我国城乡收入差距与经济增长关系研究

我国城乡收入差距与经济增长关系研究

陈云张颖娇

在理论关系分析的基础上，本文分析了我国城乡收入差距与经济增长状况，测算我国及东部、中部和西部区域城乡收入差距与经济增长关系，结果显示：在我国，城乡收入差距与经济增长之间存在倒U曲线关系，目前处于倒U曲线顶端右侧；我国各区域城乡收入差距与经济增长之间存在高度正相关关系，但各区域经济增长对城乡收入差距的扩大作用不断趋同。

城乡收入差距；经济增长；时间序列；面板数据模型

改革开放以来，我国GDP总量和人均GDP均快速增长，居民收入水平大幅提高。与此同时，我国收入差距不断扩大，我国居民消费水平受到严重影响，经济增长质量不高。收入差距与经济增长之间的关系一直是经济学界的热点问题，也是各国经济发展中必须面对的现实问题。当前，我国要转变经济发展方式、维护社会和谐稳定，必须保证收入分配格局合理，不断改善城乡收入差距问题。

一、收入差距与经济增长理论关系分析

(一)经济增长对收入差距的影响

1.库兹涅茨倒U型关系

美国经济学家库兹涅茨(1955)首次提出经济增长和收入差距之间存在倒U型关系，的倒 U假说，即在经济不断发展的过程中，收入不平等程度会“先恶化”，随后再“改进”的轨迹变动。具体来看，在经济发展的最初期，收入差距会随着经济增长而不断扩大；在经济发展到一定程度后，收入差距会随着经济增长而不断下降。对于城乡地区而言，库兹涅茨认为：由于城市内部收入差距要比农村内部收入差距大，随着城镇化的推进，全国收入不平等状况会加剧。但由于政府制定相关政策法规、产业结构调整、社会人口结构变动等原因，这种收入分配不平等程度不会无限恶化。

2.经济增长缩小了城乡收入差距

一定条件下经济的快速增长为收入差距的改善奠定了物质基础，使得国家可以有效地协调配置资源，促进城乡、地区间经济协调持续发展；经济增长进一步健全社会保障体系，有利于社会资源公平配置；经济高速增长的直接结果就是，全社会创造更多的物质财富，增加政府的收入，制定更好的社会福利政策法规，增加对穷人的转移支付，从而增加低收入群体的收入水平，间接的缩小社会收入差距。

3.经济增长扩大了城乡收入差距

经济增长导致劳动报酬变化，导致人力资本的变化，引起城乡收入差距的扩大。人力资本主要通过两种方式影响城乡收入差距，一种是城乡居民本身存在的教育水平的差异带来的收入差异；第二种是在同等教育水平下，由于两方已有资源不同带来的城乡收入差距。刘易斯指出，发展中国家普遍存在着二元经济结构问题，即传统农业经济部门和现代工业经济部门同时存在。在城乡二元经济结构下，发达的城市经济与落后的农村经济呈现互相对立的格局，在这样的体制下，农村经济发展受到影响，农民收入增加受到限制。在二元经济结构背景下，短期内城乡收入差距将难以得到较大程度的改善。

(二)收入差距对经济增长的影响

从经济发展的角度看，一般认为经济发展初期必然会出现收入差距扩大现象，一定的收入差距有利于资本的积累，促进人力资本投资和优化经济结构，从而起到促进经济发展的作用。但是，过大的收入差距则不利于社会政治稳、不利于扩大内需、不利于社会总福利水平的提高，从而抑制经济发展。居民收入差距对经济增长的影响是通过多方面的传导作用产生的。需求方面的传导作用来看，居民收入差距对消费和投资产生影响，进而对经济增长产生作用；供给方面的传导作用来看，居民收入差距造成资本积累的差异，进而对经济增长产生影响。除此之外，收入差距还能对社会环境产生影响，从而对经济增长产生影响。

二、我国城乡收入差距与经济增长状况分析

(一)我国城乡收入差距状况分析

基尼系数是国际上研究收入分配不平等问题用的最广泛的指标，该指标是根据洛伦茨曲线所设计的。

图1 1978-2015年我国基尼系数

图1显示，我国基尼系数1978-2003年间快速增长，在2000年突破了警戒线。其中，在1986-1994年我国基尼系数上涨的最快，这说明：在1986-1994年间，我国经济发展迅速，收入差距也快速扩大；基尼系数在2009年达到了一个峰值0.491。根据联合国有关组织规定，我国已经处于收入差距悬殊的临界线；2009年之后，我国基尼系数持续下降，2015年的基尼系数为0.462，仍然在警戒线之上。可见，我国收入差距问题得到控制，但还比较严重。

将1978-2015年城镇居民可支配收入比农村居民人均纯收入，得到我国历年城乡人均收入比值，根据该指标来考察我国城乡收入差距的变化过程。

图2显示，我国城乡人均收入比演变经历了“缩小-扩大-再缩小-再扩大-再缩小”五个阶段，分别是：改革开放初期、1984-1994年、1995-1997年、1998-2009年和2010-2015年。近几年，该比值呈持续下降趋势，但是仍然较高，我国仍处于世界上城乡收入差距大的国家行列。

图2 1978-2005年我国城乡人均收入比值

(二)我国经济增长状况分析

从《中国统计年鉴》选取1978-2015年我国人均国内生产总值(PGDP)、人均国内生产总值增长率数据，分别如图3和图4所示。

图3 1978-2015年我国人均国内生产总值

图4 1978-2015年我国人均国内生产总值增长率

图3显示，1978-2015年间我国人均国内生产总值呈现指数增长。图4显示，除个别年份外，1978-2015年间人均国内生产总值增长率均在6%以上，我国正处于经济高速增长的阶段。我国人均国内生产总值快速增长的三个阶段分别是1981-1984年、1990-1992年和2004-2007年，并在1984、1992、2007年达到峰值，增长率分别为13.7%、12.8%、13.6%。从2010年到现在，我国人均国内生产总值的增长速度有所减缓，2015年为6.4%。

三、我国城乡收入差距与经济增长关系测算

(一)指标设计与数据来源

我国城乡收入差距指标(URI)，用城镇居民人均可支配收入比农村居民人均纯收入来表示；我国经济增长指标(PGDP)，用人均国内生产总值来衡量。为了消除异方差问题，本文对我国城乡收入差距指标和经济增长指标均取自然对数，分别用LURI和 LPGDP来表示。

从历年《中国统计年鉴》和《新中国60年统计资料汇编》中采集1978-2014年全国及31个省份(直辖市)城乡居民收入数据和国内生产总值数据，计算得到指标LURI和LPGDP。

(二)全国城乡收入差距与经济增长关系测算

首先根据城乡收入比和人均国内生产总值对数化后的指标得到图5。图5显示，1978-2014年间我国城乡收入差距与经济增长关系有几次较大的变动，分别在我国改革开放早期和中期。剔除个别年份，我国城乡收入差距与经济增长之间总体呈现倒U型曲线关系。

图5 1978-2014年我国经济增长与城乡收入差距关系

本文对全国城乡收入差距与经济增长之间的关系通过拟合一元二次方程来分析。模型设定如式(1)：

(1)

利用我国1978-2014的数据通过EViews6.0进行数据拟合，消除自相关后的模型估计结果如表1所示。

表1 修正自相关后的回归结果

R2=0.8387，调整的R2=0.8168，模型的F值=38.1559，模型的P值=0.0000，D.W.值=1.89。 经过上述广义差分后模型消除了自相关。除此之外，各项检验均显著通过，模型拟合优度高。我国城乡收入差距与经济增长关系的最终估计模型如式(2)：

(2)

根据(2)式可以看出，二项式系数为负值，我国城乡收入差距和经济增长之间存在倒U曲线关系，我国正处于倒U 型曲线的顶端偏右。我国城乡收入差距滞后项系数为0.387，我国城乡收入差距演变具有较强的时间惯性。

(三)各区城乡收入差距与经济增长关系测算

本文将分东部、中部、西部分别建立单方程面板数据模型进行分析。

1.面板数据的单位根检验和协整检验

非平稳时间序列进行回归分析时容易产生伪回归，所以在建立面板数据模型时，必须对所有变量进行平稳性检验。变量平稳性主要通过单位根检验来完成，即对变量序列是否存在单位根进行检验，如果序列不存在单位根就是平稳时间序列，否则就是非平稳时间序列。本文利用LLC检验、Fisher-ADF检验、IPS检验、Fisher-PP检验分别对东部、中部、西部地区的被解释变量LURI和解释变量LPGDP做单位根检验。检验结果显示，东部、中部、西部地区的被解释变量LURI和解释变量LPGDP存在单位根，为非平稳序列，而△LURI和△LPGDP序列不存在单位根，为平稳序列，均为I阶单整。

分别再对东部、中部、西部地区的被解释变量LURI和解释变量LPGDP做协整检验，检验两者之间是否存在长期稳定关系。本文采用Pedroni协整检验方法来判断各地区的城乡收入差距与经济增长之间是否存在长期稳定关系。检验结果显示，对于东部地区，在10%的显著水平下，检验结果均拒绝原假设；对于中部地区，Group Rho和Group ADF在10%的显著性水平下p值均大于0.10，不能拒绝原假设，其余五种检验均拒绝原假设；对于西部地区，在5%的显著性水平下，各种检验结果均拒绝原假设。所以，我国各地区的被解释变量LURI和解释变量LPGDP之间存在着长期均衡的关系。

2.各区域模型设计与估计

本文面板数据模型的一般形式如式(3)：

LURIit=αit+βitLPGDPit+εit(i=1,2,…，N；t=1,2,…,T)

(3)

(3)式中，αi为截距项，表现为个体影响；βi为解释变量的系数；εi为白噪声。 以F统计量的构建方法为基础算出F1 和F2的值及Hausman检验的W统计量的值，根据Hausman检验结果可知，我国东部、中部、西部都应建立个体固定效应模型。

对东部12个省(直辖市)建立个体固定效应模型，结果如表6所示。由表6结果可知，东部地区的个体固定效应模型如式(4)：

LURIit=-1.170937+1.0036LPGDPit-0.791D1+…+0.470D12

(4)

R2=0.9613，模型的F统计量=892.5102，模型的P值=0.0000，D.W.值=2.0168。

对中部地区9个省建立个体固定效应模型，结果如表7所示。由表7结果可知，中部地区的个体固定效应模型如式(5)：

LURIit=-0.591418+0.996843LPGDPit-0.182D1+…+0.128D9

(5)

R2=0.9461，模型的F统计量=629.4083，模型的P值=0.0000，D.W.值=2.1305

对西部9个省(直辖市)建立个体固定效应模型，结果如表8所示。由表8结果可知，西部地区的个体固定效应模型如式(6)：

LURIit=-0.013957+0.949973LPGDPit-0.075D1+…-0.316D9

(6)

R2=0.9754，模型的F统计量=1425.106，模型的P值=0.0000，D.W.值=2.2471。

三个区域的估计模型均显著，同时P值均为0，三个模型估计的R2都在0.9附近，说明拟合度较高。各区域模型的解释变量的系数均为正数，说明在我国东部、中部、西部地区经济增长与城乡收入差距之间显著正相关，随着它们经济的不断增长，城乡收入差距是在不断扩大的。将我国东部、中部、西部地区的模型结果汇总如表2所示。

表2 我国东、中、西部地区个体固定效应模型估计结果汇总

表2结果显示，横向来看，我国西部、中部、东部估计模型中的变量LPGDP的系数是在递增的，即东部地区经济增长对城乡收入差距的扩大作用最大，中部地区居中，西部地区最小。这说明，当前我国各区域经济增长和城乡收入差距之间的关系高度正相关，即经济增长不断扩大城乡收入差距，且经济越发达地区，这种扩大作用越强。东部、中部和西部地区人均国内生产总值每增加1%，城乡收入差距分别提高1.004%、0.997%、0.950%，各区域经济增长对收入差距的扩大作用趋同。

四、结论与建议

我国当前城乡收入差距过大，且具有较强的时间惯性，与经济增长之间存在长期均衡关系，目前处于倒U曲线的顶端偏右，即我国城乡收入差距开始不断缩小。分区域来看，我国东部、中部、西部的城乡居民收入差距与经济增长之间高度正相关，即各区域城乡居民收入差距随着经济增长在不断扩大，但各区域经济增长对城乡收入差距的扩大作用程度趋同。

虽然我国经济增长与城乡收入差距关系处于倒U曲线右端、我国城乡人均收入比近几年持续下降，但我国仍处于世界上城乡收入差距大的国家行列。今后一段时间，国家要注意保持经济持续稳定增长，继续发挥其对我国整体城乡收入差距的缩小作用，将我国城乡收入差距缩小至合理范围。随着国家“一带一路”战略的实施、国家其他区域经济政策的制定，今后我国中部和西部地区，特别是贫困地区经济会快速发展，为区域城乡居民收入差距缩小奠定物质基础。但由于各区域经济增长与城乡收入差距关系还在倒U曲线左端，各省份首先要保证经济稳定增长，但还要多出台调整收入差距的政策，削弱经济增长对城乡收入差距的扩大作用，将其控制在一定范围内，争取早点跨入倒U曲线右端，实现经济增长与丞相收入差距缩小的良性循环。

今后一段时间，政府不断完善市场经济体制，出台调控收入分配的系列政策，健全社会保障制度，同时严厉打击非法收入、提高低收入者收入、扩大中等收入群体、调节高收入群体收入，预计我国城乡居民收入差距还将会进一步缩小。

(北方工业大学，北京 100144)

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北京市社科基金项目(15JGC141)，北京市教育委员会科技计划一般项目(KM201610009012)