江蘇省城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)居民收入差距實證分析

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1、江蘇省城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)居民收入差距實證分析 余敏麗　程新娣 內容摘要：城鄉(xiāng)收入差距是江蘇省經濟發(fā)展中的重要問題，為了考察江蘇省城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)居民收入差距的關系，本文選取2000-2015年江蘇省13個地級市城鄉(xiāng)居民人均可支配收入、城鎮(zhèn)常住人口、地區(qū)年末常住人口、人均GDP、全社會固定資產投資額以及第二、三產業(yè)增加值等指標來研究各因素與城鄉(xiāng)居民收入差距之間的關系，得出的結論是：增長速度較快的城鎮(zhèn)化不利于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，同時固定資產投放的偏向性和產業(yè)升級的偏向性也不利于江蘇省城鄉(xiāng)居民收入差距的縮小，經濟發(fā)展有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。 關鍵詞：城鄉(xiāng)居民收入差距 城鎮(zhèn)化率 實證分析 引言 近二

2、十年來，江蘇省城鎮(zhèn)化率從1996年的27.32%上升至2015年的66.5%，然而城鄉(xiāng)居民收入差距卻出現了擴大的現象。城鄉(xiāng)收入差距是經濟發(fā)展中的重要問題，關系到經濟的健康發(fā)展和社會的和諧穩(wěn)定。目前，國內外學者對城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)居民收入差距二者之間的關系進行了諸多研究，一部分學者認為城鎮(zhèn)化的發(fā)展有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，如Cali and Menon（2013）認為積極的城鎮(zhèn)化有助于縮小城鄉(xiāng)差距；Arouri、Youssef and Nguyen（2017）調查發(fā)現，城鎮(zhèn)化促使人們從農業(yè)活動轉移到非農業(yè)活動，城鎮(zhèn)化的發(fā)展給農村家庭帶來了更多的工資和非農業(yè)收入，會減小城鄉(xiāng)收入差距；曹裕、陳曉紅和馬躍如（

3、2010）研究發(fā)現城鎮(zhèn)化的推進能顯著縮小城鄉(xiāng)居民收入的差距，但不同地域會顯示不同的效應。另一部分學者卻認為城鎮(zhèn)化的發(fā)展不利于城鄉(xiāng)差距的縮小。Zhang and Song（2003）認為隨著城鎮(zhèn)化的發(fā)展，城鄉(xiāng)居民的收入差距在擴大。王翌秋、劉蕾（2016）認為城鎮(zhèn)化發(fā)展確實提高了城鄉(xiāng)居民的收入，但城鄉(xiāng)居民收入差距在不斷擴大，可見城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的關系還有待進一步考察。本文將通過江蘇省13個地級市的面板數據模型來實證研究江蘇省城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)居民收入差距之間的關系，為江蘇省各市縮小城鄉(xiāng)收入差距、協(xié)調城鄉(xiāng)發(fā)展提供思路。 江蘇省城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)居民收入的現狀分析 江蘇省城鎮(zhèn)化現狀分析。改革開放后，江蘇

4、省城鎮(zhèn)化進程不斷深入，并且近二十年江蘇省城鎮(zhèn)化率呈現不斷上升的趨勢。自1999年，江蘇省城鎮(zhèn)化率便超過了全國的城市化率，之后也一直高于全國水平。2010年，江蘇省城鎮(zhèn)化率首次超過60%。截止2015年，江蘇省的城鎮(zhèn)化率已經達到66.5%，城鎮(zhèn)化水平較高，并處于全國領先地位。如圖1所示。 江蘇省城鄉(xiāng)居民收入差距現狀分析。從1996年以來，江蘇省經濟持續(xù)快速增長，人均GDP從1996年的8471元增長至2015年的87995元，同時居民收入也在不斷提高，城鎮(zhèn)居民收入由1996年的5186元上漲至2015年的37173元，農村居民可支配收入從1996年的3029元上漲至2015 年的16257元，

5、江蘇省城鄉(xiāng)居民收入的絕對差距呈現不斷擴大的趨勢，如圖2所示。 江蘇省城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)居民收入差距的實證分析 （一）指標的選取 1.城鎮(zhèn)化指標。采用單一指標法，使用城鎮(zhèn)人口占總人口的比重來衡量城鎮(zhèn)化水平。為了消除異方差的影響，取自然數對數，記作Lnurban。其中城鎮(zhèn)人口指城鎮(zhèn)常住人口。由于2005年后統(tǒng)計口徑發(fā)生變化，2000-2005年主要采用非農業(yè)人口占總人口的比重。 2.城鄉(xiāng)收入差距。城鄉(xiāng)收入差距主要有四種表達形式，一是城鄉(xiāng)居民收入差，二是城鄉(xiāng)居民收入比，三是基尼指數，四是泰爾指數。由于城鄉(xiāng)居民收入比過于單一，所以本文選取考慮了城鄉(xiāng)人口比重的泰爾指數，記作TL。其計算公式為： TL

6、i，t=∑2j=1（Pij，t /Pi，t ）*ln（（Pij，t /Pi，t ）/（Zij，t /Zi，t ）） （1） 其中，i表示橫截面地區(qū)，i=1、2...13，t表示時間，t=2000、2001...2015，j=1、2表示城鎮(zhèn)地區(qū)和農村地區(qū)，Pij，t 、Pi，t 表示t時間i地區(qū)城鎮(zhèn)或農村地區(qū)的收入和城鎮(zhèn)、農村地區(qū)總收入，Zij，t 、Zi，t 表示t時間i地區(qū)城鎮(zhèn)或農村的人口數以及城鎮(zhèn)和農村地區(qū)總人口數。同樣為了消除異方差，取自然數對數，記作LnTL。 3.經濟增長水平?？紤]到人口因素，采用人均GDP進行衡量，并取對數，記作LnGDP。 4.全社會固定投資額。選取全社會固

7、定投資額來表示，并取對數，記作Lngdzc。 5.產業(yè)結構升級。選用二、三產業(yè)增加值占GDP的比值來衡量，并取對數，記作Lncyjg。 在對江蘇省城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)居民收入差距關系研究時，考慮到數據的質量與可獲得性的情況下，選取2000-2015年江蘇省13個市的數據，數據來自于江蘇省統(tǒng)計年鑒、各市統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公告。各變量描述性統(tǒng)計如表1所示。 （二）模型設定 為了分析城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響，本文運用面板數據進行分析，建立如下模型： LnTLi，t=αi+β1 Lnurbani，t+β2 Lngdpi，t+β3 Lngdzci，t +β4 Lncyjgi，t + μi，t （2）

8、 式（2）中，LnTLi，t表示i地區(qū)t時間內的城鄉(xiāng)收入差距，Lnurbani，t表示i地區(qū)t時間內的城鎮(zhèn)化率，Lngdpi，t表示i地區(qū)t時間內的人均GDP，Lncyjgi，t表示i地區(qū)t時間內的第二、三產業(yè)增加值占國民生產總值，用來衡量產業(yè)結構，Lngdzci，t表示i地區(qū)t時間內的全社會固定資產投資額，αi表示截距，μi，t表示誤差項。 （三）模型檢驗與估計 1.平穩(wěn)性檢驗。本文主要使用LLC-T檢驗和ADF檢驗，采用Eviews軟件對五個變量分別進行單位根檢驗。平穩(wěn)性檢驗結果如表2所示。從表2 中看到，LnTL的LLC-T的統(tǒng)計量為-12.8394，P值為0.0000，在1%顯著

9、性水平下通過，所以拒絕原假設，認為變量是平穩(wěn)的。同樣，其他4個變量均在1%顯著性水平下通過，均拒絕原假設，認為變量都是平穩(wěn)的。 2.面板數據模型回歸分析。模型形式檢驗。采用F值檢驗和Hausman檢驗來確定模型的形式，檢驗結果如表3所示。從表3可以看到，F2統(tǒng)計值為7.299，大于5%顯著性水平下的F分布值1.14，所以不采用混合模型；F1統(tǒng)計值為0.417，小于5%顯著性水平下F的分布值1.45，所以使用變截距項的回歸模型。從Hausman檢驗結果中可以看到，統(tǒng)計值為17.234816，P值為0.0017，在1%顯著性水平下通過，認為固定效應優(yōu)于隨機效應。 回歸模型。從上面的檢驗分析中可

10、知，本文的面板數據回歸模型應采用帶有截距項的個體固定效應模型分析，考慮到面板數據可能存在的異方差，采用考慮截面加權異方差的面板廣義估計方法，回歸結果如表4所示。從表4可以看到，4個變量的P值均在1%顯著水平下通過，認為對城鄉(xiāng)收入差距具有顯著影響。從F統(tǒng)計量的P值看，在1%顯著性水平下通過，說明模型的整體線性關系成立。綜上所述，該回歸模型公式為： LnTL=-6.813+0.718Lnurban-0.678LnGDP+0.208Lngdzc+1.515Lncyjg （3） 3.模型分析。從回歸模型可以看出，城鎮(zhèn)化率的系數是0.718，城鎮(zhèn)化水平的提高和城鄉(xiāng)居民收入差距存在正向變動關系，隨著城

11、鎮(zhèn)化水平的提高，城鄉(xiāng)收入差距會擴大；經濟發(fā)展水平的系數是-0.978，經濟發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距間存在反向變動關系，隨著經濟發(fā)展水平的提高，城鄉(xiāng)收入差距會縮??；社會固定資產投資的系數是0.208，固定資產投資和城鄉(xiāng)收入差距存在正向變動關系，隨著固定資產投資加大，城鄉(xiāng)收入差距會擴大；產業(yè)結構的系數是1.515，產業(yè)結構和城鄉(xiāng)收入差距之間存在正向變動關系，隨著產業(yè)結構的升級，不利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。 政策建議 注重城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展，提高城鎮(zhèn)化質量。城鎮(zhèn)化發(fā)展太快不利于江蘇省城鄉(xiāng)居民收入差距的縮小，因此江蘇各地首先應更加注重城鄉(xiāng)的協(xié)調發(fā)展，投放更多的資源到農村地區(qū)，加快農村地區(qū)經濟發(fā)展，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)一體化，

12、推動城鄉(xiāng)居民收入差距的縮小。其次，江蘇省應努力推進鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)帶動小城鎮(zhèn)發(fā)展模式，大力支持鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展，促進鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)和小城鎮(zhèn)相融合，提高城鎮(zhèn)化的質量。 改善固定資產投資的偏向性現狀，實現公平的再分配。固定資產投放的偏向性會阻礙城鄉(xiāng)收入差距的縮小，因此政府首先應加大對農村的財政投放力度，完善農村基礎設施建設，特別是農村公路、電力、能源、水利、交通等方面的投資，能夠改善農村生產和生活環(huán)境條件，促進農村經濟發(fā)展，增加農民收入。第二，政府要重視建立和完善農村社會保障體系，促進城鄉(xiāng)社會公平。健全社會保障體系，是調整城鄉(xiāng)收入差距、實現社會公平的有效手段。當前農村社會保障體系不完善，抗風險能力弱，建立健全的社

13、會保障體系，可以降低農民的生產和生活成本，縮小城鄉(xiāng)收入差距。 統(tǒng)籌蘇南、蘇中、蘇北平衡發(fā)展，推動區(qū)域經濟增長。江蘇省的經濟發(fā)展對縮小城鄉(xiāng)居民收入差距具有積極意義，因此首先江蘇要統(tǒng)籌蘇南、蘇中、蘇北三大區(qū)域的平衡發(fā)展，推動三大區(qū)域經濟健康持續(xù)增長。目前江蘇省三大區(qū)域發(fā)展不平衡，蘇南地區(qū)發(fā)展最快，蘇北地區(qū)發(fā)展最慢，導致了區(qū)域性的發(fā)展不平衡。區(qū)域性的發(fā)展不平衡會導致諸多問題，例如地域歧視問題，這不利于江蘇省經濟的可持續(xù)發(fā)展，所以應統(tǒng)籌三大區(qū)域協(xié)調發(fā)展。其次，江蘇各級政府應重視經濟發(fā)展的質量，不能過分追求GDP的高增長。 優(yōu)化農村產業(yè)結構，加快小城鎮(zhèn)建設。產業(yè)結構的升級不利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，因此

14、首先要注重農村地區(qū)的產業(yè)升級，加快小城鎮(zhèn)建設。優(yōu)化農村產業(yè)結構，優(yōu)先發(fā)展可以吸引大量勞動力的產業(yè)，推動適合農村發(fā)展的第二、第三產業(yè)向農村發(fā)展，增加農村就業(yè)機會，增加農村居民收入。同時鼓勵城市第二、第三產業(yè)向農村發(fā)展，從而推動農村的產業(yè)升級。還要積極扶持現代農業(yè)發(fā)展，實現農業(yè)現代化和城鎮(zhèn)化的協(xié)調發(fā)展。 參考文獻： 1.Cal M.， Menon C.， Does urbanisation affect rural poverty？ Evidence from Indian districts[R]. The World Bank，2013 2.Arouri M.，Youssef A.B.，

15、Nguyen C. Does urbanization reduce rural poverty？ Evidence from Vietnam[J].Economic Modelling，2017（60） 3.曹裕，陳曉紅，馬躍如.城鎮(zhèn)化、城鄉(xiāng)收入差距與經濟增長——基于我國省級面板數據的實證研究[J].統(tǒng)計研究，2010，27（3） 4.Zhang H.L. K.，Song S.F. Rural-urban migration and urbanization in China：Evidence from time-serice and cross-section analysis[J].China Economic Review，2003（14） 5.王翌秋，劉蕾.南京市金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)居民收入的實證分析[J].江蘇農業(yè)科學，2016，44（3）