城鄉(xiāng)收入差距的因素分析

1、精選優(yōu)質(zhì)文檔-傾情為你奉上精選優(yōu)質(zhì)文檔-傾情為你奉上專心-專注-專業(yè)專心-專注-專業(yè)精選優(yōu)質(zhì)文檔-傾情為你奉上專心-專注-專業(yè)城鄉(xiāng)收入差距的因素分析 內(nèi)容摘要：本文利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的數(shù)量方法對(duì)影響城鄉(xiāng)收入的諸多因素進(jìn)行分析。在借鑒前人已證實(shí)的一些因素的基礎(chǔ)上，結(jié)合當(dāng)今經(jīng)濟(jì)發(fā)展的特點(diǎn)與動(dòng)態(tài)，提出了一些新的影響因素，并利用計(jì)量方法加以檢驗(yàn)，保留了顯著的影響因素，剔除了不顯著的因素。從而形成了一個(gè)新的影響城鄉(xiāng)收入差距的模型，并對(duì)其進(jìn)行了檢驗(yàn)與修正，得出關(guān)于影響城鄉(xiāng)收入差距的因素分析。關(guān)鍵詞： 城鄉(xiāng)收入差距 因素分析一、研究背景及其問題提出改革開放之初，由于推行農(nóng)村家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制，將農(nóng)民自身的經(jīng)濟(jì)利

2、益與生產(chǎn)成果相聯(lián)系，形成激勵(lì)機(jī)制，調(diào)動(dòng)了農(nóng)民的生產(chǎn)積極性，糧食生產(chǎn)大幅度提高。同時(shí)國(guó)家也提高了農(nóng)副產(chǎn)品的收購(gòu)價(jià)格，農(nóng)民的收入增長(zhǎng)較快，80年城鄉(xiāng)居民收入差距為2.301，85年一度縮小到1.831；但從85年起，國(guó)家將改革的重心由農(nóng)村轉(zhuǎn)移到城市，從而農(nóng)村經(jīng)濟(jì)體制改革相對(duì)滯后，城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有出現(xiàn)新的不平衡，差距再次擴(kuò)大，直到2003年，這種情況都沒有得到好轉(zhuǎn)，城鎮(zhèn)居民的可支配收入與農(nóng)村居民的家庭純收入之比仍在擴(kuò)大。更糟糕的是，農(nóng)村居民家庭純收入增長(zhǎng)速度還遠(yuǎn)低于城市居民的可支配收入的增長(zhǎng)速度。下圖所示：雖然在一定程度上的收入差距有助于形成有層次性的需求結(jié)構(gòu)，但是城鄉(xiāng)收入差距過大必然會(huì)給社會(huì)帶來極大

3、的負(fù)面影響。那么目前中國(guó)的城鄉(xiāng)收入差距究竟是否已經(jīng)發(fā)展到不能容忍的地步了呢？學(xué)術(shù)界普遍觀點(diǎn)如下：過高論：橫向靜態(tài)比較，中國(guó)的城鄉(xiāng)收入差距都高于發(fā)展中國(guó)家，更高于發(fā)達(dá)國(guó)家。以陳宗勝為代表的主流派認(rèn)為，目前城鄉(xiāng)收入差距大致適當(dāng)。原因在于：總體社會(huì)安定，沒有大的動(dòng)蕩；農(nóng)村和城市的基尼系數(shù)都沒達(dá)到0.5以上，對(duì)照我國(guó)目前經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和效益來看，算不上兩極分化。兩極分化論：農(nóng)村人口眾多，在加上由于歷史傳統(tǒng)，文化模式等原因，人們已經(jīng)習(xí)慣了平均主義的分配方式，“不患寡而患不均”的觀念一直很強(qiáng)。城鄉(xiāng)收入差距已經(jīng)發(fā)展大兩極分化的地步，嚴(yán)重威脅社會(huì)的穩(wěn)定?，F(xiàn)階段，大量的農(nóng)民工問題就是一個(gè)反映。 我們認(rèn)為目前，中國(guó)的城

4、鄉(xiāng)收入差距雖沒有達(dá)到兩極分化的嚴(yán)重后果，但也是不合適的。我們認(rèn)為現(xiàn)在中國(guó)的城鄉(xiāng)收入差距太高了，并且正在向著兩極化的趨勢(shì)發(fā)展。首先，需要判定中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距是否不合理。我們把世界各國(guó)在一定的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下相對(duì)應(yīng)的城鄉(xiāng)收入差距的平均水平看作是經(jīng)濟(jì)發(fā)展一定階段上的必然現(xiàn)象，稱之為自然差距，或者叫“合理的”差距，那么實(shí)際的差距和自然差距程度之間的差異就是不合理的，外在的，可控制的部分。我們采用霍利斯錢納里的“標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)”來分析城鄉(xiāng)收入差距是否合理？由于“標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)”包含了101個(gè)樣本國(guó)家（包含了發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家），所以我們認(rèn)為錢納里的標(biāo)準(zhǔn)是可以用來衡量中國(guó)的。我們把“標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)”分析中所隱含的城鄉(xiāng)收入差

5、距變化趨勢(shì)視為世界各國(guó)城鄉(xiāng)收入差距變化的一般趨勢(shì)。將中國(guó)的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力份額與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值份額與世界平均水平比較，見下表：農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力份額與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值份額變化速度的比較人均GNP（1964年，美元）100以下10020030040050080010001000以上 標(biāo) 準(zhǔn) 結(jié) 構(gòu)初級(jí)產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力份額（%）71.265.855.748.943.839.53025.215.9初級(jí)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值份額（%）52.245.232.726.622.820.215.613.812.7勞動(dòng)力份額與產(chǎn)值份額比率1.3641.4561.7031.8381.9211.9551.9231.8261.252 中 國(guó) 結(jié) 構(gòu)產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力份額（

6、%）1978年71.91983年68.71992年601994年55.81996年51.82001年502002年農(nóng)業(yè)產(chǎn)值份額（%不變價(jià)格）40.33824.22118.415.20勞動(dòng)力份額與產(chǎn)值份額比率1.7841.8082.4792.6572.8153.289從上表 ，我們可以看出在同樣的收入?yún)^(qū)段，我國(guó)的勞動(dòng)力份額與產(chǎn)值份額比率比“標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)”上升得快。說明在同樣的收入?yún)^(qū)段，我國(guó)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力份額比“標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)”下降的慢，而農(nóng)業(yè)產(chǎn)值份額則比“標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)”下降的快；這表明，同“標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)”相比，我國(guó)農(nóng)民人均收入比城鎮(zhèn)居民人均收入增長(zhǎng)得更慢，我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的速度更快，因而我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距比“標(biāo)準(zhǔn)結(jié)

7、構(gòu)”更大。在目前中國(guó)人均GNP超過1000美元的情況下，勞動(dòng)力份額與產(chǎn)值份額比率大大超過了“標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)”，而且還出現(xiàn)上升趨勢(shì)?？梢?，我國(guó)的城鄉(xiāng)收入差距是不合理的。另外，我國(guó)財(cái)政用于農(nóng)業(yè)支出占GDP的比重太少了，即使與發(fā)展中國(guó)家比較，我國(guó)財(cái)政用于農(nóng)業(yè)支出占GDP的比重比發(fā)展中國(guó)家的平均水平還要少，說明農(nóng)業(yè)投入過少，國(guó)家重視不夠。請(qǐng)參見下表； 財(cái)政支出農(nóng)業(yè)支出占GDP的比重國(guó)別年份變動(dòng)范圍年均幅度全世界1982-19870.84-1.030.97發(fā)達(dá)國(guó)家1982-19870.67-0.910.83發(fā)展中國(guó)家1982-19872.00-2.262.11印度1982-19873.30-3.843.52中

8、國(guó)1990-20000.98-1.661.28說明：印度的數(shù)據(jù)僅包括中央政府；中國(guó)的數(shù)據(jù)來自2001年及以前中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒；其他國(guó)家數(shù)據(jù)來自于國(guó)際貨幣基金組織的政府財(cái)政統(tǒng)計(jì)（1990年）。由此可以看出我國(guó)對(duì)農(nóng)業(yè)投入的力度根本沒有達(dá)到發(fā)展中國(guó)家的平均水平，而且離平均水平還相距甚遠(yuǎn)。說明我國(guó)應(yīng)該加大對(duì)農(nóng)業(yè)的重視程度，在這方面多投入精力、人力、物力、財(cái)力。而且和我們發(fā)展水平相差不多的印度其財(cái)政用于農(nóng)業(yè)支出占GDP的比重也遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過中國(guó)。這足夠引起我們的深思。二、模型設(shè)定及其理論分析那么是什么因素在擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距，什么因素對(duì)將來縮小城鄉(xiāng)收入差距至關(guān)重要呢？我們?cè)谶M(jìn)行模型設(shè)定的時(shí)候，對(duì)近年來國(guó)家宏觀經(jīng)濟(jì)形

9、勢(shì)和農(nóng)業(yè)政策的分析，認(rèn)為造成城鄉(xiāng)收入差距的因素非常多。于是，我們?cè)趨⒖忌缈圃壕攀甏P(guān)于農(nóng)民收入與勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的一項(xiàng)課題的基礎(chǔ)上，經(jīng)過整理和總結(jié)將因素分析如下：首先，這幾年以來，雖然農(nóng)民收入的渠道多元化，來自非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的收入份額在不斷增長(zhǎng)，但農(nóng)產(chǎn)業(yè)的收入，尤其是種植業(yè)收入仍占很大比重，而這部分農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入又取決于農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量的多少和價(jià)格高低，所以選擇農(nóng)副產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格指數(shù)（X1）和糧食產(chǎn)量增長(zhǎng)率（X2）；一國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化對(duì)收入分配格局的影響，我們選擇第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重（X3），第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)者比重（X4），結(jié)構(gòu)系數(shù)（X5）（非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比較勞動(dòng)生產(chǎn)率與農(nóng)產(chǎn)業(yè)比較勞動(dòng)生產(chǎn)率之比）反映經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化的影

10、響。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展對(duì)提高農(nóng)民收入，縮小城鄉(xiāng)居民收入差距起著非常重要的作用，我們選擇第一產(chǎn)業(yè)增加值增長(zhǎng)率（X6），按可比價(jià)格計(jì)算的第一產(chǎn)業(yè)增加值指數(shù)（X7），第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率（X8）。分析城鄉(xiāng)收入變化的差異性對(duì)收入差距的影響，我們選擇城鎮(zhèn)居民收入增長(zhǎng)率（X9），城鎮(zhèn)職工年均工資增長(zhǎng)率（X10），非農(nóng)產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率（X11）和農(nóng)村居民人均純收入增長(zhǎng)率（X12）。農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)較快的原因是非農(nóng)收入份額增加，我們選擇非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入增長(zhǎng)率（X13）和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)職工人數(shù)增長(zhǎng)率（X14）。另外在總和收入一定時(shí)，農(nóng)村人口的減少會(huì)提高人均純收入，我們選擇城鎮(zhèn)與農(nóng)村人口比來衡量（X15）。在設(shè)定模型之

11、前，我們將以上變量整合，歸納為以下幾個(gè)典型因素代表：農(nóng)村就業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換滯后于產(chǎn)值結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換X1（農(nóng)村就業(yè)結(jié)構(gòu)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)）城鄉(xiāng)人口比率X2（城鎮(zhèn)總?cè)丝?農(nóng)村總?cè)丝冢┏青l(xiāng)文化水平差異X3（城鎮(zhèn)居民平均受教育年限/農(nóng)村居民平均受教育年限）城鄉(xiāng)居民財(cái)富比X4（城鎮(zhèn)居民平均儲(chǔ)蓄/農(nóng)村居民平均儲(chǔ)蓄）城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)X5（非農(nóng)業(yè)比較勞動(dòng)生產(chǎn)率/農(nóng)業(yè)比較勞動(dòng)生產(chǎn)率）滯后的收入差距Y(-1)（滯后一年的收入差距） （根據(jù)布坎南的收入分配理論，現(xiàn)代社會(huì)中，財(cái)富對(duì)收入的作用日益明顯。但由于財(cái)富難于確切計(jì)量，我們借用滯后收入差距來衡量城鄉(xiāng)財(cái)富的不同影響。）幾點(diǎn)說明：一、理論界定：城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的劃分應(yīng)該依據(jù)居民的實(shí)際居

12、住地。而官方統(tǒng)計(jì)上的城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的劃分是依據(jù)居民的戶口所在地確定。因此，我們?cè)诎磻艏畡澐值某擎?zhèn)居民中加入農(nóng)村流動(dòng)人口，農(nóng)村居民中減去農(nóng)村外出人口；如下表所示：流動(dòng)前：城鎮(zhèn)居民農(nóng)村居民城鎮(zhèn)戶口居民農(nóng)村戶口居民流動(dòng)后：城鎮(zhèn)居民農(nóng)村居民城鎮(zhèn)戶口居民農(nóng)村流動(dòng)勞動(dòng)力（人口）農(nóng)村實(shí)際居住人口（農(nóng)民戶口居民農(nóng)村外出人口）二、我們用來反映城鄉(xiāng)收入差距的兩個(gè)指標(biāo)，即農(nóng)民人均純收入和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，其統(tǒng)計(jì)口徑并不一致，前者不僅包括現(xiàn)金純收入，還包括實(shí)物折現(xiàn)金收入，而后者只是城鎮(zhèn)居民可支配的貨幣收入，城鎮(zhèn)居民所享受的大量非貨幣型福利收入（如住房，公費(fèi)醫(yī)療和實(shí)物收入等）沒有在現(xiàn)有的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入

13、中體現(xiàn)。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局一項(xiàng)據(jù)宏觀統(tǒng)計(jì)資料和調(diào)查測(cè)算的結(jié)果表明，1995年城鎮(zhèn)居民人均從國(guó)家及單位獲得的福利收入3304元，相當(dāng)于當(dāng)年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的比例為71.6%。因此，直接通過比較人均純收入和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入得出的結(jié)果肯定會(huì)在一定程度上低估城鄉(xiāng)居民收入差距，但至少給出了實(shí)際收入差距的下限。三、我們之所以用平均教育年限來衡量文化水平差異這個(gè)因素是因?yàn)椋阂话愣?，只接受過小學(xué)教育難以形成人力資本的差異，所以我們對(duì)接受初中、高中、大學(xué)的不同人數(shù)進(jìn)行加權(quán)，得到平均教育年限這個(gè)因素。根據(jù)舒爾茨的人力資本理論，教育是形成人力資本的最重要因素，對(duì)人力資本的投資收益率遠(yuǎn)大于物質(zhì)資本收益率，故引入

14、這個(gè)因素。于是最初模型設(shè)定為：Yt=C+1X1+2X2+3X3+4X4+5X5+7Yt-1+t 我們對(duì)這個(gè)模型進(jìn)行相關(guān)系數(shù)的檢驗(yàn)，得到有些因素的相關(guān)系數(shù)很大，如下表所示：X1X2X3X33X4X5Y(-1)X1 1. 0.-0.-0. 0. 0. 0.X2 0. 1.-0.-0. 0. 0. 0.X3-0.-0. 1. 0.-0.-0.-0.X33-0.-0. 0. 1.-0.-0.-0.X4 0. 0.-0.-0. 1. 0. 0.X5 0. 0.-0.-0. 0. 1. 0.Y(-1) 0. 0.-0.-0. 0. 0. 1.從此表看出，x1和 x2之間存在很強(qiáng)的相關(guān)性，所以在模型的引入因

15、素時(shí)，我們考慮在x1和x2之間舍掉一個(gè)變量，利用Granger因果檢驗(yàn)來確定x1和x2哪個(gè)引入模型更好。檢驗(yàn)結(jié)果：Pairwise Granger Causality TestsDate: 12/24/04 Time: 15:15Sample: 1980 2002Lags: 2 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability X1 does not Granger Cause Y21 1.82742 0.19284 Y does not Granger Cause X1 0.00476 0.99526Pairwise Granger Causality Te

16、stsDate: 12/24/04 Time: 15:26Sample: 1980 2002Lags: 2 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability Y does not Granger Cause X221 0.50731 0.61148 X2 does not Granger Cause Y 5.56557 0.01463結(jié)果表明，人口比率X2是Y的Granger原因；另外，采用多元統(tǒng)計(jì)中主成份分析法，發(fā)現(xiàn)只要以下幾個(gè)因素就可以解釋收入差距（Y）的絕大部分（貢獻(xiàn)率達(dá)到86.76%），所以我們將模型中的解釋變量確定為：城鄉(xiāng)人口比率（城鎮(zhèn)總?cè)丝?農(nóng)村總

17、人口）：X1（最初模型中的X2）滯后兩年的城鄉(xiāng)文化水平差異（城鎮(zhèn)居民平均受教育年限/農(nóng)村居民平均受教育年限）：X2（最初模型中的X3）城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)（非農(nóng)業(yè)比較勞動(dòng)生產(chǎn)率/農(nóng)業(yè)比較勞動(dòng)生產(chǎn)率）：X3（最初模型中的X5）滯后的收入差距：Y(-1)（滯后一年的收入差距）重新設(shè)定模型為： Yt=C+1X1+2X2+3X3+4Yt-1+t(一)我們的數(shù)據(jù)：年份城鄉(xiāng)收入差距城鄉(xiāng)人口比率城鄉(xiāng)文化水平差異城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)滯后的收入差距YX1X2X3Yt-119802.50.245.19812.20.2552.519821.950.271.754.2.219831.820.281.733.1.9519841.830

18、.31.7241.8219851.860.311.754.1.8319862.130.321.764.1.8619872.160.341.7642.1319882.170.351.734.2.1619892.290.361.7342.1719902.20.361.7242.2919912.40.361.734.2.219922.570.381.7252.419932.80.391.694.2.5719942.860.41.734.2.819952.630.411.74.2.8619962.570.441.6942.6319972.470.491.654.2.5719982.510.51.634

19、.2.4719992.650.531.644.2.5120002.790.571.634.2.6520012.90.61.635.2.7920023.110.641.652.9備注說明：Y城鄉(xiāng)收入差距程度=城鎮(zhèn)居民可支配收入/農(nóng)村居民純收入 x1城鄉(xiāng)人口比率=城鎮(zhèn)總?cè)丝?農(nóng)村總?cè)丝趚2城鄉(xiāng)文化水平差異=城鎮(zhèn)居民平均受教育年限/農(nóng)村居民平均受教育年限x3城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)系數(shù)yt-1滯后一年的收入差距Y(-1) （二）用OLS估計(jì)結(jié)果因?yàn)橛捎谑杖氩罹嗖⒉荒馨搭A(yù)期縮小到某一程度，所以我們是通過局部調(diào)整模型引入滯后變量的，因此我們?nèi)钥梢圆捎肙LS法進(jìn)行估計(jì)。Eviews的最小二乘計(jì)算結(jié)果為：Depende

20、nt Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/24/04 Time: 16:07Sample(adjusted): 1982 2002Included observations: 21 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-4.2.-1.0.1158X11.0.2.0.0448X22.1.1.0.1420X30.0.2.0.0503Y(-1)0.0.5.0.0001R-squared0. Mean dependent var2.Adjusted

21、R-squared0. S.D. dependent var0.S.E. of regression0. Akaike info criterion-1.Sum squared resid0. Schwarz criterion-1.Log likelihood18.59458 F-statistic50.58630Durbin-Watson stat1. Prob(F-statistic)0.從上可以得到回歸模型：Yt=-4.86 + 1.90X1 + 2.45X2 + 0.17X3 + 0.67 Yt-1 2.92 0.87 1.59 0.08 0.12t= (-1.66) (2.18)

22、(1.54) (2.12) (5.43) R2=0.93 =0.91 d=1.95 F=50.58 （三）對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)：經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)：從回歸系數(shù)可以看出，X2（城鄉(xiāng)文化水平差異）, X3（城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)系數(shù)）, Yt-1的系數(shù)為正，符合經(jīng)濟(jì)意義。即隨著X2,X3, Yt-1的增大，城鄉(xiāng)收入差距會(huì)隨之增大。 X1這一指標(biāo)對(duì)收入差別的影響有兩個(gè)方面：其一，在經(jīng)濟(jì)未增長(zhǎng)的情況下，如果該指標(biāo)值擴(kuò)大，則收入差別會(huì)擴(kuò)大，因?yàn)橹笜?biāo)值縮小意味著農(nóng)村人口超生，平均每人分享的資源自然變小。其二，在經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的情況下，如果指標(biāo)值擴(kuò)大，意味著城市化的程度提高，如果城市化所伴隨的工業(yè)化程度未達(dá)到促使城鄉(xiāng)居民收入自然差

23、距下降的臨界值時(shí)，那么收入差距程度一般會(huì)提高，反之則下降。X2衡量的是文化水平的差異，隨著農(nóng)民所掌握的知識(shí)增多，可以改變過去的陳舊的工作觀念，可以更多地接觸新的生產(chǎn)技術(shù)，獲取致富的信息，從而縮小與城市居民的收入差距。X3城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)系數(shù)，則反映我國(guó)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)中的剩余勞動(dòng)力向現(xiàn)代非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移存在困難。Yt-1的系數(shù)為正，說明收入差距會(huì)存在馬太效應(yīng)，“窮者愈窮，富者愈富”。統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)：從回歸結(jié)果看，修正的可決系數(shù) =0.91，回歸的結(jié)果較好。X1，X3，Yt-1 的T值大于2，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)顯著。X2的T值小于2，可能是因?yàn)榻逃嬖跍笮?yīng)，受限于樣本容量，不能再滯后了。計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)：首先，進(jìn)行多重共

24、線形的檢驗(yàn)，使用簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)矩陣：X1X2X3Y1X11-0.20.40.2X2-0.21-0.7-0.4X30.4-0.710.3X40.2-0.40.31發(fā)現(xiàn)，X1、 X2之間存在很大的相關(guān)性，但我們?nèi)匀槐Ａ鬤2這個(gè)因素，根據(jù)舒爾茨對(duì)人力資本論述的觀點(diǎn)，隨著社會(huì)的發(fā)展，所受教育水平將會(huì)成為影響收入的重要因素，人力資本所帶來的收益遠(yuǎn)大于物質(zhì)資本帶來的收益。另外，即使存在一定共線性，模型還是可以用來預(yù)測(cè)的。我們采用逐步回歸法對(duì)此模型進(jìn)行檢驗(yàn)和補(bǔ)救，仍然覺得原模型最好。同時(shí)發(fā)現(xiàn)逐步回歸法第一步引入的是人口因素，也就是說人口因素可以解釋城鄉(xiāng)居民收入差距變化的絕大部分。所以，解決收入差距的關(guān)鍵在于改

25、變城鄉(xiāng)人口比例。其次，進(jìn)行異方差的檢驗(yàn)，采用ARCH檢驗(yàn)，結(jié)果如下：ARCH Test:F-statistic0. Probability0.Obs*R-squared0. Probability0.Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 12/26/04 Time: 18:30Sample(adjusted): 1984 2002Included observations: 19 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-Stat

26、isticProb. C0.0.2.0.0429RESID2(-1)-0.0.-0.0.3831RESID2(-2)-0.0.-0.0.9009R-squared0. Mean dependent var0.Adjusted R-squared-0. S.D. dependent var0.S.E. of regression0. Akaike info criterion-5.Sum squared resid0. Schwarz criterion-5.Log likelihood53.38462 F-statistic0.Durbin-Watson stat1. Prob(F-stati

27、stic)0.由ARCH檢驗(yàn)知，拒真錯(cuò)誤為63.29%，而且T值不顯著，所以不存在異方差。接著做White檢驗(yàn)，見下表：White Heteroskedasticity Test:F-statistic1. Probability0.Obs*R-squared8. Probability0.Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 12/26/04 Time: 18:32Sample: 1982 2002Included observations: 21VariableCoefficientStd. E

28、rrort-StatisticProb. C4.12.677840.0.7010X1-0.0.-0.0.5457X120.0.0.0.9350X2-5.14.55731-0.0.7067X221.4.0.0.7178X3-0.0.-0.0.8133X320.0.0.0.7130Y(-1)0.0.0.0.4468Y(-1)2-0.0.-0.0.5043R-squared0. Mean dependent var0.Adjusted R-squared0. S.D. dependent var0.S.E. of regression0. Akaike info criterion-5.Sum sq

29、uared resid0. Schwarz criterion-4.Log likelihood62.99714 F-statistic1.Durbin-Watson stat3. Prob(F-statistic)0.White檢驗(yàn)下拒真錯(cuò)誤為35.25%，而且T值都不顯著，進(jìn)一步證實(shí)了沒有異方差。再次，進(jìn)行自相關(guān)的檢驗(yàn)，由于我們?cè)谀Ｐ椭幸肓藨?yīng)變量的滯后項(xiàng)，所以我們使用德賓H檢驗(yàn)，H=0.76 y/x，那么即使居民的收入并未發(fā)生變化，統(tǒng)計(jì)的城鄉(xiāng)人均收入差距也會(huì)擴(kuò)大。經(jīng)過代數(shù)運(yùn)算，我們發(fā)現(xiàn)，r y/x等價(jià)于：(2)其中，(3)不難發(fā)現(xiàn)，決定的因素主要有兩個(gè)，一個(gè)是城鎮(zhèn)人口的比重(近似等于)和

30、城鄉(xiāng)人均收入比(y/x)，城鎮(zhèn)人口的比重越小，城鄉(xiāng)人均收入比越小，越大。假設(shè)城鎮(zhèn)人口比重為40，城鄉(xiāng)人均收入比為2.5，可以算出=0.625，也就是說，只要在邊際上轉(zhuǎn)為城鎮(zhèn)居民的人收入達(dá)到當(dāng)時(shí)城鎮(zhèn)人均收入的62.5%，那么，這個(gè)城市化過程就會(huì)加大統(tǒng)計(jì)的城鄉(xiāng)收入差距。另一個(gè)有意思的現(xiàn)象是，在城市化進(jìn)程中，作為一個(gè)臨界值是不斷降低的，因?yàn)槌擎?zhèn)人口的比重在不斷上升，而城鄉(xiāng)人均收入比也在不斷上升，也就是說，隨著城市化水平的提高，(2)式將越來越容易滿足。如果(2)式得到滿足，那么，城市化進(jìn)程帶來的結(jié)果就是統(tǒng)計(jì)上的城鄉(xiāng)人均收入比不斷上升。我們應(yīng)該看到，我國(guó)目前城市化嚴(yán)重滯后于工業(yè)化，現(xiàn)代企業(yè)部門難以容納

31、過多勞動(dòng)力，因此會(huì)出現(xiàn)上述現(xiàn)象。但隨著城市化的深入和制度完善，城市化是縮小城鄉(xiāng)收入差距的必由之路。四本文的結(jié)論通過分析,我們得出人口、二元結(jié)構(gòu)，滯后的收入差距是制約收入的三個(gè)顯著因素：在模型分析中，城鄉(xiāng)人口比的系數(shù)為正，說明我國(guó)目前的城市化進(jìn)程滯后工業(yè)化，雖然有大量的勞動(dòng)力涌入城市，但如果城市的工業(yè)化程度不足以吸收這些勞動(dòng)力，從事的都是低收入的基礎(chǔ)工作，部分地補(bǔ)充了低端工作崗位的不足，促使城市形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)，從而帶來了城市經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展，居民收入穩(wěn)步提高。另一方面農(nóng)民進(jìn)城從事的工作報(bào)酬過低，不足以縮小收入差距。也就是說如果城市化所伴隨的工業(yè)化程度未達(dá)到促使城鄉(xiāng)居民收入自然差距下降的臨界值時(shí)，那么收

32、入差距程度一般會(huì)提高，反之則下降。在中國(guó)的大多數(shù)地方仍然實(shí)行著城鄉(xiāng)分割的戶籍政策和管理政策，一些地方實(shí)行的戶籍“準(zhǔn)入政策”實(shí)際上是讓富有的人成為城市居民，卻沒有使更多的農(nóng)村居民享受到城市化的好處，這就使城市化對(duì)于縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用受到了限制。一直到最近，中國(guó)的中央政府才明確地提出要給農(nóng)民在城市里同等的就業(yè)地位，但城鄉(xiāng)分割的戶籍政策并沒有得到實(shí)質(zhì)性的改變。任何分割城鄉(xiāng)勞動(dòng)力市場(chǎng)的政策都只能說明地方政府更多地考慮了城市居民的利益，這樣的政策沒有任何存在的理由，而地方政府是否能夠真正地放棄保護(hù)城市居民的勞動(dòng)力市場(chǎng)政策還需拭目以待。二元結(jié)構(gòu)系數(shù)這一因素顯著正說明，農(nóng)業(yè)中有太多的剩余勞動(dòng)力沒有轉(zhuǎn)移出

33、來，勞動(dòng)生產(chǎn)率低下，產(chǎn)值在GDP中的比重逐年下降。農(nóng)民收入增長(zhǎng)緩慢，遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于城市居民收入的增長(zhǎng)速度。滯后的收入差距這一因素顯著說明收入差距存在“循環(huán)效應(yīng)”。是因?yàn)槲覈?guó)城鄉(xiāng)兩個(gè)市場(chǎng)一定程度隔離，根據(jù)凱恩斯的收入消費(fèi)理論，城市人的高收入導(dǎo)致高消費(fèi)，引起旺盛的需求，又導(dǎo)致生產(chǎn)擴(kuò)大，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，所以城市人收入迅速增長(zhǎng)，由于市場(chǎng)的隔離，這種正效應(yīng)很難擴(kuò)展到農(nóng)村；而農(nóng)村的低收入不能拉動(dòng)消費(fèi)，促使需求增長(zhǎng)，從而收入增長(zhǎng)緩慢。另外，我們認(rèn)為隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，人們收入的很大部分是來自“資本”（財(cái)富）的收入，比如房產(chǎn)，股票，證券，這些財(cái)富很少為農(nóng)村人所擁有。也就是說存在“窮者愈窮，富者愈富”的“ 馬太效應(yīng)”。教育而

34、言，因?yàn)樗鼘?duì)收入差距的影響是滯后和長(zhǎng)期，而本文由于數(shù)據(jù)收集原因（歷史原因，80年以前的教育數(shù)據(jù)不好收集）只是滯后兩年方面的分析，而且由于與人口存在高度相關(guān)，所以系數(shù)不顯著。沒有現(xiàn)代化的人，就開創(chuàng)不出現(xiàn)代化的經(jīng)濟(jì)：但沒有現(xiàn)代化的經(jīng)濟(jì)，也無法造就出現(xiàn)代化的人，廣大發(fā)展中國(guó)家又面臨一個(gè)惡性循環(huán)的怪圈。農(nóng)業(yè)沒有足夠潛力吸收高素質(zhì)人才，人力資本，人才儲(chǔ)備嚴(yán)重缺乏，另一方面，農(nóng)村教育資源又很匱乏，農(nóng)村教育培養(yǎng)的人才也大多流向其他產(chǎn)業(yè)。當(dāng)一批低素質(zhì)的勞動(dòng)力進(jìn)入農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，不能將先進(jìn)的種植技術(shù)應(yīng)用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，造成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力低下，從而拉大收入差距，造成農(nóng)民貧困。而下一代農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力由于貧窮很難享受高等教育的資源，更難掌握先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)，又將導(dǎo)致新一輪的貧困，長(zhǎng)此惡性循環(huán)，自然擴(kuò)大收入差距。而相對(duì)農(nóng)村而言城市更注重在教育方面的投入。五、政策建議