时间：2023-08-24 09:27:53
绪论：在寻找写作灵感吗？爱发表网为您精选了8篇城乡经济差距，愿这些内容能够启迪您的思维，激发您的创作热情，欢迎您的阅读与分享！
摘要：二元财政是导致贵州城乡经济发展差距不断拉大的一个重要原因。近年来贵州省不断从各方面加大对于农村地区的扶持力度，但贵州省城乡经济发展仍然持续拉大，城乡居民收入比例高达4.1：1。本文选取了1978年—2010年贵州省数据，通过计量分析证明了财政支出是影响贵州城乡经济发展差距的一个重要因素。
关键词：贵州省；财政支出；城乡经济发展差距；实证分析
1、引言
改革开放三十年来贵州经济取得了长足的进步。2010年贵州省生产总值达到了4593亿元，同比增长12.8%，增速比上年加快1.4个百分点，比全国高2.5个百分点。其中第一产业、第二产业、第三产业增加值占生产总值的比重分别为13.7%、39.2%和47.1%。与上年相比，第一产业、第三产业比重分别下降0.4个和1.1个百分点，第二产业比重上升1.5个百分点。贵州省城镇居民人均可支配收入达14142.75元，比上年同期增加1280.23元，同比增加七个百分点。农民人均纯收入达3471.94元，比上年同期增加466.53元，同比增加12.6个百分点。但值得警惕的是城乡发展差距扩大的趋势并没有得到根本的改变。
我国是一个二元经济结构的国家——城市和农村。长期以来国家对农村实施歧视性政策导致农村发展严重滞后。这一点在贵州十分明显。2010年贵州城乡居民收入差距比为4.1：1，在全国范围内是最高的省份。本文选取1978年——2010年贵州省数据，通过数据、计量分析财政支出对于城乡居民收入差距的影响，最终得出结论。
2、实证分析
2.1.贵州城乡经济发展状况分析
贵州省城市化水平起点比较低。1978年贵州省城市化率只有12.05%，处于西南地区的下游水平。经过三十年来特别是近几年的快速发展，贵州的城市化进程已经取得不俗的成绩，2010年城市化水平达到33.8%。
贵州省城镇居民可支配收入1978年为261.26元，到2010年这一数字达到14142.74元 ，增长了54倍。1978年农村居民可支配收入为109.3元到2010年达到了3471.93元，增长了32倍。
贵州省的财政支出城乡比变动比较大。1978年到2003年一直在上升，1978年只有5：1，而峰值为2001年的12.7：1。以后比例逐年降低，到2010年降到近年来最低的5.7：1。
2.2计量分析
模型设定：
其中表示第t年城镇居民收入，表示第t年农村居民收入，表示第t年财政支出中的非农支出，表示第t年中财政支出中的支农支出，为随机误差项。
由贵州统计年鉴选取历年城镇居民可支配收入、农村居民收入、历年财政支农支出和非农支出进行拟合，并运用AR（1）模型重新拟合，得到，说明模型较好的解释了1978年——2010年贵州城乡收入差距变动的原因。财政支出每相差一元城乡居民收入就相差十元。说明财政支出对于收入的影响是十分显著的。
3、政策建议
第一， 持续增加对农业部门的财政投入力度，强化政府支持。经过本文实证研究，得出如下结论，在我国现行的二元经济背景下，在城市化进程中，只有不断增加政府对农业的财政投入力度，才能显著地提高居民的人均收入水平，从而缩小城乡经济发展差距。
第二，改革现行的财政体制，压缩非正式财政的生存空间，切实降低对农业部门的一次性总赋税率。采取相应的政策措施，比如禁止乱收费、乱摊派和乱集资，明文免除农业税，促进农产品价格市场形成机制。逐步降低农民的税收负担，真正的降低农村的总赋税率。
第三，稳步发展城镇化，在城乡协调发展的进程中寻找平衡点。以黔东南州的为例，农村中相当一部分青壮年外出打工，只有部分老弱病残留守农村。这种现象一方面导致了大面积的肥田沃土抛荒，另一方面则是通过增加农药化肥等的资本投入后，收成固然可以增加，但收获季节由于缺乏劳动力而使大部分的丰收果实烂在地里。因此，必须适度控制各地的城镇化发展速度和规模，保证农业生产的劳动力供给，才能真正的实现二元经济的商品化。
【论文关键词】城乡收入差距；产业结构；负效应
目前，对于我国的经济收入差距持续扩大已基本达成共识。李实等（2004，2007）利用泰尔指数将全国的个人收入差距分解为城镇内部、农村内部和城乡之间的收入差距三部分，计算出三种差距对全国的差距贡献率，结果显示城乡之间收入差距对全国总体收入差距贡献率从36%提高到43%，这说明了城乡之间收入差距过大是全国收入差距过大的主要原因。对于城乡收入差距对经济影响的已有分析主要集中在消费结构上，认为城市居民消费趋于饱和，而农村消费结构升级较慢，农村消费占总消费比相对较低，尚有很大的提升空间。我国经济增长动力主要靠出口和投资，因农村消费不足带来的内需不足将影响到经济的持续平稳增长。而关于我国的城乡收入差距对我国的产业结构之间关系做出理论分析和实证研究的并不多。城乡间的收入差距拉大将对产业结构产生怎样的影响呢？本文将视角集中于产业结构的市场需求与供给变动两方面，以分析城乡收入差距扩大对产业结构变动的效应。
1城乡收入差距通过市场需求对产业结构变动产生影响
产业结构是指整个国民经济中全部经济资源在各产业的配置结构。本文中的产业结构不仅包括对第一、二、三产业的分类，还涉及到三大产业内部各行业和行业内部各层级及其之间的关系。正常的产业结构变动一般表现为产业结构升级。产业结构升级有两方面的含义：
①指一国在经济增长过程中，各个产业部门所表现变动趋势：第一产业的份额显著下降，第二产业的比重显著上升，第三产业也略有上升，即三大产业比重次序的调整，其衡量指标一般是第二产业或第三产业的比重占GDP的比重；
②指发生在三大产业部门内部的产业由低级到高级、劳动生产率由低趋高、由低附加值向高附加值以及由劳动密集型向资本与技术密集型的发展变化过程。影响产业结构变动的因素有很多，主要包括市场的需求条件和供给条件的变动、国际市场供给条件以及经济政策引起的变动，收入分配结构是其中的一个重要因素。
收入分配结构决定消费结构。当收入水平较低时，可支配收入较低，于是有限的收入将优先用于满足最基本的物质生活水平的提高。收入水平提高后用于满足基本生活需要的比例将逐渐下降，更多的收入将投向于更高层次的消费。消费结构将由购买食品衣服为主转向购买电视机、音响、洗衣机等耐用消费品以及娱乐社交。在一个存在相对合理收入差距的社会里，会形成多层次的消费需求，低、中、高级消费品均有相应合理的需求结构。但若是收入差距过大，如Murphy（1989）在分析收入分配与工农业发展的关系时所指出，富人有足够的收入购买进口奢侈品和手工品，穷人则局限于解决温饱问题，财富过于集中在少数富人手中，而中产阶级比重较小，会导致国内工业产品的需求不足。城市与农村的消费断层将会导致相应的商品供给部门发展不均衡。
在市场机制的作用下，投资结构必然与需求结构相一致，而市场需求结构又取决于人们的收入分配结构。城乡收入差距过大，城市居民拥有更多的可支配收入，也拥有更为有利的生产条件。城市居民更大的消费能力必然引导投资和其他经济资源流入那些以满足城市居民消费需求为主的生产部门和相关服务部门。充裕的资源使得这些行业快速发展，而为农村消费者提品和提供服务的行业因投资不足，需求不足而不断萎缩。
具体说来，收入差距通过投资对产业结构的影响主要表现在：投资在各个产业间的分布和比例不同，各产业的发展速度也就会不同，导致产业结构的变动；投资结构作为资产增量可使产业结构存量的变动，引起产业间规模比例的变化；不同的投资方向形成不同的生产资料需求，从而引起生产资料产业构成的变动。城市居民消费所占比重大，致使更多的投资服务于城市，家电行业，通讯电子类行业等等均倾向于城市居民，且这些行业发展建设都比较快，而合适于农村的消费品和服务则极少。收入消费结构直接影响影响消费资料产业部门的发展，也间接影响为消费资料产业提供生产资料的生产部门的发展，从而影响产业结构的变动。城乡收入差距过大间接导致产业结构的相对不合理发展，国民经济的可持续发展也就难以为继。
2城乡收入差距通过市场供给对产业结构变动产生影响
在市场经济中，收入分配形式多元化，不同的生产要素要求同投入所创造的产出相对应的收入。已存在的收入差距会影响生产要素流动方向，从而影响各产业的要素供给数量与质量。要素供给的数量与质量不同又会对各个行业发展产生不同的影响。
发展中国家的工业化过程其实也是一个农村剩余劳动力向城市流动的一个过程。这种要素流动减少了原来农业领域的闲置劳动力，提高人均耕地面积以及劳动生产率，同时也为城市发展提供了大量的劳动力，推动城市经济的发展，调整了三大产业间劳动力占有比例关系。城市相对于农村的高工资是吸引农村劳动力流动的主要原因，而城乡收入差距的拉大则给相对理性的人们提供了一个更为强烈的流动信号。于是拥有一技之长、高学历和较高文化素养的高质量劳动力聚集在城市，促使城市高精尖产业得以发展。城市的迅速发展吸引了大量的年轻力壮的普通劳动力，劳动力资源供给充裕，则对于发展劳动密集型产业提供了良好的条件，于是资金流向该产业，该产业能够迅速发展。但须注意的是因普通劳动力供给充足导致劳动力市场一直为买方市场，企业能够以较低的成本获得相对廉价的劳动力，劳动力资源的充裕供给使企业缺乏提高效率改进的动力，没有足够的动力改进机械装备生产以替代劳动力生产。
而对于农村的发展则是另一番情形，虽然农村劳动力涌向城市缓解了农村紧张的人多地少的矛盾，但是流动的都是年轻力壮的劳动力，于是出现农村发展所必须的劳动力也可能出现短缺，农村发展所需要的技术管理等人才也严重缺乏，这严重影响到农村经济的发展。农村产品生产和服务业发展严重滞后，农村居民收入也无法持续提升，城市收入差距扩大，人力资源与普通劳动力资源往城市流动的速度随之加快。城乡收入差距持续拉大，从劳动力的层面上看，是劳动力在三大产业中的比例趋于协调，但三大产业内部的生产率、产业附加值率和实际发展速度却是不平衡的。
资金供给状况也将影响到产业结构。可供农村投资的资金一般取决于农村的储蓄，而储蓄受限于收入水平。农村居民收入水平无法得到较大幅度的持续增长使得储蓄偏低，又由于工农业产品的价格差价使得农村自我积累能力低下。加上邮政储蓄的只存不贷模式、国有银行多存少贷惜贷致使原本不多的资金流向城市，农村发展所需资金相对稀缺，且获取成本相对较高，于是农村经济发展遇到资金障碍。与农村相比，城市资金供给充裕，资金的使用成本下降，有利于资金流向技术、资金密集型产业，推动产业的演化与发展。资金供给的差异使得城乡各行业各产业发展不均衡。
3 城乡收入差距对产业结构升级产生影响
前面已经讨论过在市场经济中城乡收入差距将促使资源流向为城市居民提品或服务的部门。部分产业在充裕的人力、资金等资源供给和较大的需求刺激下，能够得到较快的升级，采用新技术，实现产品的多样化。但仅仅在一个城市经济圈里，对某一产品的消费将会趋于饱和，而另一方面，由于农村居民收入水平偏低，其消费结构难以转移和升级，于是为城市居民提供的消费品与服务无法在农村大范围扩散。
根据产品的生命周期理论，在产品的成长期，城市居民是其主要的消费对象，一般的产品研发设计也是主要是针对城市消费居民。从成长期过渡到成熟期的过程中，企业扩大生产，可获得规模报酬递增的效应，前期投入费用下降，产品价格下降，消费群体逐渐由城市居民转移到农村居民。在有效需求的推动下，企业可以进一步扩大生产规模，批量生产，降低生产成本，从而进一步扩大农村市场，实现规模经济的良性发展。同时农村居民的消费结构也逐步上升。在收入差距比较合理的社会里，消费需求的结构也比较合理，产业的升级表现得较为平稳顺畅。产品的扩散过程需要大量的有效需求拉动，而在像中国城乡收入差距比较大，城市居民升级换代下来的消费品，农村居民仍无力购买，需求链发生断裂，产业的转换升级就不顺畅。
产品顺利进入农村市场，亦使得企业能及时回笼资金，从而有足够的动力和资金开始下一轮的技术创新，产品的升级换代速度加快，相对于服务业也是如此。产品消费市场平稳转移可促进新技术的普及和升级，但若为城市居民提供消费品和服务难以难于在农村较大范围内得到消费，这些新技术的普及和升级便会受阻。
多年来工业经济的高速发展积累了大量的生产能力，一方面，大量消费品及生产资料是农村居民所需要的却无能力购买，另一方面，城市市场却已相对饱和，使得工业生产能力与市场消化能力相比，形成严重相对过剩。工业经济产能的相对过剩使整体经济面临通货紧缩的压力，这不利于我国经济的持续稳定成长。
4结语
有以上的分析可知，城乡收入差距过大对我国产业结构变动产生重要的影响，从需求和供给两方面都不利于产业结构的优化升级，影响资源的合理优化配置。因此，缩小城乡收入差距是非常有必要的。虽然目前为刺激内需而采取鼓励家电下乡等措施，这些只是治标不治本，根本还在于提高农村居民的收入。
参考文献
关键词：城乡收入差距；产业结构；负效应
目前，对于我国的经济收入差距持续扩大已基本达成共识。李实等（2004，2007）利用泰尔指数将全国的个人收入差距分解为城镇内部、农村内部和城乡之间的收入差距三部分，计算出三种差距对全国的差距贡献率，结果显示城乡之间收入差距对全国总体收入差距贡献率从36%提高到43%，这说明了城乡之间收入差距过大是全国收入差距过大的主要原因。对于城乡收入差距对经济影响的已有分析主要集中在消费结构上，认为城市居民消费趋于饱和，而农村消费结构升级较慢，农村消费占总消费比相对较低，尚有很大的提升空间。我国经济增长动力主要靠出口和投资，因农村消费不足带来的内需不足将影响到经济的持续平稳增长。而关于我国的城乡收入差距对我国的产业结构之间关系做出理论分析和实证研究的并不多。城乡间的收入差距拉大将对产业结构产生怎样的影响呢？本文将视角集中于产业结构的市场需求与供给变动两方面，以分析城乡收入差距扩大对产业结构变动的效应。
1城乡收入差距通过市场需求对产业结构变动产生影响
产业结构是指整个国民经济中全部经济资源在各产业的配置结构。本文中的产业结构不仅包括对第一、二、三产业的分类，还涉及到三大产业内部各行业和行业内部各层级及其之间的关系。正常的产业结构变动一般表现为产业结构升级。产业结构升级有两方面的含义：
①指一国在经济增长过程中，各个产业部门所表现变动趋势：第一产业的份额显著下降，第二产业的比重显著上升，第三产业也略有上升，即三大产业比重次序的调整，其衡量指标一般是第二产业或第三产业的比重占gdp的比重；
②指发生在三大产业部门内部的产业由低级到高级、劳动生产率由低趋高、由低附加值向高附加值以及由劳动密集型向资本与技术密集型的发展变化过程。影响产业结构变动的因素有很多，主要包括市场的需求条件和供给条件的变动、国际市场供给条件以及经济政策引起的变动，收入分配结构是其中的一个重要因素。
收入分配结构决定消费结构。当收入水平较低时，可支配收入较低，于是有限的收入将优先用于满足最基本的物质生活水平的提高。收入水平提高后用于满足基本生活需要的比例将逐渐下降，更多的收入将投向于更高层次的消费。消费结构将由购买食品衣服为主转向购买电视机、音响、洗衣机等耐用消费品以及娱乐社交。在一个存在相对合理收入差距的社会里，会形成多层次的消费需求，低、中、高级消费品均有相应合理的需求结构。但若是收入差距过大，如murphy（1989）在分析收入分配与工农业发展的关系时所指出，富人有足够的收入购买进口奢侈品和手工品，穷人则局限于解决温饱问题，财富过于集中在少数富人手中，而中产阶级比重较小，会导致国内工业产品的需求不足。城市与农村的消费断层将会导致相应的商品供给部门发展不均衡。
在市场机制的作用下，投资结构必然与需求结构相一致，而市场需求结构又取决于人们的收入分配结构。城乡收入差距过大，城市居民拥有更多的可支配收入，也拥有更为有利的生产条件。城市居民更大的消费能力必然引导投资和其他经济资源流入那些以满足城市居民消费需求为主的生产部门和相关服务部门。充裕的资源使得这些行业快速发展，而为农村消费者提品和提供服务的行业因投资不足，需求不足而不断萎缩。
具体说来，收入差距通过投资对产业结构的影响主要表现在：投资在各个产业间的分布和比例不同，各产业的发展速度也就会不同，导致产业结构的变动；投资结构作为资产增量可使产业结构存量的变动，引起产业间规模比例的变化；不同的投资方向形成不同的生产资料需求，从而引起生产资料产业构成的变动。城市居民消费所占比重大，致使更多的投资服务于城市，家电行业，通讯电子类行业等等均倾向于城市居民，且这些行业发展建设都比较快，而合适于农村的消费品和服务则极少。收入消费结构直接影响影响消费资料产业部门的发展，也间接影响为消费资料产业提供生产资料的生产部门的发展，从而影响产业结构的变动。城乡收入差距过大间接导致产业结构的相对不合理发展，国民经济的可持续发展也就难以为继。
2城乡收入差距通过市场供给对产业结构变动产生影响
在市场经济中，收入分配形式多元化，不同的生产要素要求同投入所创造的产出相对应的收入。已存在的收入差距会影响生产要素流动方向，从而影响各产业的要素供给数量与质量。要素供给的数量与质量不同又会对各个行业发展产生不同的影响。
发展中国家的工业化过程其实也是一个农村剩余劳动力向城市流动的一个过程。这种要素流动减少了原来农业领域的闲置劳动力，提高人均耕地面积以及劳动生产率，同时也为城市发展提供了大量的劳动力，推动城市经济的发展，调整了三大产业间劳动力占有比例关系。城市相对于农村的高工资是吸引农村劳动力流动的主要原因，而城乡收入差距的拉大则给相对理性的人们提供了一个更为强烈的流动信号。于是拥有一技之长、高学历和较高文化素养的高质量劳动力聚集在城市，促使城市高精尖产业得以发展。城市的迅速发展吸引了大量的年轻力壮的普通劳动力，劳动力资源供给充裕，则对于发展劳动密集型产业提供了良好的条件，于是资金流向该产业，该产业能够迅速发展。但须注意的是因普通劳动力供给充足导致劳动力市场一直为买方市场，企业能够以较低的成本获得相对廉价的劳动力，劳动力资源的充裕供给使企业缺乏提高效率改进的动力，没有足够的动力改进机械装备生产以替代劳动力生产。
而对于农村的发展则是另一番情形，虽然农村劳动力涌向城市缓解了农村紧张的人多地少的矛盾，但是流动的都是年轻力壮的劳动力，于是出现农村发展所必须的劳动力也可能出现短缺，农村发展所需要的技术管理等人才也严重缺乏，这严重影响到农村经济的发展。农村产品生产和服务业发展严重滞后，农村居民收入也无法持续提升，城市收入差距扩大，人力资源与普通劳动力资源往城市流动的速度随之加快。城乡收入差距持续拉大，从劳动力的层面上看，是劳动力在三大产业中的比例趋于协调，但三大产业内部的生产率、产业附加值率和实际发展速度却是不平衡的。
资金供给状况也将影响到产业结构。可供农村投资的资金一般取决于农村的储蓄，而储蓄受限于收入水平。农村居民收入水平无法得到较大幅度的持续增长使得储蓄偏低，又由于工农业产品的价格差价使得农村自我积累能力低下。加上邮政储蓄的只存不贷模式、国有银行多存少贷惜贷致使原本不多的资金流向城市，农村发展所需资金相对稀缺，且获取成本相对较高，于是农村经济发展遇到资金障碍。与农村相比，城市资金供给充裕，资金的使用成本下降，有利于资金流向技术、资金密集型产业，推动产业的演化与发展。资金供给的差异使得城乡各行业各产业发展不均衡。
3 城乡收入差距对产业结构升级产生影响
前面已经讨论过在市场经济中城乡收入差距将促使资源流向为城市居民提品或服务的部门。部分产业在充裕的人力、资金等资源供给和较大的需求刺激下，能够得到较快的升级，采用新技术，实现产品的多样化。但仅仅在一个城市经济圈里，对某一产品的消费将会趋于饱和，而另一方面，由于农村居民收入水平偏低，其消费结构难以转移和升级，于是为城市居民提供的消费品与服务无法在农村大范围扩散。
根据产品的生命周期理论，在产品的成长期，城市居民是其主要的消费对象，一般的产品研发设计也是主要是针对城市消费居民。从成长期过渡到成熟期的过程中，企业扩大生产，可获得规模报酬递增的效应，前期投入费用下降，产品价格下降，消费群体逐渐由城市居民转移到农村居民。在有效需求的推动下，企业可以进一步扩大生产规模，批量生产，降低生产成本，从而进一步扩大农村市场，实现规模经济的良性发展。同时农村居民的消费结构也逐步上升。在收入差距比较合理的社会里，消费需求的结构也比较合理，产业的升级表现得较为平稳顺畅。产品的扩散过程需要大量的有效需求拉动，而在像中国城乡收入差距比较大，城市居民升级换代下来的消费品，农村居民仍无力购买，需求链发生断裂，产业的转换升级就不顺畅。
产品顺利进入农村市场，亦使得企业能及时回笼资金，从而有足够的动力和资金开始下一轮的技术创新，产品的升级换代速度加快，相对于服务业也是如此。产品消费市场平稳转移可促进新技术的普及和升级，但若为城市居民提供消费品和服务难以难于在农村较大范围内得到消费，这些新技术的普及和升级便会受阻。
多年来工业经济的高速发展积累了大量的生产能力，一方面，大量消费品及生产资料是农村居民所需要的却无能力购买，另一方面，城市市场却已相对饱和，使得工业生产能力与市场消化能力相比，形成严重相对过剩。工业经济产能的相对过剩使整体经济面临通货紧缩的压力，这不利于我国经济的持续稳定成长。
4结语
有以上的分析可知，城乡收入差距过大对我国产业结构变动产生重要的影响，从需求和供给两方面都不利于产业结构的优化升级，影响资源的合理优化配置。因此，缩小城乡收入差距是非常有必要的。虽然目前为刺激内需而采取鼓励家电下乡等措施，这些只是治标不治本，根本还在于提高农村居民的收入。
参考文献：
[关键词]二元经济 国际贸易 面板数据
一、引言
改革开放让中国逐渐重新融入全球经济的大家庭，走上了快速经济发展之路。1978-2008年，中国年均经济增长速度达到了10%左右，远高于同期世界经济3.4%的平均水平。中国经济的迅速发展与中国国际贸易的高速增长是密不可分的，国际贸易对经济增长的带动作用越来越显著。在30年的时间里，中国成功地从近于完全封闭的状态转变为全面融入到世界经济之中，成为全球市场的积极参与者，中国国际贸易总额年均增长速度达到了17.4%，远远高于同期世界贸易6%左右的平均增长速度，其中，出口年均增长速度为18.1%，进口年均增长速度为16.7%，尤其是加入WTO之后，中国的国际贸易更是进入了一个飞速增长阶段，年增长速度都保持在20%以上。蓬勃发展的国际贸易也对二元经济结构下的中国城乡居民收入差距产生了复杂而深远的影响，本文基于中国省际面板数据对此展开深入探讨，并针对中国的实际提出相应的政策建议。
二、理论模型与研究假设
（一）中国现状描述
中国在经济发展的早期阶段具有典型的城乡二元经济结构特征，农村社会经济发展严重滞后于城市，资本要素难以得到最优配置，农村资本大量流向城市，资本要素稀缺进一步制约了农村经济发展，导致“农村资本外流…城乡差距扩大…农村资本外流”的恶性循环；从资本配置效率来看由于资本边际生产率低的农村地区资本外流严重，城乡资本边际生产率差异逐步扩大；进入21世纪以后，中国农村地区经济实力的增强、经济活动的多元化、产业结构的变化以及城镇化进程的推进，促进了城乡二元经济结构转换，而城乡二元经济结构的转换、农村基础设施与投资环境的改善，促使资本向农村地区回流，从而缩小了城乡资本边际生产率差异，城乡资本配置的有效性得到了改善。同时，农村资本流入的增加、城乡资本配置效率的改善进一步促进了农村经济发展，推动二元经济结构转换。
中国经济的快速增长缩小了与世界上发达国家之间的差距，中国的国际地位和综合国力得到了显著的提升。改革开放以来，中国的经济增长是在经济转轨、二元经济结构转换的大背景下进行的。1978年以前中国在收入分配领域倾向于注重公平而忽视效率，导致经济发展中缺乏必要的激励机制，造成生产上的低效率。而改革之初，“让一部分人先富裕起来”的政策的目标是克服收入分配上的平均主义，加激励机制，提高效率，最终实现共同富裕。30年的改革和发展的经验表明，总的趋势是按照改革之初提出的目标发展的。但是，在转型期，收入分配的变化比原来想象的要复杂。伴随着经济增长，我国居民个人收入分配的总体差距经历了一个由缩小到逐渐扩大的变化过程。改革开放以来，中国居民收入分配的差距在经历了初期短暂的缩小后，到80年代中后期重新步入再拉大的轨道。据世界银行的估计，中国1978年的基尼系数是0.31，1988年上升到0.382，1995年为0.415，1998年为0.403，2014年为0.469。中国正在从一个收入较平等的国家转变为一个收入差距很大的国家。根据世界银行2005年发展报告，按由低到高的顺序排列，中国的基尼系数在120个国家和地区中列到了第85位，已经接近某些社会分化严重、经济增长停滞的拉美和非洲国家的水平。与此同时，中国城乡居民收入差距逐渐拉大。按照国家统计局的数据，中国城乡居民收入比1985年为1_86，2000年达到2.79，2013年达到3.03。从世界范围来看，中国的城乡居民收入差距远远高于许多其他国家。世界银行的有关报告指出，世界上大多数国家的城乡收入比为1.5，这一比率超过2的极为罕见。对比中国的数据，中国很可能已经成为世界上城乡收入差距最高的国家之一。
（二）模型的构造、变量设定和数据处理
本文的面板数据模型拟采用2011.2015年广东十个市（广卅I、珠海、东莞、佛山、汕头、潮州、湛江、茂名、韶关、梅州）的相关数据进行计量分析，由于深圳因完全城市化，无相关数据，深圳的相关指标被剔除。以下各变量计算涉及的相关原始数据均来源于历年《广东统计年鉴》和《中国人口与就业统计年鉴》。为了分析二元经济结构下国际贸易对城乡居民收入分配的影响，我们首先设定如下面板数据计量经济模型：id=a+B 1dual+B 2td+εit，其中id表示城乡收入分配差距。
各省城乡收入比数据可以由城镇居民人均可支配收入与农村居民人均可支配收入相比而得到，如下式所示：
三、实证分析
我们利用Stata对本文的面板数据进行Hausman检验，鉴于检验结果，可以看出P>0.05，则随机效应模型较好。然后对模型进行求解，得到如表1所示的结果。
结果分析
从回归的总体效果来看，R-squ为0.93，说明模型具有较高的拟合优度，并且各变量均通过了t检验，在5%水平上显著。二元结构系数（dual）为0.354显著为正，表明了中国的二元经济结构和城市化的进程在很大程度上拉大了居民收入差距，当前理应“工业反哺农业”、“城市回馈农村”。贸易依存度（td）的系数为1.09，显著为正，说明国际贸易的发展拉大了居民收入差距。随着全球化的进行，国际贸易的发展强化了各地区、各行业的经济发展速度和水平上的差异，从而引起地区间和行业间的收入差距的扩大。
通过以上理论与实证分析，在当前二元经济结构下，国际贸易对城乡居民收入差距的扩大产生了正向影响。所以在对收入分配差距进行研究时，国际贸易发展状况是应该被考察的重要因素，在现阶段的我国，二元经济结构、国际贸易的扩大是造成我国城乡收入差距扩大的重要因素。
四、结语
结合中国的实际状况，我们应该采取以下政策措施来避免城乡收入差距的不断扩大：
第一，坚持城市化和工业化协调发展，统筹城乡发展，推进城乡一体化，发展农村产业化经营，促进农民收入的增加。农业产业化经营是农民增收的重要途径，通过加快产业化发展，实现农产品加工增值，进而促进农业增效。农村经济的繁荣和农民收入水平的提高还有赖于城乡发展的统筹，即从根本上打破城乡二元结构，推进城乡一体，构建以城带乡、以工促农、城乡互动、协调发展的体制和机制，这有利于吸引各类市场主体进入农业领域，为农业产业化经营注入活力，逐步实现规模经济；统筹城乡发展，打通各类资源和要素流入城市的渠道，改善目前农村资金、技术、人才等要素的匮乏状况，有利于提升农业科技含量和技术水平，增强农业产业化经营质量；统筹城乡发展，使工业反哺农业、城市支持农村，调整国民收入结构，有利于拓展国家支持农业的渠道和途径，增强农业产业化的可持续发展能力。
第二，采取就业优先的外贸战略。中国的低技能劳动力基本上呈现无限供给的状态，未来几十年，将会有2亿左右的劳动力从第一产业转移出来，因此，促进和扶持劳动力密集型的产业持续稳定的发展，实现社会充分就业，发挥我国在劳动力资源上的比较优势，是国家制定国际贸易政策和国内经济政策必须长期坚持的准则之一。
第三，适时调整经济发展战略，在促进二元经济结构转换的同时提高城乡资本配置效率。二元经济结构在不同阶段与城乡资本配置效率之间存在着长期均衡关系。从短期来看，现阶段中国处于二元经济结构转换中后期，二元经济结构弱化成为城乡资本配置效率提高的原因。因此，统筹城乡发展在一定程度上可以促进资本向农村地区回流，加快农村地区经济社会发展。从长期来看，应关注二元经济结构与城乡资本配置效率在不同经济发展阶段的均衡关系及其变化趋势，适时调整经济发展政策，以适应中国城乡经济均衡发展的要求。
关键词：城乡收入比；人均GDP；协整方程；格兰杰因果检验；政策性排斥
中图分类号：F127 文献标识码：B
一、问题提出与文献回顾
收入差距与经济增长之间的关系是经济学领域中的一个经典问题。国内外学者对二者间的关系进行了大量的理论探讨与实证研究，所得结论可谓仁者见仁，智者见智。
关于收入分配对经济增长的影响，有两种大相径庭的观点。一种观点认为收入差距扩大有利于提高储蓄率，促进资本积累，进而推动经济增长。另一种观点则认为收入收入差距扩大不利于经济增长。Alesina和Rodrik运用中间选民定理，论证了收入差距扩大超过一定限度后将不利于经济增长。Alesina和Perotti（1996）以及Benabou（1996）认为收入分配的不平等可能诱发社会政治秩序的不稳定，从而对经济增长产生负面影响。
就国内而言，已有不少学者对城乡居民收入差距与经济增长的关系进行了较为深入的研究。李实和赵人伟（1999）认为，非国有部门收入分配不均等、非农就业机会不均等、政府政策等因素是中国收入差距持续扩大的主要原因，“倒U型”假说在中国未能得到统计上的支持。丁任重、陈志舟和顾文军（2003）从体制、发展、政策和开放四个影响转型期收入差距的因素展开分析，得出了我国并未出现“倒U假说”演变趋势的基本结论。陆铭和陈钊认为（2004），收入差距的扩大在长期将对社会和经济的发展产生不利影响。倪晓宁和包明华（2006）通过建立包含城镇化、工业化和城乡收入差距等指标在内的计量经济模型，发现我国的地区差距扩大对经济增长几乎没有影响。陈安平（2009）运用1980-2004年的省级面板数据，通过建立新古典增长模型，研究发现中国城乡收入差距在一定程度上有利于经济增长。刘霖和秦宛顺（2005）采用Granger因果关系检验方法，发现我国的收入分配差距与经济增长之间存在双向的因果关系，两者互相促进，并认为收入分配差距的适度扩大对经济增长具有正的效应。
由于在研究视角、研究方法、指标选取和样本选择等方面的不同，上述研究成果所得结论也不尽相同；同时，更多的是把国家作为一个区域，从国家层面来研究城乡收入差距与经济增长之间的关系，从某个地区或者某个省份的视角来研究两者之间的关系的成果还较罕见；其主要是采用定性分析和简单线性回归方法来考察城乡收入差距和经济增长之间的关系，还缺乏对两者之间是否存在长期均衡关系及因果关系的实证研究。因此，本文试图运用协整分析技术和Granger因果检验方法，对重庆城乡收入差距与经济增长之间的关系进行实证检验，以期能具有以下政策含义：第一，如果经济增长是城乡收入差距的原因，表明经济增长引起了社会分配的不公，急需政府干预和政策调控，要求政府在注重城镇经济增长的同时，应该更为注重农村经济的发展，进而推动城乡协调发展；如果城乡收入差距是经济增长的原因，则应该在保持适度的城乡收入差距促进城乡经济共同发展的基础上，重点改革收入分配制度。第二，作为城乡二元经济结构特征的典型代表，该研究结论不仅适用于重庆，对于与重庆具有类似情况的地区亦具有理论和实践意义。第三，重庆是一个大城市、大农村、大库区并存，集移民地区、民族地区和生态环境脆弱地区等特征于一体的特殊直辖市，城乡收入差距的扩大将不利于和谐社会的构建。
二、重庆城乡居民收入现状
改革开放尤其是直辖以来，重庆经济持续快速增长，经济实力显著增强，城乡居民人均收入水平明显提高。与此同时，重庆城乡居民收入差距却呈现出逐步扩大的趋势。
（一）城乡居民收入增长不均衡，但实际收入增长速度趋向收敛
重庆城镇居民人均可支配收入由1979年的354.54元增加到2009年的17 191.1元，增长了47.49倍。农村居民家庭人均纯收入由1979年的150.18元增加到2009年的4 478.35元，仅增长了28.82倍。由此可见，重庆城镇居民收入增长速度远远高于农村居民收入增长速度，而且农村居民收入基数较小，表明城乡居民收入增长不均衡。然而，从扣除价格因素的实际增长速度来看，1979-2009年的30年间，重庆城镇居民人均可支配收入年均增长13.81%，同期的农村居民家庭人均纯收入年均增长11.95%，两者的实际增速逐步收敛，显示出较为明显的同步化倾向，表明近年来重庆城乡居民收入出现了明显的积极变化。
（二）城乡居民收入差距逐步扩大
从城乡居民收入的绝对差额来看，从1985-2009年的这段时期内，重庆城乡居民收入差距呈现出逐渐扩大的趋势（如图1所示）。1985年，重庆市城镇居民人均可支配收入为812.4 元，农村居民人均纯收入为325.24元，城乡收入差距为487.16元。2009年，重庆城镇居民人均可支配收入为17 191.1元，农村居民人均纯收入为4 478.35元，城乡收入差距为12 712.75元。当前重庆农村居民收入水平只相当于1995-1996年城镇居民的收入水平，落后13-14年。特别是2005以来，重庆城乡居民收入差距每年扩大1 100元左右，收入差距呈扩大之势。
（三）城乡居民收入比总体上呈上升之势
重庆城乡居民收入的绝对差额呈扩大之势的同时，城乡居民收入比在总体上亦呈上升之势（如图2所示）。重庆城乡收入比由1985年的2.50：1上升至1993年的最高点3.72：1，而在1994年国家实施了一系列提高农产品价格等保护农民利益的政策后，重庆城乡收入比逐渐降至1998年的3.02：1，但之后又逐步上升，2006年升至改革开放以来的最高点4.03：1，此后由于国家相关支农惠农政策的逐步实施和落实，重庆城乡居民收入比有所下降，但仍然高达3.84：1。同时，由图2可知，重庆城乡居民收入比始终高于全国平均水平。
三、重庆市城乡居民收入差距与经济增长关系的实证分析
（一）数据来源
本研究选取的样本是重庆1985-2009年的时间序列数据，来源于历年的《重庆统计年鉴》和《中国统计年鉴》。在研究重庆市城乡居民收入差距与经济增长的关系时，用重庆市城镇居民人均可支配收入与农村居民家庭人均纯收入之比表示城乡收入差距（RUIG），以重庆国内生产总值代表总产出水平，并以重庆市人均GDP来衡量重庆经济增长（PGDP）。为消除价格变动因素的影响，用消费者价格指数（1978=100）对重庆市城镇居民人均可支配收入与农村居民家庭人均纯收入数据进行平减，用重庆市人均地区生产总值指数对人均GDP进行平减。同时，为了消除异方差，对RUIG和PGDP分别取自然对数以消除变化趋势，记为LnRUIG和LnPGDP。
（二）相关性分析
为了进行计量经济学的相关系数分析，将重庆市1985-2009年的城乡居民收入差距和经济增长相关数据代入下述“相关系数”的计算公式：
通过计算可知，1985-2009年重庆市城乡居民收入差距和经济增长的相关系数为0.85，显示出二者之间具有较强的正相关关系。但我们并不能由此判定城乡居民收入差距和经济增长之间存在着确定的因果关系，也不表明经济增长必然会导致城乡居民收入差距的扩大，更不意味着城乡居民收入差距扩大有利于经济增长。这是因为非平稳时间序列容易出现伪相关现象，即使没有任何关系的序列也有可能具有很强的相关性，使得不存在任何关系的变量也显示出显著的回归结果。因此，对时间序列数据进行回归，首先有必要对其进行单位根检验，以考察各序列是否平稳，进而依据单位根检验的结果进行协整检验，最后进行格兰杰因果关系检验，具体考察变量间的相互关系。
（三）单位根检验
单方根检验，又称对时间序列数据平稳性的检验，主要是检验样本序列的平稳性。如果在序列无差分情况下的t统计值小于临界值，则序列无单位根，是平稳序列；否则为非平稳序列。本文采用ADF检验法，对LnRUIG和LnPGDP进行单位根检验，具体结果见表1。
从表1的检验结果可知LnRUIG和LnPGDP的ADF检验值，都大于5%的显著性水平下的临界值，两者均不能拒绝有单位根的假设，表明变量LnRUIG和LnPGDP均为非平稳时间序列。但它们的一阶差分序列的ADF检验值均小于5%的显著性水平下的临界值，均为平稳序列。同时，LnRUIG和LnPGDP都是一阶单整序列I（1）。由于其单整阶数相同，两者之间有可能存在协整关系，可以对两个变量的之间的长期关系进行协整检验。
（四）协整检验
协整检验的方法，主要有Engle-Granger两步法和Johansen极大似然法。由于Engle-Granger两步法只需用OLS对变量进行估计，然后检验回归方程的残差序列是否平稳，如残差序列平稳，则变量间存在协整关系，如非平稳则不存在协整关系。因此，本文将运用E-G两步法对变量进行协整检验。对LnRUIG和LnPGDP进行普通最小二乘法（OLS）回归，可得到以下协整回归方程：
对该协整回归方程的残差序列进行平稳性检验，检验结果见表2。由表2可知，残差U的ADF统计量小于显著性水平5%的临界值，拒绝原假设，说明回归方程的残差序列平稳。据此可知，LnRUIG和LnPGDP之间存在协整关系，重庆市城乡居民收入差距和经济增长之间存在着长期稳定的均衡关系。
（五）误差修正模型
协整检验反映了变量之间的长期均衡关系，但在短期内可能会出现偏离均衡趋势的现象。而误差修正模型却能够反映变量之间由短期波动向长期均衡调整的动态过程。因此，为了把重庆市城乡居民收入差距和经济增长的长期关系和短期关系联系起来，本文建立包括误差修正项在内的误差修正模型（ECM），以进一步研究模型的短期动态和长期协整特征。运用Eviews6.0可以建立城乡居民收入差距和经济增长的误差修正模型。模型估计结果如下：
从误差修正模型可以看出，重庆市人均GDP的短期波动将引起城乡居民收入差距同方向变化，影响系数为0.485695，但其t统计值不显著，表明短期内重庆经济增长对城乡居民收入差距的影响不显著；但从长期来看，由于误差修正项的系数为-0.4353，符合反向修正机制，且误差修正项回归系数的t统计量在5%的置信水平下显著，表明在出现偏离长期均衡趋势的情况时，误差修正项会对偏差进行43.53%幅度的调节，以使重庆市城乡居民收入差距与经济增长的关系走向均衡。
（六）格兰杰因果关系检验
尽管协整根检验结果表明重庆城乡居民收入差距和经济增长之间存在一个长期稳定的均衡关系，但这种关系是否构成因果关系，是否显示出明确的因果关系方向，尚需进一步进行Granger因果关系检验。判断两个变量是否存在因果关系，Granger提出的因果关系检验是一种常用的方法。其基本方法是：一般地，如果变量x是变量y的（格兰杰）原因，则x的变化应先于y的变化。因此，在做y对其他变量（包括自身的过去值）的回归时，如果把x的过去或滞后值包括进来能显著地改进对y的预测，则可认为x是y的（格兰杰）原因。类似地可以定义y是x的（格兰杰）原因。由于进行格兰杰因果检验的各变量应为平稳序列，因此，下面对ΔLnRUIG和ΔLnPGDP进行Granger因果关系检验，检验结果见表3。
由表3可以看出，当滞后期为2和3时，两者之间存在单向格兰杰因果关系，即在短期内重庆经济增长是其城乡居民收入差距的原因，但重庆城乡居民收入差距并不是其经济增长的原因。当滞后期为4和5时，两者之间也仅是存在单向格兰杰因果关系，即从长期来看，重庆经济增长是城乡居民收入差距变动的格兰杰原因，而居民收入差距变动并不是经济增长的格兰杰原因。
关于经济增长与城乡居民收入差距的研究，许多人认为一定范围内的收入差距可以促进经济增长，但是当收入差距超过一定范围时则会阻碍经济增长，这些研究对于如何正确处理经济增长和收入分配的关系，具有重要的理论和现实意义。根据本文的格兰杰因果检验结果，可以看出重庆经济增长导致了城乡居民收入差距扩大，但是城乡居民收入差距扩大并没有促进经济增长。这表明重庆经济增长的受益主体主要是城市居民，其城乡二元经济差距有逐步扩大的趋势，这种态势的持续发展将不利于重庆经济的协调发展。
四、结论与建议
通过对重庆1985-2009年城乡居民收入差距与经济增长的相互关系进行实证研究，可以得出以下结论：
第一，改革开放尤其是直辖以来，重庆经济持续快速增长，城乡居民人均收入水平明显提高，但重庆城乡居民收入差距却呈现出逐年扩大的趋势。
第二，协整检验表明，重庆城乡居民收入差距与经济增长之间存在稳定的长期均衡关系。协整方程表明重庆市人均GDP每增长1%，将导致城乡居民收入差距扩大0.1444%。
第三，格兰杰因果检验表明，重庆城乡居民收入差距与经济增长之间仅存在单向格兰杰因果关系，即不管是短期抑或是长期，重庆市经济增长均是城乡居民收入差距扩大的格兰杰原因，但居民收入差距变动并不是经济增长的格兰杰原因。
综上，由于重庆经济增长是城乡居民收入差距扩大的原因，而城乡居民收入差距扩大并不是经济增长的原因，这说明重庆城乡居民收入差距扩大并没有促进经济增长，只是引起了社会分配不公平。如果任由收入差距的扩大，不但会破坏城乡协调发展的机制，而且不利于重庆和谐稳定发展。因此，需要政府采取切实有效的措施，缩小重庆城乡居民收入差距，为重庆社会经济可持续发展创造一个和谐的环境。
第一，消除政策性排斥，统筹城乡经济社会发展。重庆作为国家统筹城乡综合配套改革试验区，应该在消除农村居民长期遭受教育、就业、社会保障等政策性排斥方面有所作为。主要包括消除城乡二元户籍制度，建立城乡一体化的户籍管理制度；建立保障农村居民平等接受教育的制度及法律体系，让农村居民享受到与城市居民相同的教育待遇；以完善农村基本养老、基本医疗、最低生活保障制度为重点，逐步完善农村社会保障制度，构建一个广覆盖、保基本、多层次、可持续的农村社会保障体系建设，充分发挥农村社会保障的分配功能，提高农村居民的收入水平；加大农村基础设施投入力度，给予农民在公共物品享用上的国民待遇。
第二，逐步改变“城市偏向”的金融支持政策，扭转农村金融边缘化的不利局面，加大农村金融创新，加强对“三农”的金融支持力度，缩小重庆城乡收入差距。
第三，探寻一条符合重庆实际的、科学合理的城市化与工业化道路，充分发挥城市化与工业化对提高农民就业率及促进农民增收的积极作用。
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关键词：经济二元结构 城乡收入差距 误差修正模型 城乡统筹发展
本文选择历年数据（1989-2011年），针对经济二元结构对城乡收入差距作用的内在联系进行理论分析与实证检验，根据检验结果制定更有针对性的政策，以实现城乡统筹发展。
实证分析
（一）变量数据说明
1.变量选取。在城乡收入差距（GAP）指标的选择上，有的学者用城镇居民生活费收入与农村居民人均纯收入来测算，并做适当修正（李实、岳希明，2003），但目前大多数研究仍然直接采用城镇居民人均可支配收入IUt与农村居民人均纯收入IRt来测算城乡差距。其公式是：
叶裕民对中国二元结构问题的研究成果中，采用了城乡居民收入差异系数、城乡居民恩格尔系数的差异度、二元对比系数和城乡经济二元结构强度四个指标作为相关研究指标，但是考虑到中国工业化和城市化吸收了大量的农村人口，农村从业人口比重逐年在下降，这样二元对比系数 中，农村比较劳动生产率计算公式中的分母就越来越小，而城镇比较劳动生产率计算公式中的分母越来越大，这将导致二元对比系数变小。但是实际上，农村经济的快速增长并没有带来农村居民收入和生活质量的同比提高，即农村居民并没有完全、足够、对等地分享到农村经济增长带来的好处，相反，农村居民的生活水平相对城市居民而言提高得比较缓慢（王千六，2009），因此，本文采用二元结构强度f来衡量城乡经济二元结构。
可采用农业与非农业间的相对国民收入差距来衡量该指标。美国著名数理统计专家库茨涅兹从工业与农业角度统计，发现除中国外的世界发展中国家，工农业二元结构强度最大为4.09倍。
2.数据来源与处理。本文选取1989-2011年的数据作为样本进行实证分析，原始数据均来自于中国统计年鉴、统计公报，并经过适当计算得到本文所用指标。本文的所有实证过程均在Eviews7.2上完成。
3.变化趋势。1989-2011年二元经济结构强度与城乡收入差距如图1所示，从中可以看出二元经济结构强度与城乡收入差距变化趋势相似。
（二）实证分析
Engle and Granger（1987）指出，如果两个或两个以上非平稳时间序列（含有单位根的时间序列）的线性组合能构成平稳的时间序列，则称这些非平稳时间序列是协整的，所得到的平稳的线性组合为协整方程，可以认为协整方程的存在说明这些变量（即非平稳的时间序列）之间存在稳定的均衡关系。本文在实证分析中首先进行ADF单位检验，然后分析各变量之间的稳定均衡关系。得到协整检验结果后，如果变量间存在协整关系，将建立误差修正（Error Correction Model，ECM）模型。
1 .变量平稳性检验。由于绝大多数经济时间序列都是非平稳的，为了避免建模时的“伪回归”现象，要求所研究的变量必须具有同阶平稳性，因此首先对本文中的变量f和gap进行平稳性检验，由于图检验方法带有较强的主观色彩，为了客观起见，本文采用Dickey和Fuller（1974）提出的ADF检验法对各变量进行单位根检验。ADF检验模型有三种设定模式，选择正确的设定模式尤为重要，三种模式分别为含有趋势项和常数项、只含常数项、都不含，用公式可分别表示如下：
其中，p=1，2，3，或者由实验来确定（孙敬水，2009）。
利用软件对各变量进行单位根检验，以确定变量的平稳性。表1中表示一阶差分；滞后期的选择依据SC准则，通过对变量的折线图进行观察，原序列检验方法为包含截距项和时间趋势项，一阶差分检验方法为不包含截距项和时间趋势项。检验形式（C，T，K）分别表示截距项、时间趋势项与滞后阶数，0表示不含截距项、时间趋势项。表1结果显示，原序列在5%的置信水平下皆为非平稳序列。因此继续对原序列的一阶差分进行平稳性检验，在1%的置信水平下，序列均为一阶单整。
2.协整检验。如果序列{X1t，X2t，…，Xkt}都是d阶单整，存在向量 a=（a1，a2，…，ak），使得 ：
Zt= αXT ～ I（d-b）
其中，b>0，X=（X1t，X2t，…，Xkt）T，则认为序列{X1t，X2t，…，Xkt}是（d，b）阶协整，记为Xt～CI（d，b），α为协整向量（cointegrated vector）。如果两个变量都是单整变量，只有当其单整阶数相同时，才可能协整；如果其单整阶数不相同，就不可能协整。
为了检验两变量Yt、Xt是否为协整，Engle和Granger于1987年提出两步检验法，也称为E-G检验。
第一步，用OLS方法估计方程 ：
并计算非均衡误差，得到：
上述称为协整回归（cointegrating）或静态回归（static regression）。
第二步，检验et的单整性。如果et为稳定序列，则变量gapt，ft为（1，1）阶协整， et的单整性的检验方法仍然是DF检验或者ADF检验。由于协整回归中已含有截距项，则检验模型中无需再用截距项。如使用模型：
进行检验时，拒绝零假设H0：δ=0，意味着误差项et是平稳序列，从而说明gap与f间是协整的。
ADF检验结果见表2。由于检验统计量值-3.896小于0.01的显著性水平的临界值-2.679，因此可以认为估计残差序列e为平稳序列，表明序列Δgap、Δf具有协整关系。长期协整方程为：
gap=1.93+0.16f
（20.1）（10.4）
关键词：城乡居民；居民消费；经济增长；波动；相关性 文献标识码：A
中图分类号：F224 文章编号：1009-2374（2016）16-0193-02 DOI：10.13535/ki.11-4406/n.2016.16.095
城乡居民的消费水平是相关专家研究的重点问题，学术界关注居民消费的功能，也就是居民消费的水平，经济的增长会对城乡居民消费水平产生影响，经济的增长会对城乡居民的消费水平起到积极的推动作用。但是其中也会存在一定的问题，如是否会使得城乡居民感觉到幸福。城乡居民消费与经济增长之间有着明显的相关性，并且城乡居民消费与经济增长波动相关性之间有着明显的差异，下面本文就主要针对差异这一点展开详尽的研究。
1 数据分析
本文主要依据近30年的数据信息来展开实证分析，这些数据均是通过中国统计年鉴所获取的，GDP主要指代的就是国内生产总值，而CS代表的就是城乡全部居民的经济消费水平。其中，CSN则指代的是农村居民所具备的消费水平，而CSC则表示为城镇居民所具备的消费水平，将CSN与CSC进行相加，就能够获取到CS。居民的消费水平与经济增长之间有着明显的波动相关性，本文主要就依据相关的分析方式，如单整、协整等来进行数据列表，实现数据的整合以及检验方法的融合，采取有效的方式来针对城乡局面消费与经济增长相关性波动进行检定处理。
2 不同变量之间的变动情况
详细的情况可见表1：
从表1可以了解到，自1986年开始，国民生产总值就从3645.2万元增长到了如今的249529.9万元，增长的幅度达到了70倍。其中偏度值为1.168975，而峰度则达到了3.453251，就分布的实际情况可以看出，这样的峰值就是一个高窄峰，而就所谓的经济就是在经历了一个阶段的改革后，经济增长会相较于前一段时间增长速率更快，这与我国目前发展的实际情况相符合。
从居民消费的角度来进行分析，居民消费从原先的184万元逐渐增长到如今的7081万元，增长的幅度达到了近38倍，而其偏度也为0.813474。另外，峰度设定为2.537575，从分布的实际情况就可以了解到，窄峰没有出现转变，这样的经济就表明在一个时期，局面消费水平实现了质的飞跃。而农村居民的消费水平也从原先的138万元，逐渐提升到如今的3265万元，增长的幅度达到了近24倍，其偏度值主要设定为0.613587，而峰度值则设定为2.168049，从分布的具体情况来分析，窄峰没有出现过大的变化，就经济的角度来分析就是在本阶段居民的消费水平得到了飞跃式的发展，然而，偏度系数却相对较小，这就表明农民的消费水平在前后两个时期内并没有过大的差异。
另外，城镇居民消费水平由原先的405万元逐渐增长到11855万元，而且增长的幅度达到了近30倍。在增长的过程中，速度相比于农村来说要更快，偏度值达到了0.601164，峰度也达到了2.088908，就分布具体情况来分析，与农村具有一致性，出现的均是一个较高的窄峰，然而偏度系数也并不高，这就表明城镇居民消费水平在前后两个时期，增长差异并不明显。
而依据JP的统计进行分析可知，样本数据均是通过正态分布展开的，根据上述的分析结果可以充分的了解到，CS的增长率在一定程度上占据了GDP的50%，这个程度相对较低，另外，农村居民消费水平中，CS的增长率则更低，在很长一段时间内，经济增长均与大型的固定资产相结合。除此之外，百姓在可支配收入的拥有上相对来说较少，并且医疗社会保障上也有着一定的不足，人均消费也没有得到良好的改变，人们依然面对着看病难以及上学难等问题，而这却是一种流动需求，由于这种需求的存在使得国民的存储率相对来说更高，并且边际的消费系数也更低。
3 GDP与CS之间的波动关系概述
3.1 N步列表和联合概率的独立性检验
对于国内生产总值序列和消费水平序列，可以认为是一个组，然后将样本划分为若干个区域，这样就得到了联合分布的概率。
3.2 相等性检验
为了考察农村和城镇居民消费支出有无显著性差异，本文引入相当性检验：假设两个序列存在相同的均值和方差，考虑到城镇居民明显比农村居民消费水平高的实际情况，无论以哪种方法作为评价准则，都表示拒绝原假设，说明变量之间存在显著性差异，不存在相等性。
4 城乡经济增长对居民消费水平贡献的差异性影响
依据GDP、CS、CSN、CSC来对线性回归方程进行构建，而就GDP的贡献度可以设定方程如下： 依据上述方程可以充分的了解到，方程统计具备较强的计量优势，其中，R?=0.9842，这就表明GDP会对消费水平产生重要的影响。而自变量在检定中，系数值设定为0.029，这说明，在GDP增长一个点的情况下，居民消费的单位值会增加0.029%。依据宏观经济系统来分析，在闭合的状态下，GDP会影响到居民的可支配收入，从而针对消费与储蓄之间进行关系的确立。
相较于其他国家的消费情况来说，我国的消费率相对来说较低。尤其是在1990年以后，企业不再拥有终身职位，其针对一些费用的支出也没有进行赔付，也没有构建相应的社保体系，这就使得居民的预防性储蓄动机得到了有效的提升。另外，劳工的工资是逐渐提升的，其提升的过程是严格的依照真实性展开的，企业没有对将这部分成本作为其他支出应用，这在一定程度上使得储蓄相应地得到了增加。
另外，针对农村居民的消费系数CSN以及居民的消费水平CSC来展开对GDP模型的创设，这样可以使得GDP无法有效地呈现出居民的消费系数CSN以及居民的消费水平CSC之间存在的差异。
依据上述公式可以总结得出如下结论：
首先，就城乡地区的居民消费水平与经济增长之间呈现的是正相关的关系，并且相关系数均表现较为明显。这就说明只有大力发展生产力，才能够使得居民的生活水平得到有效的提高，保障人们的安定生活。
其次，就贡献值来进行分析，城镇居民的GDP相较于农村来说较低，这主要是因为城镇居民在充分考虑到多种因素影响的前提下，使得资本量不断增加。就常系数C来进行分析，城镇居民一般的消费值为811.76，相较于农村来说较高。而就我国的相关机构的报告可知，我国居民的生活以及就业等问题，在通过有效的梳理后，并针对社会当中的相关问题进行预测分析的前提下，表明我国的城镇居民收入在不断增长，并且已经赶超了GDP增长的速率，然而物价的上涨以及资产价格的提升，与收入之间却产生了较大的差距，使得贫富差距拉大。
5 城乡居民消费与经济增长波动相关性的差异改进的方式
面对现今的金融形势，要想使得城乡的居民消费水平可以得到有效的提升，就需要做好相应的内部工作，不断的对生产力进行提升，同时城乡要不断采取相应的方式来对农村的市场进行刺激，使得农村居民可以高频率地进行消费，而要想做到这一点，就需要不断对农村养老以及社保等进行完善处理，使得居民没有顾忌，能够更好地刺激消费。除此之外，为了能够使得城乡之间的收入差距可以缩短，就需要针对基尼系数进行降低处理，最大限度地保障社会的协调发展，实现经济共赢。
就以往的发展状况来进行分析，城乡结构需要经历转型，部分地区的城乡收入差距正在逐渐缩小。而农民获取收入的主要渠道就是进行创业以及财产继承等。针对这一点，就需要合理地采取相关的措施来对城乡的收入差距实施掌控和缩减，在一定程度上，为农民的创业提供大量的物质和资金补助，并且返地于农民，使其具有获得财产性收入的能力。
6 结语
总而言之，在不断对社会进行改革的进程中，我国经济与居民消费水平均得到了大幅度提升，预计可以在2020年实现中等发达国家的水准。从相关指标数据来分析，展开的相关性检验在一定程度上表明了城镇居民消费水平和农村之间有着不相等性，而且城乡居民消费水平在定量的角度来说，也存在一定的差异。面对这一情况，就应该积极地刺激消费，大力发展生产力，注重环节压力，从而更好地推动城乡和经济的发展。
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[中图分类号] F127 [文献标识码] A [文章编号] 1006-5024(2008)11-0093-03
[基金项目] 2006年度江西省社会科学“十一五”规划项目“中部地区崛起战略的理论与对策研究――区域竞争力与区域关联 性的系统分析”(批准号:06JL02)､2006年度江西省高校人文社会科学研究规划基金项目“基于城乡协调发展的江 西农村劳动力转移就业问题研究”(批准号:JJ06208)
[作者简介] 张 文,南昌大学经济与管理学院副教授,管理学博士,研究方向为区域经济､产业经济与人力资源管理;
尹继东,南昌大学经济与管理学院院长,教育部人文社会科学重点研究基地“南昌大学中国中部经济发展研究中心”副主任,教授,博士生导师,研究方向为区域经济､工业经济与战略管理｡( 江西 南昌330031)
一､江西经济发展与城乡收入差距的相关性分析
1.分析指标的选择和回归模型的设定｡根据有关经济理论,相关分析模型选择“城乡居民收入比(即城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比)”为因变量,即被解释变量,其变化可以基本反映出江西城乡经济社会发展的差距和协调水平;选择“人均生产总值(按当年价格计算)”为自变量,即解释变量,它剔除了人口规模对GDP的影响,从而其变化能较好地反映出江西经济发展的实际水平｡相关统计数据采用1978~2007年江西省30年的时间序列数据｡[1]
根据江西人均生产总值与城乡居民收入比的数据分布情况,可以发现二者之间存在较明显的正相关关系｡因此,可以建立江西经济发展对城乡收入差距的一元线性回归模型:Y=B1+B2X+u｡其中,Y代表城乡居民收入比,X代表人均生产总值,B1､B2为待估计的参数(即常数和X对Y的边际贡献率),u为随机干扰项(期望值为0)｡运用最小二乘法(OLS),通过SPSS统计软件对模型进行估计,得到如下线性回归方程:Y=1.824+9.13E-05X(输出结果见表1~表2)｡[2]
2. 回归模型的检验及结果分析｡从模型的总体拟合度(R2)检验和显著性(F)检验来看,该模型的决定系数R2 = 0.649,复相关系数R = 0.805,即模型的回归拟合程度和线性相关程度均为中上,表明人均生产总值的变动可以解释城乡居民收入比变动的64.9%;同时模型的F统计值的显著性概率(Sig. = 0.000)小于置信度(显著性)水平0.01,即通过总体显著性检验,证实模型总体回归效果显著｡
再从模型的参数显著性T检验来看,该模型的常数项(Constant)和解释变量的t统计值的显著性概率(Sig.)均为0.000,小于显著性水平0.01,即常数项和自变量的系数与0有显著性差异,通过参数显著性检验,表明人均生产总值对城乡居民收入比有显著性作用,可以作为解释变量出现在方程中｡回归系数(B2= 9.13E-05)为正值,反映了被解释变量Y与解释变量X呈同向变动的正相关关系,这也基本符合江西经济发展的客观规律(在工业化与城市化的初中期,随着国民经济发展水平的提高,城镇经济发展快于农村,从而城乡居民收入差距逐步扩大);而且计量结果表明,在其他条件不变的情况下,人均生产总值每增加1000元,就有可能平均拉大城乡居民收入差距0.0913倍,显示了江西经济发展对城乡收入差距的重要影响｡
二､江西城乡收入差距与农村劳动力转移就业关系分析
1. 分析指标的选择和回归模型的设定｡选择“城乡居民收入比”为因变量,它的变化可以基本反映出江西城乡经济社会发展的差距和协调水平;选择“第一产业就业人员比重”为自变量,其变化能反映出江西农村劳动力从农业向非农产业转移就业的水平｡相关统计数据也采用1978~2007年江西省30年的时间序列数据｡[1]
同样,根据江西城乡居民收入比与第一产业就业人员比重的数据分布情况,可以发现二者之间存在一定的负相关关系｡因此,可以建立农村劳动力转移水平对城乡收入差距的一元线性回归模型:Y=B1+B2X+u ｡其中,Y代表城乡居民收入比,X代表第一产业就业人员比重,B1､B2为待估计的参数,u为随机干扰项(期望值为0)｡运用最小二乘法(OLS),通过SPSS统计软件对模型进行估计,得到如下线性回归方程:Y = 3.369-0.021X(输出结果见表3~表4)｡[2]
2. 模型的检验及结果分析｡从模型的总体拟合度(R2)检验和显著性(F)检验来看,该模型的决定系数R2 = 0.575,复相关系数R = 0.758,即模型的回归拟合程度和线性相关程度均为中等,表明第一产业就业人员比重的变动可以解释城乡居民收入比变动的57.5%;同时模型的F统计值的显著性概率(Sig. = 0.000)小于置信度(显著性)水平0.01,即通过总体显著性检验,证实模型总体回归效果显著｡
再从模型的参数显著性T检验来看,该模型的常数项(Constant)和解释变量的t统计值的显著性概率(Sig.)均为0.000,小于显著性水平0.01,即常数项和自变量的系数与0有显著性差异,通过参数显著性检验,表明第一产业就业人员比重对城乡居民收入比有显著性作用,可以作为解释变量出现在方程中｡回归系数(B2= -0.021)为负值,反映了被解释变量Y与解释变量X呈反向变动的负相关关系,这也基本符合江西经济发展的实践(随着工业化和城市化,农村劳动力不断从农业向非农产业和城镇转移,第一产业就业人员比重逐步降低,同时促进了城镇经济的迅速发展,从而拉大了城乡居民收入差距);而且计量结果表明,在其他条件不变的情况下,第一产业就业人员比重每降低10个百分点(即农村劳动力转移就业水平提高10个百分点),就有可能平均提高城乡居民收入比0.21倍,显示了江西农村劳动力转移就业对城乡收入差距的重要作用｡
三､江西农村劳动力转移就业对经济发展作用计量分析
1. 分析指标的选择和回归模型的设定｡选择“人均生产总值”为因变量,其变化基本上可以反映出江西经济发展水平的实际程度;选择“第一产业就业人员比重”为自变量,它的变化能反映出江西农村劳动力从农业向非农产业转移就业的水平｡相关统计数据同样采用1978~2007年江西省30年的时间序列数据｡[1]
根据江西人均生产总值与第一产业就业人员比重的数据分布情况,可以发现二者之间存在明显的线性负相关关系｡因此,可以建立农村劳动力转移水平对经济发展的一元线性回归模型:Y=B1+B2X+u ｡其中,Y代表人均生产总值,X代表第一产业就业人员比重,B1､B2为待估计的参数,u为随机干扰项(期望值为0)｡运用最小二乘法(OLS),通过SPSS统计软件对模型进行估计,得到如下线性回归方程:Y = 16026.344-219.413X(输出结果见表5~表6)｡[2]
2. 模型的检验及结果分析｡从模型的总体拟合度(R2)检验和显著性(F)检验来看,该模型的决定系数(R2 = 0.775)和复相关系数(R = 0.880)比较接近1,即模型的回归拟合程度和线性相关程度均较高,表明第一产业就业人员比重的变动可以解释人均生产总值变动的77.5%,总体回归效果较好;同时模型的F统计值的显著性概率(Sig. = 0.000)小于置信度(显著性)水平0.01,即通过总体显著性检验,也证实了模型总体回归效果显著｡
再从模型的参数显著性T检验来看,该模型的常数项(Constant)和解释变量的t统计值的显著性概率(Sig.)均为0.000,小于显著性水平0.01,即常数项和自变量的系数与0有显著性差异,通过参数显著性检验,表明第一产业就业人员比重对人均生产总值有显著性作用,应当作为解释变量出现在方程中｡回归系数(B2= -219.413)为负值,反映了被解释变量Y与解释变量X呈反向变动的负相关关系,这也符合经济学理论和产业发展规律(随着经济的发展,农村劳动力不断从农业向非农产业转移就业,促使第一产业就业人员比重下降,工业化和城市化进程加快,从而促进国民经济发展水平提高);而且计量结果表明,在其他条件不变的情况下,第一产业就业人员比重每降低1个百分点(即农村劳动力转移就业水平提高1个百分点),就有可能平均增加人均生产总值219.413元,显示了江西农村劳动力转移对经济发展的重大贡献｡
四､结论与建议
1. 实现全面协调可持续发展,必须以人为本,实施就业优先的发展战略｡在江西经济和财政现已达到一定规模基础上,必须改变增长优先的思路,实施就业优先的发展战略｡为此江西应该大力实施积极的就业政策,有效统筹城乡就业,完善支持自主创业､自谋职业政策,加强政府引导和就业观念教育,促进以创业带动就业,完善市场就业机制,通过增加政府支出和城乡居民实际收入,提升消费需求对经济增长的贡献,才能实现以人为本的全面协调可持续发展｡
2. 积极发展城乡非农产业,加速推进农村劳动力转移就业,是江西实现中国特色新型工业化､城镇化和农业现代化的战略途径｡江西走中国特色新型工业化道路,必须能够遵循市场经济规律,突破行政区划界限,充分利用丰富的人力资源来发展有江西特色的现代产业体系和农村非农产业,推进信息化与工业化融合,实行就业导向的产业政策,尤其是要注意培养支持和改造具有竞争力优势､能扩大就业的劳动力密集型工业,积极发展就业弹性大､环境破坏小､资源消耗少的现代服务业,提高服务业比重和水平｡江西要进一步推进行业公平准入,改善融资条件,破除体制障碍,积极推动劳动力密集型的个体私营经济和中小企业快速发展,加快形成统一开放､竞争有序的现代市场体系｡
江西走中国特色城镇化道路,则必须以人为本,按照统筹城乡､布局合理､节约土地､功能完善､以大带小的原则,以增强综合承载能力为重点,以提供就业机会为导向,以培育新经济增长极为支撑,以大城市为依托､小城镇为支点,形成辐射作用大､集聚效应强的城市群以及若干带动力强､联系紧密的经济圈和经济带,促进大中小城市和小城镇协调发展,从而实现人口资源等生产要素跨区域合理流动和优化配置,缩小区域城乡发展差距｡
江西走中国特色农业现代化道路,也必须能够以促进农民增收､提高农业效率为目标,建立政府扶持､以工促农､以城带乡的长效机制,进一步发展农民专业合作组织,支持农业产业化经营和龙头企业发展,优化农业结构,延伸农业产业链,内部吸纳剩余劳动力,同时大力发展以转移农村劳动力为目标的乡镇企业,壮大县域经济,繁荣农村市场,多渠道转移农民就业,缩小城乡收入差距,促进城乡经济一体化发展新格局的形成｡
3. 彻底破除城乡分割的体制,大力开发农村人力资源,加快建立统一规范的城乡一体化人力资源市场,形成城乡劳动者平等就业的制度环境｡江西为了有效实施扩大就业的发展战略和积极的就业政策,加速工业化与城镇化进程,必须深入清除阻碍城乡统筹就业的二元结构体制和扭曲市场的歧视性限制政策,进一步加大行政体制改革力度,建立公共利益导向的服务型政府,注重实现基本公共服务均等化,深化户籍管理制度的改革,完善流动人口管理,逐步使城乡居民具有同等自由迁徙权;加快建立覆盖城乡､全国统筹的社会保障体系,降低农民工进城务工和外来人员跨地区就业的门槛,建立健全城乡统一的就业服务体系和农民工维权保障机制,依法维护劳动者的合法权益,从而建立就业渠道和就业空间得到充分拓展的城乡一体化人力资源市场,形成城乡劳动者平等就业的制度｡[3]
同时,江西农村劳动力数量大但素质相对低下的严峻现实,使得各级政府必须加强统筹教育资源,加大农村教育培训投资力度,健全面向全体劳动者的职业教育培训制度,加强农村富余劳动力转移就业培训,大力开发农村人力资源,提高农民科学文化素质,从而推进农村劳动力有效转移,扩大就业规模,改善就业结构,促进江西城乡经济社会协调发展｡
参考文献:
[1]江西省统计局. 江西统计年鉴(2007)[J].北京:中国统计出版社,2007.
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