農村非農就業(yè)對中國城鄉(xiāng)收入不均等的影響
——基于中國東中西部面板數據的比較研究

周娟 張廣勝

農村非農就業(yè)對中國城鄉(xiāng)收入不均等的影響
——基于中國東中西部面板數據的比較研究

周娟 張廣勝

通過對勞動力流動和收入分配的相關研究進行綜述，并基于1989～2008年中國各省份的面板數據，采用STATA10.0計量軟件，建立聯(lián)立方程組，運用似不相關方法實證研究農村非農就業(yè)對中國區(qū)域城鄉(xiāng)收入不均等的影響，結果表明：中國農村非農就業(yè)在一定程度上擴大了省際間城鄉(xiāng)收入不均等；從中國東中西部各地區(qū)實證結果看，農村非農就業(yè)有利于縮小東部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入不均等，但擴大了中西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入不均等，且農村非農就業(yè)對西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響程度遠高于全國和東中部地區(qū)。

非農就業(yè)；中國城鄉(xiāng)收入不均等；聯(lián)立方程；SURE估計

改革開放以來，城鄉(xiāng)居民人均可支配收入與農村居民人均純收入穩(wěn)步提高，1978～2009年間，城鎮(zhèn)人均可支配收入從343.4元增加到17175元，按可比價格計算年均增長13.96%。同期，農村人均純收入從133.6元增加到5153元，年均增加12.68%，但在城鄉(xiāng)居民人均收入水平穩(wěn)步提高的同時，城鄉(xiāng)居民收入差距也越來越大。1978年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是農村居民人均純收入的2.57倍，隨著城市經濟體制改革的進行，城鄉(xiāng)居民收入差距又開始拉大，1992年城鄉(xiāng)收入差距超過1978年，1994年進一步擴大到2.86倍，此后有所縮小；但在近幾年，城鄉(xiāng)居民的收入差距又開始拉大了，1995年為2.71∶1，2003年城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入為9422元，而農村居民家庭純收入僅為2936元，城鄉(xiāng)居民收入之比已進一步擴大到3.23∶1，2007年約達3.33∶1，2009年城鄉(xiāng)居民收入比由2008年的3.31∶1擴大到3.33∶1，絕對差距由2008年的11020元擴大到12022元。與此同時，伴隨著我國工業(yè)化和城市化進程，勞動力轉移的規(guī)模也越來越大，非農就業(yè)人口占農村就業(yè)人口比重由1985年的16.01%上升到1996年的28.98%；1997～2002年，非農就業(yè)人口比重小幅下降，從1997年的28.95%下降到24.69%；2003年后，非農就業(yè)人口比重再一次上升，2009年創(chuàng)歷史新高，達到36.03%。誠然，農村非農就業(yè)與中國區(qū)域城鄉(xiāng)收入不均等的關系是復雜的，對此問題的研究對于促進中國經濟發(fā)展、優(yōu)化就業(yè)結構、提高農村居民收入、緩解城鄉(xiāng)收入不均等都具有十分重要的意義。本文基于1989～2008年中國各省份的面板數據，采用STATA10.0計量軟件，建立聯(lián)立方程組，運用似不相關等方法實證研究農村非農就業(yè)對中國區(qū)域城鄉(xiāng)收入不均等的影響。

一、關于勞動力流動與收入分配的文獻綜述

在新古典勞動力流動的理論分析框架中，由于流動者的勞動生產率比較高，勞動力的流動使得遷入地和遷出地的經濟都得到發(fā)展，并使遷入地和遷出地的勞動生產率趨于均等，最終會是兩地的收入均等化。因此，勞動力的流動有助于縮小遷入地和遷出地的收入差距，達到收入差距收斂的效果。[1]Myrdal（1957）認為遷移者多是來自于最有生產力年齡的人口，促進了遷移者目的地經濟的發(fā)展，而遷出地的經濟受到損害，但外流勞動力通過匯款增加農戶的轉移收入在很大程度上可以提高農村的收入水平。[2]Lucas和Stark（1985）認為，若遷移的動機是“自利”的，那么流動僅僅能改善遷移者的福利狀況，而對家庭其他成員的收入分配狀況影響甚微；若遷移者動機是“利他”的，那么流動能夠改善家庭其他成員的收入分配狀況，對家庭中其他人口的福利也有幫助。[3]De Hean（1999）通過大量研究指出，在不同地區(qū)和不同時期勞動力流動對農村收入分配的影響存在較大差異，勞動力流動并不一定能夠提高農村居民收入水平或降低農戶間收入差距。[4]

1980年代以來，關于勞動力轉移對城鄉(xiāng)收入差距以及農村內部收入差距影響的研究也逐漸增多，張平(1998)的分析結果表明，非農收入是拉開省際間農民收入差距的最重要原因，且農戶收入非農化的結構變化主導著收入差距的擴大。[5]李實(1999)認為農村勞動力流動對總收入的邊際貢獻率明顯高于非外出勞動力，外出勞動力有利于農村居民收入的增長，抑制農村居民收入差距的擴大，有效緩解城鄉(xiāng)居民收入差異。[6]顧建平(2002)研究結果表明，目前按戶籍計算的人均GDP指標夸大了地區(qū)間居民實際收入差距，勞動力轉移和地區(qū)間轉移支付使地區(qū)間的居民收入趨于收斂。[7]姚枝仲等(2003)認為，勞動力流動除了能使地區(qū)間要素收入相等以外，還能改變各地區(qū)的需求結構，實現地區(qū)間人均收入相等。[8]林毅夫等(2004)認為遷移的確是一種縮小差距的機制，但由于戶籍制度的存在和沿海地區(qū)過快的發(fā)展速度，目前的遷移規(guī)模仍不足以縮小居民收入差距。[9]王春超(2005)的研究表明，農村非農收入擴大了省際間農民收入差距，農戶收入結構的變化是影響農村居民收入差距的最重要原因。[10]張慶等（2006）指出，勞動力流動在一些富裕地區(qū)有助于縮小收入差距，但在一些貧窮地區(qū)卻起到了擴大收入差距的作用，現階段僅依靠農村剩余勞動力轉移并不能縮小城鄉(xiāng)收入差距。[11]董長瑞、韓勇和梁紀堯(2008)研究發(fā)現，短期內農村剩余勞動力的轉移不能消除城鄉(xiāng)差距，但對縮小我國城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮巨大效應。[12]朱云章(2009)分析發(fā)現，兩者之間只存在由收入差距到城鄉(xiāng)勞動力流動的單向因果關系，并不存在城鄉(xiāng)勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距的反饋作用。[13]

從上述文獻看，由于采用不同的樣本、使用不同的收入和轉移勞動力的定義、不同的測量方法等，得出了不同的估計結果。況且，農村流動勞動力進城就業(yè)對收入差距的變動產生多重效應，影響了農村內部的收入分配、城鎮(zhèn)內部非技術工人的工資水平和城鎮(zhèn)內部的收入差距，對城鄉(xiāng)收入差距產生較大影響，對這些變化進行經驗上追蹤驗證是完全必要的。此外，從社會學角度進行研究較多，而從經濟學角度研究勞動力流動對城鄉(xiāng)與地區(qū)差距變化影響的實證研究不是很多。因此，本文試圖結合中國實際，從實證的角度來研究農村非農就業(yè)究竟對我國區(qū)域城鄉(xiāng)收入不均等造成怎樣的影響，程度如何，趨勢又如何。

二、指標說明及模型設定

（一）數據及選用指標說明

由于北京、上海、天津這三個樣本統(tǒng)計數據缺失較嚴重，重慶市1997年后才成為單列市，在下文的統(tǒng)計分析中均剔除了這四個樣本數據，因此文章最終采用時間跨度為1989～2008年，橫截面單元為中國27個?。ㄗ灾螀^(qū)）的面板數據進行實證分析。數據來源于中國經濟信息網和教育專網中的經濟年鑒、地區(qū)年鑒、世經年鑒等數據庫。為揭示區(qū)域差異，本文以我國各?。ㄗ灾螀^(qū)）為單位，并將其歸并入東部、中部和西部三地區(qū)，以考察農村非農就業(yè)對我國不同地區(qū)城鄉(xiāng)收入不均等影響的動態(tài)效應，具體變量如下：

RUB：各區(qū)域城鄉(xiāng)居民收入不均等程度，用城鎮(zhèn)實際可支配收入與農村居民實際可支配收入之比來表示，其中，城鎮(zhèn)居民全年人均實際可支配收入用城鎮(zhèn)居民全年人均可支配收入除以城市居民消費價格指數消脹，農村居民全年人均實際純收入用農村居民全年人均純收入除以農村居民消費價格指數消脹。

RSR：非農轉移人口比重，反映農村就業(yè)結構的變量，用非農就業(yè)人口占農村就業(yè)人口比重來表示。

人均年收入（PGDP）及其平方項（PGDP2）：用來分析各區(qū)域經濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入不均等的影響，考察經濟增長是否與中國區(qū)域城鄉(xiāng)收入不均等之間呈“倒U”型關系。

外貿依存度（TRA）和各區(qū)域外商直接投資（FDI）：分別用各區(qū)域進出口額占GDP的比重和實際利用外資額表示（用相應年份的匯率中間價將單位轉換成人民幣），反映地區(qū)的開放程度。

全社會固定資產投資額(INF)和高等學校在校學生數(EDU)：分別代表各省物質投資水平（用全國固定資產投資價格指數消脹處理）和各區(qū)域的人力資本狀況。

FZR：各區(qū)域第二、第三產業(yè)增加值所占比重，表征產業(yè)結構的變動。

EMP：各區(qū)域就業(yè)結構的變動，用當年第二、第三產業(yè)從業(yè)人數占全部從業(yè)人員比重來衡量，考察各區(qū)域就業(yè)結構的變動對城鄉(xiāng)收入不均等的影響。

MAR：各區(qū)域市場化程度，用非國有工業(yè)企業(yè)產值與全部工業(yè)企業(yè)產值比表示非市場化程度。

ALR：第一產業(yè)勞動生產率，由第一產業(yè)生產值除以第一產業(yè)從業(yè)人數計算得來，用來考察農業(yè)生產率的提高對城鄉(xiāng)收入不均等的影響。

（二）聯(lián)立方程的建立

考慮到農村非農就業(yè)可能直接影響中國城鄉(xiāng)收入不均等，也可能通過其他途徑間接影響收入分配以及其他變量的內生性問題，根據已有的研究結論，采用聯(lián)立方程形式：

聯(lián)立方程組中共包括4個子方程，分別是城鄉(xiāng)收入不均等（UBR）決定方程、經濟增長（PGDP）決定方程、勞動力轉移（NRE）決定方程和貿易開放度（TRADE）決定方程。這4個子方程構成了一個反映中國城鄉(xiāng)收入不均等和區(qū)域經濟增長、勞動力流動、開放程度相互作用的內生結構模型。其中，UBR、PGDP、NRE和TRADE是內生變量（Endogenous Variable），其余7個變量為前定變量（Predetermined Variable），其值由模型外部給定。其中，城鄉(xiāng)收入不均等（UBR）決定方程中含有3個內生變量和5個前定變量，根據模型的識別的階條件和秩條件判斷準則，此方程是恰好識別的；經濟增長（PGDP）決定方程為恒定式，不需要對其識別性進行判斷；勞動力轉移（NRE）決定方程和貿易開放度（TRADE）決定方程中均含有3個內生變量和5個前定變量，都是恰好識別。因此，該聯(lián)立方程是恰好識別的，采用似不相關法（SURE）對聯(lián)立方程組進行有效性估計。

三、農村非農就業(yè)對中國區(qū)域城鄉(xiāng)收入差距影響的實證分析

（一）農村非農就業(yè)對中國省際間城鄉(xiāng)收入差距影響的實證結果

綜合以上模型的回歸方程對計量模型中各解釋變量的回歸結果給予進一步的說明：

表1 聯(lián)立方程估計結果

1.城鄉(xiāng)收入不均等（UBR）決定方程

所有變量都在1～10%的顯著水平上通過了z檢驗，且整體的擬合良度達到0.629，表明模型回歸效果較好。PGDP的估計系數顯著為正，其二次項估計系數為負，說明隨著中國人均GDP的提高，城鄉(xiāng)收入不均等會先上升后下降，庫茲涅茨提出的“倒U”型假說在中國的經濟實踐中是適用的。

NRE的系數在1%的水平上顯著為正，說明當前農村剩余勞動力的流動在很大程度上擴大了城鄉(xiāng)收入不均等，具體數據顯示，農村非農人口比重每增加1%，會使城鄉(xiāng)收入不均等擴大0.31%。

方程中，CAP的系數在1%的水平上顯著為正，表明全社會固定資產投資額的積累加劇了城鄉(xiāng)收入不均等程度，從具體數值來看，全社會固定資產投資額每增加1%，會使城鄉(xiāng)收入不均等擴大0.36%。另外，FDI、EMP、MAR和ALR的系數都在1%～5%的水平上顯著為負，從數值上看，FDI每增加1%，會使城鄉(xiāng)收入差距縮小0.19個百分點。這說明，目前中國引進外資對縮小城鄉(xiāng)收入不均等起到了積極的作用。勞動力由第一產業(yè)向第二、第三產業(yè)的流動有利于城鄉(xiāng)收入不均等的縮小。第一產業(yè)勞動生產率每提高1%，會使城鄉(xiāng)收入不均等縮小0.60%。最后，注意到非國有工業(yè)企業(yè)產值占全部工業(yè)企業(yè)產值的比重每增加1%，會使城鄉(xiāng)收入不均等縮小1.76%。

2.經濟增長（PGDP）決定方程

所有變量都在1%的顯著水平上通過了z檢驗，而且整體的擬合良度達到0.936，表明模型回歸效果很好。模型中，FDI，CAP、EDU、EMP、MAR、ALR及FZR的系數顯著為正，表明FDI的大量引入、物質資本和人力資本的積累、第二、第三產業(yè)勞動生產率的提高、市場化的進一步深化以及第二、第三產業(yè)增加值比重的增加都極大地促進了中國經濟的增長，而NRE、TRA的系數分別在1%的水平上顯著為負，表明目前農村勞動力轉移以及貿易自由化的開展并不能有效推動中國經濟增長。

3.勞動力轉移（NRE）決定方程

大多數變量都在1%～5%的顯著水平上通過了z檢驗，整體的擬合良度也達到0.644。FDI、CAP、FZR、MAR和ALR的系數顯著為正，這表明FDI的流入、全社會固定資產投資和第二、第三產業(yè)增加值比重的增加、市場化程度以及第一產業(yè)勞動生產率的提高有效推動了農村剩余勞動力向非農產業(yè)轉移，而貿易開放程度的估計系數卻在1%的水平上顯著為負。

4.貿易開放度（TRADE）決定方程

所有變量都在1%的顯著水平上通過了z檢驗，而且整體的擬合良度達到0.752，模型回歸效果良好。其中，變量FDI、CAP、EDU，FZR和MAR的估計系數顯著為正，表明外資的引入、全社會固定資產投資的增加、人力資本的提高、產業(yè)結構的優(yōu)化及中國市場化的進一步深化有效推動了貿易自由化的發(fā)展，而非農就業(yè)人口的增加卻在一定程度上惡化了貿易開放度。

表2 東中西部地區(qū)聯(lián)立方程模型回歸結果比較分析

（二）中國東中西部各地區(qū)實證結果的比較研究

比較東、中、西地區(qū)聯(lián)立方程組中收入分配決定方程(UBR)，各方程中大多數變量都在1%～10%的顯著水平上通過了z檢驗，其整體的擬合良度都達到0.63以上，模型回歸效果較好。具體來看：

首先，從具體數據來看，農村非農人口比重每增加1%，會使東部地區(qū)城鄉(xiāng)收入不均等縮小0.22%，但使中、西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入不均等分別擴大0.20%、0.73%。由此可見，農村非農就業(yè)對西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響程度最大，其絕對值是全國水平的2倍多，是東、中部地區(qū)的3倍多。另外，人力資本的積累在很大程度上擴大了東、中部城鄉(xiāng)收入不均，而對于西部地區(qū)的影響不顯著；第二、第三產業(yè)就業(yè)人員比重以及非國有工業(yè)企業(yè)產值比重的提高擴大了東部地區(qū)城鄉(xiāng)收入不均等，但有利于縮小中、西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入不均等。

其次，注意到，第一，全國和中部地區(qū)模型中PGDP的估計系數顯著為正，其二次項估計系數為負，表明其經濟增長與城鄉(xiāng)收入不均等呈“倒U”關系，而庫茲涅茨提出的“倒U”型假說在東、西部地區(qū)的經濟發(fā)展中是不適用的。第二，東中西部三模型中，各地區(qū)全社會固定資產投資額的積累加劇了城鄉(xiāng)收入不均等程度，這是由于目前我國物質資本投資大部分都偏向于城市，農村并未充分享受到其利益。各模型中ALR的系數都在1%的水平上顯著為負，表明各地區(qū)第一產業(yè)勞動生產率的提高顯著改善了農村居民的收入狀況，有利于縮小城鄉(xiāng)收入不均等。第三，中國FDI的引入有利于縮小全國及東、西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入不均等，其估計系數分別為-0.19838、-0.11572、-0.07339，但在一定程度上擴大了中部地區(qū)收入不均等。

四、結論

收入分配決定因素估計方程中，從省際回歸結果看，農村剩余勞動力轉移由于體制和制度方面的原因并未改善中國城鄉(xiāng)收入不均等的現狀，在一定程度上反而起到惡化的作用。從中國東、中、西部各地區(qū)實證結果看，農村非農就業(yè)有利于縮小東部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入不均等，但擴大了中、西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入不均等，并且農村非農就業(yè)對西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響程度遠高于全國和東、中部地區(qū)。

從農村非農就業(yè)估計方程中看，人力資本的提高對農村剩余勞動力的非農就業(yè)沒有影響，FDI的流入、全社會固定資產投資和第二、第三產業(yè)增加值比重的增加、市場化程度以及第一產業(yè)勞動生產率的提高有效推動農村剩余勞動力向非農產業(yè)轉移，而貿易開放程度的估計系數卻在1%的水平上顯著為負，說明目前農村居民還不能充分分享貿易所帶來的利益和福利，貿易開放度的提高在很大程度上不利于農村非農就業(yè)。

[1]趙人偉，李實，卡爾·李思勤.中國居民收入分配再研究[M].北京：中國財政經濟出版社，1999.

[2]Myrdal G.Economic Theory and Underdeveloped Regions[M].London:Duckworth，1957.

[3]Lucas R,Stark O.Motivations to Remit:Evidence from Botswana[J].Journal of Political Economy,1985，（93）.

[4]De Hean A.Livelihoods and Poverty:The Role of Migration：A Critical Review of the Migration Literature[J]. The Journal of Development Studies,1999，（36）.

[5]張平.中國農村居民區(qū)域間收入不平等與非農就業(yè)[J].經濟研究，1998，(8).

[6]李實.中國農村勞動力流動與收入增長和分配[J].中國社會科學，1999，(2).

[7]顧建平.可支配收入、勞動力流動與市場分割[J].管理世界，2002，(9).

[8]姚枝仲，周素芳.勞動力流動與地區(qū)差距[J].世界經濟，2003，(4).

[9]Lin,Justin,Gewei Wang and Yaohui Zhao.Regional Inequality and Labor Transfers in China[J].Economic Development and Cultural Change,2004，52(3).

[10]王春超.收入差異、流動性與地區(qū)就業(yè)集聚——基于農村勞動力轉移的實證研究[J].中國農村觀察，2005，(1).

[11]張慶，管曉明.單純依靠農村剩余勞動力轉移并不能縮小城鄉(xiāng)收入差距[J].經濟縱橫，2006，(3).

[12]董長瑞，韓勇，梁紀堯.農村人口流動與城鄉(xiāng)收入差距關系研究[J].山東經濟，2008，(5).

[13]朱云章.我國城鄉(xiāng)勞動力流動與收入差距的關系檢驗[J].農業(yè)經濟，2009，(1).

Empirical Analysis of the Impact of Rural Non-agricultural Employment on China’s Urban-rural Income Inequality——Based on the Comparative Study of China's Eastern,Central and Western Panel Data

ZHOU JuanZHANG Guang-sheng

By reviewing relevant researches on labor mobility and income distribution and establishing equations based on China's provincial panel data from 1989 to 2008,using STATA10.0 measurement software,the article studies empirically on the impact on China's urban-rural income inequality,made by non-agricultural employment.The results showed that the rural non-agricultural employment exacerbated inter-provincial income inequality;practical results from various regions showed that it helped to reduce the urban-rural income inequality in the Eastern Region of China,but also exacerbated it in the Central and Western Regions;it made much more impact in the Western Region than in the Eastern and Central Regions as well as the whole country.

non-agricultural employment;China's urban-rural income inequality;simultaneous equation;SURE estimate

F224.9

A

1673-8616（2011）04-0059-05

2010-12-27

國家自然科學基金項目《貿易自由化對城鄉(xiāng)收入不均等影響的機理與實證研究》（70303004）

周娟，南寧市社會科學院農村發(fā)展研究所博士（廣西南寧，530022）；張廣勝，沈陽農業(yè)大學經濟管理學院教授、博士生導師（遼寧沈陽，110866）。

[責任編輯：李君安]