楊新銘

(中國社會科學(xué)院經(jīng)濟研究所，北京 100086)

一、引 言

改革開放以來，中國居民收入差距不斷擴大，基尼系數(shù)早已超過0.4的國際警戒線水平，有研究認為中國基尼系數(shù)實際已超過0.5，這不得不引起各方面的關(guān)注。因為，過大的收入差距會損害經(jīng)濟的長期增長［1-3］，而且還可能會導(dǎo)致社會政治秩序的動蕩，增加社會暴力行為，影響社會投資水平和生活福利水平［4］。之所以中國能在收入如此不均的情況下維持社會穩(wěn)定，很大程度上是得益于中國二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)下城鎮(zhèn)與農(nóng)村之間相對封閉，而城鄉(xiāng)之間收入差距是居民收入差距的主要組成部分。Khan和Riskin指出，自20世紀(jì)80年代以來，中國居民收入分配差距顯著拉大，而城鄉(xiāng)收入差距對全國居民收入差距的貢獻逐年增加［5］。據(jù)相關(guān)研究，城鄉(xiāng)之間的收入差距已經(jīng)占到中國總收入差距的50%以上［6-8］，因此，要研究中國的收入差距就必須首先弄清城鄉(xiāng)收入差距及其形成機制。然而，隨著經(jīng)濟發(fā)展與城鄉(xiāng)一體化進程的加速，城鄉(xiāng)之間勞動力流動不斷加強，在這種情況下過大的城鄉(xiāng)收入差距勢必產(chǎn)生不穩(wěn)定因素。而要縮小城鄉(xiāng)收入差距則必須深入分析城鄉(xiāng)收入差距的形成機制，特別是宏觀機制，以便形成有效的政策，破除城鄉(xiāng)之間不公正制度的影響。

本文結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分梳理有關(guān)中國城鄉(xiāng)收入差距研究的脈絡(luò)，并對其進行評述;第三部分構(gòu)建數(shù)理模型分析中國城鄉(xiāng)收入差距形成的宏觀因素機制，推導(dǎo)實證模型;第四部分構(gòu)建計量模型，并對所選取的數(shù)據(jù)、指標(biāo)進行說明，并對數(shù)據(jù)進行相關(guān)檢驗;第五部分運用第四部分的數(shù)據(jù)對第三部分進行實證檢驗與相關(guān)解釋;最后總結(jié)全文并提出縮小城鄉(xiāng)收入差距的政策建議。

二、中國城鄉(xiāng)收入差距研究脈絡(luò)

對于城鄉(xiāng)收入差距的研究主要沿兩個方向發(fā)展，一是測度城鄉(xiāng)收入差距的程度，并預(yù)測其進一步發(fā)展的;一是研究城鄉(xiāng)收入差距的成因。中國城鄉(xiāng)收入差距的變化除改革初期以及90年代中期以外，基本保持持續(xù)增長的趨勢［8-10］。朱玲［11］根據(jù)社科院1988年抽樣調(diào)查的數(shù)據(jù)，通過城鄉(xiāng)居民人均年收入比值及其變化，對經(jīng)濟體制改革過程中的城鄉(xiāng)之間收入差距的變化作了初步研究。陳宗勝［12］則通過對工農(nóng)兩部門轉(zhuǎn)化對收入差別影響進行了研究。在研究城鄉(xiāng)收入差距變化的趨勢上，很多人沿著Kuznets［13］研究分析倒“U”假說在中國是否成立。陳宗勝［14］提出階梯形變異的倒“U”曲線，以解釋我國體制變革與創(chuàng)新和經(jīng)濟發(fā)展同時推進的條件下居民收入差距變動的動態(tài)特征。Qin等認為中國城鄉(xiāng)居民收入差距符合居民收入差距呈倒“U”型曲線的國際經(jīng)驗［15］;但李實的研究卻得出了相反的結(jié)論，即中國并不存在倒“U”曲線［16］，王小魯和樊綱的研究發(fā)現(xiàn)中國城鄉(xiāng)收入差距變動曲線只近似具有“倒U型”曲線上升階段的特征［17］。實際上，Kuznets倒“U”問世以后就備受爭議，早期的研究以證實并支持Kuznets倒U曲線存在為主［18-22］;而后期研究則更多的是質(zhì)疑［23-24］。

對于城鄉(xiāng)收入差距成因的研究則分為兩大類:第一類研究主要沿著 Lewis［25］、Jorgenson［26］和 Todaro［27］的傳統(tǒng)，運用經(jīng)典的兩部門理論關(guān)注經(jīng)濟發(fā)展過程中的經(jīng)濟城市化、工業(yè)化轉(zhuǎn)型來解釋城鄉(xiāng)收入差距的擴大。陳宗勝［28］認為中國面臨的雙重過渡，除了二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)以外，還面臨著由計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟過渡，而這也是促成城鄉(xiāng)收入差距不斷擴大的原因，因此，與城市化、工業(yè)化并行的還應(yīng)包括市場化。蔡昉和楊濤［10］認為改革開放前的遺留問題——戶籍制度、農(nóng)產(chǎn)品統(tǒng)購統(tǒng)銷制度與人民公社制度的影響需要相當(dāng)長的時間才能逐漸消化，這就造成城鄉(xiāng)收入差距將長期存在。城鄉(xiāng)差距主要是由城鄉(xiāng)分割的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)決定的［29-30］，由于城鄉(xiāng)分割造成農(nóng)村地區(qū)受教育機會欠缺，農(nóng)村向城市移民受到嚴格限制是中國城鄉(xiāng)收入差距不斷擴大的原因［31］。此外，偏向城市的戰(zhàn)略引發(fā)城市偏向的投資和信貸政策等［31］，這種城鄉(xiāng)不合理的發(fā)展戰(zhàn)略也促成了城鄉(xiāng)收入差距的擴大［32］。改革開放前，中國長期實行以城市為中心的發(fā)展戰(zhàn)略，1978年以后盡管農(nóng)村首先進行了改革，但1986年以后，政府將重心重新轉(zhuǎn)向城市，直到2004年“中央一號文件”重新關(guān)注三農(nóng)為止。

第二類研究城鄉(xiāng)收入差距成因的文獻是沿著新古典經(jīng)濟理論脈絡(luò)進行，即用城鄉(xiāng)之間要素差異解釋城鄉(xiāng)收入差距。隨著城鄉(xiāng)一體化與市場化進程的加速，物質(zhì)資本、人力資本與技術(shù)進步越來越多的發(fā)揮著作用，市場的力量越來越多的替代制度因素成為城鄉(xiāng)收入差距變化的主要原因，而這方面的文獻也不斷增多。城鄉(xiāng)二元分割的體制大大地限制了中國城鄉(xiāng)間和地區(qū)間的勞動力流動，不利于“人力資本的外部效應(yīng)”［33］的充分發(fā)揮，而且城鄉(xiāng)收入差距的擴大將使得更多的窮人面臨信貸約束，降低了物質(zhì)資本和人力資本投資，使城鄉(xiāng)收入差距的擴大。Knight等研究認為，教育在決定城市和鄉(xiāng)村居民收入方面扮演著重要角色，由此帶來的人力資本差異拉大了城鄉(xiāng)收入差距［34］。Lu則重點從勞動力流動性以及城鄉(xiāng)資源的分布結(jié)構(gòu)方面進行分析［35］。國內(nèi)方面，姚耀輝［36］、張立軍等［37］、喬海曙等［38］關(guān)注城鄉(xiāng)金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響;郭劍雄［39］、楊新銘等［40］、田新民等［41］關(guān)注城鄉(xiāng)之間人力資本積累、技術(shù)進步與生產(chǎn)效率差異對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

實際上，處于雙重轉(zhuǎn)軌的中國經(jīng)濟，造成城鄉(xiāng)收入差距的原因既有歷史因素，也有轉(zhuǎn)型因素;既有制度性障礙，也有要素性差異;既有宏觀因素，也有微觀因素。本文在前人研究的基礎(chǔ)上，通過一個簡單的數(shù)理模型分析了城鄉(xiāng)收入差距形成機制，并以此為計量檢驗的基礎(chǔ)。研究結(jié)果表明城鄉(xiāng)勞動力負擔(dān)、價格剪刀差以及城鄉(xiāng)勞動生產(chǎn)率差異是形成城鄉(xiāng)收入差距的主要因素。因此，必須繼續(xù)強化市場化改革，特別是農(nóng)產(chǎn)品價格形成機制改革，同時注重農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)升級，以提高農(nóng)村勞動生產(chǎn)率。

三、城鄉(xiāng)收入差距成因:理論分析

本文沿用Lewis等的二元經(jīng)濟分析傳統(tǒng)，假設(shè)城鎮(zhèn)與農(nóng)村分別生產(chǎn)兩種商品，即工業(yè)品和農(nóng)產(chǎn)品，城鎮(zhèn)生產(chǎn)工業(yè)品的勞動生產(chǎn)率為PLu，農(nóng)村農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的勞動生產(chǎn)率為PLr，基于此，城鄉(xiāng)居民總收入可分別表示為:

其中，Yu和Yr分別為城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民總收入，Lu和Lr分別為城鎮(zhèn)與農(nóng)村勞動力數(shù)量，(LuPLu)和(LrPLr)分別為工業(yè)品和農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量，pu和pr分別為工業(yè)品和農(nóng)產(chǎn)品價格?？紤]到城鎮(zhèn)與農(nóng)村分別需要購買對方的產(chǎn)品，即城鎮(zhèn)與農(nóng)村在進行產(chǎn)品交換后，城鄉(xiāng)居民的實際收入都要受到是工業(yè)品和農(nóng)產(chǎn)品雙重價格的影響。為此，城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民總收入應(yīng)修正為:

根據(jù)(3)(4)兩式，可以得到城鎮(zhèn)與農(nóng)村的人均收入表達式:

其中，yu和yr分別為城鎮(zhèn)與農(nóng)村的人均收入，Pu和Pr分別為城鎮(zhèn)和農(nóng)村人口，由此可以得到:

其中，R為代表城鄉(xiāng)居民收入差距的城鄉(xiāng)收入比，整理(7)式后，得到下式:

由(8)式可見決定城鄉(xiāng)收入差距的宏觀機制包括城鄉(xiāng)價格的差異程度，城鄉(xiāng)居民負擔(dān)程度以及城鄉(xiāng)勞動生產(chǎn)率差異。其中，城鎮(zhèn)勞動負擔(dān)系數(shù)的增加會縮小城鄉(xiāng)收入差距，而農(nóng)村居民勞動負擔(dān)系數(shù)的增加則會擴大城鄉(xiāng)收入差距，而城鄉(xiāng)之間勞動生產(chǎn)效率差距越大城鄉(xiāng)之間的收入差距越大，城鄉(xiāng)之間的價格差異與此類似，但城鄉(xiāng)收入差距與城鄉(xiāng)之間價格差異的平方成正比變化。對(8)式兩邊取自然對數(shù)得到:

為揭示各因素對城鄉(xiāng)收入差距的影響程度，下文將通過實證方法具體研究各因素對城鄉(xiāng)收入差距的作用。

四、模型確定、變量選擇與數(shù)據(jù)檢驗

(一)回歸模型與計量方法

根據(jù)公式(9)可以得到下列計量模型:

其中，α為各宏觀變量影響城鄉(xiāng)居民收入差距的程度，X為控制變量，β為控制變量的作用程度，μ為誤差項。為了更好分析宏觀變量對城鄉(xiāng)收入差距的影響，本文分別選擇直接的城鄉(xiāng)收入比和城鄉(xiāng)收入差別基尼系數(shù)作為被解釋變量，而且將城鄉(xiāng)收入比和城鄉(xiāng)收入差別基尼系數(shù)區(qū)分為名義值和實際值進行回歸檢驗。在回歸步驟上，本文先檢驗城鄉(xiāng)勞動力負擔(dān)、價格剪刀差以及代表城鄉(xiāng)勞動生產(chǎn)率差異的二元對比系數(shù)進行回歸，然后再加入控制變量人均國民收入和城鄉(xiāng)儲蓄比進行回歸，再根據(jù)回歸結(jié)果逐步剔除不顯著項，最終得到顯著影響城鄉(xiāng)收入差距的宏觀變量。

(二)變量選擇

根據(jù)計量模型(10)，分別選取城鄉(xiāng)勞動負擔(dān)系數(shù)、二元對比系數(shù)、城鄉(xiāng)價格比值剪刀差指數(shù)作為城鄉(xiāng)收入差距形成的主要解釋變量，將經(jīng)濟發(fā)展水平和城鄉(xiāng)居民儲蓄差異為代理變量金融差異作為控制變量。

1.城鄉(xiāng)居民勞動負擔(dān)差異

城鄉(xiāng)居民勞動負擔(dān)差異直接決定著城鄉(xiāng)居民在勞動力數(shù)量、勞動生產(chǎn)率一定條件下，可以得到的勞動產(chǎn)品。勞動負擔(dān)系數(shù)越高，意味著人均可獲得收入越低，相反則越高。改革開放以來城鄉(xiāng)差異的人口政策使城鎮(zhèn)和農(nóng)村勞動負擔(dān)系數(shù)存在明顯差異，其中，農(nóng)村勞動力人口負擔(dān)變化較為穩(wěn)定，城市則相反，受人口政策影響較大，當(dāng)前顯現(xiàn)出明顯的老齡化特征。需要指出的是由于城鄉(xiāng)二元制度特別是福利制度的差異，城鎮(zhèn)老齡化不是被家庭而是被政府、社會所負擔(dān)，與此相反農(nóng)村居民社會養(yǎng)老體制依然沒有建立，所以還是以家庭為主要途徑，因此，盡管城鎮(zhèn)勞動負擔(dān)系數(shù)不斷提高但并不一定降低城鎮(zhèn)居民人均收入，而農(nóng)村就業(yè)人口負擔(dān)的下降則必然提高農(nóng)村居民的人均收入。

2.城鄉(xiāng)勞動生產(chǎn)率差異

二元對比系數(shù)①二元對比系數(shù)的計算方法參見陳宗勝、周云波:《再論改革與發(fā)展中的收入分配》，經(jīng)濟科學(xué)出版社2002年版。是測度二元經(jīng)濟反差程度用得最多的一個綜合性指標(biāo)，是二元經(jīng)濟中農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)部門比較勞動生產(chǎn)率的比率。比較勞動生產(chǎn)率即一個部門收入比重(或產(chǎn)值比重)同勞動力比重的比率，它反映1%勞動力在該部門創(chuàng)造的收入比重。鑒于此，二元對比系數(shù)是反映城鄉(xiāng)勞動生產(chǎn)率的差異狀況的一個恰當(dāng)?shù)闹笜?biāo)。由于勞動生產(chǎn)率與勞動力收入正相關(guān)，因此，二元對比系數(shù)與城鄉(xiāng)收入差距的變動方向也應(yīng)一致。即二元對比系數(shù)的上升將引起城鄉(xiāng)收入差距的擴大，而二元對比系數(shù)的下降也勢必對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生縮小的作用。改革開放以來，中國二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差別呈現(xiàn)較為一致的變化過程。

3.城鄉(xiāng)價格剪刀差

如果說二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)是經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略的結(jié)果，反映的是城鄉(xiāng)之間產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率差異，那么工農(nóng)產(chǎn)品價格剪刀差反映了城鄉(xiāng)之間的制度差異。用于衡量工農(nóng)產(chǎn)品剪刀差的指標(biāo)包括比價剪刀差和比值剪刀差兩種。比價剪刀差反映工農(nóng)商品交換中實物數(shù)量的變化關(guān)系，而比值剪刀差是從價值量對比角度衡量剪刀差程度。由于比值剪刀差反映了工農(nóng)商品比價的實質(zhì)，因此，本文選擇比值剪刀差①具體算法參見陳宗勝等:《中國二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)與農(nóng)村經(jīng)濟增長和發(fā)展》，經(jīng)濟科學(xué)出版社2008年版，第161頁。衡量城鄉(xiāng)價格差異。

4.控制變量

除了上述三個可以直接獲得的主要解釋變量外，影響城鄉(xiāng)居民收入差距的還包括宏觀的經(jīng)濟發(fā)展水平和城鄉(xiāng)之間的金融要素差異狀況，由于這兩個變量未出現(xiàn)在理論模型中，因此，作為控制變量。首先，根據(jù)Kuznets［13］的研究結(jié)論，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，城鄉(xiāng)收入差距將呈現(xiàn)倒“U”型變化，即城鄉(xiāng)收入差距隨著經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)先上升后下降的變化形態(tài)。這是因為，經(jīng)濟發(fā)展以后城市化進程加速，城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)將隨之改善，同時各項社會事業(yè)以及福利政策的增加，對于低收入者的關(guān)注等等都將進一步加強，所以隨著經(jīng)濟發(fā)展城鄉(xiāng)收入差距也必將呈現(xiàn)先上升而后下降的趨勢。其次，城鄉(xiāng)之間金融要素差異決定著用于城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展的資本要素差異，除勞動力要素外，城鄉(xiāng)居民差距較大的就是儲蓄所代表財產(chǎn)差異，不僅如此家庭財產(chǎn)形成財產(chǎn)性收入也是城鄉(xiāng)居民收入的重要來源，是改革開放后拉大城鄉(xiāng)居民收入差距的重要因素，很多研究估計城鄉(xiāng)居民財產(chǎn)分布的差異，但是財產(chǎn)并非都可以產(chǎn)生收入，因此，以城鄉(xiāng)居民儲蓄差異來反映城鄉(xiāng)金融要素差異狀況。經(jīng)過計算，得到了所需要的各指標(biāo)，其統(tǒng)計性描述見下表1。

表1 相關(guān)指標(biāo)的統(tǒng)計性描述

(三)數(shù)據(jù)說明與檢驗

由于在解釋變量中含有價格剪刀差指數(shù)，因此，沒有對與收入相關(guān)的城鄉(xiāng)居民收入比和城鄉(xiāng)居民收入差別基尼系數(shù)做進一步的剔除價格因素的處理，即使用收入的當(dāng)期名義值而非實際值。但為了真實刻劃經(jīng)濟發(fā)展水平，將控制變量人均國民收入用1950年為基期的消費價格指數(shù)進行平減得到實際的人均國民收入(單位:千元)。另外，根據(jù)計量模型 (10)，也為了消除經(jīng)濟時間序列的異方差性，對表1中除基尼系數(shù)GINI以外的其他數(shù)據(jù)取對數(shù)處理。

經(jīng)濟時間序列往往都是非平穩(wěn)數(shù)據(jù)，用非平穩(wěn)數(shù)據(jù)進行的實證檢驗會導(dǎo)致實證結(jié)果的無偏性和有效性遭到破壞，導(dǎo)致錯誤的結(jié)論。為此，在正式進行計量估計之前首先要對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行單位根檢驗。表2給出了兩組單位根混合檢驗的結(jié)果。其中，第一組的原假設(shè)是假定8個變量的時間序列數(shù)據(jù)有一個相同的單位根，如果檢驗結(jié)果通過該原假設(shè)，則8個變量的時間序列數(shù)據(jù)肯定存在單位根，LLC檢驗結(jié)果在1%水平上拒絕了原假設(shè)，即8個時間序列中不存在相同的單位根。盡管不存在相同的單位根，但這還不能充分說明不存在單位根，因為各變量的時間序列可能存在各不相同的單位根。對此，第二組檢驗給出了原假設(shè)為8個變量的時間序列數(shù)據(jù)有各不相同的單位根的檢驗結(jié)果。從結(jié)果看ADF檢驗、PP檢驗以及Pesaran和Shin檢驗都拒絕了原假設(shè)，即8個變量的時間序列數(shù)據(jù)也不存在各不相同的單位根形式，這樣就排除了因非平穩(wěn)時間序列而導(dǎo)致的虛假回歸的可能。實際上即使存在單位根，但只要是這些非平穩(wěn)時間序列數(shù)據(jù)經(jīng)過同階差分后取得平穩(wěn)序列，回歸結(jié)果依然是有效且無偏的。

表2 單位根檢驗結(jié)果

在排除了非平穩(wěn)時間序列可能會導(dǎo)致計量分析時出現(xiàn)有偏無效估計后，還需要對數(shù)據(jù)進一步進行檢驗，其中最重要的就是檢驗時間序列之間是否存在經(jīng)濟上的因果關(guān)系，以排除單純因為純數(shù)學(xué)之間的關(guān)系而導(dǎo)致的虛假回歸問題。盡管本部分所選擇的計量模型是建立在嚴密的經(jīng)濟理論邏輯分析基礎(chǔ)上的，為了實證檢驗的需要，仍需對兩個被解釋變量城鄉(xiāng)居民收入比、城鄉(xiāng)居民收入差別基尼系數(shù)和6個解釋變量進行了格蘭杰因果關(guān)系檢驗，表3給出了檢驗結(jié)果。

表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果拒絕了人均國民收入、城鄉(xiāng)價格剪刀差、農(nóng)村勞動負擔(dān)系數(shù)不是城鄉(xiāng)居民收入比的格蘭杰原因的原假設(shè)，但接受了城鄉(xiāng)居民收入比不是人均國民收入、城鄉(xiāng)價格剪刀差、農(nóng)村勞動負擔(dān)系數(shù)的格蘭杰原因的原假設(shè)，這說明人均國民收入、城鄉(xiāng)價格剪刀差、農(nóng)村勞動負擔(dān)系數(shù)與城鄉(xiāng)居民收入比之間只存在單向的因果關(guān)系，即人均國民收入、城鄉(xiāng)價格剪刀差、農(nóng)村勞動負擔(dān)系數(shù)是城鄉(xiāng)居民收入比的格蘭杰原因。盡管檢驗結(jié)果沒有拒絕城鎮(zhèn)勞動負擔(dān)系數(shù)不是城鄉(xiāng)居民收入比格蘭杰原因的原假設(shè)，但當(dāng)檢驗標(biāo)準(zhǔn)放松到12%的水平時可以認為城鎮(zhèn)勞動負擔(dān)系數(shù)是城鄉(xiāng)居民收入比的格蘭杰原因，而反過來檢驗結(jié)果接受了城鄉(xiāng)收入比不是城鎮(zhèn)勞動負擔(dān)的格蘭杰原因的原假設(shè)，這說明城鎮(zhèn)勞動負擔(dān)系數(shù)與城鄉(xiāng)收入比之間存在微弱的單向因果關(guān)系。檢驗結(jié)果接受了二元對比系數(shù)和城鄉(xiāng)儲蓄比不是城鄉(xiāng)居民收入比格蘭杰原因的原假設(shè)，同時接受了城鄉(xiāng)收入比不是二元對比系數(shù)和城鄉(xiāng)儲蓄比格蘭杰原因的原假設(shè)，這說明二元對比系數(shù)、城鄉(xiāng)儲蓄比與城鄉(xiāng)居民收入比之間不存在明顯的格蘭杰因果關(guān)系?？傮w上看，對城鄉(xiāng)居民收入差別基尼系數(shù)及6個解釋變量所進行格蘭杰因果關(guān)系與對城鄉(xiāng)居民收入比及6個解釋變量所進行的檢驗結(jié)果一致，人均國民收入、城鄉(xiāng)價格剪刀差指數(shù)、農(nóng)村勞動負擔(dān)系數(shù)與城鄉(xiāng)收入差別基尼系數(shù)之間存在顯著的單向格蘭杰因果關(guān)系，即人均國民收入、城鄉(xiāng)價格剪刀差指數(shù)、農(nóng)村勞動負擔(dān)系數(shù)是城鄉(xiāng)收入差別基尼系數(shù)的格蘭杰原因。盡管二元對比系數(shù)、城鎮(zhèn)勞動負擔(dān)系數(shù)與城鄉(xiāng)居民收入差別基尼系數(shù)之間的因果關(guān)系仍未通過檢驗，但在14%的水平上拒絕了二元對比系數(shù)不是城鄉(xiāng)居民收入差別基尼系數(shù)格蘭杰原因的原假設(shè)，在13%的水平上拒絕了城鎮(zhèn)勞動負擔(dān)系數(shù)不是城鄉(xiāng)居民收入差別基尼系數(shù)的原假設(shè)，這意味著二元對比系數(shù)、城鎮(zhèn)勞動負擔(dān)系數(shù)與城鄉(xiāng)收入差別基尼系數(shù)之間存在微弱的單向因果關(guān)系，即二元對比系數(shù)、城鎮(zhèn)勞動負擔(dān)系數(shù)是城鄉(xiāng)收入差別基尼系數(shù)格蘭杰原因。另外，盡管城鄉(xiāng)儲蓄比不是城鄉(xiāng)居民收入差別基尼系數(shù)格蘭杰原因的原假設(shè)沒有被拒絕，但是城鄉(xiāng)居民收入差別基尼系數(shù)不是城鄉(xiāng)儲蓄比的格蘭杰原因的原假設(shè)被拒絕，這說明城鄉(xiāng)收入比與城鄉(xiāng)居民收入差別基尼系數(shù)之間存在反向的格蘭杰因果關(guān)系，也就是說城鄉(xiāng)儲蓄比的變化可以用城鄉(xiāng)居民收入差別基尼系數(shù)的變化來解釋，但這不是本文的重點，不再贅述。

五、人口結(jié)構(gòu)、勞動效率與經(jīng)濟發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響

格蘭杰因果關(guān)系檢驗與理論分析基本一致，且相關(guān)數(shù)據(jù)都為平穩(wěn)時間序列，因此可以進一步研究解釋變量與被解釋變量之間的關(guān)系。表4給出了以城鄉(xiāng)居民收入比和城鄉(xiāng)居民收入差別基尼系數(shù)作為被解釋變量的回歸結(jié)果。在回歸步驟上，盡管城鄉(xiāng)儲蓄比沒有通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗，但也將其作為解釋變量放入回歸方程做進一步回歸檢驗，然后在逐漸剔除不顯著的解釋變量，最后得到最終回歸模型，為節(jié)約篇幅表4只給出了最初與最終結(jié)果。

表4 影響城鄉(xiāng)收入差距的宏觀因素的估計結(jié)果

① 檢驗水平在11.92%的水平上顯著。

② 在12.3%的水平上顯著。

首先考察各變量對城鄉(xiāng)收入比的影響。從總體上看，方程的估計結(jié)果比較好，調(diào)整后的可決系數(shù)在91%以上，說明選擇的變量可以解釋城鄉(xiāng)收入差距的91%以上，F(xiàn)統(tǒng)計量也滿足顯著性檢驗結(jié)果，DW檢驗也基本上滿足了回歸結(jié)果的殘差中不含有自相關(guān)的前提，也就能夠說明回歸結(jié)果是無偏和有效的。具體來看，表4的結(jié)果1是對城鄉(xiāng)居民收入比的初步回歸結(jié)果，其中，城鎮(zhèn)勞動力負擔(dān)系數(shù)與農(nóng)村勞動力負擔(dān)系數(shù)的回歸結(jié)果與理論分析一致且通過顯著性檢驗，即城鎮(zhèn)勞動力負擔(dān)系數(shù)與城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系，而農(nóng)村勞動力負擔(dān)系數(shù)與城鄉(xiāng)收入差距水平呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。即，城鎮(zhèn)勞動力負擔(dān)系數(shù)的上升將會減小城鄉(xiāng)收入差距，而農(nóng)村勞動力負擔(dān)系數(shù)的增加將擴大城鄉(xiāng)收入差距。這是因為勞動力負擔(dān)越大，人均收入水平就越低，因此，城鎮(zhèn)勞動力負擔(dān)和農(nóng)村勞動力負擔(dān)系數(shù)與城鄉(xiāng)收入差距的變化過程完全相反。二元對比系數(shù)的回歸結(jié)果顯著為負，這與理論分析一致，也與Kuijs等［42］的研究一致，即生產(chǎn)率的差異可以很好地解釋城鄉(xiāng)收入差距。因為二元對比系數(shù)為反指標(biāo)，即二元對比系數(shù)越大說明城鄉(xiāng)之間勞動生產(chǎn)率差距越小，相反則越大。城鄉(xiāng)之間價格剪刀差水平的回歸系數(shù)未通過顯著性檢驗，這可能是由于市場化程度不斷提高，城鄉(xiāng)二元分割狀況逐漸減弱，城鄉(xiāng)市場一體化程度不斷提高導(dǎo)致工農(nóng)價格剪刀差程度有所緩解。

控制變量人均國民收入的一次項顯著為正，二次項顯著為負，這與前面的理論分析一致，說明隨著人均國民收入的提高，城鄉(xiāng)收入比所代表的城鄉(xiāng)收入差距將呈現(xiàn)先升后降的變化過程，即經(jīng)濟發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間存在明顯的倒“U”關(guān)系，也就是說隨著經(jīng)濟發(fā)展程度不斷提高中國的城鄉(xiāng)收入差距最終會逐漸縮小。經(jīng)濟發(fā)展與收入分配之間倒“U”關(guān)系的存在，與 Qin等［15］的研究一致，支持了Kuznets［13］的研究結(jié)果。代表城鄉(xiāng)之間金融要素差異的城鄉(xiāng)居民儲蓄比對城鄉(xiāng)收入差別的作用為正，但在10%的檢驗水平上依然不顯著，與格蘭杰因果關(guān)系檢驗的結(jié)果相吻合。之所以會產(chǎn)生這樣的結(jié)果，可能與金融資產(chǎn)具有較強的流動性有關(guān)。因為，金融要素具有很強的流動性，造成城鄉(xiāng)之間居民儲蓄數(shù)據(jù)不能真實反映城鄉(xiāng)金融要素的真實差別，以致于出現(xiàn)金融要素差異與城鄉(xiāng)收入差距不相關(guān)的結(jié)果。

在逐步剔除不顯著項后，回歸結(jié)果2中與回歸結(jié)果1中相應(yīng)變量的回歸結(jié)果有所降低，但并未改變各變量對城鄉(xiāng)收入比的作用方向，而且方程回歸的整體效果有所上升，調(diào)整的R2有所提高，這說明剔除不顯著項后，方程的擬合程度更高了，因此，回歸結(jié)果2要優(yōu)于回歸結(jié)果1。由于計量模型兩邊都為對數(shù)形式，所以回歸系數(shù)代表了各變量的變化率引起的城鄉(xiāng)收入比的變化率，即城鄉(xiāng)收入比針對各變量的彈性。其中，城市勞動負擔(dān)系數(shù)每上升1個百分點，城鄉(xiāng)收入比將下降0.62%，而農(nóng)村勞動負擔(dān)系數(shù)每上升1個百分點，城鄉(xiāng)收入比將上升0.35%。綜合來看，當(dāng)前的人口政策無疑具有縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用。二元對比系數(shù)每上升1個百分點，城鄉(xiāng)收入比將下降0.7%，而二元對比系數(shù)下降意味著城鄉(xiāng)勞動生產(chǎn)效率差異的縮小，即城鄉(xiāng)勞動生產(chǎn)率每下降1%，城鄉(xiāng)收入比下降0.7%。人均國民收入的一次項為正，二次項為負，說明城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟發(fā)展之間存在倒“U”型關(guān)系。根據(jù)回歸結(jié)果2，計算得到實際人均國民收入1.6萬元為城鄉(xiāng)收入比增長率開始下降的拐點，2008年實際人均國民收入為3011元，距離城鄉(xiāng)收入比增長率的拐點還有較大距離。很顯然，中國城鄉(xiāng)收入差距還處于上升期，距離轉(zhuǎn)折點還有一段距離，而這與王小魯、樊綱［17］的研究相吻合。

以城鄉(xiāng)收入差別基尼系數(shù)為被解釋變量所進行的估計結(jié)果由表4中的回歸結(jié)果3給出，與回歸結(jié)果1相似，價格剪刀差指數(shù)與城鄉(xiāng)儲蓄比依然沒有通過顯著項檢驗，盡管農(nóng)村勞動力負擔(dān)系數(shù)在10%的水平上不顯著，但在其顯著水平達到11.92%，這說明農(nóng)村勞動負擔(dān)對于城鄉(xiāng)收入差別還是有較強的作用的。其他變量的顯著性未發(fā)生變化，作用方向與回歸結(jié)果2也一致。與回歸結(jié)果2相比，回歸結(jié)果3的調(diào)整R2進一步提高，且F統(tǒng)計量和D-W值都小幅上升。逐步剔除不顯著項以后，得到回歸結(jié)果4。同樣，結(jié)果4的各變量的回歸系數(shù)有所下降，但整體回歸效果有所上升，F(xiàn)統(tǒng)計量大幅提高。值得指出的是回歸結(jié)果1和2證實了當(dāng)實際人均國民收入達到1.6萬元時，達到城鄉(xiāng)收入差距增長率的拐點，即城鄉(xiāng)收入差距增長率逐漸縮小，但這并不意味著城鄉(xiāng)收入比不會進一步擴大。而城鄉(xiāng)收入差別基尼系數(shù)與實際人均國民收入之間的倒“U”關(guān)系是經(jīng)濟發(fā)展與收入差距關(guān)系的本來含義。根據(jù)回歸結(jié)果4計算得到，當(dāng)實際人均國民收入達到3781元時，城鄉(xiāng)收入差別基尼系數(shù)達到最大并將逐漸縮小。二者之間出現(xiàn)了較大差異，究其原因，可能與兩個指標(biāo)的構(gòu)造有關(guān)，城鄉(xiāng)收入比是由城鎮(zhèn)人均可支配收入和農(nóng)村人均純收入直接計算得到，而城鄉(xiāng)收入差別基尼系數(shù)中所用到收入要經(jīng)過人口數(shù)量進行加權(quán)，因此，二者存在一定差距。

六、結(jié)論與政策建議

改革開放以來，中國城鄉(xiāng)居民收入差距盡管有波動，但整體上呈現(xiàn)不斷擴大的趨勢。無論是城鄉(xiāng)收入比還是城鄉(xiāng)收入差別基尼系數(shù)所刻劃的城鄉(xiāng)收入差距程度都呈現(xiàn)不斷上升的態(tài)勢。理論分析表明決定城鄉(xiāng)收入差別的主要因素包括城鄉(xiāng)勞動力的負擔(dān)，價格剪刀差和城鄉(xiāng)勞動生產(chǎn)率。其中，城鎮(zhèn)勞動力負擔(dān)的增加將縮小城鄉(xiāng)收入差別，農(nóng)村勞動力負擔(dān)則擴大城鄉(xiāng)收入差別，價格剪刀差是城鄉(xiāng)收入差別擴大的因素，另外城鄉(xiāng)勞動生產(chǎn)率差異的擴大也會拉大城鄉(xiāng)收入差距。城鄉(xiāng)勞動生產(chǎn)率差距的擴大也將造成城鄉(xiāng)收入差距的擴大，價格剪刀差的擴大也不利于城鄉(xiāng)收入差距的縮小。

實證結(jié)果與理論分析基本一致。改革開放以來，城鄉(xiāng)之間差別的人口政策使城鄉(xiāng)勞動力負擔(dān)的變化與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系呈反向變化過程，發(fā)揮著縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的作用。這就意味著要進一步降低農(nóng)村勞動力負擔(dān)，一個可行的方法是適度的放開人口政策，增加農(nóng)村的勞動力供給。同時可以通過提高農(nóng)村社會保障程度來減輕農(nóng)村勞動力負擔(dān)，達到使農(nóng)村勞動力實際收入提高的作用?？s小城鄉(xiāng)勞動生產(chǎn)率差別有助于縮小城鄉(xiāng)之間收入差距，通過縮小城鄉(xiāng)二元對比系數(shù)來實現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化進程。這就要繼續(xù)推進以工業(yè)化、產(chǎn)業(yè)化改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)，提升農(nóng)業(yè)勞動的生產(chǎn)效率。同時，通過城市化轉(zhuǎn)移農(nóng)村人口，提高勞動生產(chǎn)效率，改變城鄉(xiāng)收入差距擴大現(xiàn)狀。城鄉(xiāng)之間商品價格剪刀差水平對于城鄉(xiāng)收入差距的作用逐漸減小，且不再顯著，這意味著盡管城鄉(xiāng)之間還存在著剪刀差，但這種剪刀差主要體現(xiàn)的可能是城鄉(xiāng)之間農(nóng)業(yè)與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的效率差異的結(jié)果。即市場化改革的一個巨大成就就是城鄉(xiāng)之間商品交換的二元狀況已經(jīng)逐漸消失，市場一體化程度大幅度提高。此外，需要進一步研究的是城鄉(xiāng)之間金融配置與城鄉(xiāng)收入差別的關(guān)系，由于當(dāng)前城鄉(xiāng)金融資產(chǎn)可能存在不合理流動而造成本文所選取指標(biāo)不能反映城鄉(xiāng)之間真實金融資源的配置狀況。此外，隨著經(jīng)濟進一步發(fā)展，城鄉(xiāng)收入差距的變化將呈現(xiàn)明顯倒“U”變化過程，而當(dāng)前仍處于收入差別的上升期。以城鄉(xiāng)收入差別基尼系數(shù)刻劃的城鄉(xiāng)收入差距在實際人均國民收入達到3781元時達到最大，之后開始下降，而以城鄉(xiāng)收入比刻劃的城鄉(xiāng)收入差距則只有當(dāng)實際人均國民收入達到1.6萬元時其增長率才開始下降。但無論怎樣，經(jīng)濟發(fā)展與收入差距變化之間的倒“U”曲線至少在城鄉(xiāng)收入差距上存在，因此，要促進城鄉(xiāng)收入差別縮小就應(yīng)該繼續(xù)促進經(jīng)濟快速穩(wěn)定發(fā)展，創(chuàng)造城鄉(xiāng)收入差別拐點的到來。

為此，要縮小城鄉(xiāng)收入差別，就要在不斷的經(jīng)濟發(fā)展中堅持有效的政策，如市場化改革、差異化的人口政策等，通過市場化與傾向農(nóng)村的政策遏制城鄉(xiāng)收入差別繼續(xù)擴大的勢頭;取消城鄉(xiāng)收入差別的制度障礙，如城鄉(xiāng)割裂的戶籍制度、城鄉(xiāng)發(fā)展戰(zhàn)略差異等，通過促進人口轉(zhuǎn)換縮小城鄉(xiāng)收入差距;還要繼續(xù)深化傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)改造，如通過科技化、規(guī)?；彤a(chǎn)業(yè)化來改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)，通過提高農(nóng)村勞動生產(chǎn)效率縮小城鄉(xiāng)收入差距。

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