中國城鄉(xiāng)收入差距對社會穩(wěn)定的效應分析：1986～2008

黃應繪，田雙全

（重慶工商大學a.數(shù)學與統(tǒng)計學院；b.管理學院，重慶 400067）

中國城鄉(xiāng)收入差距對社會穩(wěn)定的效應分析：1986～2008

黃應繪a，田雙全b

（重慶工商大學a.數(shù)學與統(tǒng)計學院；b.管理學院，重慶 400067）

文章綜合運用逐步回歸法、時間序列分析法（平穩(wěn)檢驗、協(xié)整分析）等對我國1986～2008年的相關變量進行實證研究，發(fā)現(xiàn)無論是單變量分析還是多變量分析，城鄉(xiāng)收入差距均對我國的社會穩(wěn)定產(chǎn)生了長遠而顯著的負面效應，而且它是影響社會穩(wěn)定最主要的因素；影響我國社會穩(wěn)定的因素不僅是多樣的，而且其中許多因素會通過影響城鄉(xiāng)收入差距而影響社會穩(wěn)定。所以，必須采取多管齊下的切實可行的措施,遏制城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴大的勢頭，把其控制在絕大多數(shù)社會公眾能夠容忍的范圍之內，以促進社會穩(wěn)定和諧。

城鄉(xiāng)收入差距；社會穩(wěn)定；效應分析

1 文獻綜述

1.1 收入差距的效應研究

如果說庫茲涅茨的“倒U理論”討論的是經(jīng)濟增長及其發(fā)展階段對收入分配的影響，那么收入差距的效應研究則是從相反的角度探討收入分配對各方面的影響。縱觀現(xiàn)有文獻，學者們主要從收入差距對經(jīng)濟增長、消費需求、投資需求、社會穩(wěn)定的影響等方面進行效應分析。

分析收入差距對經(jīng)濟增長的影響效應最為經(jīng)濟學家、社會學家所關注，代表學者有 Kaldor（1956）、Alesina和 rodrik（1994）、Alesina 和 Perotti（1996）、Garcia-Penalosa（1999）等，他們的研究結論表明，一定的收入差距有利于經(jīng)濟增長，但過大的收入差距則會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負面效應。收入差距對需求的影響效應包括對消費需求和投資需求的影響分析，前者主要是在消費理論下展開的，張國華（1999）、孫鳳和易丹輝（2000）、李軍（2003）、譚偉（2009）、蔣南平（2010）等分別分析了收入差距對消費結構、消費行為、消費市場的影響，認為過大的收入差距會對消費需求產(chǎn)生負面效應；而謝勇（2004）、李欣（2008）、李殊琦（2009）、譚偉（2009）等分別分析了收入差距對儲蓄投資、人力資本投資、投資結構的影響，認為過大的收入差距會對投資需求產(chǎn)生負面效應。

從20世紀70年代開始,國外學者就收入不平等與社會穩(wěn)定之間的關系做了大量的實證研究，并提出各種理論加以解釋，代表學者和理論有：Becker(1968)的犯罪經(jīng)濟學理論、Merton(1938)的壓力理論、Shaw和Mckay(1942)的社會紊亂理論。自21世紀初以來，我國有少量學者開始關注收入差距對社會穩(wěn)定的影響，如白書祥（2008）認為適度的收入差距有助于實現(xiàn)社會穩(wěn)定，但收入差距過大則會對社會穩(wěn)定帶來負效應；胡聯(lián)合、胡鞍鋼（2007）從社會心理、社會秩序、社會結構、社會制度的公正和權威四個方面深入分析了貧富差距對社會穩(wěn)定的影響；白雪梅、王少瑾（2007）采用多元回歸方法對我國1981～2004年的相關變量進行實證研究，發(fā)現(xiàn)收入不平等對社會安定產(chǎn)生了顯著的負面沖擊。

1.2 城鄉(xiāng)收入差距的效應研究

借助CNKI學術期刊網(wǎng)，以中國學術期刊網(wǎng)絡出版總庫、中國重要會議論文全文數(shù)據(jù)庫、中國博士學位論文全文數(shù)據(jù)庫、中國優(yōu)秀碩士學位論文全文數(shù)據(jù)庫和中國圖書全文數(shù)據(jù)庫為搜索范圍，以題名進行檢索，發(fā)現(xiàn)中國學術界對城鄉(xiāng)收入差距的效應研究最早開始于2001年，但進展緩慢，共搜索到20篇相關文獻，這些文獻大多側重于分析城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟、對消費的影響。如趙黎明（2005）、袁琳琳（2007）、王少平（2008）、田新民（2009）等分析了城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟效率、經(jīng)濟增長的影響，陳南岳（2001）、馬勤（2003）、朱漢維（2009）、蔣南平（2010）等分析了城鄉(xiāng)收入差距對消費需求、消費支出的影響。高玲芬（2009）對城鄉(xiāng)收入差距的效應分析比較全面，她認為城鄉(xiāng)收入差距對社會和諧、社會總需求、經(jīng)濟增長、投資、城鄉(xiāng)矛盾沖突均會帶來影響，然后定量分析了城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟發(fā)展的效應。

現(xiàn)有單獨分析城鄉(xiāng)收入差距對社會穩(wěn)定的效應的文獻很少，僅有李殊琦、柳慶剛（2009）通過固定效應模型分析了城鄉(xiāng)收入差距、失業(yè)率、城鄉(xiāng)絕對收入水平對刑事犯罪率的影響，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距與犯罪率存在顯著的正相關，城鄉(xiāng)絕對收入水平對犯罪率產(chǎn)生反向的影響。其余關于城鄉(xiāng)收入差距對社會穩(wěn)定影響的研究要么融合在收入差距對社會穩(wěn)定影響的研究中，要么融合在城鄉(xiāng)差距對社會穩(wěn)定影響的研究中。

1.3 簡評

以上研究無疑為其他研究者提供了良好的啟示和基本的參照，但現(xiàn)有研究仍然存在著不足。第一，現(xiàn)有關于收入差距的影響效應的文獻，大多側重于其對經(jīng)濟和消費的影響效應，而分析其對社會穩(wěn)定的效應的少。第二，單獨研究城鄉(xiāng)收入差距的影響效應的文獻較少，中國學術界對城鄉(xiāng)收入差距的效應研究最早開始于2001年，但進展緩慢，迄今不過20余篇文獻，這相對于近1500篇關于城鄉(xiāng)收入差距的文獻而言，不能不說是太少太少。當城鄉(xiāng)收入差距已經(jīng)成為中國收入差距中最主要的部分時，討論城鄉(xiāng)收入差距的效應問題顯得尤為迫切和重要。第三，單獨研究城鄉(xiāng)收入差距對社會穩(wěn)定效應的文獻更少，通過前述檢索方法和查閱相關書籍，發(fā)現(xiàn)僅有李殊琦、柳慶剛（2009）進行過相關研究，其余關于城鄉(xiāng)收入差距對社會穩(wěn)定影響的研究要么融合在收入差距對社會穩(wěn)定影響的研究中，要么融合在城鄉(xiāng)差距對社會穩(wěn)定影響的研究中。第四，以上少量單獨研究城鄉(xiāng)收入差距的影響效應的文獻大多注重于理論角度的定性分析，而以數(shù)據(jù)說明的實證研究較少。

本文正是針對以上不足，從實證研究的角度分析城鄉(xiāng)收入差距對社會穩(wěn)定的效應。在我國城鄉(xiāng)收入差距明顯加劇和建設和諧社會的背景下，進行此項研究無疑具有重要的現(xiàn)實意義。

2 研究方法、變量及數(shù)據(jù)來源

2.1 研究方法

首先，根據(jù)相關文獻及理論初步選擇變量，用逐步回歸法檢測變量之間是否存在多重共線性，據(jù)此確定最終的分析變量。

其次，采用單變量分析的方法做效應分析。以反映社會穩(wěn)定的變量作被解釋變量，以反映城鄉(xiāng)收入差距的變量作解釋變量，建立模型。擬合線性模型、二次曲線模型、對數(shù)曲線模型、指數(shù)模型等幾種模型，通過SPSS自動完成模型的參數(shù)估計，并輸出方程顯著性檢驗的F值和p值、判定系數(shù)R2等統(tǒng)計量，以判定系數(shù)為主要依據(jù)選擇其中的最優(yōu)模型。用該模型反映我國城鄉(xiāng)收入差距對社會穩(wěn)定的影響效應。

再次，采用多變量回歸分析和時間序列計量經(jīng)濟分析中的平穩(wěn)檢驗、協(xié)整分析的方法做效應分析。以反映社會穩(wěn)定的變量作被解釋變量，以反映城鄉(xiāng)收入差距的變量和其它與社會穩(wěn)定相關的社會經(jīng)濟變量作解釋變量，進行實證分析，用于檢驗城鄉(xiāng)收入差距對社會穩(wěn)定的影響效應。

2.2 初選變量

2.2.1 測度社會穩(wěn)定的變量

測度社會穩(wěn)定的變量大體上可以分為客觀和主觀兩類指標:客觀指標包括各種社會沖突（罷工、學潮、示威游行、上訪請愿、聚眾鬧事、民族沖突、暴亂等）和各種犯罪、事故災害等，主觀指標即社會心理，如公眾對改革、社會生活、社會秩序、社會風氣、政府效率、政治參與等的看法。由于主觀指標的可得性較差，測度社會穩(wěn)定一般用客觀指標，其中又以刑事犯罪案件發(fā)生率、治安案件發(fā)生率、侵財案件發(fā)生率、暴力案件發(fā)生率等最常用?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲取性和研究目的，本研究把刑事案件與治安案件綜合在一起考察 (參照國外的做法治安案件即可作為輕罪案件統(tǒng)計)，借鑒胡聯(lián)合、胡鞍鋼等的計算方法，以中國歷年的違法犯罪率(起/10萬人)作為社會穩(wěn)定的測度變量，其計算方法為：

2.2.2 測度城鄉(xiāng)收入差距的變量

測度城鄉(xiāng)收入差距的指標有很多，如城鄉(xiāng)收入差、城鄉(xiāng)收入比、城鄉(xiāng)差別基尼系數(shù)、城鄉(xiāng)收入標準差、泰爾指數(shù)、結構相對系數(shù)等，最常用的是城鄉(xiāng)收入比、城鄉(xiāng)差別基尼系數(shù)。中國官方統(tǒng)計系統(tǒng)只是分別公布城鎮(zhèn)的和農村的基尼系數(shù)，缺少城鄉(xiāng)混合的基尼系數(shù)，雖然有不少學者計算出了城鄉(xiāng)混合的基尼系數(shù)，但由于計算基尼系數(shù)有多種不同的方法，使用不同的計算方法得出的數(shù)據(jù)也不完全相同，不具可比性。所以，本研究以城鄉(xiāng)收入比作為城鄉(xiāng)收入差距的測度變量，它等于城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農村居民人均純收入之比。

2.2.3 其它解釋變量

影響一國社會穩(wěn)定的因素錯綜復雜，在采用多變量法分析城鄉(xiāng)收入差距對社會穩(wěn)定的影響時，除了在模型中引入衡量城鄉(xiāng)收入差距的變量之外，通常還要引入其它與社會穩(wěn)定相關的社會經(jīng)濟變量。參考相關理論及文獻，本研究擬在模型中納入以下初選變量作為解釋變量。

（1）人均 GDP

經(jīng)濟發(fā)展與社會穩(wěn)定之間存在復雜和多元的關聯(lián)，經(jīng)濟發(fā)展與社會穩(wěn)定之間不是簡單的線性關系。經(jīng)濟的適度發(fā)展已成為促進社會穩(wěn)定的重要原因，經(jīng)濟發(fā)展水平越高的國家，越容易實現(xiàn)社會穩(wěn)定。

（2）城鎮(zhèn)登記失業(yè)率

大量失業(yè)人口的存在，不僅意味著人力資源的浪費，而且會給個人、家庭和社會帶來痛苦，產(chǎn)生多方面的消極影響，成為影響社會穩(wěn)定的重要因素。所以，在西方經(jīng)濟學中，失業(yè)率被稱作“痛苦指數(shù)”。很多學者（如Philips(1991),Howsen和Jarrell(1987)等人）認為失業(yè)是導致侵財犯罪的一個重要因素，然而也有些學者（如 Cohen、Kluegel和 Land(1981)）認為失業(yè)會減少犯罪活動。因此，失業(yè)對社會穩(wěn)定產(chǎn)生的影響是不確定的。

（3）用于農業(yè)支出占財政總支出比重

農村農民的躁動對社會政治穩(wěn)定來說是巨大的潛在威脅，農業(yè)是國民經(jīng)濟的基礎，是經(jīng)濟發(fā)展、社會穩(wěn)定和國家自立的基礎，國家增加對農業(yè)的投入會促進“三農”問題的解決，從而有利于社會穩(wěn)定。本研究以用于農業(yè)支出占財政總支出比重作為國家對農業(yè)投入的測度變量。

（4）撫恤、社會福利及其他社會救濟費等支出占財政支出比重

Savolainen(2000)曾指出，政府建立完善的社會保障體系能在一定程度上減緩或部分地抵消收入不平等對犯罪行為的影響，因而收入不平等與犯罪行為之間的正相關關系通常在那些社會保障機制不夠完善的國家里更為明顯，Messner等(2002)也得出了類似的結論。本研究以撫恤、社會福利及其他社會救濟費等支出占財政支出比重作為國家對社會保障投入的測度變量，其計算方法為：

表1 初選解釋變量的相關系數(shù)矩陣

表2 逐步回歸結果

（5）查處腐敗人數(shù)

腐敗會對社會穩(wěn)定造成的巨大沖擊和嚴重危害，具體表現(xiàn)為：在一定程度上削弱執(zhí)政黨在群眾中的威信、造成社會混亂、引起社會整體道德滑坡、對社會心理穩(wěn)定造成沖擊。本研究以查處腐敗人數(shù)作為測度腐敗的變量

2.3 數(shù)據(jù)來源及處理

本研究的數(shù)據(jù)的時間范圍為1986～2008年。用于農業(yè)支出占財政總支出比重的數(shù)據(jù)來源于 《2009中國農村統(tǒng)計年鑒》，撫恤、社會福利及其他社會救濟費等支出占財政支出比重的分子數(shù)據(jù)來源于《2009中國社會統(tǒng)計年鑒|》，查處腐敗人數(shù)的數(shù)據(jù)來源于最高人民檢察院網(wǎng)站http://www.spp.gov.cn/工作報告（其中，1986、1987年數(shù)據(jù)根據(jù)1988～2008年平均發(fā)展速度倒推估計而得，1999年、2000年、2002年數(shù)據(jù)根據(jù)1998～2002年和1998年、2001年的數(shù)據(jù)推算求平均數(shù)而得），其余數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，或根據(jù)上述資料的數(shù)據(jù)進行計算得到。

數(shù)據(jù)處理在SPSS軟件和EViews軟件上實現(xiàn)。

3 實證分析結果

3.1 用逐步回歸法確定最終的解釋變量及數(shù)據(jù)的檢驗

在多變量分析中，由于有多個解釋變量，它們之間如果存在多重共線性，這將影響分析結論。由相關系數(shù)矩陣（見表1）可以看出，各初選解釋變量之間的相關系數(shù)較高，證實確實存在多重共線性。

運用逐步回歸法進一步加以檢驗和剔除變量，在SPSS中得到5個模型（見表2），可以看出，模型4的可決系數(shù)最高，其包含城鎮(zhèn)登記失業(yè)率,撫恤、社會福利及其他社會救濟費等支出占財政支出比重,城鄉(xiāng)收入比,查處腐敗人數(shù)等4個解釋變量。這說明人均GDP引起嚴重的多重共線性，應予以剔除。故確定最終的解釋變量為城鄉(xiāng)收入比（x1）、城鎮(zhèn)登記失業(yè)率（x2）、撫恤、社會福利及其他社會救濟費等支出占財政支出比重（x3）、查處腐敗人數(shù)（x4）。

由于所有變量均是時間序列變量，需要做平穩(wěn)性檢驗。具體的檢驗結果見表3?？芍凶兞慷际且浑A單整的。根據(jù)協(xié)整理論，它們之間可能存在協(xié)整關系。

3.2 單變量分析

以違法犯罪率（y）為被解釋變量，以城鄉(xiāng)收入比（x1）為解釋變量，通過SPSS擬合線性模型、二次曲線模型、對數(shù)曲線模型、指數(shù)模型等幾種模型。結果顯示，二次曲線模型的判定系數(shù)最大（0.908），擬合度最高，但其系數(shù)a和b的p值分別為0.309、0.183，未通過t檢驗。線性模型的判定系數(shù)第二大（0.885），模型整體和系數(shù)的p值都為0.000，均通過了檢驗。故可以選擇線性模型來表達城鄉(xiāng)收入差距與違法犯罪率之間的關系。

得到它們的長期均衡方程為：

方程的整體結果比較令人滿意，方程的系數(shù)都通過了1%顯著性水平的檢驗，方程的調整的可決系數(shù)為0.8796，F(xiàn)值達161.7968，DW值為0.7233。進一步對殘差進行ADF檢驗，得到殘差 et～I（0）（α=0.01，檢驗類型（0，0，1）），即殘差序列是平穩(wěn)的，則說明回歸方程所顯示的違法犯罪率與城鄉(xiāng)居民收入比之間的長期均衡關系是可靠的。

與上述長期方程對應，嘗試建立相應的誤差修正方程。除了常數(shù)項的回歸系數(shù)呈顯著性外，誤差修正方程的其余各項的回歸系數(shù)均不具備顯著性，這意味著違法犯罪率與城鄉(xiāng)居民收入比之間不存在短期的均衡關系。

表3 被解釋變量和解釋變量的單位根檢驗（α=0.05）

表4 （式2）的OLS估計回歸結果

表5 殘差的ADF檢驗結果（檢驗類型（0，0，0））

3.3 多變量分析

以違法犯罪率（y）為被解釋變量，以城鄉(xiāng)收入比（x1）、城鎮(zhèn)登記失業(yè)率（x2）、撫恤、社會福利及其他社會救濟費等支出占財政支出比重（x3）和查處腐敗人數(shù)（x4）為解釋變量，構造模型：

用OLS回歸方法估計式（2），得到回歸結果（見表4），進一步對殘差進行ADF檢驗，結果見表5。

估計的回歸方程為：

回歸結果顯示，方程的整體結果比較令人滿意，除x2外，其余回歸系數(shù)都通過了1%顯著性水平的檢驗，方程調整的可決系數(shù)為 0.9545，F(xiàn)值達 116.31，DW 值達 1.97。 殘差的ADF檢驗表明，殘差序列是平穩(wěn)的，則說明回歸方程所顯示的各變量之間的長期均衡關系是可靠的。

與上述長期方程對應，嘗試建立相應的誤差修正方程。除了常數(shù)項的回歸系數(shù)呈顯著性外，誤差修正方程的其余各項的回歸系數(shù)均不具備顯著性，這意味著違法犯罪率與城鄉(xiāng)居民收入比、城鎮(zhèn)登記失業(yè)率、查處腐敗人數(shù)和撫恤、社會福利及其他社會救濟費等支出占財政支出比重之間不存在短期的均衡關系。

為了衡量四個解釋變量對被解釋變量影響程度的強弱，分別以它們的對數(shù)為解釋變量，以違法犯罪率的對數(shù)為被解釋變量，擬合回歸方程。結果顯示，方程及系數(shù)均通過了檢驗，x1-x4四個自變量每增大1%，所引起違法犯罪率增大的百分比分別為3.43%、2.02%、1.38%、0.71%。這說明，在影響社會穩(wěn)定的諸多因素中，城鄉(xiāng)收入差距是最主要的影響因素，其影響效應是最大的。

4 結論及啟示

4.1 結論

（1）單變量分析顯示，用線性模型描述城鄉(xiāng)收入比與違法犯罪率的關系最恰當，它們之間呈高度正相關關系。城鄉(xiāng)收入比每增加1，每十萬人將平均增加違法犯罪案件647.93件。而且這種關系是一種長期均衡的關系。這說明城鄉(xiāng)收入差距對我國的社會穩(wěn)定產(chǎn)生了長遠而顯著的負面效應。

（2）單變量分析顯示，城鄉(xiāng)收入比能夠解釋違法犯罪率88.5%的變差，這說明城鄉(xiāng)收入差距是影響我國社會穩(wěn)定的主要因素。

（3）加入其他解釋變量之后，解釋變量與違法犯罪率的可決系數(shù)為0.963，明顯高于單變量分析中0.885的可決系數(shù)，這說明影響我國社會穩(wěn)定的因素是多樣的。

（4）多變量分析顯示，當其他條件不變時，城鄉(xiāng)收入比每增加一個單位，將使每10萬人的違法犯罪案件平均增加283件，城鄉(xiāng)收入差距對我國的社會穩(wěn)定的影響效應仍然是負面而長期的。

（5）多變量分析顯示，在影響社會穩(wěn)定的諸多因素中，城鄉(xiāng)收入差距是最主要的影響因素，其影響效應是最大的。

（6）多變量分析顯示，當其他條件不變時，撫恤、社會福利及其他社會救濟費等支出占財政支出比重每增加1個百分點，將使每10萬人的違法犯罪案件平均增加296件。

（7）腐敗不僅對社會穩(wěn)定會帶來直接的負面效應，它還會間接導致收入差距擴大，給我國的社會穩(wěn)定帶來嚴重威脅。

4.2 啟示

（1）城鄉(xiāng)收入差距對我國的社會穩(wěn)定產(chǎn)生了長遠而顯著的負面效應，而且它是影響社會穩(wěn)定最主要的因素。所以，必須采取切實可行的措施,遏制城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴大的勢頭，把城鄉(xiāng)收入差距控制在絕大多數(shù)社會公眾能夠容忍的范圍之內。

（2）一般情況下,撫恤、社會福利及其他社會救濟費等支出占財政支出比重的上升往往意味著社會保障水平的提高，會對社會穩(wěn)定起到保護網(wǎng)的作用。本研究卻顯示這一指標對社會穩(wěn)定產(chǎn)生了負面作用?？赡艿脑蛟谟冢哼@種負面影響與我國社會保障資源的不合理分布相關。長期以來，我國社會保障支出絕大部分都用于城市保障支出，農村只占很少一部分，如農村的衛(wèi)生費用只有城市的一半、2006年城鄉(xiāng)人均福利費差距達到6.57倍（高霖宇（2009））等。城鄉(xiāng)社會保障的差距會對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生逆向調節(jié)作用，而城鄉(xiāng)收入差距的擴大又會對社會穩(wěn)定產(chǎn)生更大的負面效應。故社會保障水平的提高沒有起到維護社會穩(wěn)定的作用，這種現(xiàn)象不能不引起我們的高度重視。必須加大對農村社會保障的投入，縮小城鄉(xiāng)社會保障差距，為社會的公平發(fā)展提供必要的社會資源支撐。

（3）影響我國社會穩(wěn)定的因素不僅是多樣的，而且其中許多因素會通過影響城鄉(xiāng)收入差距而影響社會穩(wěn)定。所以，必須要多管齊下，同時行動，才能有效維護社會穩(wěn)定。

[1]Robert Macculloch.Income Inequality and The Taste for Revolution[J].Journal of Law and Economics,2005，（93）.

[2]高玲芬.浙江省城鄉(xiāng)收入差距及其應對策略[M].北京：科學出版社，2009.

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[6]郭行洲.城鄉(xiāng)差距與社會政治穩(wěn)定[J].新視野，2004，（6）.

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F124.9

A

1002-6487（2011）11-0105-04

國家社會科學基金青年項目資助（09CJY028）

黃應繪（1972-），女，湖北恩施人，教授，碩士生導師，研究方向：統(tǒng)計理論在經(jīng)濟領域的應用。田雙全（1972-），男，重慶潼南人，博士，副教授，研究方向：社會資本。

①因統(tǒng)計分類發(fā)生變化，自2003年開始，分子為撫恤費+社會福利費+城市居民最低生活保障事業(yè)費+農村及其他社會救濟費。

（責任編輯/浩 天）