經濟轉型與城鄉(xiāng)收入差距——以廣西1980～2009年數據為例

王業(yè)斌

（1.中央財經大學 經濟學院，北京 100081；2.廣西財經學院 經濟與貿易學院，廣西 南寧 530001）

一、引言

近年來中國的收入差距不斷擴大，成為世界上收入不均等狀況最嚴重的國家之一，而城鄉(xiāng)收入差距是中國總體收入差距最大的貢獻者。[1][2]因此，研究中國城鄉(xiāng)收入差距的決定意義重大。對于城鄉(xiāng)收入差距的影響因素，魏尚進等[3]認為經濟開放有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距；李實[4]將城鄉(xiāng)收入差距的擴大歸結為政府對農副產品價格的控制、城鄉(xiāng)勞動力市場的分割、社會保障的歧視等城市偏向型政策；陸銘、陳釗[5]認為中國持續(xù)擴大的城鄉(xiāng)收入差距與地方政府實施的帶有城市傾向的經濟政策有關；章奇等[6]研究發(fā)現，城市傾向的金融發(fā)展引起了城鄉(xiāng)收入差距的擴大；Kanbur和 Zhang[7]則指出，政府重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略是中國城鄉(xiāng)收入差距擴大的重要原因。

本文借鑒陸銘、陳釗與Kanbur和Zhang等人的思想，探討政策等制度因素對城鄉(xiāng)收入差距的影響。但與這些研究不同的是，本文重點關注改革開放三十多年來的經濟轉型對城鄉(xiāng)收入差距的影響。雖然經濟轉型同樣涉及到以上作者研究關涉的經濟政策因素，但中國的改革開放是一個經濟轉型的過程，改革開放以來的城鄉(xiāng)收入差距變動即是發(fā)生在這個轉型過程之中的，因此從經濟轉型的角度來觀察三十多年的城鄉(xiāng)收入差距變化更有意義。此外，以上研究基本上是運用中國省級面板數據對城鄉(xiāng)收入差距的影響因素進行研究，但由于中國省級之間經濟情況的差異較大，因此有必要選取典型省份特別是欠發(fā)達地區(qū)的省份進行時間序列分析，觀察城鄉(xiāng)收入差距的變動和經濟轉型的關系。由于廣西地處西部，近年來經濟增長加速，經濟增長率位列西部地區(qū)前列，因此本文選取廣西作為研究對象，使用其改革開放以來的時間序列數據，分析經濟轉型對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

從時間趨勢上來看（見圖1），受益于農村改革，廣西城鄉(xiāng)收入差距于1983年降至最低點。之后，城鄉(xiāng)收入差距繼續(xù)擴大，1994年城鄉(xiāng)實際收入比達到3.6∶1。1995年開始，隨著農產品收購價格的提高，城鄉(xiāng)收入差距開始縮小，但從2000年開始城鄉(xiāng)收入差距又進一步擴大。圖1還顯示廣西城鄉(xiāng)收入差距的變動與全國的城鄉(xiāng)收入差距變動趨勢基本上是一致的，這進一步說明選取廣西作為對象進行研究，具有一定的可行性和代表性。

圖1 廣西與全國城鄉(xiāng)收入差距變動趨勢比較

本文的結構如下：第二部分討論影響城鄉(xiāng)收入差距的經濟轉型因素；第三部分對模型與數據進行說明；第四部分是實證研究結果；最后是本文的結論與政策含義。

二、影響城鄉(xiāng)收入差距的經濟轉型因素

1978年以來，中國經濟實現了三十多年持續(xù)高速增長，中國經濟增長的過程同時也是經濟不斷轉型的過程，即由計劃經濟逐步過渡為市場經濟，經濟轉型造就了世界經濟的“中國奇跡”。具體而言，這種轉型又表現在以下幾個方面：一是對外開放程度的不斷深化，“以開放促改革”加速了中國融入全球經濟進程；二是形成了中國特色的產權界定，由城鄉(xiāng)公有經濟的承包合約產生并發(fā)展為對個人財產權利的保護，私有經濟等非國有經濟成分在國民經濟中占據愈來愈重要的地位；三是政府對經濟活動的干預程度在一定程度上趨于減弱，財政由“生產型財政”向“公共財政”轉變。[8]

下面著重從經濟轉型的以上三個方面分析其對城鄉(xiāng)收入差距產生的影響，為下文的實證分析提供理論基礎。

（一）經濟開放

經濟的開放標志著中國重新融入全球經濟和參與國際分工體系。從商品市場開放的角度來看，1978年中國進出口貿易額居世界第29位，1990年中國的排名上升到第15位，2000年為第8位，2009年為第2位。就貿易結構而言，工業(yè)制成品在出口總額中的比重1980年為49.7%，此后不斷上升，至2009年達到94.7%。①對于廣西而言，出口結構中工業(yè)制成品比重也不斷提高，2010年工業(yè)品出口占全區(qū)出口總額的比重達到90.0%。②從制成品在貿易占中的份額越來越大可以看出，貿易主要推動了制造業(yè)及相關產業(yè)的發(fā)展，由于這些產業(yè)主要集中在城鎮(zhèn)地區(qū)，因此貿易主要有利于城鎮(zhèn)居民收入的提高。同樣，FDI也主要集中于城鎮(zhèn)地區(qū)，其流入有利于城鎮(zhèn)居民收入。由此，從理論邏輯上來看，經濟的開放會擴大城鄉(xiāng)收入差距。

（二）非國有化

改革開放以來，經濟的非國有化是反映計劃經濟向市場經濟轉型的一個非常重要的方面。在經濟市場化的進程中，不同所有制的企業(yè)特別是1994年之后國有企業(yè)、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)和外國資本等之間的競爭越來越激烈。非國有企業(yè)生產和經營效率較高，同時能吸納更多的勞動力特別是農村剩余勞動力，而這是有助于提高農村居民收入的。但是，競爭所導致的組織效率的提高同樣也有利于城鎮(zhèn)居民。因此，正如陸銘、陳釗所指出的，經濟的非國有化對城鄉(xiāng)收入差距的凈影響要通過實證結果進行估計。

（三）政府對經濟活動干預程度的轉變

1978年改革以來，政府總體上由全面參與經濟活動向逐步退出經濟活動轉變，特別是減少在生產領域的投資，從而轉變了政府財政支出的結構與功能。而地方政府的財政支出更多地投向城鎮(zhèn)地區(qū)，政府對經濟活動的干預程度的減弱將使農村居民得到更多的利益，因而有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

三、模型與數據

（一）模型設定

為了實證分析經濟開放、非國有化以及政府干預經濟活動的程度的轉變等經濟轉型因素對城鄉(xiāng)收入差距的影響，建立如下回歸模型：

式中，β1、β2、β3為系數，μ為殘差項；CXCJ 用來度量城鄉(xiāng)收入差距，用當年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農民人均純收入的比值表示；KF用來度量經濟開放程度，用當年進出口總額在GDP中所占比重表示；③FGYH用來度量非國有化程度，用當年非國有單位職工在總職工中所占比重表示；④ZFGY用來度量政府干預經濟活動的程度，用當年財政支出占GDP的比重表示。

CTRL表示一系列控制變量，αi是這些變量的系數，這些控制變量包括：CSH表示城市化，用當年市鎮(zhèn)人口在總人口中的比重表示；⑤NYZC表示政府當年財政支出中的農業(yè)支出比例；⑥JYZC表示政府當年財政支出中的教育支出比例；NYDK表示當年銀行貸款總額中的農業(yè)貸款比例，用來反映金融對農村的支持程度；DK表示當年銀行貸款占GDP的比重，用來反映金融發(fā)展的程度。

（二）數據說明

由于缺少1980年以前的廣西城鄉(xiāng)收入數據和教育占財政支出比重數據，為了保持數據的一致性，因此分析時采用1980～2009年的數據。本文中1980～2008年的數據未經指明均來自 《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》，2009年數據來自《廣西統(tǒng)計年鑒2010》。

城鄉(xiāng)收入差距數據根據城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農民人均純收入計算獲得。進出口數據經過當年12月份人民幣與美元的比價的中間價折算為以人民幣計量，折算時所用的各年匯率取自相應年份的《中國統(tǒng)計年鑒》。教育占財政支出比重數據中1980、1982～1999年數據來源于 《廣西統(tǒng)計年鑒2000》，1981年數據是前后兩年數據的平均值，其余年份數據來自相應年份《廣西統(tǒng)計年鑒》。

由于用基于戶籍的非農業(yè)人口占總人口的比重來表示城市化低估了廣西的城市化程度，例如用此方法計算的廣西城市化率最高的2006年城市化率僅為19.88%，因此本文用更直接代表城市化率的指標即市鎮(zhèn)人口占總人口的比重來衡量城市化率。但遺憾的是，《廣西統(tǒng)計年鑒》里基于抽樣調查的1984～1989、1991～1994、1996～2002 年的市鎮(zhèn)人口與鄉(xiāng)村人口數據高估了廣西的城市化程度，缺乏可信性，例如根據這些數據計算得到的1988年廣西的城市化率為41.83%，1996年城市化率達到了71.29%。為了修正上述時間段的城市化率，得出更可靠的城市化數據，筆者采用Wan，Lu and Chen（2004）的方法，利用1978～2009年間其他年份較為可信的數據擬合城市化率，模型⑦為：

這里，Y為城市化率，X為時間趨勢，μ為誤差項。估計的結果為Y=0.1068+0.0003X2+0.0004X，擬合優(yōu)度（R2）為0.9935。根據這個方程，推測出修正后的 1984～1989、1991～1994、1996～2002 年的城市化率。修正后，1978～2009年的城市化率數據見表1。

四、實證分析與結果

我們將控制變量逐步加入模型，分析經濟轉型因素對城鄉(xiāng)收入差距影響，并觀察其顯著性是否發(fā)生變化。

首先考慮解釋變量包含了KF、FGYH、ZFGY和CSH的模型。由于所有變量均為時間序列變量，為了防止偽回歸的發(fā)生，我們對變量進行ADF平穩(wěn)性檢驗，結果如表2所示。

表1 經過修正的廣西城市化率數據（1978～2009年）

表2 變量ADF平穩(wěn)性檢驗

從表2可以看出，所有變量都是一階單整序列，可以進行協(xié)整回歸，消除自相關后，回歸結果見表4中的方程（1）。然后，我們對協(xié)整回歸的殘差進行ADF檢驗，檢驗結果如表3所示。

表3 殘差RESID的ADF檢驗

檢驗結果表明，殘差RESID的ADF檢驗統(tǒng)計值在各種顯著水平下均通過檢驗，即不存在單位根，是平穩(wěn)序列。因此，變量CXCJ與KF、FGYH、ZFGY、CSH之間存在協(xié)整關系，將它們進行協(xié)整回歸是恰當的。

依以上同樣的步驟：檢驗變量的平穩(wěn)性、檢驗是否存在協(xié)整關系，我們將其他控制變量依次加入模型進行實證分析。分析表明：所有變量都是一階單整序列，每次加入控制變量進行回歸時均存在協(xié)整關系，具體實證結果如表4中的方程（2）～（5）所示。

從表4中的方程（1）～（5）可以看出以下估計結果：第一，隨著控制變量逐步加入模型，經濟開放、非國有化和政府對經濟活動干預的程度三個變量的系數符號沒有改變，數值大小也變化不大，顯著性水平也沒有發(fā)生變化。也就是即使控制住其他不同變量，經濟轉型因素對城鄉(xiāng)收入差距影響的性質并未發(fā)生顯著變化。第二，經濟轉型的三個方面中，經濟開放顯著地擴大城鄉(xiāng)收入差距，非國有化、政府對經濟活動干預程度的減弱顯著地縮小了城鄉(xiāng)收入差距。第三，控制變量中，城市化顯著地擴大城鄉(xiāng)收入差距；而政府財政對于農業(yè)、教育的支出比重，以及金融發(fā)展程度、金融對農村的支持程度的提高有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距，但影響并不顯著。

由以上分析可知，影響城鄉(xiāng)收入差距的諸多因素中，經濟轉型中的非國有化能起到縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用，經濟開放卻顯著地擴大城鄉(xiāng)收入差距；此外，雖然政府對經濟活動干預程度的減弱也有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，但值得關注的一個問題是，通過觀察指標ZFGY的變動趨勢（如圖2所示）可以發(fā)現，從1997年以后，基本上政府對經濟活動的干預程度從改革開放以來的歷史最低點又不斷攀升。與此同時，其他因素對抑制城鄉(xiāng)收入差距的擴大作用并不明顯。因此，綜合來看，近年來城鄉(xiāng)收入差距擴大的勢頭并沒有得到有效的遏制。

圖2 指標ZFGY的變動趨勢

由于經濟轉型因素中的經濟開放通常還可用FDI占GDP的比重來表示，于是我們還進行了穩(wěn)健性檢驗，選最終方程（5），用FDI占GDP的比重數據代替原來的經濟開放數據進行回歸分析，估計結果見表4中的方程（6）。由方程（6）可知，三個經濟轉型因素和控制變量中的城市化對城鄉(xiāng)收入差距影響的方向和原來的估計是一樣的，并同樣是顯著的（且政府對經濟活動的干預程度由5%顯著變?yōu)?%顯著，顯著性提高）；而其他控制變量對城鄉(xiāng)收入差距的影響依然不顯著。雖然NYDK前的系數符號發(fā)生了改變，但因為本文關注的重點在于經濟轉型對城鄉(xiāng)收入差距的影響，這里暫不對其進行討論。

五、結論與政策含義

通過對廣西1980～2009年的時間序列數據分析，我們發(fā)現經濟轉型中的非國有化、政府對經濟活動干預程度的減弱對縮小城鄉(xiāng)收入差距作用顯著，而對外開放則顯著地擴大了城鄉(xiāng)收入差距。此外，我們還發(fā)現城市化也是擴大城鄉(xiāng)收入差距的重要因素，而政府財政對于農業(yè)、教育的支持和金融發(fā)展、金融對農村的支持對于縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用并不顯著。此外，1997年以來，政府對經濟活動干預程度基本上又逐步增強。因此，近年來廣西城鄉(xiāng)收入差距擴大的勢頭并沒有得到有效地控制。

表4 估計結果（被解釋變量：城鄉(xiāng)收入差距CXCJ）

由于加大財政、金融對農業(yè)的支持意味著加大對農村資源的投入，本文的研究從另一個方面還說明了現階段廣西加大對農村資源的投入對抑制城鄉(xiāng)差距的擴大作用并不顯著。因此，為了控制收入差距擴大的趨勢，廣西應將重點放在加速經濟轉型上，由于經濟開放勢不可擋，廣西應特別在加速非國有化進程和減少政府對經濟活動的干預上下功夫，這是和以往只是強調通過加大對農村投入來減少城鄉(xiāng)收入差距的定性研究所不同的結論。同時，正如上文所指出的，經濟轉型造就了改革開放以來經濟的高速增長，這又意味著對于廣西而言，收入均等與經濟增長可以成為兩個并行不悖的目標。此外，陸銘等（2004）利用全國的省級面板數據得出，縮小城鄉(xiāng)收入差距應該將財政支出更多地用于支持農村地區(qū)的農業(yè)生產和文教科學衛(wèi)生事業(yè)的發(fā)展，并且加大金融體系對農村生產活動的扶持。這是針對全國范圍而言的，而我們針對廣西改革開放以來的時間序列數據得出了不同的結論。這也從一個側面表明，由于我國省份之間差別很大，中央政府尊重地方實施城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的自主實踐和不同模式，而不是實施統(tǒng)一的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌模式可能是比較現實合理的。

注 釋：

① 數據來自中國統(tǒng)計年鑒2010及作者的相應計算。

② 數據來自廣西統(tǒng)計信息網：http：//www.gxtj.gov.cn/show.asp?typid=81&id=8255。

③ 文獻中一般也用FDI占GDP比重來表示經濟開放程度，下文用這個指標對結論進行了穩(wěn)健性檢驗。

④ 中國的非國有化與勞動力市場的市場化是同步進行的，如大量國有企業(yè)勞動力進入非國有部門，因此用就業(yè)份額來表示非國有化進程是恰當的。有的文獻用非國有工業(yè)產值占工業(yè)總產值的比重來表示非國有化的程度，但事實上產出份額的變化難以反映非國有化政策的進展，因為即使政府不實行國有經濟的非國有化，非國有經濟更高的效率和相應更快的發(fā)展同樣會導致其產出份額的上升（陸銘、陳釗，2006）。

⑤ 通常城市化也用另一個指標即非農業(yè)人口占總人口的比重來表示。但正如下文所示，用這個基于戶籍的指標來表示城市化低估了城市化程度。

⑥ 考慮到教育影響人力資本，從而影響個體收入，我們也將這個變量列為控制變量。

⑦ 筆者也嘗試使用非線性模型中的對數形式等進行估計，效果不佳；此外，用線性模型對數據進行回歸，估計結果為 Y=0.0717+0.0092X，擬合優(yōu)度（R2）為 0.96，擬合情況也沒有多項式模型的好，因此最終使用多項式模型進行預測。

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[1]World Bank.Sharing Rising Incomes－Disparities in China[M].Washington D.C，1997.

[2]Kanbur，Ravi and Xiaobo Zhang.Which Regional Inequality?The Evolution of Rural－Urban and Inland －Coastal Inequality in China from 1983 to 1995[J].Journal of Comparative Economics， 1999，（27）：686－701.

[3]Wei，ShangJin and Yi Wu.Globalization and Inequality：Evidence from within China[EB/OL].NBER Working Paper http：//www.nber.org/papers/w8611.2001.

[4]李實.中國個人收入分配研究回顧與展望[J].經濟學季刊，2003，（2）.

[5]陸銘，陳釗.城市化、城市傾向的經濟政策與城鄉(xiāng)收入差距[J].經濟研究，2004，（7）.

[6]章奇，劉明興，陶然，Vincent Yiu Por Chen.中國的金融中介增長與城鄉(xiāng)收入差距[A].蔡昉，萬廣華.中國轉軌時期收入差距與貧困[C].北京：社會科學文獻出版社，2006：214－246.

[7]Kanbur，Ravi and Xiaobo Zhang.Fifty Years of Regional Inequality in China：a Journey through Central Planning，Reform，and Openness[J].Review of Development Economics，2005，（1）：87－106.

[8]劉文革，高偉，張?zhí)K.制度變遷的度量與中國經濟增長——基于中國 1952～2006 年數據的實證分析[J].經濟學家，2008，（6）.