回歸結果不存在異方差。新的回歸結果中，自發消費差異值的參數通過了t統計量檢驗，說明城鄉之間自發消費差異顯著。

自相關雖然主要出現在時間序列數據中，但有時也會出現在截面數據中，其被稱為空間自相關。對于模型自相關檢驗，本文采取最簡便的偏自相關系數檢驗方法，運用Eviews軟件，選擇滯后期為12，則會得到殘差ei和ei-1，ei-2，…，ei-12各期的相關系數和偏相關系數，對本模型OLS回歸結果進行自相關檢驗，得出模型回歸結果并不存在自相關。

綜上所述，新的回歸結果很好地說明了城鄉之間自發消費差異的大小。

（三）實證結果及分析

根據上述的計算及修正方法，依據處理后的2002-2012年每一年的橫截面數據，運用模型（2）和（3）對2002-2012年我國城鄉結合后的居民消費函數進行實證分析。

由于本文的著眼點在于分析城市居民消費函數和農村居民消費函數的差異，所以將2002年至2012年的模型回歸結果的參數α1、β1值提取出來。實證結果如表1所示（結果保留四位小數）。

經過模型的檢驗和修正，2002-2012年的模型回歸結果均通過了統計和計量檢驗，城鄉消費函數在自發消費和邊際消費傾向方面差異顯著。所以，當城鄉居民邊際消費傾向相同時，2002-2012年我國城鄉居民的自發消費均有顯著差異；當城鄉居民自發消費相同時，2002-2012年我國城鄉居民的邊際消費傾向均有顯著差異。

由表1可知，城鄉居民自發消費差異值和邊際消費傾向差異值最小的時間均發生在2006年，而2012年則是差異值最大的年份。

城鄉居民自發消費差異值和邊際消費傾向差異值的變化情況可以通過時間序列圖表現出來。因為城鄉之間各種非收入差距直接反映在參數β1值的大小上，而參數β1值很小，無法將城鄉自發消費差異值和邊際消費差異值結合在一起綜合分析，所以將參數β1值放大10000倍，制作城鄉居民自發消費和邊際消費傾向差異值的時間序列折線圖，結果如圖1所示。圖中的數據點為正方形的折線代表邊際消費傾向差異值的走勢，數據點為三角形的折線代表自發消費差異值的走勢。endprint

由圖1可知，2002-2006年，我國城鄉居民的自發消費差異值逐漸下降，但是2006-2012年，城鄉居民的自發消費差異值呈現上升趨勢，并在2011年出現了急速上升的趨勢。2002-2012年的城鄉邊際消費傾向差異值也呈現出與自發消差異值相似的變化趨勢，城鄉邊際消費傾向差異值在2009-2011年出現了波動，但其并不影響城鄉邊際消費傾向差異值的整體走勢，所以我國城鄉消費函數的差異程度變化趨勢基本呈U型。

根據實證結果，得知縮小城鄉發展差距是一個曲折漫長且十分艱難的過程。21世紀以來，特別是黨的十六大以來，國家明確提出要統籌城鄉發展，積極調整發展戰略，按照工業反哺農業，城市帶動鄉村和“多予少取放活”的基本方針，大力調整國民收入分配和財政支出結構。2003年中央提出城市加強對外來務工人員的管理和服務，逐步消除對農民工的歧視，2004年中央下發《中共中央國務院關于促進農民增加收入若干政策的意見》，并在農村實施“村村通”工程，2005年明確提出建設社會主義新農村，為未來農村發展指明方向，2006年全面取消農業稅，且在農業稅取消前后，加強對糧食、良種、農機具的財政補貼，不斷提高農產品收購價格，這些措施縮小了城鄉之間的發展差距。而2007年以來爆發的國際金融危機，我國實施了擴張的財政政策和貨幣政策，自發消費和邊際消費傾向的差異值與收入、養老、醫療、就業等民生保障息息相關，而二者自2007年以來不斷擴大，說明國家在運用擴張的財政政策和貨幣政策刺激經濟發展的同時，并沒有注重統籌城鄉共同發展。2008年推出的4萬億經濟刺激計劃，絕大部分資金都是由政府發債籌措，而其中3萬億的資金又是由地方政府籌措，這無疑大大加重了地方政府的債務負擔，使得地方政府在支農惠農、農村社會保障方面的支出大打折扣；而各地開工的投資項目，在促進城市經濟發展的同時，沒有很好的做到以工促農、以城帶鄉，沒有帶動農村地區相關產業的發展，使得經濟發展的紅利并沒有完全惠及廣大農村地區。所以當4萬億的經濟刺激計劃完全被市場所消化后，2011年城鄉發展差距呈現進一步加速擴大的趨勢。粗放型的投資只會加大城鄉發展差距，而城鄉發展差距又會抑制農村承接城市產業轉移，抑制以城帶鄉，進一步導致城鄉發展差距的擴大，使得城鄉發展差距擴大呈現出加速的狀態。

政策建議

我國城鄉居民消費函數的差異程度受到包含收入差距在內的多個因素的影響，而我國城鄉居民收入差距，從2002年以來是逐年上升的，但是城鄉居民消費函數的差異度卻呈現出先降后升的趨勢。這說明了我國城鄉居民消費函數的差異主要受到消費觀念、消費環境、就業、社會保障、醫療、福利等其他非收入差距的影響。所以，雖然收入差距仍是我國城鄉發展差距的一個重要方面，但城鄉居民的非收入差距也已經成為城鄉發展差距中無法忽視的一個方面。

根據以上的分析及結論，本文對縮小城鄉發展差距提出以下五點建議：

一是縮小城鄉居民收入差距。努力提高農村居民收入水平，多渠道增加農民收入。促進農業生產現代化，科技興農，提高農業生產效率；加大工業反哺農業力度；促進農業產業化的形成；促進農村第二、第三產業發展；提高農民非農業生產收入占總收入比重。

二是加強對農業的支持力度。逐步提高對農產品的收購價格，完善農產品收購價格體制，形成可以良好激勵生產的農產品價格制度，確保農民的生產積極性；加大對農業生產的各項補貼，發揮各項補貼對農業發展的導向作用，積極引導農業生產向高科技、高效益方向發展。

三是加快農村基礎設施建設。加大對農村地區基礎設施建設的投入，為農業產業發展創造條件，為承接城市產業做好準備，真正做到以工促農，以城帶鄉。

四是進一步推進和完善農村社會保障制度。加速推進失業、養老、醫療保障制度建設，完善農村失業救濟制度、農村基本養老保險制度、農村基本醫療保險制度；擴大農村社會保障制度覆蓋范圍，使更多的農村居民沒有后顧之憂，釋放農村發展潛力。

五是減小城鄉社會公共事業發展差距。積極推動教育和醫療事業在農村地區的發展，改善農村教學各項硬件及軟件條件，加強農村職業教育和技能培訓，不斷提高農民自身知識文化素質；繁榮農村文化氛圍，推動農村地區的文化產業發展。

1.李武.基于凱恩斯消費函數的我國城鄉居民消費差異實證分析[J].統計研究，2009（6）

2.史云鵬，趙黎明，賀穎.城鄉消費差異的模型解釋—城鄉消費差異函數的建立及應用[J].西安電子科技大學學報（社會科學版），2012（3）

3.周佳迪.中國城鄉消費函數對比分析[J].現代經濟信息，2009（14）

4.吳有昌.中國城鄉居民消費函數比較[J].經濟科學，1995（3）

5.胡婷，李余生，陳園.基于凱恩斯消費函數的成都市城鄉居民消費差異研究[J].價值工程，2012（3）

6.管慶軍.1999-2008年中部六省城鄉居民消費實證分析[D].山西財經大學，2010

7.孫愛軍.中國城鄉居民消費差距的現狀及其影響因素分析—基于1996-2009年省際面板數據的實證研究[J].北京工商大學學報（社會科學版），2013（3）

8.高鴻業.西方經濟學（宏觀部分）[M].中國人民大學出版社，2011

9.龐皓.計量經濟學[M].科學出版社，2010

10.拉瑪納山.應用經濟計量學[M].機械工業出版社，2003

11.王瑞澤，紀宏.中國城鄉居民消費的實證分析—以2003年數據為例[J].首都經濟貿易大學學報，2005（5）

12.王衛星.我國城鄉統籌協調發展的進展與對策[J].華中師范大學學報（人文社會科學版），2011（1）endprint

由圖1可知，2002-2006年，我國城鄉居民的自發消費差異值逐漸下降，但是2006-2012年，城鄉居民的自發消費差異值呈現上升趨勢，并在2011年出現了急速上升的趨勢。2002-2012年的城鄉邊際消費傾向差異值也呈現出與自發消差異值相似的變化趨勢，城鄉邊際消費傾向差異值在2009-2011年出現了波動，但其并不影響城鄉邊際消費傾向差異值的整體走勢，所以我國城鄉消費函數的差異程度變化趨勢基本呈U型。

根據實證結果，得知縮小城鄉發展差距是一個曲折漫長且十分艱難的過程。21世紀以來，特別是黨的十六大以來，國家明確提出要統籌城鄉發展，積極調整發展戰略，按照工業反哺農業，城市帶動鄉村和“多予少取放活”的基本方針，大力調整國民收入分配和財政支出結構。2003年中央提出城市加強對外來務工人員的管理和服務，逐步消除對農民工的歧視，2004年中央下發《中共中央國務院關于促進農民增加收入若干政策的意見》，并在農村實施“村村通”工程，2005年明確提出建設社會主義新農村，為未來農村發展指明方向，2006年全面取消農業稅，且在農業稅取消前后，加強對糧食、良種、農機具的財政補貼，不斷提高農產品收購價格，這些措施縮小了城鄉之間的發展差距。而2007年以來爆發的國際金融危機，我國實施了擴張的財政政策和貨幣政策，自發消費和邊際消費傾向的差異值與收入、養老、醫療、就業等民生保障息息相關，而二者自2007年以來不斷擴大，說明國家在運用擴張的財政政策和貨幣政策刺激經濟發展的同時，并沒有注重統籌城鄉共同發展。2008年推出的4萬億經濟刺激計劃，絕大部分資金都是由政府發債籌措，而其中3萬億的資金又是由地方政府籌措，這無疑大大加重了地方政府的債務負擔，使得地方政府在支農惠農、農村社會保障方面的支出大打折扣；而各地開工的投資項目，在促進城市經濟發展的同時，沒有很好的做到以工促農、以城帶鄉，沒有帶動農村地區相關產業的發展，使得經濟發展的紅利并沒有完全惠及廣大農村地區。所以當4萬億的經濟刺激計劃完全被市場所消化后，2011年城鄉發展差距呈現進一步加速擴大的趨勢。粗放型的投資只會加大城鄉發展差距，而城鄉發展差距又會抑制農村承接城市產業轉移，抑制以城帶鄉，進一步導致城鄉發展差距的擴大，使得城鄉發展差距擴大呈現出加速的狀態。

政策建議

我國城鄉居民消費函數的差異程度受到包含收入差距在內的多個因素的影響，而我國城鄉居民收入差距，從2002年以來是逐年上升的，但是城鄉居民消費函數的差異度卻呈現出先降后升的趨勢。這說明了我國城鄉居民消費函數的差異主要受到消費觀念、消費環境、就業、社會保障、醫療、福利等其他非收入差距的影響。所以，雖然收入差距仍是我國城鄉發展差距的一個重要方面，但城鄉居民的非收入差距也已經成為城鄉發展差距中無法忽視的一個方面。

根據以上的分析及結論，本文對縮小城鄉發展差距提出以下五點建議：

一是縮小城鄉居民收入差距。努力提高農村居民收入水平，多渠道增加農民收入。促進農業生產現代化，科技興農，提高農業生產效率；加大工業反哺農業力度；促進農業產業化的形成；促進農村第二、第三產業發展；提高農民非農業生產收入占總收入比重。

二是加強對農業的支持力度。逐步提高對農產品的收購價格，完善農產品收購價格體制，形成可以良好激勵生產的農產品價格制度，確保農民的生產積極性；加大對農業生產的各項補貼，發揮各項補貼對農業發展的導向作用，積極引導農業生產向高科技、高效益方向發展。

三是加快農村基礎設施建設。加大對農村地區基礎設施建設的投入，為農業產業發展創造條件，為承接城市產業做好準備，真正做到以工促農，以城帶鄉。

四是進一步推進和完善農村社會保障制度。加速推進失業、養老、醫療保障制度建設，完善農村失業救濟制度、農村基本養老保險制度、農村基本醫療保險制度；擴大農村社會保障制度覆蓋范圍，使更多的農村居民沒有后顧之憂，釋放農村發展潛力。

五是減小城鄉社會公共事業發展差距。積極推動教育和醫療事業在農村地區的發展，改善農村教學各項硬件及軟件條件，加強農村職業教育和技能培訓，不斷提高農民自身知識文化素質；繁榮農村文化氛圍，推動農村地區的文化產業發展。

1.李武.基于凱恩斯消費函數的我國城鄉居民消費差異實證分析[J].統計研究，2009（6）

2.史云鵬，趙黎明，賀穎.城鄉消費差異的模型解釋—城鄉消費差異函數的建立及應用[J].西安電子科技大學學報（社會科學版），2012（3）

3.周佳迪.中國城鄉消費函數對比分析[J].現代經濟信息，2009（14）

4.吳有昌.中國城鄉居民消費函數比較[J].經濟科學，1995（3）

5.胡婷，李余生，陳園.基于凱恩斯消費函數的成都市城鄉居民消費差異研究[J].價值工程，2012（3）

6.管慶軍.1999-2008年中部六省城鄉居民消費實證分析[D].山西財經大學，2010

7.孫愛軍.中國城鄉居民消費差距的現狀及其影響因素分析—基于1996-2009年省際面板數據的實證研究[J].北京工商大學學報（社會科學版），2013（3）

8.高鴻業.西方經濟學（宏觀部分）[M].中國人民大學出版社，2011

9.龐皓.計量經濟學[M].科學出版社，2010

10.拉瑪納山.應用經濟計量學[M].機械工業出版社，2003

11.王瑞澤，紀宏.中國城鄉居民消費的實證分析—以2003年數據為例[J].首都經濟貿易大學學報，2005（5）

12.王衛星.我國城鄉統籌協調發展的進展與對策[J].華中師范大學學報（人文社會科學版），2011（1）endprint

由圖1可知，2002-2006年，我國城鄉居民的自發消費差異值逐漸下降，但是2006-2012年，城鄉居民的自發消費差異值呈現上升趨勢，并在2011年出現了急速上升的趨勢。2002-2012年的城鄉邊際消費傾向差異值也呈現出與自發消差異值相似的變化趨勢，城鄉邊際消費傾向差異值在2009-2011年出現了波動，但其并不影響城鄉邊際消費傾向差異值的整體走勢，所以我國城鄉消費函數的差異程度變化趨勢基本呈U型。

根據實證結果，得知縮小城鄉發展差距是一個曲折漫長且十分艱難的過程。21世紀以來，特別是黨的十六大以來，國家明確提出要統籌城鄉發展，積極調整發展戰略，按照工業反哺農業，城市帶動鄉村和“多予少取放活”的基本方針，大力調整國民收入分配和財政支出結構。2003年中央提出城市加強對外來務工人員的管理和服務，逐步消除對農民工的歧視，2004年中央下發《中共中央國務院關于促進農民增加收入若干政策的意見》，并在農村實施“村村通”工程，2005年明確提出建設社會主義新農村，為未來農村發展指明方向，2006年全面取消農業稅，且在農業稅取消前后，加強對糧食、良種、農機具的財政補貼，不斷提高農產品收購價格，這些措施縮小了城鄉之間的發展差距。而2007年以來爆發的國際金融危機，我國實施了擴張的財政政策和貨幣政策，自發消費和邊際消費傾向的差異值與收入、養老、醫療、就業等民生保障息息相關，而二者自2007年以來不斷擴大，說明國家在運用擴張的財政政策和貨幣政策刺激經濟發展的同時，并沒有注重統籌城鄉共同發展。2008年推出的4萬億經濟刺激計劃，絕大部分資金都是由政府發債籌措，而其中3萬億的資金又是由地方政府籌措，這無疑大大加重了地方政府的債務負擔，使得地方政府在支農惠農、農村社會保障方面的支出大打折扣；而各地開工的投資項目，在促進城市經濟發展的同時，沒有很好的做到以工促農、以城帶鄉，沒有帶動農村地區相關產業的發展，使得經濟發展的紅利并沒有完全惠及廣大農村地區。所以當4萬億的經濟刺激計劃完全被市場所消化后，2011年城鄉發展差距呈現進一步加速擴大的趨勢。粗放型的投資只會加大城鄉發展差距，而城鄉發展差距又會抑制農村承接城市產業轉移，抑制以城帶鄉，進一步導致城鄉發展差距的擴大，使得城鄉發展差距擴大呈現出加速的狀態。

政策建議

我國城鄉居民消費函數的差異程度受到包含收入差距在內的多個因素的影響，而我國城鄉居民收入差距，從2002年以來是逐年上升的，但是城鄉居民消費函數的差異度卻呈現出先降后升的趨勢。這說明了我國城鄉居民消費函數的差異主要受到消費觀念、消費環境、就業、社會保障、醫療、福利等其他非收入差距的影響。所以，雖然收入差距仍是我國城鄉發展差距的一個重要方面，但城鄉居民的非收入差距也已經成為城鄉發展差距中無法忽視的一個方面。

根據以上的分析及結論，本文對縮小城鄉發展差距提出以下五點建議：

一是縮小城鄉居民收入差距。努力提高農村居民收入水平，多渠道增加農民收入。促進農業生產現代化，科技興農，提高農業生產效率；加大工業反哺農業力度；促進農業產業化的形成；促進農村第二、第三產業發展；提高農民非農業生產收入占總收入比重。

二是加強對農業的支持力度。逐步提高對農產品的收購價格，完善農產品收購價格體制，形成可以良好激勵生產的農產品價格制度，確保農民的生產積極性；加大對農業生產的各項補貼，發揮各項補貼對農業發展的導向作用，積極引導農業生產向高科技、高效益方向發展。

三是加快農村基礎設施建設。加大對農村地區基礎設施建設的投入，為農業產業發展創造條件，為承接城市產業做好準備，真正做到以工促農，以城帶鄉。

四是進一步推進和完善農村社會保障制度。加速推進失業、養老、醫療保障制度建設，完善農村失業救濟制度、農村基本養老保險制度、農村基本醫療保險制度；擴大農村社會保障制度覆蓋范圍，使更多的農村居民沒有后顧之憂，釋放農村發展潛力。

五是減小城鄉社會公共事業發展差距。積極推動教育和醫療事業在農村地區的發展，改善農村教學各項硬件及軟件條件，加強農村職業教育和技能培訓，不斷提高農民自身知識文化素質；繁榮農村文化氛圍，推動農村地區的文化產業發展。

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