中國城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長

夏悅

[摘 要]本文基于2000年～2010年間省級面板數(shù)據(jù)，分析我國城鄉(xiāng)收入差距和長期經(jīng)濟增長之間的具體關(guān)系。通過建立計量模型，得出通過增加農(nóng)村人口相關(guān)收入的方式來減小城鄉(xiāng)收入差距將有害于經(jīng)濟的長期增長；而減少農(nóng)村人口比例，促使農(nóng)村剩余勞動力向城市轉(zhuǎn)移才是促進經(jīng)濟增長的長久之計。本文的這一主要結(jié)論也說明了如果我們只是著眼于反映收入不平等的基尼系數(shù)，而不詳細探究導致此不平等的原因，實際中的政策施行效果將有可能產(chǎn)生偏差。

[關(guān)鍵詞]收入不平等 城鄉(xiāng)差距 城市化 經(jīng)濟增長

近年來，中國經(jīng)濟連續(xù)快速增長，人民收入水平顯著增加，但收入差距特別是城鄉(xiāng)收入差距也在不斷加大。城鄉(xiāng)收入差距的不斷增大，對經(jīng)濟增長究竟有怎樣確切的影響？很多研究顯示經(jīng)濟增長對緩解貧困有利，但是單純的增加貧困人口收入以減小貧富差距，是否真的能反過來促進經(jīng)濟的長期增長？如今大規(guī)模農(nóng)村人口轉(zhuǎn)變?yōu)槌鞘腥丝诘某鞘谢M程是否對縮小城鄉(xiāng)收入差距以及經(jīng)濟增長有利？國家應該采取怎樣的政策措施來調(diào)節(jié)城鄉(xiāng)收入差距并最終實現(xiàn)經(jīng)濟的長期增長？是否能把政策的作用量化？帶著這些問題，本文首先對現(xiàn)有相關(guān)城鄉(xiāng)收入差距及經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究進行了回顧，再建立回歸方程，用簡單的計量模型來解決以上問題。

一、文獻回顧

近年來，世界范圍內(nèi)很多學者開始著眼于中國顯著的收入不平等現(xiàn)象，并且發(fā)現(xiàn)中國地區(qū)間的收入差距和城鄉(xiāng)收入差距是構(gòu)成中國收入不平等的主要因素。分解收入不平等的結(jié)果顯示，中國地區(qū)間收入差距本身也與各地區(qū)城鄉(xiāng)人口構(gòu)成比重及巨大的城鄉(xiāng)收入差距相關(guān)。因此，城鄉(xiāng)收入差距是構(gòu)成中國收入不平等的主要原因（Sicular T.，Yue Ximing，Shi Li & Bjorn Gustafsson，2005；陳建東，2006）。而中國如此巨大的城鄉(xiāng)收入差距可以歸結(jié)為中國的城市和農(nóng)村地區(qū)的積累差距和生產(chǎn)能力差距以及政府的政策差異所致。很多實證研究還發(fā)現(xiàn)，進入到市場經(jīng)濟時代之后，中國不斷加大的城鄉(xiāng)收入差距與政府的城市傾向性政策有很大關(guān)系（陸明，2004；2006）。中國的城市傾向性政策是多維的，主要表現(xiàn)在持續(xù)減少的對農(nóng)業(yè)投入，勞動力市場的城鄉(xiāng)分截，政府對農(nóng)產(chǎn)品的限價，政府對城市居民的價格補貼，向城市傾斜的金融體系，社會福利和社會保障制度的城鄉(xiāng)區(qū)別待遇等。針對這一系列城市傾斜的政策體系，很多學者也提出自己的政策建議。He & Louis（2007）指出1993年~2005年間，城市中的工業(yè)部門吸收農(nóng)村剩余勞動力的能力要低于服務(wù)部門；建議政府取消現(xiàn)有的對服務(wù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的制約并且放松勞動力地區(qū)遷徙的限制以促進農(nóng)村剩余勞動力向城市的轉(zhuǎn)移。

實證研究方面，以往的研究結(jié)果并不能達成一致。有些學者發(fā)現(xiàn)收入不平等和經(jīng)濟增長呈負相關(guān)，如Alesina & Rodrik(1994)、Clarke（1995）等。有些則發(fā)現(xiàn)此兩者間是正相關(guān)關(guān)系,如Forbes（2000）認為很多之前的研究之所以得到收入不平等與經(jīng)濟發(fā)展間的負相關(guān)關(guān)系都是用的外生的解釋變量，或者簡單地把解釋變量認為具有外生性。如果加上一些其他變量，或者地區(qū)虛擬變量，所得結(jié)果就有可能不顯著。他使用初始不平等指數(shù)、收入水平、男性和女性資本以及地區(qū)和時間地虛擬變量作為解釋變量對經(jīng)濟增長率進行回歸，得到了收入差距與經(jīng)濟增長之間的正相關(guān)關(guān)系。還有一部分學者沒有就兩者關(guān)系得到一個明確的結(jié)果，如Barro(2000)的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)發(fā)達國家收入不平等和經(jīng)濟增長的關(guān)系為正相關(guān)，而發(fā)展中國家則為負相關(guān)。

無論是理論還是實證研究，對于收入不平等和經(jīng)濟增長間的關(guān)系都沒有完全明確。盡管越來越多的研究傾向證實收入不平等對經(jīng)濟的發(fā)展起到不利作用，但是實踐中兩者的確切關(guān)系還沒有得到證實。我們也沒有得到清晰的結(jié)論究竟收入不平等是如何影響經(jīng)濟增長的。為了達到共同富裕的目的，我國政府也采取了一系列的措施去減少城鄉(xiāng)間的收入不平等，如通過再分配政策給予農(nóng)村居民更多的補貼、推進城市化進程，讓更多的農(nóng)村人口轉(zhuǎn)移到城市等，但是這些政策在減少收入不平等的同時，對經(jīng)濟增長的影響是否一致？或者說是否都對經(jīng)濟增長有利？下文將用實證的方法加以分析，得出確切的答案。

二、實證模型

本文采用了全國31個省從2000年～2010年這10年的面板數(shù)據(jù)來進行實證研究。在計量模型中，本文將選取“農(nóng)村人口的貧困程度”、“城市化水平”以及“基尼系數(shù)”這三個指標來作為本計量模型的解釋變量。其中，農(nóng)村人口的貧困程度由農(nóng)村人口的相對收入水平來衡量。既然是相對收入水平，本模型中將用農(nóng)村人口的收入水平與全社會平均收入的比值來代表這一指標。而城市化水平我們則用在城市中各部門工作的農(nóng)業(yè)人口數(shù)量來代表農(nóng)村向城市遷移的剩余勞動力情況，也即代表城市化水平。另外，由于我們的計量模型中的兩個主要的解釋變量是分別測量全國范圍內(nèi)農(nóng)村人口的相對收入和農(nóng)村剩余勞動力向城市的遷徙，而各省內(nèi)部由于其他原因引起的收入不平等則沒有考量，所以本模型還選取了基尼系數(shù)，來作為整個計量模型的控制變量，控制導致省內(nèi)收入不平等且影響經(jīng)濟發(fā)展的其他因素。至此，本計量模型的主要回歸方程如下：

Growthit =β1+β2·dit +β3·ruralempit+β4·giniit +μi +ξit（1）

其中，Growthit 代表i省在t時期的省際GDP增長；dit 代表i省在t時期的農(nóng)村人口收入相對于全社會平均收入的比值；giniit 是i省在t時期的省內(nèi)基尼系數(shù)值；ruralempit 代表i省在t時期有多少農(nóng)業(yè)人口工作在城市的各個部門中；模型中的誤差項μi 和ξit 分別是省際時間不變隨機變量對經(jīng)濟增長的影響和時間、省際混合影響。

如果對回歸方程右邊各解釋變量的內(nèi)生性問題視而不見，將會導致嚴重的解釋變量系數(shù)估計偏離。而對于本模型，政府的決策以及其財政支出是完全獨立于模型之外的，可以作為很好的工具變量來解決各解釋變量的內(nèi)生性問題。正如本回歸方程中的dit ，代表農(nóng)村人口的相對收入水平，不能被簡單的看作是外生變量，我們選用政府的再分配政策（由農(nóng)村人口的轉(zhuǎn)移性收入來反映,在回歸模型中用trsincit來表示）作為其工具變量；而對于本模型中反應城市化水平的農(nóng)村剩余勞動力向城市各部門的遷徙，我們也選用了政府的幾項有代表性的花費，包括政府對農(nóng)業(yè)（在回歸模型中用agriexpit來表示）、教育（在回歸模型中用eduexpit來表示）、醫(yī)療（在回歸模型中用healthexpit來表示）的財政開支，代表政府的“城市化政策”聯(lián)合作為工具變量；同樣，省際基尼系數(shù)也不能簡單地視作外生變量，我們將政府的總花費，去除在“城市化政策”中涉及的部分，所剩部分（在回歸模型中用otherexpit來表示），來反映政府對其他資源的控制。于是有了如下工具變量回歸方程：

dit＝a1＋a2·redistribution policyit + eit（2）

ruralempit＝b1＋b2·urbanization policyit + eit （3）

giniit＝ c1＋c2·other government expenditureit + eit（4）

根據(jù)2000年到2010年的數(shù)據(jù)（數(shù)據(jù)由《中國統(tǒng)計年鑒1999－2011》、《中國勞動力統(tǒng)計年鑒2001－2011》中所列的相關(guān)原始數(shù)據(jù)計算得出，限于篇幅不單獨列出），本文運用STATA軟件對計量模型進行回歸分析，運用2SLS回歸法，并在2SLS的第二階段運用固定效應回歸估計，得到結(jié)果如下：

dit（hat)＝24.7232＋0.9928trsincit（2）

（21.89）（9.49)

R2 = 0.2877

ruralempit（hat)＝－8.9930－0.3830agriexpit＋0.5278eduexpit＋

(－2.97) (-3.27)(6.22)

0.5608healthexpit （3）

(2.15)

R2 = 0.7059 F = 170.44

giniit（hat) ＝34.1438＋0.2507otherexpit （4）

(46.16) （5.44)

R2 = 0.1170

Growthit = －7.3408－0.0153dit（hat)＋0.0592ruralempit（hat)＋

(-0.93) (-0.34) (8.17)

0.4468giniit（hat) （1）

(2.21)

R2 = 0.2583

其中，括號內(nèi)數(shù)據(jù)為T檢驗值，可以看出在方程（2）、（3）、（4）中的所有T檢驗值的絕對值都較大，各系數(shù)的顯著性較高。方程（1）中，ruralempit（hat)和giniit（hat)的系數(shù)的顯著性也較高，但dit（hat)系數(shù)不顯著。方程（1）的擬合優(yōu)度有0.2583,說明經(jīng)濟增長的變化中有25.83%可由該模型右側(cè)變量的變化來解釋。

三、計量結(jié)果與結(jié)論

從模型所得各系數(shù)的正負值可知：增進城市化水平，讓更多的農(nóng)村剩余勞動力進入到城市部門工作，對經(jīng)濟增長有積極作用；而為了縮小城鄉(xiāng)收入差距而單純的增加農(nóng)村人口的收入是不利于經(jīng)濟的長期增長的。這個結(jié)果很有趣，無論是增進城市化水平還是增加農(nóng)村人口收入，都可以達到縮小城鄉(xiāng)收入差距的目的，但這兩種方式對長期經(jīng)濟增長的作用卻截然相反。而模型的估計結(jié)果顯示，當衡量收入不平等的基尼系數(shù)一年內(nèi)每增加1個單位，將促使當年的經(jīng)濟增長0.45個單位。這個結(jié)果同樣很有趣。目前越來越多的研究結(jié)果傾向于顯示收入不平等不利于經(jīng)濟增長，而本模型的結(jié)果卻顯示2000年～2010年的這10年間，中國的收入不平等卻促使了經(jīng)濟的持續(xù)增長。事實上，很多學者都試圖去闡釋收入不平等究竟對經(jīng)濟增長有何作用，但由于使用的樣本數(shù)據(jù)和統(tǒng)計方法不同，仍未能達成一致的結(jié)論。幸運的是，收入不平等和經(jīng)濟增長的確切關(guān)系并不是本文的研究目標，也不會影響到本文的主要結(jié)論——用不同的方法縮小城鄉(xiāng)差距對經(jīng)濟增長的作用將大相徑庭，只有不斷地增進城市化進程，才能長久地促進經(jīng)濟增長。

結(jié)合模型的4個方程來看，地方政府加大對教育和醫(yī)療的花費可以促進農(nóng)村人口向城市轉(zhuǎn)移，從而刺激經(jīng)濟增長；而相反，農(nóng)村人口通過政府的再分配政策得到的轉(zhuǎn)移性收入增加，長期來看將會阻礙經(jīng)濟的增長。這也通過對具體政策的作用量化，為有關(guān)部門制定相關(guān)政策提供了參考依據(jù)。

參考文獻：

[1]Alesina,A.&Rodrik,D.Distributive Politics and Economic Growth[J].Quarterly Journal of Economics,1994(109):465-490

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