發(fā)布時間：2023-09-20 16:08:04
序言：寫作是分享個人見解和探索未知領(lǐng)域的橋梁，我們?yōu)槟x了8篇的城鄉(xiāng)經(jīng)濟差距樣本，期待這些樣本能夠為您提供豐富的參考和啟發(fā)，請盡情閱讀。
關(guān)鍵詞：城鄉(xiāng)收入 差距 中國經(jīng)濟
一、我國城鄉(xiāng)收入差距現(xiàn)狀
中國的城鄉(xiāng)收入差距是影響中國貧富差距的主要方面，是決定整體收入差距第一位的因素，根據(jù)以往學(xué)者的研究，其貢獻度在 60%左右。中國貧富差距的實質(zhì)是城鄉(xiāng)差距，由于城鄉(xiāng)居民收入分配格局的不斷變化和收入渠道的不斷拓寬，城鄉(xiāng)居民間收入差距不斷擴大，富者越富，貧者越貧，收入分配的集中度越來越高，社會財富逐漸向少數(shù)人集中。據(jù)有關(guān)資料統(tǒng)計，從1990年至2007年，城鄉(xiāng)居民平均收入的絕對數(shù)差額是逐年擴大，從823.9元增長到9645.4元。而城鄉(xiāng)居民平均收入比例，從1990年至1994年逐漸擴大；1994年至2000年又有雖?。?000年至今差距快速擴大?？傮w來看，城鄉(xiāng)居民平均收入差距是擴大的，從90年的2.2倍擴大到07年的3.32倍，而今年來差距擴大的速度有所增長，且今后短期趨勢也是逐步擴大的。
二、城鄉(xiāng)收入差距對農(nóng)村經(jīng)濟的影響
（一）長期影響
城鄉(xiāng)收入差距對農(nóng)村的勞動力投入和固定資產(chǎn)投資都有顯著的滯后影響。具體分析如下：
（1）城鄉(xiāng)收入差距與城鎮(zhèn)勞動力投入增長率具有滯后的二次函數(shù)關(guān)系。根據(jù)相關(guān)回歸方程得知[2]，隨著城鄉(xiāng)收入差距的擴大，農(nóng)村勞動力投入增長率的反應(yīng)會滯后一期，且在長期中呈現(xiàn)先下降后上升的趨勢。而且城鄉(xiāng)人均收入比例為3時是城鎮(zhèn)勞動力增長率由下降到上升的一個轉(zhuǎn)折點。
（2）城鄉(xiāng)收入差距與城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投入增長率有滯后一期的線性關(guān)系。根據(jù)相關(guān)回歸方程得知，隨著城鄉(xiāng)收入差距的擴大，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資增長率增加。
（二）短期影響
根據(jù)相關(guān)回歸方程得知[2]，城鄉(xiāng)收入差距和農(nóng)村的勞動力投入增長率和固定資產(chǎn)投資增長率都有沒有顯著的影響，主要是受系統(tǒng)本身的調(diào)節(jié)作用的影響。
三、回歸結(jié)果的經(jīng)濟意義分析
城鄉(xiāng)收入差距對城鎮(zhèn)勞動力投入增量的影響是，先負面后正面。在城鄉(xiāng)收入比例為3時是一個轉(zhuǎn)折點。也就是超過3的時候，城鄉(xiāng)收入差距越大，城鎮(zhèn)勞動力投入的越多，有利于城市經(jīng)濟的增長。而這種影響在短期和長期中都是明顯的。這種影響在經(jīng)濟學(xué)意義上也是可以理解的，只有城鄉(xiāng)收入差距達到一定程度后，農(nóng)村的勞動力才會向城市轉(zhuǎn)移，從而城鎮(zhèn)的就業(yè)人數(shù)增長率才會增加。
城鄉(xiāng)收入差距對城鎮(zhèn)勞動力投入增量的影響是正面的，城鄉(xiāng)收入差距的增大會增加城鎮(zhèn)的固定資產(chǎn)投資，從而資本的投入量也就增加，有利于城鎮(zhèn)經(jīng)濟的發(fā)展。但這種影響是在長期中反映出來的，短期內(nèi)并不顯著。
城鄉(xiāng)收入差距對農(nóng)村勞動力投入增量的影響是，先負面后正面。而且對農(nóng)村的影響要滯后一期。而且這種影響的轉(zhuǎn)折點也是城鄉(xiāng)收入比例為3的點。說明，超過比例為3時，城鄉(xiāng)收入差距對農(nóng)村勞動力的投入增量也是有正面的作用，只不過是滯后的影響，可以看出，農(nóng)村勞動力投入增量是由城鎮(zhèn)經(jīng)濟發(fā)展來帶動的。而可決系數(shù)為0.48，表明城鄉(xiāng)收入差距對農(nóng)村勞動力投入增量只是有一定影響，這種影響在短期內(nèi)不顯著，長期內(nèi)才有作用。
城鄉(xiāng)收入差距對農(nóng)村固定資產(chǎn)投入增量的影響是正面的，但影響仍然是滯后一期的，而且是在長期內(nèi)顯著，短期內(nèi)部顯著。
四、結(jié)束語
（一）結(jié)論
綜合勞動力投入和固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟的影響，結(jié)合城鄉(xiāng)收入差距對城鄉(xiāng)經(jīng)濟的不同影響，可以得出以下結(jié)論。
城鄉(xiāng)收入比例超過3的時候，對城鎮(zhèn)的經(jīng)濟發(fā)展長期影響又著促進的作用。而這種促進作用，是由于城鄉(xiāng)收入比例擴大到一定程度時，會是農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，同時資本的投入也向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移。
城鄉(xiāng)收入比例超過3的時候，對農(nóng)村的經(jīng)濟發(fā)展長期影響也有相應(yīng)又著促進的作用。但是促進作用會滯后于其對城鎮(zhèn)的影響，促進效果也小于對城鎮(zhèn)的影響，而且由城鄉(xiāng)收入差距因素引起投資增長的效果優(yōu)于引起勞動力投入的增長，進一步說，該因素主要通過影響投資來影響農(nóng)村經(jīng)濟。由于是滯后的影響，農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展很大程度上是由城鎮(zhèn)帶動的。
城鄉(xiāng)收入差距的擴大會在絕對數(shù)上促進城鎮(zhèn)和農(nóng)村的各自發(fā)展，但是在相對數(shù)上也會反過來又拉大城鄉(xiāng)經(jīng)濟的差距，使城鄉(xiāng)的貧富差距擴大。城鄉(xiāng)收入差距的擴大有著自我維持的效應(yīng)。
（二）分析的局限性
本文沒有考慮技術(shù)因素對經(jīng)濟的影響，單單從勞動力投入和資本投入的因素考慮。
分析對中國經(jīng)濟的影響時，僅僅是從經(jīng)濟量的角度考慮，而沒有顧及社會的發(fā)展均衡和公平的因素，以及城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡后會帶來的綜合復(fù)雜的社會影響。
（三）政策意義
1、對“先富帶動后富”的檢驗
改革開放以來，國家改變了基本經(jīng)濟發(fā)展策略，由計劃經(jīng)濟時期的簡單的平均主義、平衡發(fā)展的思路，轉(zhuǎn)變?yōu)椴捎霉まr(nóng)業(yè)剪刀差，優(yōu)先發(fā)展工業(yè)，用農(nóng)業(yè)支持工業(yè)，工業(yè)帶動農(nóng)業(yè)的發(fā)展思路。同時在城鄉(xiāng)發(fā)展模式上，也是采用，農(nóng)村支持城鎮(zhèn)，城鎮(zhèn)帶動農(nóng)村[3]?？傊?ldquo;允許適當?shù)呢毟徊罹?，先富帶動后富，最終實現(xiàn)共同富裕”。
從本文的分析結(jié)果上看，隨著城鎮(zhèn)的優(yōu)先發(fā)展（表現(xiàn)為城鄉(xiāng)收入差距的擴大），城鎮(zhèn)和農(nóng)村都有了很大的發(fā)展，而城鎮(zhèn)對農(nóng)村的帶動作用非常顯著，尤其是對農(nóng)村投資的影響。而我國改革開放以來的經(jīng)濟快速發(fā)展與這種“先富帶動后富，城鎮(zhèn)帶動農(nóng)村的發(fā)展”的政策是密切相關(guān)的。
2、城鄉(xiāng)經(jīng)濟差距的擴大
在城鄉(xiāng)經(jīng)濟均快速發(fā)展的同時，我們也同時注意到，這種城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展差距有著自我維護的機制，會自動的擴大差距。如果沒有其他因素的干預(yù)，只是靠經(jīng)濟體自身的發(fā)展，城鄉(xiāng)收入差距會越來越大。考慮到相關(guān)的社會問題時，政府有必要出臺相關(guān)政策來主動縮小城鄉(xiāng)經(jīng)濟差距。
參考文獻：
[1]劉易斯.二元經(jīng)濟理論[M].北京：經(jīng)濟學(xué)院出版社，1989
關(guān)鍵詞：財政分權(quán);農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長;城鄉(xiāng)收入差距
中圖分類號： F224 文獻標識碼： A DOI編號： 10.14025/ki.jlny.2015.22.099
城鄉(xiāng)收入差距一直以來都是我國政府關(guān)注的重點問題。隨著我國經(jīng)濟的增長，城鄉(xiāng)收入的差距不僅沒有縮小，反而不斷拉大，而出現(xiàn)這種現(xiàn)象的背景，還包括我國的財政分權(quán)。在這背后，到底有著怎樣的關(guān)系，值得我們進行深入研究。
1 財政分權(quán)、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系
所謂財政分權(quán)，主要是指財政權(quán)力從中央向地方的轉(zhuǎn)移，財政分權(quán)后，地方政府可以自行對本地的財政資源進行合理配置。即地方政府可以自行決定將財政收入分配到經(jīng)濟發(fā)展中、文化建設(shè)中、衛(wèi)生事業(yè)中，或者投入到城市建設(shè)、投入到農(nóng)業(yè)發(fā)展，所有這些都要求地方政府根據(jù)本地實際情況進行財政分配。根據(jù)相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，財政分權(quán)后，我國的經(jīng)濟增長速度變快，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的速度也加快了。這與當?shù)卣畬r(nóng)業(yè)發(fā)展的財政投入有著一定的關(guān)系。但是，根據(jù)我們對不同地區(qū)經(jīng)濟的調(diào)查顯示，我國的城鄉(xiāng)收入差距并沒有縮小。在經(jīng)濟發(fā)展的同時，城鄉(xiāng)收入反而逐漸拉大，在這樣的背景后面，到底有著怎樣的關(guān)系呢？
財政分權(quán)能夠促進國家經(jīng)濟的增長，這是毋庸置疑的。而促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長，需要地方政府加大對農(nóng)業(yè)發(fā)展的財政投入。與此同時，要保證對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的投入力度。投入力度越大，當?shù)氐霓r(nóng)業(yè)經(jīng)濟速度增長得越快，城鄉(xiāng)收入的差距才會越小。雖然進行了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟投入，也促進了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長，但是，卻更大程度上加大了城鎮(zhèn)經(jīng)濟的發(fā)展力度，這樣只會拉大城鄉(xiāng)收入差距。
2 政策建議
我國的城鄉(xiāng)收入差距隨著國家經(jīng)濟的增長而不斷拉大，與財政分權(quán)有著一定的聯(lián)系。只有做好財政分權(quán)、地方政府做好財政分配、盡可能地增加對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的投入力度、加大地方政府的農(nóng)業(yè)財政支出，才能夠逐漸縮小城鄉(xiāng)的收入差距。
很長一段時間以來，我國政府倡導(dǎo)先富帶動后富，農(nóng)村補給城市，追求城市經(jīng)濟的發(fā)展，而忽視了農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展。在施行財政分權(quán)后，地方政府也沒有意識到農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的重要性，導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入逐漸拉大。雖然近年來地方政府加大了對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的投入力度，但是卻沒能縮小城鄉(xiāng)之間的收入差距。可見，地方政府對于農(nóng)村經(jīng)濟的財政支出力度是明顯不足的。要解決這一現(xiàn)狀，地方政府必須加快農(nóng)村建設(shè)，增加農(nóng)村經(jīng)濟的投入力度，增加財政支農(nóng)支出。盡可能擴大農(nóng)業(yè)支出在政府財政總支出中的比重，這樣才能夠一步步地促進農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展，從而縮小農(nóng)村與城市之間的收入差距。
雖然目前我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟在不斷增長，但是，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長速度低于城市經(jīng)濟的增長速度，這是導(dǎo)致城鄉(xiāng)經(jīng)濟在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的背景下依然不斷拉大距離的最主要原因。而導(dǎo)致這一問題出現(xiàn)的關(guān)鍵因素，就在于地方政府雖然實現(xiàn)了財政分權(quán)，卻對于農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展不夠重視。雖然已經(jīng)加大了農(nóng)村經(jīng)濟的投入力度，但是與對城市經(jīng)濟的投入力度相比，還是比較低。既然已經(jīng)實現(xiàn)了財政分權(quán)，地方政府就要發(fā)揮出財政分權(quán)的優(yōu)勢，盡可能收集地方信息，將財政進行合理配置。尤其是要密切關(guān)注地方之間的城鄉(xiāng)收入差距。在具體操作過程中，要盡可能實行政策傾斜，照顧農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展。在財政投入方面，要保證足夠的農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展財政經(jīng)費，真正實現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展，而不是表面的相較于以前的增加農(nóng)業(yè)收入。只有農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展速度大于或等于城市經(jīng)濟的發(fā)展速度，才能是真正意義上的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展。地方政府要加大農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的投入力度，包括對地區(qū)加大扶持力度，對貧困人口進行財政補貼，對農(nóng)民進行務(wù)農(nóng)補貼，并且要大力投入農(nóng)村教育經(jīng)費的力度，加快農(nóng)村的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)力度，盡可能在生活條件上縮小城鄉(xiāng)差距，讓每一位農(nóng)民都能夠切切實實感受到我國經(jīng)濟發(fā)展帶來的好處。除了改善生活條件，地方政府要結(jié)合當?shù)貙嶋H，為當?shù)剞r(nóng)民謀福利、謀出路。比如發(fā)展適合當?shù)丨h(huán)境的生態(tài)養(yǎng)殖業(yè)、發(fā)展水果種植業(yè)、發(fā)展藥材種植業(yè)、香菇種植業(yè)等等。只有找準了當?shù)剞r(nóng)民的出路，才能真正實現(xiàn)當?shù)剞r(nóng)業(yè)經(jīng)濟的健康發(fā)展。
3 結(jié)語
城鄉(xiāng)收入差距在很長一段時間以來都是我國經(jīng)濟發(fā)展中需要解決的重要問題，這是歷史發(fā)展遺留下來的問題，并且它將還會持續(xù)很長時間。雖然財政分權(quán)在一定程度上促進了我國經(jīng)濟增長，使我國的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟快速增長，但并沒有緩解城鄉(xiāng)之間的收入差距。要解決這一問題，必須加大地方政府對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的投入力度，為農(nóng)民找到發(fā)展的出路，這才能從根本上解決城鄉(xiāng)收入差距的問題，以促進我國整體經(jīng)濟的增長。
參考文獻
[1]李雪松，冉光和.財政分權(quán)、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2013，（01）.
[2]寧滿秀.政分權(quán)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長關(guān)系研究――基于省級面板數(shù)據(jù)的分析[J].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2010， （04）.
關(guān)鍵詞：二元經(jīng)濟 流通溢出 城鄉(xiāng)收入差距 渠道
引言
隨著國民經(jīng)濟的不斷改革，流通業(yè)在我國社會經(jīng)濟中的基礎(chǔ)性地位和先導(dǎo)性作用都不斷凸顯，與其他產(chǎn)業(yè)的聯(lián)系日益密切，擴大輻射作用進一步加強，在我國發(fā)展經(jīng)濟和惠及民生的過程中發(fā)揮了中流砥柱的作用。作為關(guān)聯(lián)面較廣的產(chǎn)業(yè)，流通業(yè)的影響范圍必然較寬，流通溢出效應(yīng)也必然較強。另一方面，我國還處于城鄉(xiāng)經(jīng)濟分化較嚴重的二元經(jīng)濟環(huán)境，城鄉(xiāng)收入差距顯著的現(xiàn)狀仍未得到根本改觀。那么，作為先導(dǎo)性產(chǎn)業(yè)的流通業(yè)，其溢出效應(yīng)是否能對我國城鄉(xiāng)收入差距帶來緩解作用呢？更進一步，流通溢出效應(yīng)對城鄉(xiāng)收入差距的作用渠道主要表現(xiàn)在哪些方面？帶著這些問題，本文將展開較為系統(tǒng)的研究。
流通溢出對城鄉(xiāng)收入差距的作用機理分析
根據(jù)國內(nèi)外對流通業(yè)溢出效應(yīng)的闡釋，流通業(yè)溢出效應(yīng)主要通過調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和調(diào)整勞動力供求兩種渠道對一系列經(jīng)濟指標產(chǎn)生作用，包括對城鄉(xiāng)收入差距的作用。
一方面，流通業(yè)的溢出效益可通過調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來縮短城鄉(xiāng)差距，但流通業(yè)溢出效應(yīng)的物流、商流和信息流三大部分對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響機理和影響程度不同。其中物流的溢出效應(yīng)對城鄉(xiāng)差距的影響表現(xiàn)為：物流溢出效應(yīng)越強，城鄉(xiāng)商品流通的成本越低，企業(yè)區(qū)位選擇將偏向于租金較低的城鄉(xiāng)結(jié)合部，進而調(diào)整城鄉(xiāng)結(jié)合部的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，增加農(nóng)民的工資性收入和財產(chǎn)性收入，從而縮短城鄉(xiāng)差距。商流的溢出效應(yīng)對城鄉(xiāng)差距的影響表現(xiàn)為：一個城市城區(qū)商貿(mào)流通業(yè)的溢出效應(yīng)越強，說明城市對農(nóng)村的吸引力越大，企業(yè)在城市集聚效應(yīng)越強。為了降低物流運輸成本，企業(yè)區(qū)位選擇必將偏向于城市，導(dǎo)致農(nóng)村淪為，進而進一步拉大城鄉(xiāng)差距。信息流的溢出效應(yīng)對城鄉(xiāng)差距的影響表現(xiàn)為：信息溢出效應(yīng)越強，表明信息技術(shù)與產(chǎn)業(yè)融合越緊密，有利于促進集約化產(chǎn)業(yè)發(fā)展，提升企業(yè)的自主創(chuàng)新能力，緩解區(qū)域企業(yè)產(chǎn)品同質(zhì)化的壓力，縮短城鄉(xiāng)差距。
另一方面，流通業(yè)的溢出效益可通過調(diào)整勞動力供求來縮短城鄉(xiāng)差距，而流通業(yè)溢出效應(yīng)的物流、商流和信息流三大部分對勞動力供給的影響機理也不同。其中物流的溢出效應(yīng)對城鄉(xiāng)差距的影響表現(xiàn)為：物流溢出效應(yīng)越強，促進城市物流向農(nóng)村地區(qū)擴散，增加農(nóng)村地區(qū)勞動力需求量，增加農(nóng)村地區(qū)農(nóng)民的工資收入水平，縮短城鄉(xiāng)差距。商流的溢出效應(yīng)對城鄉(xiāng)差距的影響表現(xiàn)為：一個地區(qū)商流效應(yīng)越強，說明該地區(qū)的流通業(yè)越發(fā)達，城市集聚效應(yīng)越強烈，大量的農(nóng)村勞動力將向城市流動，有利于促進勞動力供給平衡，進而減少城鄉(xiāng)差距。信息流的溢出效應(yīng)對城鄉(xiāng)差距的影響表現(xiàn)為：信息溢出效應(yīng)越強，表明信息傳遞速度越快，在一定程度上緩解了勞動力供求失衡的現(xiàn)象，為城鄉(xiāng)居民提供更多的就業(yè)機會，縮短城鄉(xiāng)差距。
流通溢出對城鄉(xiāng)收入差距作用渠道的模型設(shè)定
（一）模型構(gòu)建
根據(jù)前面的分析，流通業(yè)的溢出效應(yīng)對城鄉(xiāng)收入差距主要通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和勞動要素需求兩個渠道產(chǎn)生作用，為此引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和勞動需求兩個變量，分別構(gòu)建反映流通溢出效應(yīng)對城鄉(xiāng)收入差距的兩種作用渠道的計量模型如下：
Yit=α0+α1wfit+α2sfit+α3xfit+α4isit+α5lsit+α6wfit×isit+ α7sfit×isit+α8sfit×isit+μi+ηt+εit （1）
Yit=β0+β1wfit+β2sfit+β3xfit+β4isit+β5lsit+β6wfit×lsit+ β7sfit×lsit+β8xfit×lsit+μ'i+η't+ε'it （2）
其中，Yit表示城鄉(xiāng)收入差距的變量，wfit表示物流的溢出效應(yīng)，sfit表示商流的溢出效應(yīng)，xfit表示信息流的溢出效應(yīng)，isit表示調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；lsit表示調(diào)整勞動力需求，物流、商流、信息流溢出效應(yīng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)交叉項wf×is、sf×is、xf×is表示流通溢出的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)渠道，物流、商流、信息流溢出效應(yīng)與勞動力需求交叉項wf×ls、sf×ls、xf×ls表示流通溢出的勞動需求渠道，αi、βi（i=1，2，…，8）為待估計系數(shù)，ε為隨機擾動項。
（二）變量選取
1.城鄉(xiāng)收入差距。選用城鎮(zhèn)家庭居民人均可支配收入與農(nóng)村家庭人均純收入的比值來衡量城鄉(xiāng)收入差距。
2.流通溢出效應(yīng)。對物流的溢出效應(yīng)、商流的溢出效應(yīng)和信息流的溢出效應(yīng)分別進行定義。其中，物流的溢出效應(yīng)主要反映了區(qū)域物流業(yè)的優(yōu)勢及外部性，計算指標為：一個地區(qū)的物流溢出效應(yīng)=（該地區(qū)的貨運周轉(zhuǎn)量/地區(qū)生產(chǎn)總值）/（全國的貨運周轉(zhuǎn)量/國內(nèi)生產(chǎn)總值）。商流的溢出效應(yīng)主要體現(xiàn)在區(qū)域商貿(mào)流通的比較優(yōu)勢服務(wù)對周邊地區(qū)消費的吸引力，計算指標為：一個地區(qū)的商流溢出效應(yīng)=該地區(qū)社會消費品零售總額/該地區(qū)居民消費支出總額。信息流的溢出效應(yīng)主要體現(xiàn)在區(qū)域內(nèi)的信息化程度對周邊區(qū)域的外部性，計算指標為：一個地區(qū)的信息流溢出效應(yīng)=該地區(qū)郵電業(yè)務(wù)總量/該地區(qū)居民消費支出總額。
產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。根據(jù)目前我國經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的發(fā)展實際，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整以非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比重調(diào)整為主要體現(xiàn)，即第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重。為此，本文選取區(qū)域第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的總增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。
勞動要素需求。由于統(tǒng)計年鑒和其他數(shù)據(jù)庫中并未公布勞動要素需求的指標值，因此本文采用各地區(qū)年末從業(yè)人員數(shù)來表示。
控制變量。城鄉(xiāng)收入差距的影響因素較多，筆者根據(jù)以往研究經(jīng)驗，引入經(jīng)濟發(fā)展水平、教育發(fā)展水平和對外開放水平三個變量，作為控制變量組。其中，經(jīng)濟發(fā)展水平采用人均地區(qū)生產(chǎn)總值表示，教育發(fā)展水平采用各地區(qū)教育經(jīng)費占該地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示，對外開放水平用外貿(mào)依存度來衡量，即各地區(qū)進出口總額占該地區(qū)生產(chǎn)總值的比重。
流通溢出對城鄉(xiāng)收入差距作用渠道的實證分析
選用2000-2012年我國各省、市和自治區(qū)（自治區(qū)除外）的面板數(shù)據(jù)為樣本，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、各地區(qū)統(tǒng)計年鑒?？紤]到勞動需求、經(jīng)濟發(fā)展水平這兩個變量與其他變量之間數(shù)值大小差距較明顯，因此對這兩個變量取對數(shù)。
對式（1）和式（2）分別進行回歸，結(jié)果見表1。
根據(jù)Huasman檢驗結(jié)果可知，模型一和模型二都拒絕了隨機效應(yīng)模型。另外，通過回歸得到的F值計算并比較，最終舍棄混合效應(yīng)模型，選擇固定效應(yīng)模型。
觀察流通業(yè)三種溢出效應(yīng)對城鄉(xiāng)收入差距影響的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)渠道：
首先，物流溢出效應(yīng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的交叉項系數(shù)為0.287，且在1%水平顯著，說明物流溢出效應(yīng)通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)渠道加重了城鄉(xiāng)收入的貧富懸殊化。這與前面的理論分析似乎相反，基于我國的實際，本文給出以下解釋：我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)布局并不完善，城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)差異較大，而作為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的制造業(yè)和服務(wù)業(yè)主要分布在城鎮(zhèn)，農(nóng)村地區(qū)缺乏這些產(chǎn)業(yè)支撐，而且城鎮(zhèn)交通體系明顯優(yōu)于農(nóng)村，因此物流溢出效應(yīng)通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)渠道更多地為城鎮(zhèn)居民帶來利益。
其次，商流溢出效應(yīng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的交叉項系數(shù)為-0.239，且在1%水平顯著，說明商流溢出效應(yīng)通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)渠道有效緩解了城鄉(xiāng)收入差距。隨著我國商貿(mào)服務(wù)業(yè)的不斷發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷得到優(yōu)化，商業(yè)就業(yè)面不斷拓寬，又由于商貿(mào)服務(wù)業(yè)的行業(yè)關(guān)聯(lián)面較廣，于是商流的溢出效應(yīng)可與城市非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展相結(jié)合，促使城市的整體就業(yè)面不斷拓寬，對勞動力需求不斷提高，進而為農(nóng)村居民收入水平的提高帶來機遇。
再次，信息流溢出效應(yīng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的交叉項系數(shù)為0.043，且在10%水平顯著，說明信息流溢出效應(yīng)通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)渠道在一定程度上惡化了城鄉(xiāng)收入差距。雖然我國流通業(yè)信息化進程不斷加速，但信息化與農(nóng)業(yè)的結(jié)合力度仍然偏低，導(dǎo)致農(nóng)村經(jīng)濟受信息流輻射作用甚微，而更有利于城鎮(zhèn)經(jīng)濟發(fā)展，因此也加大了城鄉(xiāng)收入差距。
觀察流通業(yè)三種溢出效應(yīng)對城鄉(xiāng)收入差距影響的勞動要素需求渠道：
首先，物流溢出效應(yīng)與勞動要素需求的交叉項系數(shù)為-0.243，且在1%水平顯著，說明物流溢出效應(yīng)通過勞動供求渠道有效緩解了城鄉(xiāng)收入差距。雖然城鄉(xiāng)交通建設(shè)存在差距，但城鄉(xiāng)之間快速路連接線的不斷完善，促進了農(nóng)村勞動力向城市擴散，也促進了城市集聚資源向農(nóng)村擴散，進而有助于緩解城鄉(xiāng)發(fā)展差距和居民收入差距。
其次，商流溢出效應(yīng)與勞動要素需求的交叉項系數(shù)為0.055，且在1%水平顯著，說明商流溢出效應(yīng)通過勞動供求渠道加大了城鄉(xiāng)收入差距，但力度有限。商貿(mào)服務(wù)業(yè)的發(fā)展雖然使城市的就業(yè)吸引力不斷提高，就業(yè)面不斷拓寬，但是受我國城鄉(xiāng)發(fā)展兩極分化的現(xiàn)狀約束，農(nóng)村勞動力向城市流動的通暢性受到限制，也就是說，城市居民收益可能更多。
再次，信息流溢出效應(yīng)與勞動要素需求的交叉項系數(shù)并不顯著，說明信息流通過勞動供求渠道并沒有對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生明顯作用，這可能與我國城鄉(xiāng)勞動供求的不對稱有關(guān)。
結(jié)論
本文從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和勞動要素需求兩個角度，探討了我國流通溢出效應(yīng)對城鄉(xiāng)收入差距作用的兩個渠道。根據(jù)研究，結(jié)論如下：物流溢出效應(yīng)對我國城鄉(xiāng)收入差距有顯著的緩解作用，而商流溢出效應(yīng)則在一定程度上激化了城鄉(xiāng)收入差距；流通業(yè)三種溢出效應(yīng)通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)渠道對城鄉(xiāng)收入差距的作用存在差異，物流、信息流的溢出效應(yīng)通過該渠道提高了城鄉(xiāng)收入差距，而商流的溢出效應(yīng)則借助該渠道緩解了城鄉(xiāng)收入差距；三種溢出效應(yīng)通過勞動要素需求渠道對城鄉(xiāng)收入差距的作用也存在差異，商流的溢出效應(yīng)通過該渠道提高了城鄉(xiāng)收入差距，而物流的溢出效應(yīng)借助該渠道有助于緩解城鄉(xiāng)收入差距，信息流則并沒有通過該渠道對城鄉(xiāng)收入差距帶來明顯影響。
參考文獻：
1.于曉雪.基于VEC 模型的流通業(yè)與城鄉(xiāng)收入差距實證分析[J].商業(yè)時代，2012（30）
2.張建升.物流發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差異―基于中國省級面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].經(jīng)濟與管理，2010（24）
3.王世進，周敏，司增綽.流通產(chǎn)業(yè)促進我國居民消費影響的實證研究―基于面板數(shù)據(jù)SUR模型的分析[J].商業(yè)經(jīng)濟與管理，2013（10）
一、問卷設(shè)計與結(jié)果統(tǒng)計
本次調(diào)查，根據(jù)城鄉(xiāng)居民的特點，分別設(shè)計了城市問卷和鄉(xiāng)村問卷，但都按環(huán)境認知評價、環(huán)境行為、環(huán)境意愿等模塊，并結(jié)合城市和鄉(xiāng)村實際，設(shè)計了相關(guān)問題，以了解城鄉(xiāng)居民在“知”“行”“意”方面的環(huán)境素質(zhì)狀況。城市問卷以主城九區(qū)樣本為主，鄉(xiāng)村問卷以渝東北的萬州區(qū)、開州區(qū)、城口縣、云陽縣和渝東南的黔江區(qū)、武隆區(qū)、秀山縣等區(qū)縣為主。共發(fā)放問卷900份，回收有效問卷865份，回收率96.1%。其中，收回城市問卷443份，鄉(xiāng)村問卷422份，樣本人群類別分布情況見表1。城市樣本分布：性別均衡，中青年、受過高等教育、公職人員和企業(yè)職工均占絕大多數(shù)，中高收入者近一半。故樣本人群能夠比較客觀地反映問卷涉及問題的真實狀況，具有較好的代表性。鄉(xiāng)村樣本分布：性別、年齡分布接近于城市樣本，但學(xué)歷、行業(yè)身份、收入分布均略優(yōu)于城市樣本，這與鄉(xiāng)村問卷調(diào)查是通過農(nóng)村電商營銷網(wǎng)絡(luò)渠道開展有關(guān)，但樣本人群長期工作生活在農(nóng)村，對鄉(xiāng)村環(huán)境治理情況體驗深切且綜合素質(zhì)較高，所以更有利于客觀地反映問卷涉及問題的真實狀況，故鄉(xiāng)村樣本人群具有代表性。
二、調(diào)查結(jié)論分析
（一）環(huán)境認知。1.普遍具有參與環(huán)境治理的意識。城鄉(xiāng)居民普遍都關(guān)注環(huán)境問題，認為環(huán)境問題與經(jīng)濟發(fā)展方式、氣候變暖、人類健康、人與自然和諧共處等緊密相關(guān)，治理污染非常必要。分別有68.6%和65.7%的市民對我市實施機動車限號和垃圾分類政策非?？春谩χ卫憝h(huán)境的主要動力的認識，排在首位的是企業(yè)改革與自律（250人次），其次是政府引導(dǎo)及法制健全（224人次）、社會組織及公眾力量（223人次），人數(shù)分布較為均勻。顯然，大多數(shù)居民認為治理環(huán)境不光是政府的責(zé)任。2.環(huán)境認知不夠全面準確。總體看，城鄉(xiāng)居民對環(huán)境知識的了解不夠全面準確，對環(huán)境治理的權(quán)力、義務(wù)和參與方式不夠明確。城市問卷分析表明：城市居民對城市四大環(huán)境污染的認知準確率為52.4%，對PM2.5平均值標準值的認知準確率為54%；12369電話平均知曉率為69.1%。城市和鄉(xiāng)村問卷總體分析表明：相較于偷排偷放、機動車尾氣、化肥農(nóng)藥污染、噪聲污染等，57.6%的城鄉(xiāng)居民認為當前重慶最突出的環(huán)境問題是垃圾污染；8.9%的居民表示“了解并參與過環(huán)境影響評價”，但不少市民認為影響評價就是個人對周圍環(huán)境狀況好壞的評價。這充分表明，城鄉(xiāng)居民整體環(huán)境認知還不夠全面和深入。3.對環(huán)保社會組織認知度不高。443份城市問卷中，對“你所了解的我市民間環(huán)保組織”的調(diào)查，選擇較多的是重慶市渝中區(qū)巴渝公益發(fā)展中心（83人次）、重慶兩江志愿服務(wù)發(fā)展中心（43人次）和重慶市九龍坡區(qū)綠山墻志愿服務(wù)中心（41人次），還有15.2%的城市居民表示沒接觸過、不清楚。可見，城鄉(xiāng)居民甚至城市居民對環(huán)保社會組織的認知度還不夠高。（二）環(huán)境行為。1.了解環(huán)境信息大多選擇官方渠道。城市問卷分析顯示：市民獲取環(huán)境信息的渠道日益多元化，且通過大眾傳媒（電視廣播、網(wǎng)絡(luò)）的獲取頻率高于從各種環(huán)保宣教活動、宣傳單等途徑獲取的頻率；選擇政府環(huán)保信息網(wǎng)站、官方微信、官方微博、電視新聞等官方平臺的人次明顯高于選擇論壇、熱搜、個人微信、個人微博等非官方平臺的人次，而對于參加過環(huán)境教育培訓(xùn)的選擇最少，僅為11人次。2.對參與環(huán)境治理的信心不強。63.4%的城鄉(xiāng)居民認為，治理環(huán)境征求公眾意見重要且必要。在城市問卷中，對“愿意以哪種角色參與環(huán)境治理”，選擇頻率最高的是環(huán)境污染監(jiān)督員（257人次），其次是環(huán)境決策民意代表（241人次）、環(huán)境信息宣傳員（195人次），表明“前端”參與及“過程”參與的意愿強烈。對“參加環(huán)境保護、維護自身環(huán)境權(quán)益面臨的困難”，選擇頻率最高的是環(huán)境信息掌握不夠（303人次），其次是居民缺乏與政府、企業(yè)對話的力量（255人次）、沒有合適的表達途徑（195人次）。3.參與環(huán)境治理的行動力不足。分析顯示：對身邊最突出的環(huán)境問題排序垃圾污染排第一位，大多數(shù)城鄉(xiāng)居民都認為開展垃圾分類很有必要，但實際參與垃圾分類的行動力卻不足。調(diào)查結(jié)果是實際參與過垃圾分類的市民僅82人次。鄉(xiāng)村問卷調(diào)查結(jié)果分析顯示：村民對秸稈采用焚燒處理的為33.1%，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中地膜使用的處理作為垃圾單獨處理的為39.3%。環(huán)境監(jiān)督方面，面對身邊環(huán)境問題撥打過12369電話的村民為31.2%，對周邊存在環(huán)境污染及隱患的企業(yè)，18.2%的鄉(xiāng)村居民認為“自己沒辦法管”，11.1%的城市居民選擇“忍一忍或繞行避開”。（三）環(huán)境意愿與滿意度。1.對政府推動環(huán)境治理滿意度較高。調(diào)查結(jié)果分析顯示，城鄉(xiāng)居民對我市環(huán)境改善充滿信心，81.0%的城鄉(xiāng)居民認為我市環(huán)境將進一步改善。對城鄉(xiāng)居民了解并認可的環(huán)境治理措施（多選），選擇頻率最高的是“碧水、藍天、綠地、田園、寧靜”五大行動（298人次），其次是河長制（260人次）、湖長制（219人次）、山長制（176人次）。2.城市居民對周邊環(huán)境的滿意度高于鄉(xiāng)村居民。調(diào)查結(jié)果分析對比發(fā)現(xiàn)，大部分城市居民對周邊環(huán)境表示滿意（非常滿意為54.9%，比較滿意為24.8%），接近一半的鄉(xiāng)村居民對周邊環(huán)境表示不滿意（不太滿意的為31.5%，很不滿意的為12.8%）。3.對環(huán)保維權(quán)的途徑與方式了解不多。城市問卷中，對身邊環(huán)境問題，187人次選擇向環(huán)保部門投訴，82人次選擇向環(huán)保組織求助，43人次選擇無視。這與相關(guān)法律法規(guī)對于環(huán)保社會組織或公眾參與環(huán)境維權(quán)、環(huán)境訴訟多為原則性規(guī)定，對具體的參與方式、程序未作規(guī)定，對社會組織管理和公眾參與環(huán)境監(jiān)督缺乏引導(dǎo)有關(guān)[1]。4.具有積極的環(huán)境治理支付意愿。對“個人支付污染治理費用”，城市問卷中，分別有53.7%和34.1%的城市居民愿意承擔因治理污染導(dǎo)致的個人消費支出5%以內(nèi)和10%以內(nèi)的增加；鄉(xiāng)村問卷中，對于增加鄉(xiāng)村環(huán)境治理資金，61.9%的鄉(xiāng)村居民更傾向于通過增加財政補貼的方式實現(xiàn)環(huán)境污染治理。
三、思考與建議
關(guān)鍵詞：城鄉(xiāng)收入差距；經(jīng)濟波動；MSVAR；PVAR
[中圖分類號]F064.1 [文獻標識碼] A [文章編號]1673-0461（2016）04-0006-06
一、引 言
中國自古以來即十分重視收入分配和經(jīng)濟波動問題，如《論語?季氏》中指出“不患寡而患不均，不患貧而患不安”，即認為收入分配公平和經(jīng)濟穩(wěn)定是當政者最應(yīng)關(guān)注的問題?！豆茏印飞踔磷⒁獾截S年、災(zāi)年的經(jīng)濟波動對貧富差距的影響，指出缺乏靈活性的稅收制度在災(zāi)、豐年的變遷中必然拉大貧富差距。而現(xiàn)代經(jīng)濟學(xué)則一直到20世紀90年代才開始對這兩者之間的關(guān)聯(lián)展開一定數(shù)量的研究，這些文獻主要分為兩類。第一類文獻致力于研究收入分配對經(jīng)濟波動的影響。如Aghion等（1997、1999）強調(diào)收入分配不均會導(dǎo)致投資機會的不平等從而導(dǎo)致經(jīng)濟波動[1-2]，Levy （2002）認為收入差距擴大會提升產(chǎn)出和物價波動的幅度并導(dǎo)致經(jīng)濟波動[3]，Woo （2011）認為收入差距會導(dǎo)致政府政策的頻繁變動從而造成經(jīng)濟波動[4]。第二類文獻致力于研究經(jīng)濟波動對收入分配的影響。Breen和García-Pe？kalosa（2005）認為企業(yè)家是風(fēng)險偏好者，工人是風(fēng)險規(guī)避者，在經(jīng)濟波動中兩者對風(fēng)險的不同態(tài)度會導(dǎo)致收入差距進一步擴大[5]。Checchi和García-Pe？kalosa（2004）認為貧窮者在經(jīng)濟波動時很難具備儲存人力資本的條件，所以收入差距會擴大[6]。
改革開放以后，隨著經(jīng)濟改革的不斷深入，中國的貧富差距也在不斷擴大，而城鄉(xiāng)收入差距的日益加大又是其中最為重要的影響因素（李實等，2008；Kanbur和Zhang，2005；Chen 等， 2010）[7-9]。從城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟波動的影響來看，由于城鄉(xiāng)居民有著完全不同的生活生產(chǎn)方式，當城鄉(xiāng)收入差距擴大時，城鄉(xiāng)居民在投資機會面前并不均等，并且由于城鄉(xiāng)收入差距的擴大會對多種宏觀經(jīng)濟變量的穩(wěn)定性產(chǎn)生重要影響，所以會直接導(dǎo)致經(jīng)濟波動。但是也應(yīng)注意到，政府的財政、貨幣政策更容易影響到城市居民，當城市居民是稅收、消費和公共服務(wù)的主體時，財政、貨幣政策能夠更有效地實現(xiàn)其穩(wěn)定經(jīng)濟的效果。并且政府往往會在經(jīng)濟波動較為劇烈的情形下使用相機抉擇的政策，且這一類政策多是針對城市，所以城鄉(xiāng)收入差距較大時反而能夠更有效地平抑經(jīng)濟波動。但如果城鄉(xiāng)收入差距不斷擴大而導(dǎo)致政府頻繁采用相關(guān)政策來提升農(nóng)民收入，則可能由此直接引發(fā)經(jīng)濟波動。所以，城鄉(xiāng)收入差距并不必然加劇經(jīng)濟波動，反而有可能降低經(jīng)濟波動的頻率。從經(jīng)濟波動對城鄉(xiāng)收入差距的影響來看，不同內(nèi)容的經(jīng)濟波動對城鄉(xiāng)收入差距的影響也是不確定的。如果經(jīng)濟波動是全局性經(jīng)濟衰退造成，由于城市居民所有收入均來源于城市工業(yè)，一旦失業(yè)將失去所有生活來源，這種波動對城市居民的影響是巨大的，可能會造成城鄉(xiāng)收入差距縮小。但假如衰退發(fā)生在特定的餐飲、建筑、初級加工業(yè)等吸收大量農(nóng)民工的行業(yè)，由于中國農(nóng)民務(wù)工收入已經(jīng)達到全部收入的50%以上且農(nóng)民抵御經(jīng)濟波動風(fēng)險的能力明顯低于城市居民，所以當這一類型衰退發(fā)生時，農(nóng)民工這種非正式就業(yè)會很容易受到?jīng)_擊，城鄉(xiāng)收入差距就會擴大。由此可見，城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟波動之間存在十分明顯的相關(guān)性，但這種相關(guān)性的正負特征卻難以直觀判斷，需要較為深入的實證研究。但遺憾的是，就我們所知，目前國內(nèi)尚沒有文獻專門就兩者之間的動態(tài)關(guān)聯(lián)開展實證研究。
基于上述討論，我們發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟波動之間存在復(fù)雜的動態(tài)關(guān)聯(lián)，這就需要使用能夠?qū)烧呔鳛閮?nèi)生變量處理的模型來加以分析，向量自回歸模型顯然是十分合適的選擇。但是，兩者之間的關(guān)聯(lián)又依據(jù)特定的時間和空間，可能存在一定的非線性效應(yīng)，所以應(yīng)盡可能地考慮到時間上的非線性結(jié)構(gòu)變化和空間差異可能導(dǎo)致實證結(jié)果的不同。針對時間上的非線性結(jié)構(gòu)變化，Hamilton（1989）[10]、Krolzig（1997）[11]等學(xué)者的處理方式是，將Markov轉(zhuǎn)移矩陣引入向量自回歸（VAR）模型的分析中，而其后的學(xué)者們又不斷深入地完善了這一方法，最終形成為成熟的馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸模型（MSVAR），并進一步發(fā)展了基于時變概率的MSVAR模型（Ding， 2012）[12]?；诖耍疚臄M采用MSVAR模型和中國自2001年到2014年的季度數(shù)據(jù)開展研究。關(guān)于空間上的差異，現(xiàn)有文獻較認同采用面板數(shù)據(jù)向量自回歸模型（PVAR），來使用面板數(shù)據(jù)彌補時序數(shù)據(jù)缺乏空間差異信息的缺陷。所以，本文同時使用了兩種模型進行綜合研究，以對城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟波動之間的動態(tài)關(guān)聯(lián)給出實證依據(jù)。就筆者所知，本文是國內(nèi)最早采用計量模型研究兩者之間關(guān)聯(lián)的實證研究。
二、研究設(shè)計
1. MSVAR模型的數(shù)據(jù)選擇及模型簡介
根據(jù)前文的描述，本文需要使用城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟波動的時序數(shù)據(jù)。借鑒其他相關(guān)文獻的處理辦法，采用城市居民的可支配收入比上農(nóng)村居民純收入（均為季度累計收入）作為城鄉(xiāng)收入差距的變量，使用GDP季度累計同比增長率HP濾波后的波動絕對值來指代經(jīng)濟波動。選取數(shù)據(jù)的時間跨度是2001年第1季度到2014年第3季度（目前中國能夠搜集到的季度時序數(shù)據(jù)始于2001年），共47個時間序列點。所有數(shù)據(jù)來自于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，兩列數(shù)據(jù)的曲線圖為圖1。
從圖1可知，經(jīng)濟波動的變動從數(shù)值比例上來看比較劇烈，所以本文采用雙軸圖進行描繪。可以發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟波動在大多數(shù)時間內(nèi)同步變動，說明兩者之間很可能主要存在正向的互動關(guān)聯(lián)。從圖中還可以看出，在特定的某些階段，兩變量變動幅度擴大，但某些階段其變動幅度縮小，且這種變動無法根據(jù)經(jīng)驗直接辨識。即兩變量間互動關(guān)聯(lián)存在多區(qū)制的特點且無法直接給出某個時間段來框定，所以十分需要采用MSVAR模型進行研究，后文對這一模型進行了簡介。首先，如果不考慮不同區(qū)制之間的不同，傳統(tǒng)的線性VAR模型構(gòu)建如下：
式（1）中Y是2維內(nèi)生變量向量，表示經(jīng)濟波動和城鄉(xiāng)收入差距，v表示截距項，εt是殘差項，p指代模型時間滯后的階數(shù)。由于該模型是純線性向量自回歸模型，所以無法考慮非線性多區(qū)制之間的轉(zhuǎn)變。為此，本文將馬爾科夫鏈加入模型：
2. PVAR模型的數(shù)據(jù)選擇及模型簡介
針對VAR模型難以考慮地區(qū)差異的問題，Holtz-Eakin等（1988）[13]提出了基于面板數(shù)據(jù)的VAR模型，將VAR模型的應(yīng)用范圍大幅度擴大。由于面板數(shù)據(jù)同時具備時間和空間維度信息，故而用以分析變量之間的關(guān)聯(lián)更加可靠。PVAR模型一經(jīng)提出之后即被廣泛關(guān)注，而后Lütkepohl （2007）[14]、Love和 Zicchino （2006）[15]等人又將其不斷發(fā)展，目前已經(jīng)成為宏觀研究領(lǐng)域較為成熟的面板數(shù)據(jù)分析工具，本文的PVAR模型如下：
見式（3），yit表示2維內(nèi)生變量向量，變量的下標i表示地區(qū)，t表示時間。P指代PVAR模型時間滯后的階數(shù)，βj代表回歸系數(shù)向量，αi代表個體固定效應(yīng)?？紤]到可能存在的異方差以及序列相關(guān)的影響，本文選擇廣義矩估計（GMM）方法對PVAR模型進行估計。但是，由于受內(nèi)生變量滯后項影響，αi與滯后內(nèi)生變量容易產(chǎn)生相關(guān)性?；诖耍疚耐瑫r采用了“前向均值差分法”來消除固定效應(yīng)（Arellano和Bover，1995）[16]。該方法主要使用移除前向均值這一轉(zhuǎn)換方法，盡力避免差分項與工具變量的正交，從而達到準確估計模型的目的。考慮到本文使用的數(shù)據(jù)時間跨度較短，并且根據(jù)采用不同滯后階數(shù)回歸結(jié)果的統(tǒng)計顯著性，本文采用滯后2期的模型（即p=2）進行估計。
具體到面板數(shù)據(jù)的選取而言，本文使用中國大陸30個省級單位1998～2012年的面板數(shù)據(jù)開展分析（沒有選擇省的數(shù)據(jù)）。這里之所以選擇1998年之后的數(shù)據(jù)是基于如下原因：其一，重慶自1997年成為直轄市，1998年之后有重慶的詳盡數(shù)據(jù)；其二，始于1994年的分稅制體制對地方經(jīng)濟產(chǎn)生過巨大影響并很可能在隨后幾年對經(jīng)濟波動產(chǎn)生巨大影響，為避免這種影響導(dǎo)致的模型誤判，所以本文以1998年為數(shù)據(jù)起點；其三，中國自1998年開始在宏觀領(lǐng)域采取了一系列改革，是一個重要的時間起點。其中經(jīng)濟波動的數(shù)據(jù)仍舊采用HP濾波方法，將GDP增長率中的趨勢項去除后保留波動絕對值作為經(jīng)濟波動的變量。城鄉(xiāng)收入差距仍采用城市居民的可支配收入與農(nóng)村居民純收入的比值作為變量。
三、計量分析
1. 基于MSVAR模型的計量分析
在使用時序數(shù)據(jù)開展VAR模型分析之前，需要先檢測變量的穩(wěn)定性，本文使用ADF檢驗和PP檢驗來判定變量穩(wěn)定性，檢驗結(jié)果見表1。從表1可以看出，兩列變量均是穩(wěn)定的，可以使用VAR模型進行分析。
根據(jù)AIC、BIC準則，本文最終選擇了滯后期為2期、3個區(qū)制的MSVAR模型，使用的軟件是MATLAB2012?；貧w結(jié)果見表2，三個區(qū)制之間轉(zhuǎn)移概率的具體時序數(shù)值見圖2。從圖2可以發(fā)現(xiàn)區(qū)制2的概率非常小，且預(yù)期持續(xù)期只有1.43，但區(qū)制1和區(qū)制3的持續(xù)期都較長，且轉(zhuǎn)移概率都是0.95的高維持概率，所以區(qū)制1和區(qū)制3是本文需要重點分析的區(qū)制。由于模型涉及的參數(shù)過多，根據(jù)模型所有的參數(shù)難以直接看出兩列變量之間的互動關(guān)聯(lián)，所以我們使用脈沖響應(yīng)函數(shù)的方法繪制出兩個變量之間的交互作用。根據(jù)圖2，需要繪制區(qū)制1和區(qū)制3下兩變量之間的互動關(guān)聯(lián)。VAR模型的脈沖響應(yīng)分析是指，根據(jù)已經(jīng)得出的VAR模型回歸系數(shù)，當某一變量在基期發(fā)生單位變化時（由擾動項變化所致），分析其他變量隨后會發(fā)生怎樣的變化（高鐵梅，2009）[17]。
從圖3和圖4可以看出，隨著城鄉(xiāng)收入差距發(fā)生1單位的沖擊后，經(jīng)濟波動的反應(yīng)一直大于0，且區(qū)制1的反應(yīng)小于區(qū)制3的反應(yīng)。隨著經(jīng)濟波動發(fā)生1單位沖擊后，城鄉(xiāng)收入差距的反應(yīng)也一直為正，區(qū)制1下的反應(yīng)基本上也小于區(qū)制3的反應(yīng)。從圖2可以看出（結(jié)合圖1），區(qū)制1主要是2001年、2002年以及2010年以后，區(qū)制3是2003～2009年。這表明2003～2009年間，經(jīng)濟波動受城鄉(xiāng)收入差距的影響較大。究其原因，在于2003～2009年之間中國政府采取了一系列旨在提升農(nóng)民收入的重大政策，城鄉(xiāng)收入差距波動幅度變小，從而引發(fā)相關(guān)的貨幣財政政策自動穩(wěn)定功能階段性失調(diào)，導(dǎo)致經(jīng)濟波動加劇。與此同時，2003～2009年也是中國食品價格波動劇烈的時期，經(jīng)濟波動在此背景下也會對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生更大影響。整體來看，城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟波動之間始終是正向的互動關(guān)聯(lián)。
2. 基于PVAR模型的計量分析
使用PVAR模型之前同樣需要開展穩(wěn)定性檢驗，其檢驗結(jié)果見表3。從表3可以看出，城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟波動的面板數(shù)據(jù)同樣也是穩(wěn)定的。
由于PVAR模型的參數(shù)較多且不能直觀地辨析變量間交互作用，所以這里僅使用脈沖響應(yīng)函數(shù)的方法繪制出兩個變量之間的交互作用。 從圖5中可以看出基于面板數(shù)據(jù)的脈沖響應(yīng)依然是正向的交互作用。
3. 模型穩(wěn)健性分析
為了探討MSVAR模型的穩(wěn)健性，本文采用如下方法：①考慮到物價指數(shù)可能會對城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟波動同時產(chǎn)生影響，所以將這一變量加入模型以觀察區(qū)制特征是否依然成立，其結(jié)論是城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟波動仍存在類似圖3和圖4的兩區(qū)制特征且交互作用仍保持相同特征；②采用普通的不考慮非線性特征的向量自回歸模型對兩者之間的互動關(guān)聯(lián)進行分析，通過脈沖響應(yīng)圖可以看出，兩者之間仍是正向的互動關(guān)聯(lián)。上述兩種穩(wěn)健性檢驗證明MSVAR模型具有很好的穩(wěn)健性。
為了研究面板向量自回歸模型的穩(wěn)健性，本文采用如下方法：①將數(shù)據(jù)分為東中西三個部分，分別開展研究，發(fā)現(xiàn)除西部地區(qū)兩者正向互動特征不明顯外，東部和中部地區(qū)經(jīng)濟波動和城鄉(xiāng)收入差距之間仍存在顯著的正向促進作用；②將滯后期修改為2和3，除發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟波動和城鄉(xiāng)收入差距對自身的反應(yīng)發(fā)生較大變化外，兩者之間的互動關(guān)聯(lián)仍顯著為正。上述兩種檢驗證明PVAR模型具有很好的穩(wěn)健性。
四、結(jié) 論
本文認為，城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟波動之間存在復(fù)雜的邏輯關(guān)聯(lián)，但學(xué)術(shù)界卻尚未對兩者之間的關(guān)聯(lián)給出明確的實證依據(jù)。本文綜合采用能夠處理“時間序列變量動態(tài)關(guān)聯(lián)非線性特征”的MSVAR模型和能夠針對面板數(shù)據(jù)開展向量自回歸模型研究的PVAR模型，充分利用時間和空間的數(shù)據(jù)信息，研究了城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟波動之間的動態(tài)關(guān)聯(lián)。基于MSVAR模型得出如下結(jié)論：城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟波動之間的關(guān)聯(lián)特征在不同區(qū)制中呈現(xiàn)不同狀態(tài)，位于2003～2009年期間的區(qū)制中，城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟波動之間的正向促進作用明顯高于2001年、2002年和2010以后的年份，但整體來看兩者之間的正向關(guān)聯(lián)一直十分顯著。基于PVAR模型及其穩(wěn)健性檢驗得出如下結(jié)論：在大多數(shù)的省域，城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟波動之間存在明顯的正向互動關(guān)聯(lián)。根據(jù)上述結(jié)論，可以認為中國的城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟波動之間，在大多數(shù)時間和空間內(nèi)存在明顯的正向促進作用?；诖?，可以發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距是影響宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定的重要因素，且阻礙財政、貨幣政策發(fā)揮穩(wěn)定效應(yīng)。隨著信息技術(shù)的不斷完善，公眾理性預(yù)期日益強化，相機抉擇的政策效果日漸勢微，所以世界各國日益重視設(shè)計相應(yīng)的政策規(guī)則，來促使經(jīng)濟實現(xiàn)自動穩(wěn)定。但過高的城鄉(xiāng)收入差距顯然是實現(xiàn)這一目標的重要阻礙，故此需要政策著力采取相應(yīng)措施，努力縮小城鄉(xiāng)收入差距或至少減少其對經(jīng)濟波動的放大效應(yīng)，來實現(xiàn)宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定。
[參考文獻]
[1] Aghion P， Bolton P. A Theory of Trickle-down Growth and Development[J].The Review of Economic Studies， 1997， 64（2）： 151-172.
[2] Aghion P， Caroli E， Garcia-Penalosa C. Inequality and Economic Growth： the Perspective of the New Growth Theories[J].Journal of Economic literature， 1999，37（4）： 1615-1660.
[3] Levy A. A Note on Income Inequality and Macro-Economic Volatility[J].Australian Economic Papers， 2002， 41（2）： 233-238.
[4] Woo J. Growth， Income Distribution， and Fiscal Policy Volatility[J].Journal of Development Economics， 2011，96（2）：289-313.
[5] Breen R， García-Pealosa C.Income Inequality and Macroeconomic Volatility： an Empirical Investigation[J].Review of Development Economics， 2005， 9（3）： 380-398.
[6] Checchi D， García-Pealosa C. Risk and the Distribution of Human Capital[J]. Economics Letters， 2004，82（1）：53-61.
[7] 李實，史泰麗，別雍?古斯塔夫森.中國居民收入分配研究Ⅲ[M].北京：北京師范大學(xué)出版社， 2008.
[8] Kanbur R， Zhang X. Fifty Years of Regional Inequality in China： a Journey Through Central Planning， Reform， and Openness[J].Review of Development Economics， 2005，9（1）：87-106.
[9] Chen J， Dai D， Pu M， et al. The Trend of the Gini Coefficient of China[R].Brooks World Poverty Institute Working Paper， 2010 （109）.
[10] Hamilton J D. A new Approach to the Economic Analysis of Nonstationary Time Series and the Business Cycle[J].Econometrica： Journal of the Econometric Society， 1989， 57（2）： 357-384.
[11] Krolzig H M. Markov-switching Vector Autoregressions （modelling， Statistical Interference， and Application to Business Cycle Analysis）[R].Lecture Notes in Economics and Mathematical Systems， 1997.
[12] Ding Z. An Implementation of Markov Regime Switching Model with Time Varying Transition Probabilities in Matlab[R]. Available at SSRN 2083332， 2012.
[13] Holtz-Eakin D， Newey W， Rosen H S. Estimating Vector Autoregressions with Panel Data[J]. Econometrica： Journal of the Econometric Society， 1988， 56（6）： 1371-1395.
[14] Lütkepohl H. New Introduction to Multiple Time Series Analysis[M].Springer Science & Business Media， 2007.
[15] Love I， Zicchino L. Financial Development and Dynamic Investment Behavior：Evidence from Panel VAR[J]. The Quarterly Review of Economics and Finance， 2006，46（2）： 190-210.
關(guān)鍵詞：城鄉(xiāng)差距；經(jīng)濟增長；分位數(shù)回歸；自相關(guān)系數(shù)
中圖分類號：F0 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）28-0006-05
引言
分位數(shù)回歸選擇不同的分位數(shù)，例如中位數(shù)、1/4 分位數(shù)、3/4 分位數(shù)等來估計推斷因變量的分位數(shù)，這些不同分位數(shù)代表了處于不同水平的研究對象，從而能夠更加全面地描述研究對象的全貌，深化了對傳統(tǒng)回歸模型的理解，推廣了回歸模型的類型和應(yīng)用。特別對于研究對象的分布呈現(xiàn)，如不對稱、厚尾、截斷性等特性時，分位數(shù)回歸的擬合效果比線性回歸更加準確細致，具有比較好的彈性性質(zhì)。所以，自Koenker 和 Bassett（1978）提出線性分位數(shù)回歸理論[1]以來，分位數(shù)回歸（QR）成為近幾十年來發(fā)展較快、應(yīng)用廣泛的回歸模型方法。國內(nèi)很多學(xué)者將分位數(shù)回歸估計方法運用于股市研究、金融研究等廣泛領(lǐng)域中[2～5]。
隨著市場經(jīng)濟的迅速發(fā)展，人均GDP逐年提高，城鄉(xiāng)居民收入迅速提高，但收入差距特別是城鄉(xiāng)收入差距卻被不斷拉大。研究城鄉(xiāng)收入的差距與經(jīng)濟增長的關(guān)系是發(fā)展經(jīng)濟必須面對的一個問題?；诜治粩?shù)回歸方法研究城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長的關(guān)系，目的是區(qū)分在條件分布不同位置，城鄉(xiāng)收入差距究竟會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生怎樣的影響，同時測度城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟增長的某個特定分位數(shù)的邊際效果，更好地控制城鄉(xiāng)收入差距擴大化，從而促使縮小城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟穩(wěn)步增長。陳建寶利用分位數(shù)回歸技術(shù)研究中國居民收入差距的現(xiàn)狀及其對擴大內(nèi)需的重要影響[6～7] ，段景輝對中國城鄉(xiāng)家庭收入差異影響因素進行分位數(shù)回歸分析[8] ，陳娟將居民收入和政府支出引入效用函數(shù)，利用分位數(shù)回歸證實了不同消費量下各變量對消費有不同的影響[9]。本文通過引入分位數(shù)回歸思想，構(gòu)建城鄉(xiāng)居民收入與經(jīng)濟增長的分位數(shù)回歸模型，利用分位數(shù)回歸模型實證分析比較了成都市經(jīng)濟增長變化量對城鄉(xiāng)居民收入變化量的影響。
一、分位數(shù)回歸模型的原理
分位數(shù)回歸模型如下：
Qy（τ|x）=a0+a1x1+a2x2+…+akxk+Qu（τ）
其中Qy（τ|x）為關(guān)于x的條件τ分位數(shù)，Qu（τ）為隨機擾動項的τ分位數(shù)，a0，a1，a2，…，ak是待估參數(shù)。
如果τ=0.5，分位數(shù)回歸模型即為中位數(shù)回歸模型，其表達式如下：
M（y|x）=a0+a1x1+a2x2+…+akxk+M（u）
其中，M（y|x）為關(guān)于x的條件中位數(shù)，M（u）為隨機擾動項的中位數(shù)。
對于中位數(shù)回歸模型，可采取最小絕對偏差法（LAD法）來估計參數(shù)；而對于分位數(shù)回歸模型，則采取線性規(guī)劃法（LP法）估計其最小加權(quán)絕對偏差，從而得到解釋變量的回歸系數(shù)，分別表示如下：
LAD法：minE|y-a0-a1x1-a2x2-…-akxk|
求解得：■（y|x）=■0+■1x1+■2x2+…+■kxk
LP法：minEρτ（y-a0-a1x1-a2x2-…-akxk）
求解得：■y（τ|x）=■0+■1x1+■2x2+…+■kxk
其中，ρτ（t）=t（τ-I（t
將分位數(shù)回歸模型表示為矩陣形式：
■（τ）=X'■（τ）
同時解釋變量矩陣和參數(shù)向量都分為兩部分，即X=（1，Z）'和■（τ）=（■0 （τ ），■1 （τ ））'，則有
■（τ）=■0 （τ ）+Z'β1 （τ ）
定義：
■ （τ ）=min[■（1-τ）（yt-■0 （τ ）-Z'■1 （τ ））+■τ（yt-■0 （τ ）-Z'■1 （τ ））]
■ （τ ）=min[-■（1-τ）（yt-■0 （τ ））+■τ（yt-■0 （τ ））]
上兩式分別表示無約束分位數(shù)回歸目標函數(shù)（最小絕對離差和）和約束的分位數(shù)回歸目標函數(shù)（最小絕對離差和）的極小值。無約束目標函數(shù)中的減項既包含常數(shù)項也包含所有回歸因子。約束目標函數(shù)中的減項僅包含常數(shù)項，其他參數(shù)都約束為零。Koenker和Machado（1999）根據(jù)目標函數(shù)在施加約束條件前后得到的兩個極小值[10]構(gòu)造了兩個擬似然比檢驗統(tǒng)計量（QLR）。這兩個擬似然比檢驗也稱作分位數(shù)p檢驗（quantile-ρ tests）。兩統(tǒng)計量的表達式如下：
LT（τ） =■
AT（τ） =■log（■）
其中■ （τ ）和■ （τ ）分別代表約束的和無約束目標方程的極小值。上面兩個統(tǒng)計量都漸近服從自由度為q的χ2分布，其中q是原假設(shè)目標函數(shù)中約束條件的個數(shù)，從而利用χ2分布進行擬合優(yōu)度檢驗。
二、實證分析
（一）指標選取
選用成都市的人均地區(qū)生產(chǎn)總值GDP來衡量經(jīng)濟增長，記為PGDP（Per Capita Gross Domestic Product），用LGDP表示取自然對數(shù)的人均地區(qū)生產(chǎn)總值，用LG表示LGDP的一階差分，即人均地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)增長幅度；選用城鎮(zhèn)居民消費水平與農(nóng)村居民消費水平的比例作為城鄉(xiāng)收入差距衡量指標，記為URCR（Urban / Rural Consumption Ratio）。LG的直方圖如下：
從人均GDP對數(shù)增產(chǎn)幅度的直方圖可以看出，LG的分布是一個左偏低峰的分布，可以接受其分布為正態(tài)分布。
（二）自相關(guān)性的檢驗
利用樣本自相關(guān)系數(shù)和樣本偏相關(guān)系數(shù)檢驗變量是否具有自相關(guān)性，從而為建立分位數(shù)回歸模型做準備工作。LG的自相關(guān)圖（見下頁表1）：
從LG的自相關(guān)圖可以看出，LG的偏相關(guān)系數(shù)具有一階截尾性，自相關(guān)系數(shù)具有拖尾性，所以，LG與LG（-1）存在相依關(guān)系。URCR的自相關(guān)圖如下，顯然，URCR的偏相關(guān)系數(shù)具有一階截尾性，自相關(guān)系數(shù)具有拖尾性，所以，URCR與URCR（-1）存在相依關(guān)系（見下頁表2）。
（三）互相關(guān)性的檢驗
利用樣本協(xié)方差矩陣檢驗變量LG與URCR是否具有互相關(guān)性，變量LGDP與URCR的樣本協(xié)方差矩陣如下：
表3 LG與URCR的協(xié)方差矩陣
LG與URCR的樣本相關(guān)系數(shù)為-0.002808，說明LG與URCR具有負相依關(guān)系。當人均GDP對數(shù)增產(chǎn)幅度LG增大時，城鄉(xiāng)差距URCR將會變小，經(jīng)濟增長抑制了城鄉(xiāng)差距的擴大；反之，當城鄉(xiāng)差距URCR增大時，人均GDP對數(shù)增產(chǎn)幅度LG將變小，城鄉(xiāng)差距的擴大將抵制經(jīng)濟增長的發(fā)展。經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)差距相互影響，相互協(xié)調(diào)，才能使社會和諧。
由于LG與URCR的樣本相關(guān)系數(shù)很小，說明兩者的關(guān)系存在非線性的特點，適合利用分位數(shù)回歸建立模型。
（四）分位數(shù)回歸模型的建立
通過自相關(guān)性與互相關(guān)性的檢驗，建立如下的分位數(shù)回歸方程來研究經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)差距的影響：
URCRt=s（1）+s（2）LGt+s（3）LGt-1+s（4）URCRt-1
令τ=0.5，運用LAD （least absolute deviations）估計量進行估計，獲得中位數(shù)回歸方程的估計（見下頁表4）：
從下頁表4可知，Quasi-LR檢驗統(tǒng)計量的值為34.24548，在0.01的顯著性水平下是統(tǒng)計顯著的，所建立中位數(shù)回歸方程較為準確細致地刻畫經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)差距的關(guān)系。
在被解釋變量LG的中位數(shù)水平下，變量LG、LG（-1）的系數(shù)都是負值，這說明：當期的人均GDP對數(shù)增產(chǎn)幅度和前一期的人均GDP對數(shù)增產(chǎn)幅度都抑制了城鄉(xiāng)差距的擴大，其中當期的人均GDP對數(shù)增產(chǎn)幅度的抑制作用比較大。變量URCR（-1）的系數(shù)是正值；即前一期的城鄉(xiāng)差距使得當期的城鄉(xiāng)差距擴大。這非常符合實際情況。
（五）條件分位數(shù)回歸估計系數(shù)的差異與變動分析
為了深入揭示在經(jīng)濟增長的不同水平下，經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)差距影響的變化，需要在經(jīng)濟增長的不同分位數(shù)水平進行條件分位數(shù)回歸估計。選取了5個分位數(shù)（Quantile），它們分別是τ=0.20，0.30，0.50，0.70，0.80這5個分位數(shù)的結(jié)果（如表5所示）：
表5 不同分位數(shù)下的分位數(shù)回歸模型的參數(shù)估計
從所建立的模型和檢驗可以看出，（1）在經(jīng)濟增長的某個具體分位數(shù)水平，經(jīng)濟發(fā)展對城鄉(xiāng)差距影響的大小都不相同。由表5可知，在被解釋變量LG的不同分位數(shù)水平，變量LG（-1）的系數(shù)都是負值，都抑制城鄉(xiāng)差距的增大；變量LG的系數(shù)一會兒是正值一會兒是負值，這說經(jīng)濟增長發(fā)展在不同的水平下，當期的人均GDP對數(shù)增產(chǎn)幅度對城鄉(xiāng)差距的影響不同。當經(jīng)濟的水平比較低時（τ=0.20），當期的人均GDP對數(shù)增產(chǎn)幅度將加大城鄉(xiāng)差距的擴大；當經(jīng)濟的水平比較適中時（τ=0.30，τ=0.50），當期的人均GDP對數(shù)增產(chǎn)幅度將抑制城鄉(xiāng)差距的擴大，使城鄉(xiāng)差距縮?。划斀?jīng)濟的水平比較快速時（τ=0.70，τ=0.80），當期的人均GDP對數(shù)增產(chǎn)幅度將導(dǎo)致城鄉(xiāng)差距的擴大。（2）隨著被解釋變量LG的分位數(shù)水平從0.2逐步增加到0.8，前期城鄉(xiāng)差距對當期城鄉(xiāng)差距影響的系數(shù)都是正值，系數(shù)呈現(xiàn)先單調(diào)減后單增趨勢，在τ=0.70時，其系數(shù)取得最小值。這說明前期城鄉(xiāng)差距將擴大當期城鄉(xiāng)差距，這種影響的程度隨經(jīng)濟水平快速發(fā)展會得到緩慢的抑制。（3）分位回歸模型中截距項的系數(shù)是先變大再變小，這基本反映了在人均GDP對數(shù)增產(chǎn)幅度LG的不同分位數(shù)水平下，外在因素，例如CPI，農(nóng)村人均純收入、農(nóng)村社保等，都將使得城鄉(xiāng)差距保持在一個水平波動，導(dǎo)致城鄉(xiāng)差距的變化主要依賴城鄉(xiāng)差距既有的實際情況和經(jīng)濟發(fā)展的水平。
結(jié)論
總結(jié)以上實證分析，得到以下基本結(jié)論：（1）在經(jīng)濟增長的不同水平下，當期經(jīng)濟增長和前期經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)差距影響的大小都不相同，說明了經(jīng)濟增長作用的差異性，揭示了不同發(fā)展水平下，經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)差距的動態(tài)相依關(guān)系。（2）當經(jīng)濟的水平比較低時，經(jīng)濟增長不足以抑制城鄉(xiāng)差距的擴大；當經(jīng)濟的水平比較適中時，經(jīng)濟增長將抑制城鄉(xiāng)差距的擴大，使城鄉(xiāng)差距縮??；當經(jīng)濟的水平比較快速時，經(jīng)濟增長的幅度變大，從而導(dǎo)致貧富差距加大，財富集中到城市中，城鄉(xiāng)差距擴大。這說明，必須防止經(jīng)濟增長由偏快轉(zhuǎn)為過熱，在經(jīng)濟發(fā)展的同時，要防止價格由結(jié)構(gòu)性上漲演變?yōu)槊黠@通貨膨脹。（3）現(xiàn)實城鄉(xiāng)居民消費水平差距會因經(jīng)濟發(fā)展水平的效率而發(fā)生變化，進而現(xiàn)實城鄉(xiāng)居民消費水平差距的改變又將影響經(jīng)濟增長，使得相對關(guān)系是正偏抑或負偏抑，這也就決定了城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系在較長的一段時期或不同國家與地區(qū)可能會發(fā)生方向性改變。所以，必須協(xié)調(diào)經(jīng)濟增長，完善收入分配的理論，應(yīng)運用財稅、金融以及投資政策更多地發(fā)展的農(nóng)村經(jīng)濟，多渠道增加農(nóng)村居民的收入，以及向農(nóng)村居民提供和城鎮(zhèn)居民基本均等的公共產(chǎn)品和公共服務(wù)。
參考文獻：
[1] Koenker R，Bassett G J.Regression Quantiles [J].Econometrical，1978，（46）：3-50.
[2] 鄭承利，陳燈塔.中國股市截面收益率再研究：分位數(shù)回歸方法[J].南方經(jīng)濟，2006，（1）：6-12.
[3] 封福育.中國滬深股市量價關(guān)系實證分析——基于分位數(shù)回歸估計[J].商業(yè)經(jīng)濟與管理，2008，（6）：75-79.
[4] 吳擁政，陸峰.區(qū)域金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的實證分析——基于中國地級市區(qū)數(shù)據(jù)與分位數(shù)回歸方法[J].區(qū)域金融研究，2009，（3）：
25-28.
[5] 孟勇，張志文.公共投資對中國各地區(qū)收入水平的影響分析——基于分位數(shù)回歸方法[J].華南理工大學(xué)學(xué)報，2008，（10）：48-53.
[6] 陳建寶，杜小敏，董海.基于分位數(shù)回歸的中國居民收入和消費的實證分析[J].統(tǒng)計與信息論壇，2009，（7）：44-50.
[7] 陳建寶，段景輝.中國性別工資差異的分位數(shù)回歸分析[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2009，（10）：87-97 .
[8] 段景輝，陳建寶.中國城鄉(xiāng)家庭收入差異影響因素的分位數(shù)回歸解析[J].經(jīng)濟學(xué)家，2009，（9）：46-53.
[9] 陳娟，林龍，葉阿忠.分位數(shù)回歸的中國居民消費研究[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)研究，2008，（2）：12-27
[10] Koenker R and Machado JAF，Goodness of fit and related inference processes for quantile regression[J].Journal of American Statistical
1999，94，1296-1310.
The Relationship of Economic Growth and Urban-Rural Gap in ChengDu
——Based Quantile Regression Method
WANG Qin，YANG Bao-ying，LIU Juan，CHANG Chun-yan
（College of Mathematics，Southwest Jiaotong University，Chengdu 610031，China）
Abstract：In this paper，the logarithmic growth rate of per capita GDP is used as a measure index of the economic growth.The consumption ratio of urban residents and rural residents is used as a measure index of the urban-rural gap.Through the establishment of different quantile model，the impact of Urban-rural gap under the different levels of economic growth is shown and analyzed.The results show that：when the level of economic developments rapidly，the economic growth rate becomes larger，the gap between the rich and the poor increase，the wealth concentrate to the city，the urban-rural gap expand .The government must prevent economic growth from becoming overheated，control inflation strictly，，the urban-rural gap narrowed and economic growth will be Harmony.
Key words：the urban-rural gap；economic growth；Quantile regression；Autocorrelation coefficients
收稿日期：2013-07-12
[關(guān)鍵詞]內(nèi)蒙古；經(jīng)濟增長；城鄉(xiāng)收入差距；互動關(guān)系
[DOI]1013939/jcnkizgsc201625039
隨著經(jīng)濟的快速增長，城鄉(xiāng)收入差距也在不斷地增大，經(jīng)濟增長加速度與城鄉(xiāng)收入比加速度呈正相關(guān)。內(nèi)蒙古地區(qū)的經(jīng)濟增長率在逐年提升，高于全國的平均水平。而在保持經(jīng)濟持續(xù)增長的同時，有效的縮小城鄉(xiāng)收入差距，是目前包括內(nèi)蒙古在內(nèi)的多個省區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展當中所面臨的實際問題。
1內(nèi)蒙古經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距的實際情況
2015年以來，新常態(tài)下的經(jīng)濟發(fā)展步入了全新的階段，經(jīng)濟改革正在深入進行，經(jīng)濟運行緩中趨穩(wěn)、漸入佳境，具有良好的發(fā)展趨勢。2015年，生產(chǎn)總值為180328億元，經(jīng)濟增長率為77%，高于全國平均增速。其中，第三產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)優(yōu)化升級，經(jīng)濟比重上升，增加值高達72135億元。人均生產(chǎn)總值為71903元，比2014年增加了74%。其中城鎮(zhèn)居民人均收入為30594元，農(nóng)村牧區(qū)居民人均收入為10776元，與2014年相比，增幅分別為79%和8%。雖然內(nèi)蒙古地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入呈現(xiàn)穩(wěn)步增長的良好勢頭，但是城鄉(xiāng)收入差距更加明顯，人均收入差額達到19818元，城鄉(xiāng)居民收入差距系數(shù)為064，說明內(nèi)蒙古地區(qū)處于城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)狀態(tài)。城鄉(xiāng)居民家庭恩格爾系數(shù)分別為284%和294%，與2014年相比有所回落，達到了生活水平的富足標準。由于城市居民收入增長比農(nóng)村牧區(qū)居民更快，內(nèi)蒙古城鄉(xiāng)居民收入差距也就不斷拉大，說明經(jīng)濟增長越快，則城鄉(xiāng)收入差距越大，而城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)則更加突出和顯著[1]。
2內(nèi)蒙古城鄉(xiāng)收入差距的具體表現(xiàn)
21二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)
二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)是內(nèi)蒙古城鄉(xiāng)收入差距的主要特征，簡單來說就是發(fā)達的城市和落后的農(nóng)村并存的結(jié)構(gòu)。在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)當中，城市居民收入增長速度比農(nóng)村更快，這就導(dǎo)致城鄉(xiāng)發(fā)展不均衡，差距被逐漸拉大。在城市發(fā)展進程當中，農(nóng)村牧區(qū)居民難以從中獲得較高的利益，受到戶籍制度的限制，形成城鄉(xiāng)分割。從2005―2015年內(nèi)蒙古城鄉(xiāng)居民收入差距及城鄉(xiāng)居民收入差異系數(shù)對比來看，內(nèi)蒙古地區(qū)經(jīng)濟始終呈現(xiàn)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，在很大程度上限制了地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展。在二元經(jīng)濟體制當中，不利于農(nóng)村牧區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展，農(nóng)牧民得不到公平的就業(yè)機會和薪酬待遇。目前有很多農(nóng)牧民選擇進城務(wù)工以獲得非農(nóng)收入，但是受限于二元經(jīng)濟體制，會遇到許多障礙。而局限于農(nóng)牧區(qū)生產(chǎn)當中，很難依靠農(nóng)牧業(yè)收入來拉近與城市之間的距離，反而是增加了城鄉(xiāng)收入差距[2]。
22不合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)
在經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)當中，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)比最高，并呈現(xiàn)出逐年上升的勢頭，其次為第一產(chǎn)業(yè)，其產(chǎn)業(yè)比呈現(xiàn)逐漸下降的趨勢。第三產(chǎn)業(yè)雖然呈現(xiàn)增長的趨勢，但是卻暴露出后勁不足的問題，受到經(jīng)濟環(huán)境的影響，產(chǎn)業(yè)比有所下降。2015年，第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值增長分別為3%、8%和81%，三次產(chǎn)業(yè)比為9∶51∶40。農(nóng)業(yè)、林業(yè)和牧業(yè)是農(nóng)牧區(qū)主要的經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)，而工業(yè)為主的第二產(chǎn)業(yè)和商業(yè)為主的第三產(chǎn)業(yè)則是城鎮(zhèn)地區(qū)的主要的經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)。對比來看，農(nóng)牧區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展自然不如城鎮(zhèn)地區(qū)強勢，進而導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距增大。
23勞動生產(chǎn)率差距較大
形成內(nèi)蒙古城鄉(xiāng)收入差距的原因之一就是勞動生產(chǎn)率差距較大，隨著工業(yè)的蓬勃發(fā)展，城市勞動生產(chǎn)率呈現(xiàn)逐年上升的趨勢，而農(nóng)村牧區(qū)的農(nóng)牧業(yè)發(fā)展則相對緩慢，勞動生產(chǎn)率上升速度較慢，進而拉大了城鄉(xiāng)地區(qū)的勞動生產(chǎn)率差距。農(nóng)牧業(yè)生產(chǎn)獲得的收入遠低于工業(yè)生產(chǎn)收入[3]。
3以縮短內(nèi)蒙古城鄉(xiāng)收入差距為目標的經(jīng)濟措施31建立統(tǒng)一的戶籍制度
在社會主義市場經(jīng)濟體制下，其管理制度需要與當前的發(fā)展形勢相適應(yīng)。在統(tǒng)一勞動力市場和就業(yè)市場的情況下，需要實行全國統(tǒng)一的戶籍管理制度，以有效解決勞動力市場的分割問題。改變內(nèi)蒙古地區(qū)城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，消除戶籍差別，為城市居民和農(nóng)牧民提供一個公平的市場環(huán)境和平等的就業(yè)機會，農(nóng)牧區(qū)可以獲得同城鎮(zhèn)地區(qū)同樣的發(fā)展機遇，這對于內(nèi)蒙古農(nóng)牧區(qū)的發(fā)展建設(shè)來說具有積極的意義。在公平、平等的經(jīng)濟環(huán)境下，內(nèi)蒙古農(nóng)牧區(qū)將吸引更多的投資，支持其經(jīng)濟建設(shè)，進而提升其競爭力，擁有更加廣闊的市場選擇，加快農(nóng)牧區(qū)的經(jīng)濟增長速度，有效拉近城鄉(xiāng)收入差距[4]。
32工業(yè)反哺農(nóng)牧業(yè)
工業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)出良好的發(fā)展勢頭，是推動城鎮(zhèn)經(jīng)濟建設(shè)的主要動力。而對于以農(nóng)牧業(yè)為主的農(nóng)牧區(qū)來說，農(nóng)牧業(yè)發(fā)展開始接近于停滯的狀態(tài)，同時還受到氣候等環(huán)境因素內(nèi)部的影響，缺乏一定的發(fā)展動力。目前，政府開始加大對農(nóng)牧業(yè)的支持力度，以調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)政策，并為其提供良好的發(fā)展政策。由工業(yè)來支持農(nóng)牧業(yè)的發(fā)展，城市反哺農(nóng)村。加大農(nóng)牧區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和科研建設(shè)，加大投入教育資源，為農(nóng)牧區(qū)的發(fā)展開拓更為廣闊的空間。調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，降低資源的依賴程度，促進農(nóng)牧業(yè)的產(chǎn)業(yè)化發(fā)展，充分發(fā)揮內(nèi)蒙古地區(qū)的資源優(yōu)勢，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，開發(fā)農(nóng)牧區(qū)第三產(chǎn)業(yè)。在發(fā)展農(nóng)牧產(chǎn)業(yè)的同時，推動金融業(yè)、物流業(yè)以及涉農(nóng)服務(wù)業(yè)的發(fā)展，能夠有效吸引勞動力資源，為農(nóng)牧民獲取更多的就業(yè)機會和渠道，提升勞動生產(chǎn)率和經(jīng)濟增長率，有效促進農(nóng)牧區(qū)的經(jīng)濟協(xié)調(diào)和可持續(xù)發(fā)展，增加農(nóng)牧民的收入[5]。
33促進城鄉(xiāng)一體化建設(shè)
改變當前城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的發(fā)展現(xiàn)狀，促進城鄉(xiāng)一體化建設(shè)，以城市帶動農(nóng)村，以工業(yè)帶動農(nóng)牧業(yè)，促進城鄉(xiāng)的共同發(fā)展。在城鄉(xiāng)一體化的發(fā)展進程當中，農(nóng)牧區(qū)獲得了和城市一樣的發(fā)展機遇，促進了農(nóng)牧業(yè)的現(xiàn)代化和產(chǎn)業(yè)化發(fā)展。對于農(nóng)村剩余勞動力，城市為其提供就業(yè)機會，實現(xiàn)剩余勞動力的有效轉(zhuǎn)移。實現(xiàn)農(nóng)牧區(qū)耕地和牧場的科學(xué)經(jīng)營，拓展經(jīng)營規(guī)模，引進高水平的管理人才，建立集約化和專業(yè)化的農(nóng)牧業(yè)經(jīng)營體系，加強農(nóng)牧業(yè)專業(yè)、當?shù)仄髽I(yè)、專業(yè)合作社之間的合作。在新型的經(jīng)濟體系當中，農(nóng)牧業(yè)勞動生產(chǎn)率有了極大的提升，提升了資源的利用率，加速了內(nèi)蒙古農(nóng)牧區(qū)的經(jīng)濟增長。
34提升農(nóng)牧業(yè)現(xiàn)代化生產(chǎn)水平
加強農(nóng)牧區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，增加農(nóng)牧區(qū)教育、金融、物流、交通和通信等多個領(lǐng)域的資金投入，“十三五”期間，內(nèi)蒙古將加快構(gòu)建綜合交通運輸網(wǎng)絡(luò)。加快高等級公路建設(shè)，在盟市、重點樞紐口岸、重要出區(qū)通道建設(shè)高速公路、高速鐵路，開通航運線路，并增加支線和通用機場布點。增強區(qū)域間、城際間溝通與聯(lián)系，建立城鄉(xiāng)一體化經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)網(wǎng)絡(luò)，在短期內(nèi)促進農(nóng)牧業(yè)現(xiàn)代化生產(chǎn)力的提升，增強內(nèi)蒙古農(nóng)牧區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)的競爭力。隨著農(nóng)牧業(yè)現(xiàn)代化生產(chǎn)水平的不斷提升，農(nóng)牧民綜合素質(zhì)同樣得以提高，在促進了經(jīng)濟增長的同時，對改善民生的協(xié)調(diào)發(fā)展有著重要的意義。雖然的城鄉(xiāng)發(fā)展仍然處于二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，城鄉(xiāng)居民差距有待進一步縮小，但隨著新經(jīng)濟政策的出臺，農(nóng)牧業(yè)現(xiàn)代化生產(chǎn)水平的提高，縮短內(nèi)蒙古城鄉(xiāng)收入差距的經(jīng)濟發(fā)展目標將會在未來得以實現(xiàn)[6]。
4結(jié)論
伴隨著經(jīng)濟的增長，內(nèi)蒙古城鄉(xiāng)居民收入差距也在逐漸增加，這與城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)有著重要的聯(lián)系。通過內(nèi)蒙古經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距的互動關(guān)系的研究與分析，結(jié)合內(nèi)蒙古城鄉(xiāng)收入差距的具體表現(xiàn)，提出了有效的經(jīng)濟改革措施。建立統(tǒng)一的戶籍制度，以工業(yè)反哺農(nóng)牧業(yè)，促進城鄉(xiāng)一體化建設(shè)，提升農(nóng)牧業(yè)現(xiàn)代化生產(chǎn)水平，以實現(xiàn)縮短內(nèi)蒙古城鄉(xiāng)收入差距的經(jīng)濟目標，對經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展有著積極的影響。
參考文獻：
[1]李相合論鄂爾多斯經(jīng)濟增長與民生改善的協(xié)調(diào)發(fā)展[J].內(nèi)蒙古大學(xué)學(xué)報：哲學(xué)社會科學(xué)版，2012（1）：10-14
[2]劉陽，王桂英內(nèi)蒙古城鄉(xiāng)居民收入分配問題的相關(guān)研究[J].未來與發(fā)展，2012（4）：94-99
[3]馮利英，石海燕內(nèi)蒙古城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟增長關(guān)系的協(xié)整分析[J].內(nèi)蒙古財經(jīng)學(xué)院學(xué)報，2012（4）：1-5
[4]宣春艷，余晶，劉永在，等自然資源稟賦與城鄉(xiāng)收入差距研究――以內(nèi)蒙古為例[J].內(nèi)蒙古大學(xué)學(xué)報：哲學(xué)社會科學(xué)版，2011（6）：43-48
一、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展是我省經(jīng)濟社會發(fā)展的重大戰(zhàn)略舉措
當前及今后一個時期，我省處于工業(yè)化中期階段的一個特殊敏感時期。根據(jù)國際經(jīng)驗，這個時期有兩種發(fā)展前景，一是有可能保持經(jīng)濟持續(xù)快速增長勢頭；二是有可能出現(xiàn)城鄉(xiāng)差別、貧富差距過度擴大，陷入有增長、無發(fā)展的“拉美陷阱”。統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會發(fā)展，無論對于“三農(nóng)”問題的解決，還是對于促進整個國民經(jīng)濟的持續(xù)快速協(xié)調(diào)健康發(fā)展與國家的長治久安，都至關(guān)重要?！笆晃濉蹦酥两窈笙喈旈L時期，**應(yīng)該把加快統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展、推進城鄉(xiāng)一體化，不僅是必要的,而且也是可能的,應(yīng)作為經(jīng)濟社會發(fā)展的一項重大戰(zhàn)略。
（一）統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會發(fā)展，是正確處理工農(nóng)業(yè)關(guān)系、城鄉(xiāng)關(guān)系的必然要求
國際經(jīng)驗表明，工業(yè)化進入中期階段后，國民經(jīng)濟的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)由農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)榉寝r(nóng)產(chǎn)業(yè)，經(jīng)濟增長的動力機制主要來自于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，不再需要從農(nóng)業(yè)吸納資本等要素。這個階段就是二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)向一元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換過渡，工農(nóng)、城鄉(xiāng)關(guān)系開始改善的階段?？倳浽谑鶎盟闹腥珪咸岢隽恕皟蓚€趨向”的重要論斷：“綜觀一些工業(yè)化國家發(fā)展的歷程，在工業(yè)化初始階段，農(nóng)業(yè)支持工業(yè)、為工業(yè)提供積累是帶有普遍性的趨向；但在工業(yè)化達到相當程度以后，工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)、城市支持農(nóng)村，實現(xiàn)工業(yè)與農(nóng)業(yè)、城市與農(nóng)村協(xié)調(diào)發(fā)展，也是帶有普遍性的趨向?！蹦壳?，我國已進入了工業(yè)化的中期階段，并在今后10年內(nèi)向后期階段過渡，也就是由工農(nóng)業(yè)、城鄉(xiāng)平行發(fā)展，向工業(yè)和城市支持農(nóng)業(yè)和農(nóng)村的發(fā)展轉(zhuǎn)變。2005年我省人均GDP預(yù)計突破1000美元，2015年達到2000美元，2020年人均GDP達到3000美元。因此，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會的發(fā)展，加快工農(nóng)業(yè)、城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的進程，是順應(yīng)工業(yè)化、城市化發(fā)展規(guī)律，正確處理我省工農(nóng)業(yè)關(guān)系、城鄉(xiāng)關(guān)系的必然要求。
（二）統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會發(fā)展，是實現(xiàn)全面建設(shè)小康社會戰(zhàn)略目標的內(nèi)在要求
2000年我省總體上已實現(xiàn)了小康，但這是低水平的、不全面的、發(fā)展很不平衡的小康，差距主要在農(nóng)村。無論是生產(chǎn)力水平還是人民的生活水平，無論是經(jīng)濟的發(fā)展還是社會事業(yè)的發(fā)展，農(nóng)村都遠遠落后于城市。到2020年，我省國內(nèi)生產(chǎn)總值比2000年翻兩番半，2020年達到17500億元，人均生產(chǎn)總值達到3000美元，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入1.8萬元，農(nóng)民人均純收入7300元，同時推進經(jīng)濟政治文化協(xié)調(diào)發(fā)展，全面建設(shè)惠及**省人民的更高水平的小康社會。因此，在邁向全面建設(shè)小康社會的進程中，我們必須積極主動、不失時機地加快把發(fā)展的思路調(diào)整到統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會發(fā)展上來，采取有力的政策措施，打破城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，實現(xiàn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟和社會協(xié)調(diào)發(fā)展，最終實現(xiàn)農(nóng)業(yè)發(fā)展、農(nóng)村繁榮、農(nóng)民小康。
（三）統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會發(fā)展，是根本解決“三農(nóng)”問題的重大創(chuàng)新
解決好新時期“三農(nóng)”問題，對于**全面建設(shè)小康社會、基本實現(xiàn)現(xiàn)代化具有十分重要的作用。要清醒地看到，在全省經(jīng)濟增長和人民生活水平提高的同時，城鄉(xiāng)居民收入、工農(nóng)差別和地區(qū)差距卻在不斷擴大，農(nóng)業(yè)是弱質(zhì)產(chǎn)業(yè)、農(nóng)村是落后社區(qū)和農(nóng)民是弱勢群體的狀況尚未根本改變，“三農(nóng)”問題仍不容樂觀。**發(fā)展的歷史和現(xiàn)實表明，傳統(tǒng)的發(fā)展思路無法從根本上解決“三農(nóng)”問題。從根本上解決“三農(nóng)”問題，重點突破制約“三農(nóng)”問題解決的體制性矛盾和結(jié)構(gòu)性矛盾，既不能單純依靠農(nóng)村、農(nóng)業(yè)自身的發(fā)展解決，也不能依賴城市對農(nóng)業(yè)、農(nóng)村的支持和幫助來解決，要把農(nóng)業(yè)的發(fā)展放到整個國民經(jīng)濟的循環(huán)中，把農(nóng)村的進步放在整個社會的進步中，把農(nóng)民增收放到國民收入的分配和再分配中統(tǒng)籌考慮。因此，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會發(fā)展，是我省解決“三農(nóng)”問題思路的重大創(chuàng)新。
（四）統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會發(fā)展，是促進國民經(jīng)濟持續(xù)快速健康發(fā)展的需要
近年來，制約全省國民經(jīng)濟發(fā)展的最主要因素是消費不旺、內(nèi)需不足，瓶頸制約就在于農(nóng)民收入和消費增長緩慢。1998年-2003年，全省農(nóng)民人均純收入年均增長2.7%，比城市居民可支配收入年均增長速度7.2%低4.5個百分點。2003年，**縣以下消費品零售總額占全部消費品零售總額的比重僅為省28.5％。增加農(nóng)民收入，提高農(nóng)民消費水平，是我省經(jīng)濟工作的一項極其重要的任務(wù)。因此，只有統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，提高農(nóng)民消費能力，拓展農(nóng)村市場，突破消費梗阻，實現(xiàn)良性循環(huán)，才能為國民經(jīng)濟增長提供長久動力。
二、**城鄉(xiāng)差距的主要表現(xiàn)
改革開放以來，我省經(jīng)濟社會發(fā)生了巨大變化，基本實現(xiàn)了農(nóng)業(yè)社會向工業(yè)社會、基本溫飽向總體小康的兩大跨越。目前，人均GDP超過900美元，二、三產(chǎn)業(yè)比重達到80.8%，城市化水平達到33.5%。但由于種種因素的影響，和全國一樣，農(nóng)業(yè)和農(nóng)村發(fā)展面臨一些突出的矛盾和問題，主要表現(xiàn)為城鄉(xiāng)差距擴大、農(nóng)民收入增長的基礎(chǔ)還不夠牢固、農(nóng)村消費能力下降和農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移困難以及農(nóng)村社會事業(yè)落后等。
（一）城鄉(xiāng)居民收入差距
城鄉(xiāng)居民的收入差距是城鄉(xiāng)差距的核心表現(xiàn)。當前，最突出、最集中的表現(xiàn)是我省農(nóng)民收入水平低，增長緩慢，城鄉(xiāng)收入差距不斷過大。具體地說:
1．絕對差距。改革開放以來，我省城鄉(xiāng)居民收入呈現(xiàn)典型的“剪刀差”現(xiàn)象。1978年我省城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民收入分別為377.7元、113.34元，城鄉(xiāng)居民收入相差264.4元，2003年擴大到4651元。1998年到2003年，農(nóng)村居民人均純收入6年共增加318.7元，僅相當于同期城鎮(zhèn)居民可支配收入增加2178.7元的14.6%，甚至低于城鎮(zhèn)居民平均一年增加363.1元的水平。（見圖）
2．相對差距。改革開放以來,**城鄉(xiāng)居民收入差距呈現(xiàn)明顯的擴大趨勢。1985年我省農(nóng)民人均純收入與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入比為1：1.72，1992年擴大為1：3.13，1997年降至1：2.54，2003年又突破了國際公認的警戒線1：3，達到了1：3.19，雖然低于全國1:3.23水平，但比2002年的1：2.85有了明顯加大。如果扣除農(nóng)民收入中的實物性收入和加上城市居民的隱性收入，我省城鄉(xiāng)居民的貨幣收入差距就更大。按國際勞工組織發(fā)表的1995年36個國家的相關(guān)資料，城鄉(xiāng)差距超過2：1的國家只有3個，我國便是其中之一。
3．內(nèi)部差距。2000年，農(nóng)民人均純收入與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入之比在1：3以上的有合肥1：3.24、阜陽1：3.01、安慶1：3.11。2003年，農(nóng)民人均純收入與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入差距呈現(xiàn)擴大趨勢，比值超過1：3的有合肥、亳州、宿州、蚌埠、阜陽、滁州、安慶等7個地市，比值最大的是阜陽市為1：3.98，比值最小的是蕪湖市1：2.46。2003年，城鄉(xiāng)居民收入絕對差距超過5000元的是馬鞍山、合肥、蚌埠。值得注意的是，2000年至2003年，宿州、蚌埠、阜陽、淮南、滁州五市的農(nóng)民人均純收入分別增加-94元、-56元、-175元、-6元、-273元。經(jīng)濟條件相對較好的地區(qū)與經(jīng)濟條件相對較差的地區(qū)的農(nóng)民收入差距擴大，2000年，最高的馬鞍山2683元，最低的六安市1571元，兩者相差1112元，2003年最高的是馬鞍山3122元，最低的是阜陽僅1659元，兩者相差1463元。2003年，農(nóng)民人均純收入在2000元以下的有阜陽、宿州、六安、滁州、亳州五市。
4．外部差距。2003年，城鄉(xiāng)居民收入差距較小的是江蘇、上海、天津、山東、浙江、遼寧、北京等東部及發(fā)達省市，差距最小的是江蘇1：2.18；差距較大的是、云南、貴州、陜西，比值均超過1：4，最大的是1：5.18。超過1：3的省份有湖南等17省市。**城鄉(xiāng)居民收入比值為3.19，略低于全國平均水平，但在中部最高，在全國處于第11位。
(二)城鄉(xiāng)居民消費差距
城鄉(xiāng)收入差距的最終反映是生活水平的差距。
1．消費數(shù)量差距不斷擴大。從1981年至2003年，我省城鄉(xiāng)居民消費差距呈現(xiàn)不斷擴大的趨勢。1981年城鄉(xiāng)居民消費水平相差204.7元，2003年擴大到3468元。1990年，全省農(nóng)村居民與城鎮(zhèn)居民的消費支出比為1：2.30，2003年擴大到1∶3.17。城鎮(zhèn)居民的收入主要用于消費和儲蓄，而農(nóng)民的純收入除要用于消費和儲蓄以外，還有一部分要用于擴大再生產(chǎn)的支出。如果扣除農(nóng)民擴大再生產(chǎn)的支出，城鄉(xiāng)消費差距就更大。
2．消費質(zhì)量差距明顯。城鄉(xiāng)居民精神生活等非商品消費支出差距較大。2003年，城鎮(zhèn)居民用于醫(yī)療保健支出、交通通訊、娛樂教育文化服務(wù)支出分別是318元、503元、536元；農(nóng)村居民用于醫(yī)療保健支出、交通通訊、娛樂教育文化服務(wù)支出分別是87元、126元、185元，農(nóng)村相當于城市的27%、25%、35%。恩格爾系數(shù)是指食品消費在整個生活消費的比重，是國際上衡量居民生活水平的一個重要指標，恩格爾系數(shù)越低，說明生活水平超高。2003年，城鄉(xiāng)居民分別是44.2%、46%，相差1.8個百分點。
（三）城鄉(xiāng)居民財產(chǎn)差距
1．城鄉(xiāng)居民存款差距。擁有儲蓄存款多少是城鄉(xiāng)居民差距的重要方面。2003年，全省城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民年末存款額分別為1961億元、514億元，后者僅相當于前者的26%。2000年，城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民年末人均儲蓄額分別為6565元、746元，兩者相差5819元；2003年，城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民年末人均儲蓄額為9945.34元、1228元，兩者相差8718元，后者相當于前者12%。據(jù)1750戶城市居民抽樣調(diào)查資料顯示，2003年，城市居民人均用于儲蓄、儲蓄性保險、購買有價證券的支出達1262元，相當于當年農(nóng)民收入的59%。
2．城鄉(xiāng)居民擁有耐用消費品差距。2003年底，我省城鎮(zhèn)居民家庭平均每百戶擁有彩電124臺、冰箱89臺、洗衣機93臺、移動電話70部；農(nóng)村居民家庭每百戶擁有彩電59臺、冰箱13臺、洗衣機18臺、移動電話21部，農(nóng)村相當于城鎮(zhèn)的47%、15%、19%、30%。
（四）城鄉(xiāng)社會福利差距
目前，我省農(nóng)村社會事業(yè)發(fā)展較為滯后，與城市社會事業(yè)發(fā)展存在著十分大的差距。農(nóng)民得到的教育、醫(yī)療、文化、水電、電信、交通等社會公用事業(yè)服務(wù),無論是數(shù)量還是質(zhì)量都與城市居民存在較大差距。
1．城鄉(xiāng)教育差距。2000年，**農(nóng)村人口平均受教育年限為5.3年，城市人口平均受教育年限為7.3年，農(nóng)村比城鎮(zhèn)少2兩年?，F(xiàn)在農(nóng)村不少地方學(xué)籍管理沒有走向規(guī)范，小學(xué)、初中失學(xué)率、綴學(xué)率較高。農(nóng)村義務(wù)教育經(jīng)費支出農(nóng)村教師收入遠遠低于城市,農(nóng)村學(xué)校工作條件差，農(nóng)村中小學(xué)骨干教師大量流向城市，農(nóng)村中小學(xué)教師數(shù)量不足。2003年，61個縣教育支出49.92億元、17個市本級8.89億元。
2．城鄉(xiāng)醫(yī)療衛(wèi)生差距。從衛(wèi)生發(fā)展水平來看，城鄉(xiāng)差距更為明顯。2003年全省鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院衛(wèi)生技術(shù)人員為44571人，農(nóng)村每萬人擁有衛(wèi)生技術(shù)人員11.2人；城市和縣鎮(zhèn)擁有80884人，每萬人擁有衛(wèi)生技術(shù)人員39.4人。2003年農(nóng)村鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院有病床37646張，每萬人擁有8.6張；城市和縣鎮(zhèn)為74434張，每萬人擁有36.3張。2003年，農(nóng)村嬰幼兒死亡率為城市的3倍多，5歲以下兒童死亡率農(nóng)村是城市的3倍多。2000年，城市、城鎮(zhèn)和農(nóng)村人口的壽命分別為77.38歲、75.63歲和71.37歲，城市、城鎮(zhèn)比農(nóng)村分別高出6.01歲和4.26歲。農(nóng)民依然是最大的自費醫(yī)療群體，看不起病、因病致殘、因病返貧的問題十分突出。
3．社會保障差距。與城鎮(zhèn)社會保障制度相比，農(nóng)村社會保障制度的建設(shè)還非常薄弱。占我省人口70%以上的農(nóng)民除傳統(tǒng)的“五保”供養(yǎng)和少數(shù)地方試點的農(nóng)村大病統(tǒng)籌外，基本上被排斥在現(xiàn)代社會保障體系之外。2003年，全省城鎮(zhèn)和農(nóng)村最低生活保障人數(shù)分別為104.28萬人和10.65萬，保障金額分別為60966.7萬元和1747.0萬元。
城鄉(xiāng)差別擴大是城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)長期積累的各種深層次矛盾的集中反映。既有歷史的因素，也有現(xiàn)實的因素；既有體制的因素，也有政策的因素；既有主觀因素，也有客觀因素。
三、**統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展的總體思路、主要措施及政策建議
統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會發(fā)展，實質(zhì)上就是堅徹底改革城市偏向的一系列政策制度，持以城帶鄉(xiāng)、以工哺農(nóng)，城鄉(xiāng)互動、工農(nóng)聯(lián)動，促進生產(chǎn)要素合理流動和優(yōu)化配置，不斷增強城市對農(nóng)村的帶動作用和農(nóng)村對城市的促進作用，縮小城鄉(xiāng)差距、工農(nóng)差距和地區(qū)差距，推動城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)向城鄉(xiāng)一元結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變。今后一個時期，**經(jīng)濟社會發(fā)展將進入一個新的發(fā)展階段。這是加快推進城鄉(xiāng)一體化戰(zhàn)略的重要機遇期。
統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會發(fā)展，是一個龐大的系統(tǒng)工程，需要及時調(diào)整工作思路、方法，找準抓手，突出重點，制定和用好政策，把工作落到實處。今年和今后一個時期，全省農(nóng)村工作要突出“和諧**”這一主線，圍繞提高農(nóng)民收入水平和生活質(zhì)量這一中心，主要在“五個著力點”上下功夫。
（一）加快統(tǒng)一思想步伐，牢固樹立城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展觀，著力形成全社會共同支持農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的新格局
統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會發(fā)展，是發(fā)展戰(zhàn)略的重大轉(zhuǎn)變，是城鄉(xiāng)關(guān)系的重大調(diào)整，是“三農(nóng)”工作思路的重大創(chuàng)新。目前我國人均GDP超過1000美元，我省GDP超過900美元，正處在工業(yè)化中期加速發(fā)展的新階段。這一時期，調(diào)整改善城鄉(xiāng)關(guān)系、工農(nóng)關(guān)系的重要時期。對待統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展問題，還存在一些片面的看法：有的人認為我省是一個欠發(fā)達省份，現(xiàn)在的任務(wù)是發(fā)展而不是統(tǒng)籌；有的認為我省統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展的時機還不成熟；有的人認為統(tǒng)籌城鄉(xiāng)就是城市幫農(nóng)村等等。要消除這些顧慮關(guān)鍵是要端正指導(dǎo)思想，真正把思想統(tǒng)一到中央提出的統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展這一根本要求上來。各級黨委、政府要從實踐“三個代表”重要思想的高度，深刻認識統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會發(fā)展的重要性、緊迫性和復(fù)雜性，切實把工作重點放在城鄉(xiāng)統(tǒng)籌上。
（二）加快調(diào)整國民收入分配結(jié)構(gòu)和財政支出結(jié)構(gòu)，加大對農(nóng)業(yè)和農(nóng)村的支持保護力度，著力構(gòu)建城鄉(xiāng)共建的新格局
農(nóng)業(yè)是基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，又是弱勢產(chǎn)業(yè)，要承擔自然風(fēng)險和市場風(fēng)險。加快農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展，增加農(nóng)民收入，光靠市場調(diào)節(jié)不行，國家必須加強扶持和保護。這是世界各國普遍的做法?！笆晃濉苯窈笠粋€時期，各級政府應(yīng)該調(diào)整國民收入分配結(jié)構(gòu)和財政支出結(jié)構(gòu)，切實增加對農(nóng)民可以直接受益的農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的支持力度，以改進農(nóng)民生產(chǎn)和生活條件。主要包括建立政府支農(nóng)資金穩(wěn)定增長機制；調(diào)整財政支農(nóng)資金的支出結(jié)構(gòu)；提高政府支農(nóng)資金的使用效益。
（三）加快推進城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)戰(zhàn)略性調(diào)整，提升一二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，著力形成一二三產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展的新格局
1．調(diào)整農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)，加快推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化。大力推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)，是新階段農(nóng)業(yè)發(fā)展的基本規(guī)律和趨向。當前，我省經(jīng)濟已經(jīng)進入一個新的快速發(fā)展時期，市場經(jīng)濟更加激烈，工業(yè)化、城鎮(zhèn)化步伐進一步加快，推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)，也已成為農(nóng)業(yè)與整個經(jīng)濟社會協(xié)調(diào)發(fā)展的現(xiàn)實需要。主要包括積極推進優(yōu)勢農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)帶建設(shè)；大力發(fā)展農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營；建立健全農(nóng)產(chǎn)品流通營銷體系；努力提升農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全水平等。
2．走新型工業(yè)化道路，加快工業(yè)化進程。利用工業(yè)化為農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移提供就業(yè)崗位，為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化提供物質(zhì)技術(shù)基礎(chǔ)，通過工業(yè)積累反哺農(nóng)業(yè)，支持農(nóng)村，為城鎮(zhèn)化提業(yè)支撐。具體到每個縣，并不是都要強調(diào)“工業(yè)立縣”，而必須堅持從實際出發(fā)。主要包括大力發(fā)展縣域中小企業(yè)；放手發(fā)展非公有制經(jīng)濟；著力發(fā)展產(chǎn)業(yè)集群經(jīng)濟。
3．調(diào)整城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)，加快城鎮(zhèn)化進程。區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的一般規(guī)律表明，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展，應(yīng)充分發(fā)揮城市對農(nóng)村的帶動作用，推進農(nóng)村經(jīng)濟融入城市。通過完善城市功能，強化產(chǎn)業(yè)支撐，增強人口和各類要素的聚集能力。主要包括堅持大中小城市和小城鎮(zhèn)協(xié)調(diào)發(fā)展；加快培育城鎮(zhèn)特色經(jīng)濟。
