缩小我国城乡居民收入差距的财政政策取向
1.我国城乡收入的现状
中国国家统计局09年数据显示，中国农村居民收入的增长速度落后于城市居民，城乡居民的收入差距正在进一步扩大。政府官员对农民收入问题表示担忧，认为这可能将是长期困扰中国经济发展的巨大问题之一。
国家统计局09年7月16日发布的数据显示，上半年，中国城镇居民家庭人均总收入9667元。其中，人均可支配收入8856元，同比增长9.8%，扣除价格因素，实际增长11.2%。相比之下，农村人均纯收入的增速落后于城镇。农村居民人均现金收入2733元，增长8.1%，扣除价格因素，实际增长8.1%，相比城镇落后了3.1个百分点。
对比07、08年的数据，城乡居民的收入差距也在进一步扩大。统计局数据显示，2007年城镇居民人均可支配收入13786元，农村居民人均纯收入4140元，城镇居民与农村居民人均收入差额的绝对值为9646元。而到了2008年，城乡居民人均收入差额的绝对值有所增长。08年城镇居民人均可支配收入15781元，农村居民人均纯收入4761元。城乡居民人均收入差额的绝对值为11020元，差额扩大了1374元。中国社会科学院4月15日在京发布2009年《农村经济绿皮书》，指出农业增加值和农民人均纯收入实际增长预计均为6%，农民人均纯收入增幅将出现逐年下滑趋势。
2.关于我国城乡收入差距的原因
对于我国城乡收入差距问题的解释主要有两类文献。一类文献将农民收入水平低下主要归因于来自“三农”外部的政策和制度因素。例如，根据冯海发、李溦的计算，年间我国农业通过剪刀差方式为工业化提供了高达8708亿元的资金积累，平均每年223亿元，这实质上是剩余财富从乡村向城市的转移。周其仁则指出，农村土地的集体所有性质和政府征用制度，侵害了农民的土地权益，成为制约农民收入增加的一个重要根源。蔡昉和杨涛则指出，改革以后城乡差距的变化主要导源于传统体制遗留的制度性障碍。由于劳动力由乡村向城市的流动是发展中国家城乡二元经济转型的前提，实证研究也发现我国农村劳动力向外流动的确有助于提高农村居民的收入，因此阻碍农村劳动力向城市转移的以户籍政策为核心的一整套制度安排成为学者们讨论的焦点。改革开放以来，传统体制下形成的城乡二元分割局面仍在延续，因此造成了劳动力市场的扭曲。蔡昉等人通过计量分析发现，农村迁移劳动力和城市本地劳动力的工资差异中，只有24％能够被个人特征的差异所解释，而剩余的76％是被歧视解释的部分。文献还讨论了其他城市偏向的政策对城乡收入差距的影响。章奇等人认为我国的金融发展过程是带有城市倾向的，他们利用省级面板数据的计量研究发现，银行信贷的扩张显著地拉大了城乡收入差距。陆铭和陈钊一项基于省级面板数据的研究则发现，城市化对降低统计上的城乡收入差距有显著的作用，而对外开放与非国有化则显著扩大了城乡收入差距，我国持续扩大的城乡收入差距与地方政府实施的带有城市倾向的经济政策有关。
另一类文献则将农民收入水平低下归结为“三农”自身的原因。除了农业与工业在产业性质上的根本不同之外，农村平均受教育水平、进而平均人力资本水平的相对低下，被认为是造成城乡收入差距的根源。姚先国和赖普清通过计量分析得出，人力资本差异和工人就业企业的差异可以解释城乡工人劳资关系差异的70％－80％，这说明人力资本和企业状况是决定工人待遇的主要因素。郭剑雄则借鉴内生增长理论指出，相对于城市来说，农村地区的高生育率和低人力资本积累率所导致的马尔萨斯稳态，是农民收入增长困难的根本原因，因此，城乡收入差距调节政策的主要着眼点，应是提高农村居民的人力资本水平和降低其生育率。姚先国和张海峰最近的实证研究则发现，城乡之间受教育程度差异显著地影响收入差距的扩大，并且随着市场化改革的深化，教育的作用越来越重要。他们认为，教育不平等是当前城乡收入差距扩大的重要原因。本文在这里着重分析政府政策与我国城乡收入差距
3.关于对城乡收入差距分析的理论与假说
第一、城市化。中国的城市化水平远远滞后于经济发展和工业化的进程，这是由城乡分割的管理体制所造成的[7]，因此城市化在很大程度上是一个由政府政策决定的变量。从理论上说，劳动力由乡村向城市的流动会通过要素报酬的趋同来缩小城乡收入差距。然而，在我国通常只有农村精英才有机会成为城市居民，他们在迁入城市的过程中，也将已经积累的物质资本和人力资本一并带入城市，因此并不见得会缩小城乡差距。而且，农村居民转变为城镇居民之后，农村人均土地拥有量的增加有限，因此农村居民的平均收入水平也不能获得相应的提高。但更主要的是，城市化能够促进人际间的交流，使“人力资本的外部效应”充分发挥作用[15]。而且，正如郭剑雄[11]指出的，城市化水平的提高将使农村劳动力从低学习率的传统产业转向高学习率的现代产业，因而能够通过“干中学”实现进城农民人力资本水平的提升。正因为如此，我国的城市化从总体上是有利于缩小城乡收入差距的。
　　第二、农村与城市之间在基础教育水平上相差甚远。根据《中国统计年鉴(2004)》的相关数据，2003年，在每10
万人口中，城镇拥有中学数7.63所(其中高中2.58所)，农村拥有中学数5.14所(其中高中0.30所)；每万人中，城镇拥有中学教师数为54.32，而农村仅为22.02。从2003年各级财政负担农村教育的比例来看，只有8％是由中央财政支出，另外92％则由地方政府支出，其中大部分由县级以下财政支出。这使得农村地区教育经费严重不足，结果产生两方面的影响：一方面，由于农民人均收入低下，造成农村地区孩子辍学率高。另一方面，农村学校大多是基础薄弱的“差校”，不仅硬件设施差，而且师资力量弱，因此，即使普及了九年义务教育，农村孩子也不能获得与城市孩子质量相当的教育。　
第三、金融资源的城乡配置。由于我国国有商业银行的运营仍未摆脱政府意志的影响，因此，对于城乡差距问题而言，政府对金融资金的配置格局是必须考虑的因素。在我国，金融体系的城市和工商业导向以及国有制偏向都十分明显，国有商业银行发放贷款往往抱持“宁国勿民”的倾向，对城市国有经济进行融资倾斜。根据《中国统计年鉴(2004)》相关数据，2003年，农林牧渔业从业劳动力占全社会从业劳动力总量的42.0％，但是在金融机构各项短期贷款总余额中，农业和乡镇企业短期贷款余额之和只占19.2％的比重，而在国有银行各项短期贷款总余额中，这一比重仅为6.2％。
　　总结上述分析，我们可以得出下面四个理论假说：
　　假说一：一地区城市化水平越高，该地区的城乡收入差距就越小。
　　假说二：农村基础教育的普及有利于缩小城乡收入差距。　　
假说三：一地区金融机构贷款占GDP比重越高，城乡收入差距越大。
4. 缩小城乡居民收入差距的思考
&& 1.财政政策要加大对城市化的支持
从长远来看，城市化将是中国未来经济高速增长的关键，除了制度上的户籍政策、土地政策等障碍以外，城市的基础建设、公共服务、产业结构等也有很大的不足。要保证城市化进程可以切实良好地推进，政府除了制度上给予引导以外，必须辅以有力的财政政策支持，其核心是让城市里能更好更舒适地容纳更多的人。从这一角度来看，目前积极的财政政策，应该有退有进，退出以出口为导向的制造业的财政刺激，加大在国内消费与城市建设等方面的财政支持。就当前政策重心来看，首先应该让当前城市里的农民工可以留在城里，通过完善医疗卫生、子女教育、公共住房来解决农民工留下来的困难，其次调整产业结构，转变制造业等出口导向型产业结构为服务业导向，并开办技能培训、职业教育，让农民工可以自食其力，有能力留下来。
在未来的财政公共体制改革中，明确财政的公共投入是我国农村基础教育的投入主体，由财政承担起农村基础的投入。农村基础教育在民教育体系中占有着举足轻重的地位。农村教育面广量大，中小学在校生多达1.6亿人。根据2002年《教育经费统计年鉴》显示，2001年我国预算内农村中小教育事业经费占总预算投入的比例分别为9.98%和21.12%。&这一比例远远低于世界上绝大多数国家的相应比例数据，同时，农村基础教育的现状也进一步说明我国对于农村基础教育公共投入还存在着巨大的资金远远没有达到满足需求的要求，需要我国财政部门在未来通过更多的渠道投入更多的资金。在今后我国基础教育，特别是农村基础教育投入体制的完善过程中，亟待解决的问题之一就是需要进一步完善分级管理体制，明确各级政府在基础教育经费筹措和管理方面的职责分工。中央政府应正确认识基础教育专项补助的意义和重要性，采取各种措施通过加大补助规模来提高基础教育的财政责任．加快基础教育专项补助制度的公式化、法制化和规范化建设的进程，设计、可操作性的转移支付公式，同时简化分配程序，建立相应的监督机制，将其纳入法制轨道，使中央基础教育专项拨款在决策、分配、使用和管理等各个环节都做到科学、透明，以达到增进义务教育公平与效率的效果。
3.加强农村金融体系建设，支持农村生产经营活动和便农理财
李子奈（2006）利用3000户农村家庭的抽样调查数据，采用多种计量经济学模型，系统分析了我国农村金融市场的现状与问题，研究发现，一些非正式金融组织更能适应农户需求的特点，从整体上提高那些面临信贷约束的农村居民的福利。
&建立及时、有效的农村金融市场，为大多数农村居民提供可以承受的、包括理财在内的金融服务，缓解农村居民的信贷约束，对于改善和提高农户的经济福利状况至关重要。建立及时、有效的农村金融市场，就必须高度重视稀缺资源的分配效率、健全农村金融市场的相关法律和监管框架，创造合理的政策环境
五、结论与政策含义
　　本文的研究发现，市场机制和政府政策这两大类因素在我国城乡差距的形成中均起了十分明显的作用。具体来说，改革以来我国农村地区的物质资本和人力资本等生产要素倾向于向城市集聚，加之城乡之间产业结构的根本差异，因此在市场机制作用下，城乡要素积累的差异使得城乡收入差距存在自然扩大的趋势。而政府在基础教育资源分配和文教科学卫生事业支出上的城市倾向会加剧城乡差距的扩大；城市化总体上有利于缩小城乡收入差距。
　　特别值得一提的是，加速城市化进程会显著缩小城乡收入差距。农业的低收益与农村产业结构的低级，使得城市化成为改善农村居民收入的重要途径。我们认为其中的作用机制主要是，城市化能够快速提高农村劳动力的人力资本积累率。也就是说，城市化将使农村劳动力从低学习率的传统产业转向高学习率的现代产业，因而能够通过“干中学”实现进城农民人力资本水平的提升。
　　为此，在政策上，政府应把更多的财政投向农村地区的基础教育，为农村居民参与市场经济活动提供基本的能力，使农民摆脱因受教育水平低下而产生的“贫困陷阱”，促进农村地区人力资本积累率的快速提高，利用人力资本的增长效应增加农民的人均收入。同时，也可以通过完善人力资本投资市场，动员和引导社会资源向农村基础教育投资。另外，还应大力开展面向农村的职业技术教育，提高没有或很少接受正规教育的农民的文化水平和劳动技能。最后，为了快速推进城市化，应该尽快废除阻碍农民自由进城就业的户籍制等制度性障碍，给农民在城市里同等的就业地位。作为公共利益的维护者，政府理应赋予每个公民相对平等的竞争机会。近来，“三农”问题得到了社会的普遍重视，中央也致力于构建“和谐社会”，因此，城乡收入差距局面的扭转是可以企盼的。毫无疑问，建立我国城乡协调发展的机制，是我国经济改革和经济发展过程中的一个长期重要目标。
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基于省市面板数据的收入分配差距对居民消费影响检验
　中图分类号：F124.7 文献标识码：A 　　内容摘要：本文通过对我国27个省市年间的面板数据分析结果表明，收入差距的扩大的确会导致消费的下降。其中农村地区的个体效应相比城市更显著，表明农村消费习惯地区差异更大。另外，收入的增加、基尼系数的减少，会使得农村居民的消费增长速度远高于城镇居民。 　　关键词：消费 收入分配差距 基尼系数 面板数据 　　研究目的与理论基础 　　本文研究目的在于分析收入分配差距对国民消费的影响，其理论基础为凯恩斯在《就业、利息和货币通论》（1936）一书中提出消费理论：一是总消费是总收入的函数， Ct=a+b*Yt（a为自发消费，b为边际消费倾向）；二是存在边际消费倾向递减规律，随着收入的增加，边际消费倾向反而下降，凯恩斯认为这是由人的谨慎、远虑、贪婪等本性所决定的。收入的不断提高与边际消费倾向的递减，二者共同作用下导致了有效消费需求不足，进而导致就业不足、收入降低，从而形成周期性的经济波动。 　　经济增长的动力除了消费外，还有投资与出口，它们一起被称为是经济增长的“三驾马车”。当投资拉动出现疲态后，政府开始提出促进“内需”―即消费，但如何促进，政府并无立竿见影的良策。本文试图通过减小收入分配差距入手，来提高内需。 　　在居民总收入不变的情况下，内部收入分配差距的扩大，也会导致有效需求的下降，这是边际消费倾向递减规律的一个推论。本文将通过各省市历年的相关面板数据，来检验这一推论；并通过深入挖掘数据中的信息，给出相应的政策建议。 　　数据来源与模型设定 　　（一）数据、来源与计算方法 　　根据研究的目的，选取了三个数据：消费，收入和采用基尼系数计算的收入差距，选择用各省历年的面板数据来做计量分析。 　　居民收入。分城镇和农村居民分别统计。选取中国27个省市，在《中国统计年鉴》上搜集年共18年的数据。其中，城镇居民采用“人均可支配收入”统计口径，农村居民采用“人均纯收入”统计口径。 　　居民消费。分城镇和农村从历年《中国统计年鉴》中搜集27省市的近18年来的消费数据。其中，城镇居民采用“现金消费”数据口径，农村居民采用“总消费”数据口径。 　　居民收入差距的基尼系数及计算方法。收入分配差距的基尼系数，在国家和地方年鉴上都没有直接的数据，只能根据提供的相关数据―收入分组情况下的居民数量分布与收入分布来计算。笔者采用如下使用较广泛的离散弓形面积法计算公式： 　　（1） 　　其中：P为总人口数，W为总收入，Pi为第i组的人口数，Wi为累积到第i组的收入，n为组数，G为收入差距的基尼系数。 　　该计算方法的优点是不要求按人口数量等分分组，而各省市和国家的统计年鉴上大多数是不等分的；另外该方法也可以变通用到开口统计数据中。 　　由于分省的基尼系数计算需要历年各省市的年鉴，计算方法也十分的繁杂，因此本文采用了田卫民（2012）搜集整理计算的我国27省市从年共16年的分城镇居民和农村居民的收入差距基尼系数；另外笔者再补充了年各省的数据，相关资料均来源于中国知网（CNKI）“中国经济与社会发展统计数据库”中所收录的各省市的统计年鉴，由于资料的缺失，某些省份有少量缺失值（有关详细数据另附表，若需要可向笔者索取）。 　　（二）模型设定 　　采用基尼系数来衡量收入差距状况，取各变量的对数用线性回归模型进行拟合，回归方程如下： 　　lnC=α+β1lnI+β2lnGini+ε （2） 　　其中：C代表消费，I代表收入，Gini代表基尼系数计算的收入差距，α为常数项，β1、β2为系数。解释变量中加入I，一方面是因为收入与消费之间有着非常直接的关联，另一方面有效的规避了物价指数难以准确获得和地区性差异的问题。 　　检验分析 　　（一）各面板数据的单位根检验 　　本文采用STATA11.0进行面板数据的回归分析。下文中，cu、iu、gu分别代表城镇的消费、收入和收入分配基尼系数；cr、ir、gr分别代表农村的消费、收入和收入分配基尼系数。各变量描述性统计如表 1所示。 　　对以上数据进行对数化处理后，用LLC（Levin-Lin-Chu）法则对lncu、lniu、lncr、lnir进行面板数据的单位根检验（由于LLC法则只能对平衡面板数据进行检验，而gr、gu为非平衡面板数据，故无法进行单位根检验），并加上时间趋势项，结果显示lncu、lniu、lncr均没有单位根，但都有时间趋势项；lnir有近80%的可能性有单位根和时间趋势项。 　　由于lncu、lniu是同阶单整I（0），对lncu、lniu、lngu做xtwest协整检验，滞后阶数为1，结果显示三者存在协整关系。同样对lncr、lnir、lngr做协整检验，由于天津农村收入差距基尼系数缺失值较多，只能做滞后阶数为0的检验，结果同样可以判断三者之间是存在协整关系的。 　　（二）面板数据随机效应模型与固定效应模型的确定 　　各省市城镇居民消费-收入差距模型的确定。首先以lncu为被解释变量，lniu、lngu为解释变量，分别进行面板数据的随机效应模型和固定效应模型拟合，将其结果进行Haufman检验，以判断不同截面之间的个体效应是否显著不同，结果显示有17%的可能性接受原假设，即不存在有区别的个体效应。因此最后决定采用随机效应模型对城镇的消费模型进行回归拟合，结果如表 2所示。 　　各省市农村居民消费-收入差距模型的确定。同上，以lncr为被解释变量，lnir、lngr为解释变量，进行面板数据的随机效应模型和固定效应模型拟合，然后进行Haufman检验，结果显示在1%显著性水平下拒绝原假设，因此各省市农村的消费-收入-基尼系数模型的个体效应之间的区别是显著的，故选择固定效应模型，结果如表 3所示。下面继续对城镇的随机效应模型与农村的固定效应模型进行自相关、异方差检验并修正。 　　（三）面板数据模型的自相关、异方差检验与修正 　　对城镇消费-收入-基尼系数随机效应模型残差自相关性、异方差的检验与修正。首先进行组内的自相关性检验，P值为0，可见组内自相关性是非常显著的。另外，由于是非平衡面板数据，且N大于T，采用Pesaran组间自相关检验，发现P值趋于0，即存在明显的组间自相关；此外，进行组间的异方差检验，P值也趋于0。 　　对于以上问题，采用FGLS方法对组间异方差、组内自相关性进行控制，最后拟合结果如表 4所示。从结果上来看，lniu、lngu的系数值相比之前未控制异方差、自相关情况下均有所降低，但各回归参数仍是显著的。 　　对农村消费-收入-基尼系数固定效应模型残差异方差、自相关性的检验与修正。同样采用Pesaran组间自相关检验，P值趋于0；然后进行组内自相关检验，P值也趋于0，说明该固定效应模型存在明显的组间与组内自相关；进行组间异方差检验，P值趋于0，故存在显著的组间异方差。 　　对于存在异方差与自相关问题的固定效应模型，可以采取Driscoll-Kraay标准误对该固定效应模型进行修正，可同时解决异方差与自相关问题，选择最大滞后阶数为1阶，回归结果和表 4相比，各变量回归系数不变，而各系数P值虽然有所提高，但仍都在1%以下，因此原固定效应模型是可以接受的（表格数据略，结论供参考）。 　　另外，为了反映各个省市收入及收入差距对消费个体效应的不同（截距项的不同），采用加入了各截面虚拟变量的GLS回归方法，同时控制组间异方差与组内自相关，结果显示lnir、lngr系数都是显著的，对lncr的影响力相比之前的固定效应模型有所降低（分别为0.9659722和-0.0748467）；27个省市的虚拟变量回归系数的P值在1%以内的13个省市，在5%以内的有15个（超过了半数），可见个体效应是比较显著的。 　　结论 　　（一）数据分析结果的解释 　　农村消费具有更强的地域特征。模型拟合的结果显示城镇居民的消费-收入-收入差距模型是随机效应，即各个省个体效应的区别不明显；而农村居民的消费模型的个体效应区别较明显，其现实含义为不同省份的农民消费习惯会有所差别。对于这一数据分析结果的解释，可能是因为农村地区具有地方特色的传统文化相对城镇来说保留的更多一些，不同省市间的差异也更大一些，而不同的文化与习俗造就了不同的消费习惯，从而导致了各地域个体特征的显著性。相比之下，城镇居民利用现代信息网络技术在文化上的交流与沟通更广泛，从而在文化习俗上的融合要更深入一些，这导致了城镇居民消费习惯在地域特征上的不明显。 　　收入、收入差距对消费的具体影响。无论是城镇居民还农村居民，收入对消费的影响是正的，基尼系数对消费的影响是负的，这与一般常识、经济学理论是相符的。 　　关于收入对消费的影响，居民收入lni（lniu和lnir）每增加1%，城镇居民消费lncu增加0.9164%，农民居民消费lncr则增加0.9958%。lnir的系数要大于lniu的系数，说明农村居民平均消费倾向要高于城镇居民，根据朱国林（2002）的结论可以推断：相对城镇居民来说，有更多的农民收入水平处于满足基本消费的收入水平Y0与保证预防性储蓄的收入Y*之间，农民收入的整体水平低于城镇居民。 　　收入差距的基尼系数对消费的影响， lngu和lngr每增加1%，lncu会减少0.075%，而lncr则减少0.112%。收入差距对消费的影响，在农村比城镇要大得多。 　　另外，农村消费模型的截距为负数，城镇的为正数，说明城镇居民的初始消费水平要大于农村居民。但是，随着收入的增加、基尼系数的减少，农村居民的消费增长速度远高于城镇居民。 　　（二）建议 　　在经济增长乏力、居民收入增长缓慢的情况下，要想从总量上扩大内需、增加居民消费，应该减少收入差距，其中更有效的方式是减小农村居民的收入差距。其宏观经济政策应该是加强对低收入群体的转移支付，尤其是农村低收入群体的补贴；调整税制结构，在进一步提高所得税率累进性的同时降低间接税率（流转税、增值税等），这样对改善收入分配的效果更好（徐建炜，2013）；进一步加大公共产品的供给，如义务教育、城乡居民医疗保障等，这些政策都非常有利于增加低收入群体的实际收入水平。另外，在投资拉动对经济增长影响有限的情况下，政府应该转变“花钱”的方式，从补供方转变为补需方，将这些资金交给城乡居民，由他们决定消费什么和消费多少，这在我国目前产能过剩、面临经济结构转型的背景下，是一个较好的政策取向；同时补需方相比于补供方，其补贴会更多的落实到低收入群体，从而有助于降低收入差距、扩大消费。 　　参考文献： 　　1.约翰?梅纳德?凯恩斯.就业、利息与货币通论[M].商务印书馆，1999 　　2.田卫民.省域居民收入基尼系数测算及其变动趋势分析[J].经济科学，2012（2） 　　3.朱国林，范建勇，严燕.中国的消费不振与收入分配：理论和数据[J].经济研究，2002（5） 　　4.徐建炜，马光荣，李实.个人所得税改善中国收入分配了吗―基于对年微观数据的动态评估[J].中国社会科学，2013（6）
16:57:00 | 胡金露
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我国城乡居民收入分配差距研究
（上海海关学院，上海２０１２０４）
摘要：本文利用我国１９８７—２００９年的相关统计数据，以全国和东部、中部、西部地区为出发点，将区域教育发展、城市化水平、产业结构、经济开放度和政府经济行为等多个影响城乡居民收入分配差距的因素同时纳入到面板数据模型之中，实证研究了我国城乡居民收入分配差距与其影响因素之间是否存在Ｋｕｚｎｅ岱“倒ｕ”关系。研究结果发现：在全国范围内，教育产出、城市化水平与城乡居民收入差距之间存在显著的“倒ｕ”现象；东部地区的经济开放度与城乡居民收入差距之间存在显著的“倒ｕ”现象；教育投入、政府经济行为、产业结构与城乡居民收入差距之问不存在“倒ｕ”现象。针对以上研究结论，我们提出了一系列解决我国城乡居民收入分配差距的政策和建议，为政府制定相关政策提供有益的参考。
关键词：城乡收入；“倒ｕ”假说；收入差距；城乡经济中图分类号：Ｆ２９１．３
文献标识码：Ａ
文章编号：１００４—２９２ｘ（２０１２）ｌｌ—００７２—０５
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Ｕｒｂ卸ａＩｌｄｒｕｒａｌ
ｅｃｏｎｏｍｉｃ
一、引言和处于经济发展后期阶段的美国、英国、德国萨克森地区（１８８０一１９５０）的统计数据，发现在经济发展过程中，收入差距长期变动的轨迹呈现先恶化，继而短暂稳定，然后在增长的后期阶段逐渐缩小的“倒ｕ”型曲线，并认为发展中国家在经济增长早期阶段的收入分配比发达国家具有更高的不平等程度。几十年来，库兹涅茨的、“倒ｕ”假说经过许多经济学家的发展与完善，尽管没有被完全证实，但已经成为多数经济学家用来分析收入分配发展趋势的一种理论依据。如Ｌｉｐ【０ｎ【４（１９９３）研究发现政府经济行为可能导致发展中国家在工业化、城市化进程中
改革开放以来，中国经济取得了举世瞩目的成绩，但在经济发展过程中，我国收入差距日益扩大，严重地影响了社会主义和谐社会的构建。党和政府必然采取措施调节居民收入差距问题。但是，什么时候调节以及采取哪些有效措施加以调节，取决于对我国收入差距出现“倒ｕ”拐点的科学判断，以及对导致居民收入差距出现“倒Ｕ＇，现象的因素分析。
２０世纪５０年代，库兹涅茨Ⅲ（１（ｕｚｎｅ【ｓ，１９５５）提出了著名的“倒ｕ”假说，他根据经济增长早期阶段的普鲁士（１８５４—１８７５）
收稿日期：２０１２一０３—０２
基金项目：国家社科基金青年项目（“ＣＪＹ０２４）。
作者简介：段景辉（１９８１一），女，河北衡水人，博士研究生，研究方向：数量经济学，管理学。?７２?
我国城乡居民收入分配差距研究
的城乡收入差距逐渐拉大。赖德胜吲（１９９７）利用４９个国家的相关数据研究得出，教育投资是决定收入分配的重要因素，教育投资与收入分配间存在“倒ｕ”关系；Ｇｒｅ９０ｒｉｏ和Ｌｅｅ【４１（２００２）利用一套相对完整的１００多个国家的面板数据研究发现，教育发展在改变收入分配状况方面发挥着重要的作用，并同时也证实了居民平均受教育年限与收人差距间“倒ｕ”关系的存在。陈钊和陆铭嘲（２００４）利用１９８７—２００１年问省级面板数据的估计结果表明，中国持续扩大的城乡收入差距与地方政府实施的带有城市倾向的经济政策有关。姚耀军旧ｆ２００５）利用中国１９７８—２００２年的时间序列数据，基于ｖＡＲ模型证实了城市化进程在长、短期内对缩小城乡收入差距都具有积极的作用。张立军和湛泳ｍｆ２００６）利用中国和省级１９７８—２００４年的相关数据进行实证检验，结果显示金融发展的门槛效应、金融发展的降低贫困效应、金融发展的非均衡效应影响城乡收入差距。唐礼智、刘喜好（２００８）利用１９７８—２００６年的数据发现全国和东部地区金融发展规模与城乡收入差距之间服从Ｋｕｚｎｅｔｓ“倒ｕ”型曲线的条件；沈毅俊、潘申彪嘲（２００８）针对外商直接投资对地区收入差距的影响进行了实证分析，发现ＦＤＩ的增加是导致地区收入差距扩大的原因之一。孙宁华、堵溢和洪永淼嗍（２００９）通过一个完全竞争的两部门动态增长模型对改革开放以来中国经济发展过程进行建模，发现在一个长期发展的背景下考察中国城乡之间的收入差距，它们之间的比例并不会持续扩张或是持续缩小，而是会逐步收敛到一个稳定的比例。孟翔飞（２００９）将政府视为一个有意愿、有能力推动经济发展的内在要素，对倒ｕ模型进行了修改，建立了ｚ字型模型，发现目前辽宁省区域经济的发展是按照ｚ字型发展的。曹裕、陈晓红和马跃如㈣（２０１０）基于１９８７—２００６年间省级面板数据设定面板协整模型，分析了我国城市化水平、城乡收入差距与经济增长之间的长期趋势关系，研究发现在我国的城市化水平、城乡差距与经济增长之间存在长期稳定的面板协整关系。
总体来看，已有文献对影响城乡收入差距的研究是深入而有效的，这些研究对我们进一步了解影响城乡收入差距的机理，为我国制定促进城乡收入差距协调发展的政策有着重要的指导作用。概括而言，教育发展、经济赶超政策、体制变革和创新、城镇化进程、金融发展以及经济开放等都是决定我国城乡收人差距变动的重要因素，忽略何种因素都可能会引起遗漏或偏差，从而影响实证分析的有效性。为避免这一问题，本文力图构建一个全面性的分析框架，借鉴以上各种理论研究成果，这一分析框架包含区域教育发展、城市化水平、产业结构、经济开放度、政府经济行为等指标。本文的研究特点在于：一是在分析层面上，从全国和东、中、西部地区两个层面结合起来进行研究，改变长期以来单纯从国家层面或单一省份开展实证分析的传统；二是在模型设定中，将多个影响因素同
计资料汇自鼢、中经网统计数据库以及各省（市、自治区）的统计年鉴，包括１９８７—２００９年除西藏和港澳台地区以外的共２９个省（市、自治区）的统计数据。
本文试图从区域教育发展、城市化水平、产业结构、经济开放度和政府经济行为等几个方面来分析这些因素可能对城乡收人差距产生的影响，从而为模型设定提供依据。
１．区域教育发展
城乡教育水平差距对城乡收入差距的扩大有着重要的影响。本文引入教育投入和教育产出两个指标度量区域教育发展水平，这两个指标虽然不能完全说明城乡教育水平的差异，但能够反映城乡教育发展的总体趋势及其对城乡收入差距的长远影响。考虑到数据的可获得性，在实证检验中，本文采用各区域教育支出数额占当期名义ｃＤＰ的比率代替教育投入指标僻，），各区域受中等教育及其以上的人数占总人数（１６岁以上）的比率代替教育产出指标佃Ｄ）。
２．城市化水平
城市化对缩小城乡收入差距有着积极的作用。在我国城乡二元经济中，只要存在着城乡期望收入差距，劳动力就会流动，而劳动力的流动则会通过要素报酬的均等化缩小城乡收入差距：一方面，城镇劳动力供给的增加将加大城镇劳动力市场的竞争，减少城镇居民人均收入水平；另一方面，农村劳动力向城镇流动将减少农村剩余劳动力，提高农村劳动力的报酬水平，从而缩小城乡收入差距。由于中国城乡收入统计是以户籍为基础的，城镇居民中有一部分并没有城镇户籍，采用城镇人口占总人口的比重会低估城市化水平。因此，参考陆铭、陈钊（２００４）的建议，采用非农业人口占总人口的比重来度量城市化水平这一指
标（勰）。
３．产业结构
产业结构是指各产业的构成及各产业之间的联系和比例关系。在工业化进程中，产业结构的变化与收入差距的演进具有很强的相关性，随着产业结构的变化，生产要素从边际生产效率低下的农业部门向边际生产效率较高的非农业生产部门转移，直到两个部门的边际生产效率相等为止。因此，某一区域内，非农产业在产业结构中的比重越高则意味着城乡收人差距可能会越小。本文采用第二、三产业产值的增加值占当期ＧＤＰ的比
重来表示产业结构指标（圆。
４．经济开放度
经济开放主要表现为国际问商品流动和资本流动更加频繁。自改革开放以来，中国经济的开放主要推动了中国制造业以及与贸易相关的金融贸易业和服务业的发展，由于这些产业绝大部分集中在城镇地区，所以，贸易的发展有利于提高城镇居民的收入。同样，我国引进外资的投资区位也大部分集中在城镇地区，外资的流入也有利于城镇居民。因此，我们预期经济的开放将加大城乡收入差距。本文选取外国直接投资占当期ＧＤＰ的比重表示某地区的经济开放程度恹ＥＤ】。
５．政府经济行为
中国地方政府在经济生活中始终扮演着重要的角色，由于中国政府将地方ＧＤＰ增长率作为考核地方政府业绩的重要指
时纳入具体的面板数据分析之中，消除目前仅从单个或两个影
响因素的角度分析与收入差距关系的弊端。
二、数据来源和模型构建
本文数据来源于《中国统计年鉴》、《新中国五十五年统
技术经济与管理研究２０１２年第１１期
标，因此，发展当地经济就成为各级地方政府的重要目标，而经济的增长又主要来自于非农产业，因此，地方财政支出当中只有很少一部分是面向农村的。尽管我们不能在数据中严格分离地方财政支出在城镇和农村中的比重，但是，既然地方政府以经济发展为重要目标，那么地方财政支出必然带有城镇倾向，地方财政支出越高，城镇地区从地方政府支出中得到的好处越多，城乡收入差距就越大。本文采用地方财政支出占当期
ＧＤＰ的比重来衡量地方政府经济行为（Ｇ衄）。
根据以上影响城乡收入差距的五个因素，本文分别对各个因素从全国、东部、中部和西部地区构建４个面板数据模型进行比较分析。为消除可能存在的异方差，所有变量都取自然对数，所设定的面板数据模型如下：
ｌｎ衄０＝ｏ计ｄｌｌｌｎ（Ｅ∞＋ａ１２【ｌｎ（Ｅ∞］２＋仪２１ｌｎ旧００＋ｄ却ｎ饵００］２
＋∞ｌｌｎ（豫沙ｄ却ｎ（獬０］２＋％１ｌｎ∞０＋ｄ棚ｎ∞０】２
＋ａ５ｌｌｎ（ＲＥ００＋ａ５２［１ｎ俾Ｅ００］２＋仅６１ｌｎ（ＧＥ日０
＋ｏｃ６２【ｌｎ（ＧＪ明０］２＋占。
其中，被解释变量职表示城镇居民人均收入与农村居民人均纯收入的比例，是度量城乡收入差距的指标；解释变量
肼、Ｅ０、獬、巧、ＲＥＤ和Ｇ朋中加入二次平方项主要考察是
否存在Ｋｕｚｎｅｔｓ“倒ｕ”现象，如果二次项系数小于０，则表明“倒ｕ”型关系成立；“。是截距项；占是残差项，它服从均值为０，方差为铲的正态分布；下标ｉ和ｆ表示第ｆ年的第ｉ省份（市、自治区）。
三、模型检验和结果解析
在使用面板数据模型之前，我们应用Ｆ检验和Ｈａｕｓｍａｎ检验来确定使用哪种形式的面板数据模型：混合估计模型、固定效应模型或随机效应模型，结果参见表１。
Ｆ统计量定义为：Ｂ［岱ＳＥ卜ＳＳＥ叫（ｎＫ一２）］，降晒∥（Ⅳ弘ｍ）］，
其中，艄Ｅｒ、ｓｓＥｎ分别表示混合估计模型和固定效应模型的残差平方和，ｒ为年数，Ⅳ为个体数目，％为解释变量个数。当
Ｆ＞丘（＾Ｌ１，Ⅳ卜Ｊ７、Ⅶ）时，则拒绝原假设，应建立固定效应模型；
反之，接受原假设，建立混合估计模型。
Ｈａｕｓｍａｎ检验统计量：形＝幢华ｄ’∑：１往事ｄ刁Ｐ㈣，其中，Ｋ为自由度。当形＞疋：㈣时，则拒绝原假设，应建立随机效应
模型；反之，接受原假设，建立固定效应模型。
表１模型设定检验结果
Ｈａｕｓｍａｎ检验
临界值（ａ＝Ｏ０５）
临界值（“＝ｏ０５）
全国１８０３９１１４８９９２９１２９４１５．５０７３东部地区１６２４９７１９７５１８８３０７１５．５０７３中部地区１４０８５１１９１３６６４２２１１５．５０７３西部地区
１４７９９３
１９１３６
６８８２８
１５５０７３
模型检验结果显示，全国面板数据模型的Ｆ检验统计量和Ｈａｕｓｍａｎ检验统计量都大于临界值（显著性水平ｄ＝Ｏ．０５），因此全国适用随机效应模型；东部、中部和西部地区的Ｆ检验统计量大于临界值，而Ｈ叫ｓｍａｎ检验统计量小于临界值，因此东
表２面板数据模型计量结果（１９８７－２∞９年）
—０９２８７—１．２８７８籼‘一０．２８６１—０７７２１嘶２
Ｏ．３２９９十０１６８２Ｏ．７３０８＋Ｏ５４８６ｄ２１
１．３１９７—１２９１２｝１９７３１｝Ｏ２８６１｝吻
一Ｏ１８６３＋｝一１２７６３｝一１
８７２４＋
一０３７０７＋￥ａ３１
１．２２５８｝一Ｏ．４７１８｝０１７３９１２８５７＋如
一０３９７５＋一２４８１２４｝一Ｏ．３７５１＋一０．０３９４ｍｌ
６２８２十
一２１８７９￥～Ｏ７５３３｝一３１７９４％
０４８９２｝０３７８０￥Ｏ．１２３９｝０１７４９吗１
—１１１０９４一Ｏ６３０２｝一０１８０３—１１７５８妇
一１．７５２８籼。一２１３４９｝｝０２９７４０１９２７魄１
—１１１８９１５３３８０１１６２‰
０２３８９Ｏ．５９０１０．０３８１—０１２７９月２
０６２０１Ｏ７２０１Ｏ８１９２０８４９９Ｄ旷
３１１８．２６３
２２００３０８
２８１１９１２
注：面２表示调整后拟合优度；＋和，ｔ分别表示在５％、１０％水平上显著。
部、中部和西部地区适用固定效应模型。
根据以上检验结果，分别对全国和东、中、西部地区建立
随机效应模型和固定效应模型，结果参见表２。模型计量结果
显示，在这四个模型中，Ｒ２、Ｆ、Ｄ形等统计量指标显著，模型拟合效果较好。
１．对区域教育发展的分析
从教育投入来看：①全国、东部、中部和西部地区教育投入的一次项系数为负数，而二次项系数为正数，说明教育投入和城乡收入差距负相关，随着教育投入的增加，城乡收入差距有缩小的趋势，且并不存在所谓的Ｋｕｚｎｅｔｓ“倒ｕ”现象。②虽然教育投入增加会缩小城乡收入差距，但是除了东部地区教育投入的一次项系数在１０％水平上显著外，全国、中部和西部地区教育投入的一次项系数在统计上不显著，说明东部地区教育针对以上教育投入分析结果，产生的原因可能有三：其一，国、中部和西部地区来说，对收入的贡献率较大，有利于增加力度，但总体规模依然较小，尤其是西部落后地区，由于地方财政支出的限制，对教育投入更显不足；其三，教育投入分布“重
导致城乡收入差距并没有明显缩小。
从教育产出来看：①全国、东部、中部和西部地区教育产出的二次项系数为负数，说明教育产出和城乡收入差距间存在Ｋｕｚｎｅｔｓ“倒ｕ”现象，随着教育产出的增加，城乡收入差距是投入的增加对缩小城乡收入差距有显著作用，而其他地区教育投入的增加对缩小城乡收入差距作用不明显。
教育投入收益率存在差异。东部地区的教育投入收益率相对全城乡居民收入，从而缩小城乡收入差距；其二，教育投入规模存在差异。虽然自施行九年义务教育以来政府加大了教育投资不合理。政府在地方教育投入中存在“重城镇，轻农村”、
非义务教育，轻义务教育”的现象，因此，教育投入的不平等先扩大后缩小。②全国教育产出的一次项系数为正数，但在统计上不显著，说明全国教育产出和城乡收入差距间的关系不明显；东部地区教育产出的一次项系数为负数，且在５％水平上显著，说明东部地区教育产出和城乡收入差距间存在显著负相关，随着东部地区教育产出的增加，城乡收入差距有缩小的趋
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