城鄉(xiāng)收入差距的因素分析

1、精選優(yōu)質(zhì)文檔-傾情為你奉上精選優(yōu)質(zhì)文檔-傾情為你奉上專心-專注-專業(yè)專心-專注-專業(yè)精選優(yōu)質(zhì)文檔-傾情為你奉上專心-專注-專業(yè)城鄉(xiāng)收入差距的因素分析 內(nèi)容摘要：本文利用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的數(shù)量方法對影響城鄉(xiāng)收入的諸多因素進(jìn)行分析。在借鑒前人已證實(shí)的一些因素的基礎(chǔ)上，結(jié)合當(dāng)今經(jīng)濟(jì)發(fā)展的特點(diǎn)與動態(tài)，提出了一些新的影響因素，并利用計量方法加以檢驗，保留了顯著的影響因素，剔除了不顯著的因素。從而形成了一個新的影響城鄉(xiāng)收入差距的模型，并對其進(jìn)行了檢驗與修正，得出關(guān)于影響城鄉(xiāng)收入差距的因素分析。關(guān)鍵詞： 城鄉(xiāng)收入差距 因素分析一、研究背景及其問題提出改革開放之初，由于推行農(nóng)村家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制，將農(nóng)民自身的經(jīng)濟(jì)利

2、益與生產(chǎn)成果相聯(lián)系，形成激勵機(jī)制，調(diào)動了農(nóng)民的生產(chǎn)積極性，糧食生產(chǎn)大幅度提高。同時國家也提高了農(nóng)副產(chǎn)品的收購價格，農(nóng)民的收入增長較快，80年城鄉(xiāng)居民收入差距為2.301，85年一度縮小到1.831；但從85年起，國家將改革的重心由農(nóng)村轉(zhuǎn)移到城市，從而農(nóng)村經(jīng)濟(jì)體制改革相對滯后，城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有出現(xiàn)新的不平衡，差距再次擴(kuò)大，直到2003年，這種情況都沒有得到好轉(zhuǎn)，城鎮(zhèn)居民的可支配收入與農(nóng)村居民的家庭純收入之比仍在擴(kuò)大。更糟糕的是，農(nóng)村居民家庭純收入增長速度還遠(yuǎn)低于城市居民的可支配收入的增長速度。下圖所示：雖然在一定程度上的收入差距有助于形成有層次性的需求結(jié)構(gòu)，但是城鄉(xiāng)收入差距過大必然會給社會帶來極大

3、的負(fù)面影響。那么目前中國的城鄉(xiāng)收入差距究竟是否已經(jīng)發(fā)展到不能容忍的地步了呢？學(xué)術(shù)界普遍觀點(diǎn)如下：過高論：橫向靜態(tài)比較，中國的城鄉(xiāng)收入差距都高于發(fā)展中國家，更高于發(fā)達(dá)國家。以陳宗勝為代表的主流派認(rèn)為，目前城鄉(xiāng)收入差距大致適當(dāng)。原因在于：總體社會安定，沒有大的動蕩；農(nóng)村和城市的基尼系數(shù)都沒達(dá)到0.5以上，對照我國目前經(jīng)濟(jì)增長和效益來看，算不上兩極分化。兩極分化論：農(nóng)村人口眾多，在加上由于歷史傳統(tǒng)，文化模式等原因，人們已經(jīng)習(xí)慣了平均主義的分配方式，“不患寡而患不均”的觀念一直很強(qiáng)。城鄉(xiāng)收入差距已經(jīng)發(fā)展大兩極分化的地步，嚴(yán)重威脅社會的穩(wěn)定?，F(xiàn)階段，大量的農(nóng)民工問題就是一個反映。 我們認(rèn)為目前，中國的城

4、鄉(xiāng)收入差距雖沒有達(dá)到兩極分化的嚴(yán)重后果，但也是不合適的。我們認(rèn)為現(xiàn)在中國的城鄉(xiāng)收入差距太高了，并且正在向著兩極化的趨勢發(fā)展。首先，需要判定中國城鄉(xiāng)收入差距是否不合理。我們把世界各國在一定的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下相對應(yīng)的城鄉(xiāng)收入差距的平均水平看作是經(jīng)濟(jì)發(fā)展一定階段上的必然現(xiàn)象，稱之為自然差距，或者叫“合理的”差距，那么實(shí)際的差距和自然差距程度之間的差異就是不合理的，外在的，可控制的部分。我們采用霍利斯錢納里的“標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)”來分析城鄉(xiāng)收入差距是否合理？由于“標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)”包含了101個樣本國家（包含了發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家），所以我們認(rèn)為錢納里的標(biāo)準(zhǔn)是可以用來衡量中國的。我們把“標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)”分析中所隱含的城鄉(xiāng)收入差

5、距變化趨勢視為世界各國城鄉(xiāng)收入差距變化的一般趨勢。將中國的農(nóng)業(yè)勞動力份額與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值份額與世界平均水平比較，見下表：農(nóng)業(yè)勞動力份額與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值份額變化速度的比較人均GNP（1964年，美元）100以下10020030040050080010001000以上 標(biāo) 準(zhǔn) 結(jié) 構(gòu)初級產(chǎn)業(yè)勞動力份額（%）71.265.855.748.943.839.53025.215.9初級產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值份額（%）52.245.232.726.622.820.215.613.812.7勞動力份額與產(chǎn)值份額比率1.3641.4561.7031.8381.9211.9551.9231.8261.252 中 國 結(jié) 構(gòu)產(chǎn)業(yè)勞動力份額（

6、%）1978年71.91983年68.71992年601994年55.81996年51.82001年502002年農(nóng)業(yè)產(chǎn)值份額（%不變價格）40.33824.22118.415.20勞動力份額與產(chǎn)值份額比率1.7841.8082.4792.6572.8153.289從上表 ，我們可以看出在同樣的收入?yún)^(qū)段，我國的勞動力份額與產(chǎn)值份額比率比“標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)”上升得快。說明在同樣的收入?yún)^(qū)段，我國農(nóng)業(yè)勞動力份額比“標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)”下降的慢，而農(nóng)業(yè)產(chǎn)值份額則比“標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)”下降的快；這表明，同“標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)”相比，我國農(nóng)民人均收入比城鎮(zhèn)居民人均收入增長得更慢，我國城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的速度更快，因而我國城鄉(xiāng)收入差距比“標(biāo)準(zhǔn)結(jié)

7、構(gòu)”更大。在目前中國人均GNP超過1000美元的情況下，勞動力份額與產(chǎn)值份額比率大大超過了“標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)”，而且還出現(xiàn)上升趨勢?？梢姡覈某青l(xiāng)收入差距是不合理的。另外，我國財政用于農(nóng)業(yè)支出占GDP的比重太少了，即使與發(fā)展中國家比較，我國財政用于農(nóng)業(yè)支出占GDP的比重比發(fā)展中國家的平均水平還要少，說明農(nóng)業(yè)投入過少，國家重視不夠。請參見下表； 財政支出農(nóng)業(yè)支出占GDP的比重國別年份變動范圍年均幅度全世界1982-19870.84-1.030.97發(fā)達(dá)國家1982-19870.67-0.910.83發(fā)展中國家1982-19872.00-2.262.11印度1982-19873.30-3.843.52中

8、國1990-20000.98-1.661.28說明：印度的數(shù)據(jù)僅包括中央政府；中國的數(shù)據(jù)來自2001年及以前中國統(tǒng)計年鑒；其他國家數(shù)據(jù)來自于國際貨幣基金組織的政府財政統(tǒng)計（1990年）。由此可以看出我國對農(nóng)業(yè)投入的力度根本沒有達(dá)到發(fā)展中國家的平均水平，而且離平均水平還相距甚遠(yuǎn)。說明我國應(yīng)該加大對農(nóng)業(yè)的重視程度，在這方面多投入精力、人力、物力、財力。而且和我們發(fā)展水平相差不多的印度其財政用于農(nóng)業(yè)支出占GDP的比重也遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過中國。這足夠引起我們的深思。二、模型設(shè)定及其理論分析那么是什么因素在擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距，什么因素對將來縮小城鄉(xiāng)收入差距至關(guān)重要呢？我們在進(jìn)行模型設(shè)定的時候，對近年來國家宏觀經(jīng)濟(jì)形

9、勢和農(nóng)業(yè)政策的分析，認(rèn)為造成城鄉(xiāng)收入差距的因素非常多。于是，我們在參考社科院九十年代關(guān)于農(nóng)民收入與勞動力轉(zhuǎn)移的一項課題的基礎(chǔ)上，經(jīng)過整理和總結(jié)將因素分析如下：首先，這幾年以來，雖然農(nóng)民收入的渠道多元化，來自非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的收入份額在不斷增長，但農(nóng)產(chǎn)業(yè)的收入，尤其是種植業(yè)收入仍占很大比重，而這部分農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入又取決于農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量的多少和價格高低，所以選擇農(nóng)副產(chǎn)品收購價格指數(shù)（X1）和糧食產(chǎn)量增長率（X2）；一國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化對收入分配格局的影響，我們選擇第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重（X3），第一產(chǎn)業(yè)勞動者比重（X4），結(jié)構(gòu)系數(shù)（X5）（非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率與農(nóng)產(chǎn)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率之比）反映經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化的影

10、響。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展對提高農(nóng)民收入，縮小城鄉(xiāng)居民收入差距起著非常重要的作用，我們選擇第一產(chǎn)業(yè)增加值增長率（X6），按可比價格計算的第一產(chǎn)業(yè)增加值指數(shù)（X7），第一產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率增長率（X8）。分析城鄉(xiāng)收入變化的差異性對收入差距的影響，我們選擇城鎮(zhèn)居民收入增長率（X9），城鎮(zhèn)職工年均工資增長率（X10），非農(nóng)產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率增長率（X11）和農(nóng)村居民人均純收入增長率（X12）。農(nóng)村居民收入增長較快的原因是非農(nóng)收入份額增加，我們選擇非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入增長率（X13）和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)職工人數(shù)增長率（X14）。另外在總和收入一定時，農(nóng)村人口的減少會提高人均純收入，我們選擇城鎮(zhèn)與農(nóng)村人口比來衡量（X15）。在設(shè)定模型之

11、前，我們將以上變量整合，歸納為以下幾個典型因素代表：農(nóng)村就業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換滯后于產(chǎn)值結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換X1（農(nóng)村就業(yè)結(jié)構(gòu)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)）城鄉(xiāng)人口比率X2（城鎮(zhèn)總?cè)丝?農(nóng)村總?cè)丝冢┏青l(xiāng)文化水平差異X3（城鎮(zhèn)居民平均受教育年限/農(nóng)村居民平均受教育年限）城鄉(xiāng)居民財富比X4（城鎮(zhèn)居民平均儲蓄/農(nóng)村居民平均儲蓄）城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)X5（非農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率/農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率）滯后的收入差距Y(-1)（滯后一年的收入差距） （根據(jù)布坎南的收入分配理論，現(xiàn)代社會中，財富對收入的作用日益明顯。但由于財富難于確切計量，我們借用滯后收入差距來衡量城鄉(xiāng)財富的不同影響。）幾點(diǎn)說明：一、理論界定：城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的劃分應(yīng)該依據(jù)居民的實(shí)際居

12、住地。而官方統(tǒng)計上的城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的劃分是依據(jù)居民的戶口所在地確定。因此，我們在按戶籍劃分的城鎮(zhèn)居民中加入農(nóng)村流動人口，農(nóng)村居民中減去農(nóng)村外出人口；如下表所示：流動前：城鎮(zhèn)居民農(nóng)村居民城鎮(zhèn)戶口居民農(nóng)村戶口居民流動后：城鎮(zhèn)居民農(nóng)村居民城鎮(zhèn)戶口居民農(nóng)村流動勞動力（人口）農(nóng)村實(shí)際居住人口（農(nóng)民戶口居民農(nóng)村外出人口）二、我們用來反映城鄉(xiāng)收入差距的兩個指標(biāo)，即農(nóng)民人均純收入和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，其統(tǒng)計口徑并不一致，前者不僅包括現(xiàn)金純收入，還包括實(shí)物折現(xiàn)金收入，而后者只是城鎮(zhèn)居民可支配的貨幣收入，城鎮(zhèn)居民所享受的大量非貨幣型福利收入（如住房，公費(fèi)醫(yī)療和實(shí)物收入等）沒有在現(xiàn)有的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入

13、中體現(xiàn)。國家統(tǒng)計局一項據(jù)宏觀統(tǒng)計資料和調(diào)查測算的結(jié)果表明，1995年城鎮(zhèn)居民人均從國家及單位獲得的福利收入3304元，相當(dāng)于當(dāng)年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的比例為71.6%。因此，直接通過比較人均純收入和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入得出的結(jié)果肯定會在一定程度上低估城鄉(xiāng)居民收入差距，但至少給出了實(shí)際收入差距的下限。三、我們之所以用平均教育年限來衡量文化水平差異這個因素是因為：一般而言，只接受過小學(xué)教育難以形成人力資本的差異，所以我們對接受初中、高中、大學(xué)的不同人數(shù)進(jìn)行加權(quán)，得到平均教育年限這個因素。根據(jù)舒爾茨的人力資本理論，教育是形成人力資本的最重要因素，對人力資本的投資收益率遠(yuǎn)大于物質(zhì)資本收益率，故引入

14、這個因素。于是最初模型設(shè)定為：Yt=C+1X1+2X2+3X3+4X4+5X5+7Yt-1+t 我們對這個模型進(jìn)行相關(guān)系數(shù)的檢驗，得到有些因素的相關(guān)系數(shù)很大，如下表所示：X1X2X3X33X4X5Y(-1)X1 1. 0.-0.-0. 0. 0. 0.X2 0. 1.-0.-0. 0. 0. 0.X3-0.-0. 1. 0.-0.-0.-0.X33-0.-0. 0. 1.-0.-0.-0.X4 0. 0.-0.-0. 1. 0. 0.X5 0. 0.-0.-0. 0. 1. 0.Y(-1) 0. 0.-0.-0. 0. 0. 1.從此表看出，x1和 x2之間存在很強(qiáng)的相關(guān)性，所以在模型的引入因

15、素時，我們考慮在x1和x2之間舍掉一個變量，利用Granger因果檢驗來確定x1和x2哪個引入模型更好。檢驗結(jié)果：Pairwise Granger Causality TestsDate: 12/24/04 Time: 15:15Sample: 1980 2002Lags: 2 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability X1 does not Granger Cause Y21 1.82742 0.19284 Y does not Granger Cause X1 0.00476 0.99526Pairwise Granger Causality Te

16、stsDate: 12/24/04 Time: 15:26Sample: 1980 2002Lags: 2 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability Y does not Granger Cause X221 0.50731 0.61148 X2 does not Granger Cause Y 5.56557 0.01463結(jié)果表明，人口比率X2是Y的Granger原因；另外，采用多元統(tǒng)計中主成份分析法，發(fā)現(xiàn)只要以下幾個因素就可以解釋收入差距（Y）的絕大部分（貢獻(xiàn)率達(dá)到86.76%），所以我們將模型中的解釋變量確定為：城鄉(xiāng)人口比率（城鎮(zhèn)總?cè)丝?農(nóng)村總

17、人口）：X1（最初模型中的X2）滯后兩年的城鄉(xiāng)文化水平差異（城鎮(zhèn)居民平均受教育年限/農(nóng)村居民平均受教育年限）：X2（最初模型中的X3）城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)（非農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率/農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率）：X3（最初模型中的X5）滯后的收入差距：Y(-1)（滯后一年的收入差距）重新設(shè)定模型為： Yt=C+1X1+2X2+3X3+4Yt-1+t(一)我們的數(shù)據(jù)：年份城鄉(xiāng)收入差距城鄉(xiāng)人口比率城鄉(xiāng)文化水平差異城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)滯后的收入差距YX1X2X3Yt-119802.50.245.19812.20.2552.519821.950.271.754.2.219831.820.281.733.1.9519841.830

18、.31.7241.8219851.860.311.754.1.8319862.130.321.764.1.8619872.160.341.7642.1319882.170.351.734.2.1619892.290.361.7342.1719902.20.361.7242.2919912.40.361.734.2.219922.570.381.7252.419932.80.391.694.2.5719942.860.41.734.2.819952.630.411.74.2.8619962.570.441.6942.6319972.470.491.654.2.5719982.510.51.634

19、.2.4719992.650.531.644.2.5120002.790.571.634.2.6520012.90.61.635.2.7920023.110.641.652.9備注說明：Y城鄉(xiāng)收入差距程度=城鎮(zhèn)居民可支配收入/農(nóng)村居民純收入 x1城鄉(xiāng)人口比率=城鎮(zhèn)總?cè)丝?農(nóng)村總?cè)丝趚2城鄉(xiāng)文化水平差異=城鎮(zhèn)居民平均受教育年限/農(nóng)村居民平均受教育年限x3城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)系數(shù)yt-1滯后一年的收入差距Y(-1) （二）用OLS估計結(jié)果因為由于收入差距并不能按預(yù)期縮小到某一程度，所以我們是通過局部調(diào)整模型引入滯后變量的，因此我們?nèi)钥梢圆捎肙LS法進(jìn)行估計。Eviews的最小二乘計算結(jié)果為：Depende

20、nt Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/24/04 Time: 16:07Sample(adjusted): 1982 2002Included observations: 21 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-4.2.-1.0.1158X11.0.2.0.0448X22.1.1.0.1420X30.0.2.0.0503Y(-1)0.0.5.0.0001R-squared0. Mean dependent var2.Adjusted

21、R-squared0. S.D. dependent var0.S.E. of regression0. Akaike info criterion-1.Sum squared resid0. Schwarz criterion-1.Log likelihood18.59458 F-statistic50.58630Durbin-Watson stat1. Prob(F-statistic)0.從上可以得到回歸模型：Yt=-4.86 + 1.90X1 + 2.45X2 + 0.17X3 + 0.67 Yt-1 2.92 0.87 1.59 0.08 0.12t= (-1.66) (2.18)

22、(1.54) (2.12) (5.43) R2=0.93 =0.91 d=1.95 F=50.58 （三）對模型進(jìn)行檢驗：經(jīng)濟(jì)意義檢驗：從回歸系數(shù)可以看出，X2（城鄉(xiāng)文化水平差異）, X3（城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)系數(shù)）, Yt-1的系數(shù)為正，符合經(jīng)濟(jì)意義。即隨著X2,X3, Yt-1的增大，城鄉(xiāng)收入差距會隨之增大。 X1這一指標(biāo)對收入差別的影響有兩個方面：其一，在經(jīng)濟(jì)未增長的情況下，如果該指標(biāo)值擴(kuò)大，則收入差別會擴(kuò)大，因為指標(biāo)值縮小意味著農(nóng)村人口超生，平均每人分享的資源自然變小。其二，在經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的情況下，如果指標(biāo)值擴(kuò)大，意味著城市化的程度提高，如果城市化所伴隨的工業(yè)化程度未達(dá)到促使城鄉(xiāng)居民收入自然差

23、距下降的臨界值時，那么收入差距程度一般會提高，反之則下降。X2衡量的是文化水平的差異，隨著農(nóng)民所掌握的知識增多，可以改變過去的陳舊的工作觀念，可以更多地接觸新的生產(chǎn)技術(shù)，獲取致富的信息，從而縮小與城市居民的收入差距。X3城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)系數(shù)，則反映我國傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)中的剩余勞動力向現(xiàn)代非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移存在困難。Yt-1的系數(shù)為正，說明收入差距會存在馬太效應(yīng)，“窮者愈窮，富者愈富”。統(tǒng)計推斷檢驗：從回歸結(jié)果看，修正的可決系數(shù) =0.91，回歸的結(jié)果較好。X1，X3，Yt-1 的T值大于2，統(tǒng)計檢驗顯著。X2的T值小于2，可能是因為教育存在滯后效應(yīng)，受限于樣本容量，不能再滯后了。計量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗：首先，進(jìn)行多重共

24、線形的檢驗，使用簡單相關(guān)系數(shù)矩陣：X1X2X3Y1X11-0.20.40.2X2-0.21-0.7-0.4X30.4-0.710.3X40.2-0.40.31發(fā)現(xiàn)，X1、 X2之間存在很大的相關(guān)性，但我們?nèi)匀槐Ａ鬤2這個因素，根據(jù)舒爾茨對人力資本論述的觀點(diǎn)，隨著社會的發(fā)展，所受教育水平將會成為影響收入的重要因素，人力資本所帶來的收益遠(yuǎn)大于物質(zhì)資本帶來的收益。另外，即使存在一定共線性，模型還是可以用來預(yù)測的。我們采用逐步回歸法對此模型進(jìn)行檢驗和補(bǔ)救，仍然覺得原模型最好。同時發(fā)現(xiàn)逐步回歸法第一步引入的是人口因素，也就是說人口因素可以解釋城鄉(xiāng)居民收入差距變化的絕大部分。所以，解決收入差距的關(guān)鍵在于改

25、變城鄉(xiāng)人口比例。其次，進(jìn)行異方差的檢驗，采用ARCH檢驗，結(jié)果如下：ARCH Test:F-statistic0. Probability0.Obs*R-squared0. Probability0.Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 12/26/04 Time: 18:30Sample(adjusted): 1984 2002Included observations: 19 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-Stat

26、isticProb. C0.0.2.0.0429RESID2(-1)-0.0.-0.0.3831RESID2(-2)-0.0.-0.0.9009R-squared0. Mean dependent var0.Adjusted R-squared-0. S.D. dependent var0.S.E. of regression0. Akaike info criterion-5.Sum squared resid0. Schwarz criterion-5.Log likelihood53.38462 F-statistic0.Durbin-Watson stat1. Prob(F-stati

27、stic)0.由ARCH檢驗知，拒真錯誤為63.29%，而且T值不顯著，所以不存在異方差。接著做White檢驗，見下表：White Heteroskedasticity Test:F-statistic1. Probability0.Obs*R-squared8. Probability0.Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 12/26/04 Time: 18:32Sample: 1982 2002Included observations: 21VariableCoefficientStd. E

28、rrort-StatisticProb. C4.12.677840.0.7010X1-0.0.-0.0.5457X120.0.0.0.9350X2-5.14.55731-0.0.7067X221.4.0.0.7178X3-0.0.-0.0.8133X320.0.0.0.7130Y(-1)0.0.0.0.4468Y(-1)2-0.0.-0.0.5043R-squared0. Mean dependent var0.Adjusted R-squared0. S.D. dependent var0.S.E. of regression0. Akaike info criterion-5.Sum sq

29、uared resid0. Schwarz criterion-4.Log likelihood62.99714 F-statistic1.Durbin-Watson stat3. Prob(F-statistic)0.White檢驗下拒真錯誤為35.25%，而且T值都不顯著，進(jìn)一步證實(shí)了沒有異方差。再次，進(jìn)行自相關(guān)的檢驗，由于我們在模型中引入了應(yīng)變量的滯后項，所以我們使用德賓H檢驗，H=0.76 y/x，那么即使居民的收入并未發(fā)生變化，統(tǒng)計的城鄉(xiāng)人均收入差距也會擴(kuò)大。經(jīng)過代數(shù)運(yùn)算，我們發(fā)現(xiàn)，r y/x等價于：(2)其中，(3)不難發(fā)現(xiàn)，決定的因素主要有兩個，一個是城鎮(zhèn)人口的比重(近似等于)和

30、城鄉(xiāng)人均收入比(y/x)，城鎮(zhèn)人口的比重越小，城鄉(xiāng)人均收入比越小，越大。假設(shè)城鎮(zhèn)人口比重為40，城鄉(xiāng)人均收入比為2.5，可以算出=0.625，也就是說，只要在邊際上轉(zhuǎn)為城鎮(zhèn)居民的人收入達(dá)到當(dāng)時城鎮(zhèn)人均收入的62.5%，那么，這個城市化過程就會加大統(tǒng)計的城鄉(xiāng)收入差距。另一個有意思的現(xiàn)象是，在城市化進(jìn)程中，作為一個臨界值是不斷降低的，因為城鎮(zhèn)人口的比重在不斷上升，而城鄉(xiāng)人均收入比也在不斷上升，也就是說，隨著城市化水平的提高，(2)式將越來越容易滿足。如果(2)式得到滿足，那么，城市化進(jìn)程帶來的結(jié)果就是統(tǒng)計上的城鄉(xiāng)人均收入比不斷上升。我們應(yīng)該看到，我國目前城市化嚴(yán)重滯后于工業(yè)化，現(xiàn)代企業(yè)部門難以容納

31、過多勞動力，因此會出現(xiàn)上述現(xiàn)象。但隨著城市化的深入和制度完善，城市化是縮小城鄉(xiāng)收入差距的必由之路。四本文的結(jié)論通過分析,我們得出人口、二元結(jié)構(gòu)，滯后的收入差距是制約收入的三個顯著因素：在模型分析中，城鄉(xiāng)人口比的系數(shù)為正，說明我國目前的城市化進(jìn)程滯后工業(yè)化，雖然有大量的勞動力涌入城市，但如果城市的工業(yè)化程度不足以吸收這些勞動力，從事的都是低收入的基礎(chǔ)工作，部分地補(bǔ)充了低端工作崗位的不足，促使城市形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)，從而帶來了城市經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展，居民收入穩(wěn)步提高。另一方面農(nóng)民進(jìn)城從事的工作報酬過低，不足以縮小收入差距。也就是說如果城市化所伴隨的工業(yè)化程度未達(dá)到促使城鄉(xiāng)居民收入自然差距下降的臨界值時，那么收

32、入差距程度一般會提高，反之則下降。在中國的大多數(shù)地方仍然實(shí)行著城鄉(xiāng)分割的戶籍政策和管理政策，一些地方實(shí)行的戶籍“準(zhǔn)入政策”實(shí)際上是讓富有的人成為城市居民，卻沒有使更多的農(nóng)村居民享受到城市化的好處，這就使城市化對于縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用受到了限制。一直到最近，中國的中央政府才明確地提出要給農(nóng)民在城市里同等的就業(yè)地位，但城鄉(xiāng)分割的戶籍政策并沒有得到實(shí)質(zhì)性的改變。任何分割城鄉(xiāng)勞動力市場的政策都只能說明地方政府更多地考慮了城市居民的利益，這樣的政策沒有任何存在的理由，而地方政府是否能夠真正地放棄保護(hù)城市居民的勞動力市場政策還需拭目以待。二元結(jié)構(gòu)系數(shù)這一因素顯著正說明，農(nóng)業(yè)中有太多的剩余勞動力沒有轉(zhuǎn)移出

33、來，勞動生產(chǎn)率低下，產(chǎn)值在GDP中的比重逐年下降。農(nóng)民收入增長緩慢，遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于城市居民收入的增長速度。滯后的收入差距這一因素顯著說明收入差距存在“循環(huán)效應(yīng)”。是因為我國城鄉(xiāng)兩個市場一定程度隔離，根據(jù)凱恩斯的收入消費(fèi)理論，城市人的高收入導(dǎo)致高消費(fèi)，引起旺盛的需求，又導(dǎo)致生產(chǎn)擴(kuò)大，經(jīng)濟(jì)增長，所以城市人收入迅速增長，由于市場的隔離，這種正效應(yīng)很難擴(kuò)展到農(nóng)村；而農(nóng)村的低收入不能拉動消費(fèi)，促使需求增長，從而收入增長緩慢。另外，我們認(rèn)為隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，人們收入的很大部分是來自“資本”（財富）的收入，比如房產(chǎn)，股票，證券，這些財富很少為農(nóng)村人所擁有。也就是說存在“窮者愈窮，富者愈富”的“ 馬太效應(yīng)”。教育而

34、言，因為它對收入差距的影響是滯后和長期，而本文由于數(shù)據(jù)收集原因（歷史原因，80年以前的教育數(shù)據(jù)不好收集）只是滯后兩年方面的分析，而且由于與人口存在高度相關(guān)，所以系數(shù)不顯著。沒有現(xiàn)代化的人，就開創(chuàng)不出現(xiàn)代化的經(jīng)濟(jì)：但沒有現(xiàn)代化的經(jīng)濟(jì)，也無法造就出現(xiàn)代化的人，廣大發(fā)展中國家又面臨一個惡性循環(huán)的怪圈。農(nóng)業(yè)沒有足夠潛力吸收高素質(zhì)人才，人力資本，人才儲備嚴(yán)重缺乏，另一方面，農(nóng)村教育資源又很匱乏，農(nóng)村教育培養(yǎng)的人才也大多流向其他產(chǎn)業(yè)。當(dāng)一批低素質(zhì)的勞動力進(jìn)入農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，不能將先進(jìn)的種植技術(shù)應(yīng)用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，造成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力低下，從而拉大收入差距，造成農(nóng)民貧困。而下一代農(nóng)業(yè)勞動力由于貧窮很難享受高等教育的資源，更難掌握先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)，又將導(dǎo)致新一輪的貧困，長此惡性循環(huán)，自然擴(kuò)大收入差距。而相對農(nóng)村而言城市更注重在教育方面的投入。五、政策建議