城市化、政府生产性支出与城乡收入均等化，本文主要内容关键词为：均等论文,城乡论文,收入论文,性支出论文,政府论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
作者特别感谢匿名审稿人的耐心审稿及提出的有益建议。 一、引言 中国改革开放以来，劳动力就业逐步市场化，劳动力的流动性日益加强(蔡昉等，2001)，劳动力由农村向城市大规模流动，城市化进程持续加快，但中国的城市化长期滞后于工业化①(胡鞍钢，2003；陈钊、陆铭，2008；沈可、章元，2013)。2012年中国社会科学院城市发展与环境研究所发布的《中国城市发展报告》表明，2009年我国城乡收入比峰值达到3.33∶1。虽然从2010年开始城乡收入差距略有缩小，2011年城乡收入比值为3.13∶1，2011年中国正式开启新型城镇化道路，新旧城镇化转轨，2012年该比值下降为3.10∶1，不过中国仍然是世界上城乡收入差距最大的国家之一。 那么，从长期来看，中国城市化水平的提高为什么没有缩小城乡居民收入差距?毕竟从理论上来讲，城市化是有利于缩小城乡收入差距的，因为卢卡斯(2004)认为，成功的城市化理论具有以下特征：一是只要传统农业部门存在，劳动力就会不断从这些土地密集型的农业部门转移出来，而仍然被保留在发达经济体中的农业成为现代经济中的一个重要组成部分，农业的产出份额和劳动力比重都会降低，但它与制造业、服务业具有同样的可持续生产率；二是城市新移民能在城市积累现代化生产所需的新技能，从而城市化过程能带来收入均等化。而现有的文献对于中国的城市化是有利于缩小还是会扩大城乡居民收入差距存在分歧，如林毅夫、刘明兴(2003)认为中国采取的赶超经济发展战略及城市化扩大了城乡收入差距；陆铭、陈钊(2004)认为城市化显著地降低了统计上的城乡收入差距；沈凌、田国强(2009)认为推进城市化从而减少农村人口比单纯地增加农民收入更有助于经济的发展。陈斌开、林毅夫(2013)认为政府推行的重工业优先发展战略是我国城市化水平滞后及城乡收入差距处于高位的根本原因。本文认为，产生上述分歧的主要原因是中国的城市化并没有达到理论的预期，实际上中国的城市化长期滞后于工业化，城市化水平不高导致中国的经济发展未充分发挥规模经济效应，很多城市因为规模过小而遭受了生产率的损失(Au & Henderson，2006a、2006b)；我国的城市化没有带来城乡收入均等化，相反，城乡间的收入差距在持续扩大(蔡昉等，2001；陈钊、陆铭，2008)。 早在20世纪50年代，库兹涅茨就提出了社会收入分配随经济发展而出现“先恶化、后改善”的“倒‘U’型曲线关系”(Kuznets，1955)。威廉姆森认为，地区收入差距与经济增长之间呈现倒“U”型：即在经济增长的初期，地区间收入差距扩大；随着经济的进一步增长，地区间收入差距呈现“收敛”趋势(Williamson，1965)。他提出的倒“U”型假说得到了惠顿和冥户亮(1981)研究的证实。威廉姆森(1965)也提出政府政策在平衡收入差距上发挥重要的作用。 财政支出是政府影响经济增长的重要政策工具，政府生产性支出是政府财政支出的重要组成部分，巴罗(1990)的研究表明，将政府支出加入内生增长模型，那么经济增长率、储蓄率分别与政府生产性支出的变化呈现倒“U”型。由此可见，政府支出部分具有生产性，那么，政府支出的增加将会通过其生产性提高收入，不过当支出量达到一定数量后收入会随政府生产性支出的增加而下降。 中国政府将财政支出的较大部分用于生产性建设，具有“重基本建设，轻人力资本投资和公共服务”的倾向，而长期以来政府生产性支出都在偏向城市(图4)，有学者指出我国在城乡间分配财政支出与财政资源存在着严重的不平等，这是形成城乡差距的原因之一(林光彬，2004)。也有学者指出导致我国城乡差别扩大的重要因素之一是财政资金的流出额逐年扩大与财政支农的比重逐年下降(宋洪远等，2003)，从2004年开始，财政支农的比重才略有上升(图5)。而形成城乡收入差距的现实原因中，资金不足是限制农业与农村发展的重要原因之一，在中国各省内部，虽然城镇经济的资本收益率低于农村经济，但是金融部门还是具有将资源从农村地区转移至城镇地区的倾向(世界银行，2004)。在发展中国家，农业的生产性支出存在着很大的不足，基础设施条件差，所以通过财政支出的方式来弥补该缺陷确实是一个不错的和必然的选择(沈坤荣、张璟，2007)。 随着城市化进程的不断深化，劳动力和资本会不断向城市集聚，农村发展资金不足的问题将变得更加严重，从此种意义上说，政府生产性支出对农村发展意义更加重大。如果不解决农业发展的资金问题，那么农业生产率将难以达到相当于制造业和服务业的生产率，最终的结果是城乡居民收入差距将持续扩大。偏好生产性支出的中国政府，一方面不愿意看到城乡居民收入差距持续扩大，而另一方面又要保持经济快速发展。假设政府生产性支出总规模保持不变(实际上，政府生产性支出总规模在持续下降，见图1)，在城市化进程中，城市化及政府在城市与农村生产性支出的配置将如何影响城乡居民收入差距? 二、模型设定、统计描述与变量说明 (一)模型设定 我们在巴罗(1990)的模型的基础上，构建了一个包含政府支出的城乡二元经济增长模型。 假设经济中有两个部门：城市经济部门(μ)和农村经济部门(r)。政府支出对企业经济活动有重要影响，本文将政府生产性支出作为不同于私人资本的生产要素加入生产函数中，以下模型排除了政府公共服务使用的外部性，设城市经济部门中代表性企业的生产函数为：
设农村经济部门代表性企业的生产函数为：
沈坤荣、张璟(2007)也采取类似(2)式的模型。其中，Y、K、G、L分别表示总产出、私人资本总投入、政府生产性总支出和生产者劳动力投入，α和β分别表示城市经济部门和农村经济部门私人资本产出弹性。其中0＜α，β＜1，α＞β，即城市经济部门的私人资本产出弹性大于农村经济部门。
和
分别表示两个部门外生的生产技术。本文中
存在结构变动，并以此来衡量城市化进程，即城市化进程的度量指标
，μ越大(0＜μ＜1)，说明城市经济部门劳动力数量越多，城市化程度越高，可用来度量“实际”城镇化率。 设
，表示政府生产性支出与私人资本投资的比例，该指标度量了政府在生产性支出上的偏好程度，也就是政府在城乡生产性支出上的规模选择，且有η≥0，η越大说明部门中政府生产性支出越多，表明政府更偏好于生产性支出，其中g表示政府人均生产性支出量，k表示人均私人资本量。设
表示政府在农村部门中的生产性支出占总支出的比例，该指标度量了政府生产性支出在城乡的结构，也表明政府生产性支出的城乡不平衡度。当σ=1/2时，表明政府城乡生产性支出基本平衡；当σ等于0或1时，说明政府生产性支出完全偏向于城市或农村。以
表示政府生产性支出总规模，
。 基于本文的研究，我们将核心计量模型设定如下：
其中，
为城乡收入差距，
为城市化，
为政府对农村的生产性支出比重，
为其他变量，
表示误差项。 (二)统计描述 总的来看，我国城乡收入差距正处于库兹涅茨所提出的收入分配的“恶化期”(Kuznets，1955)，也处于威廉姆森所提出的城乡“收入差距扩大期”(Williamson，1965)。2009年城乡收入比达到峰值3.332，2011年城乡收入比(3.126)略有缩小，2011年开启新型城镇化道路，2012年城乡收入比下降至3.103。中国的城市化进程滞后于工业化进程，城市化并没有带来收入均等化，城市化率明显偏低。 1.中国的城市化进程。改革开放以来，中国城市化进程不断加快，城镇化率从1978年的17.92％上升到2012年的52.57％，几乎平均每年上升一个百分点。但是，用城镇就业人口数占城乡就业人口总数的比重来度量的“实际”城镇化率低于统计上的名义城镇化率(表1与图1)。
2012年全国农民工总量为26261万人，这是一个庞大的数字。不过中国还有大量的农业人口，而且中国的农业劳动生产率远低于第二、三产业的劳动生产率(2012年城乡劳动生产率比为4.513，图2)，说明我国城市化发展还有很大的空间。 2.城乡收入差距。从收入构成来看，城乡居民人均收入主要由工资性收入、家庭经营收入、财产性收入和转移性收入等四部分构成，其中，城镇居民的工资性收入所占比例较大，如1990年城镇居民的工资性收入占总收入比重为75.83％，2012年则为64.30％。而农村居民纯收入构成中则是工资性收入与经营性收入所占比重较大，如2012年其工资性收入占比为43.55％，经营性收入比重为44.63％。 中国的城乡劳动生产率差距远大于城乡收入差距。与美国、日本相同的发展阶段相比，我国农业劳动生产率低下，在经济起飞阶段农业生产率的提高速度高于其他经济部门，无论是全要素生产率还是劳动生产率都是如此。不过，2006～2012年城乡劳动生产率差距有缩小的趋势，主要是因为近年来新型城镇化道路的开启(图2)。 中国城乡收入差距主要体现在两个方面：一是城镇职工收入与农村居民收入的差距，城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之间的差距呈现不断扩大的趋势，相对水平度量的差距虽略有下降但仍处于高位(图2)，绝对水平度量的差距在扩大(图3)。 二是城镇职工收入与进城务工的农村劳动力收入之间的差距。从城市内部角度来看，2005～2012年，城市职工的实际年平均工资从18200元增长到37768元，在此期间，农民工的实际年平均工资由10500元增长到22191元(按2005年可比价格)。
图1：城镇化率、政府对农村的生产性支出的比重及生产性支出占当年GDP的比重
图2：城乡居民收入差距与劳动生产率差异 由此可知，2012年农民工的实际年平均工资占城市职工的实际年平均工资的58.8％，远高于农村居民人均纯收入占城镇居民人均可支配收入的比例(32.2％)。可见，由于劳动力限制的减少，数以亿计的农民工在城市获得的收入比他们留在农村高许多，而大多数农民工并没有获得城市户口，在统计收入的时候仍被纳入农村收入。所以大规模的人口流动显然提高了农村平均收入水平，在阻止城乡收入差距扩大方面发挥着积极作用(陶然、刘明兴，2007)，不过农民工的收入与城市职工的收入还有不小的差距。 3.政府生产性支出。关于政府生产性支出的划分及哪些政府支出具有生产性存在争议。IMF对各国政府支出统计数据表明，各国一般将政府支出分为两类：一类是依据政府支出的经济特征将其划分为资本支出与经常性支出，另一类则是依据政府支出的目的进行功能性划分，包括一般性政府服务支出、社会服务支出、经济服务支出及其他支出等。 中国政府的支出主要依据支出项目与支出功能进行划分。2007年，中国开始公布依据功能划分的“一般预算财政支出”的数据，基本上遵循了IMF(2001)的标准(白重恩，2011)。学界通常认为，政府投资性支出具有生产性，而对政府服务性支出是不是具有生产性则存在争论，为避免争论和基于本文的研究目标，不失一般性，本文仅认为政府投资性支出具有生产性。 中国城乡分割的政策在政府支出上也明显表现出来，虽然政府对农村的生产性支出的比重呈不断上升的趋势，但是长期以来政府生产性支出都在偏向城市(图4)，从2004年开始，财政支农的比重才略有上升。从1978年开始，政府对城市与农村的生产性支出比重之间的差距巨大，直到最近几年才逐渐收敛，2011年才略微高于城市(图4与图5)。
图3：城乡居民人均可支配收入(单位：元/人)
图4：国家财政对城市与农村的生产性支出分别占财政总生产性支出的比重及政府在城市与农村生产性支出上的偏好程度
图5：国家财政用于农业的支出占财政总支出的比重、国家财政用于农业的支出占当年GDP的比重及农业占GDP的比重 在形成城乡收入差距的现实原因中，资金不足是限制农业与农村发展的重要原因之一，在中国各省内部，虽然城镇经济的资本收益率低于农村经济，但是金融部门还是具有将资源从农村地区转移至城镇地区的倾向。在发展中国家，农业的生产性支出存在着很大的不足，基础设施条件差，所以通过财政支出的方式来弥补该缺陷确实是一个不错的选择。农村投资不够的项目中有很大部分带有典型的公共品性质，也就是存在正的外部性。在发展农村金融之外，政府应在农村公共品的投资方面发挥相当重要的作用(沈坤荣、张璟，2007)，但是遗憾的是，我们观察到政府在农村生产性支出上的偏好程度是严重下降的，直到近些年才略有上升(图4)。 在城市化进程中，虽然城市投资项目中有些部分也具有典型的公共品性质，政府在城市公共品投资方面也具有一定的作用，但是投资的边际效应远小于农村，所以政府在城市生产性支出的作用有限，我们可以观察到的是，实际上政府在城市生产性支出上的偏好程度是不断下降的(图4)。 (三)计量分析中的变量定义说明 城乡居民收入差距(GAP)：采用与沈坤荣、张璟(2007)相同的度量方法，即农村居民家庭人均纯收入与城镇居民家庭人均可支配收入之比，这个变量的值越大，表明城乡居民收入差距越小。 城市化：在相关文献中，有学者采用非农人口占总人口的比重来表示，也有学者采用城镇就业人数占城乡总就业人数的比重(URB1)来表示。也有学者采用城镇人口占总人口的比重(URB2)来表示。不过，URB1符合本研究的理论模型，也与计量方法一致，所以本文估计中采用URB1。 政府生产性支出规模(PGG)：本文用政府生产性支出与GDP的比值来表示。 政府对农村的生产性支出比重(AGG)：本文用政府用于农村的生产性支出与政府总生产性支出的比值来表示。政府对城市的生产性支出比重(UGG)则用政府城镇生产性支出与政府总生产性支出的比值来表示，以上两个指标中的任何一个都可说明政府在城乡生产性支出的结构，在计量估计中为避免产生多重共线性，我们仅选用AGG变量，但不会影响最终的结论。 政府在农村生产性支出上的偏好程度(AGF)：本文用政府用于农村生产性支出与农村固定资产投资的比值来表示。 政府在城市生产性支出上的偏好程度(UGF)：本文用政府用于城镇生产性支出与城镇固定资产投资的比值来表示。本文采用城镇与农村固定资产投资来分别表示城市与农村的资本投入。在已有的文献中研究财政支出对城乡收入差距的影响时并没有考虑政府生产性支出相对于固定资产投资的变动情况，此指标是政府生产性支出与私人资本投资相对变动的代理变量，本文将其定义为政府在生产性支出上的偏好程度，说明了政府在生产性支出上的规模选择。 城乡劳动生产率差异(LPV)：本文用农村第一产业人均产值与城市第二、三产业人均产值的比值来表示城乡劳动生产率差异。 三、实证分析及结果 (一)研究说明 本文的样本期为1978～2012年，严格地说，对于时间序列研究来说，本研究的样本容量略显不足，不过现有文献中存在以下的处理方法，如蒋益民、陈璋(2009)采用1978～2006年的年度数据建立了4变量的SVAR(2)模型，孙永强(2012)采用1980～2009年的年度数据建立了6变量的VAR(2)模型，本研究最终建立了4变量的VAR(2)模型，所以本文的数据是有说服力的。本文运用的计量软件是Eviews7.2。 (二)变量平稳性检验 时间序列数据的特点决定我们必须先进行变量的平稳性检验。本文使用常用的ADF单位根检验方法，对各变量的时间序列数据分别进行了检验。按照ADF检验通常的做法，从带漂移项(Drift)与时间趋势项(Trend)、带漂移项及不带漂移项与趋势项的检验方程进行回归检验。如果水平值变量非平稳，那么就进一步检验其一阶差分变量的平稳性，以此类推，直到拒绝单位根假设为止。本文由SIC准则给出检验式的最优滞后项(表2)。
GAP、URB1、URB2、AGG、UGG、AGF、LPV是非平稳的时间序列，不过URB2是I(2)时间序列，其余是I(1)时间序列；而PGG和UGF则是I(0)平稳时间序列。我们接下来检验变量的VAR的滞后阶数。 (三)Johansen多变量协整检验 本文在进行Johansen多变量协整检验之前，首先要确定VAR的最优滞后阶数。如果系统的滞后期太短，会导致误差项产生严重的自相关性，使得所估计参数出现非一致性；此外，最优滞后期不宜过长，否则导致自由度减少，会影响所要估计模型参数的有效性。本研究采取LR“似然比”、FPE“最终预测误差”、AIC信息准则、HQIC信息准则与SBIC信息准则等五种指标作为判断标准，其中每一种指标都会给出相应的最优滞后阶数，如果五种指标中多数指标判断一致，则可以确定该系统最优的滞后阶数。由表3可知，VAR最优滞后期的确定为2阶。 其次，本文还采用AR根的图表检验了模型的稳定性，最后发现被估计的VAR模型所有根模的倒数小于1，即位于单位圆内(Lutkpohl，1991)，说明其是稳定的。
最后，进行协整检验，基于VAR(2)系统，本文采用Johansen协整检验变量间的协整关系。本文采用约翰逊和朱斯留斯(1990)所建立的最大似然估计检验法(Maximum Likelihood Estimation)来检验各变量之间是否存在协整关系。由于这种方法不仅可以完全获得隐含于时间序列中的所有信息，且可以估算出其协整向量，并给统计量提供一个正确的分布(使用Eviews7.2软件多次检验，最后确定能通过多变量协整检验的变量为GAP、URB1、AGG与AGF。其他变量没有通过协整检验，本文还对其他所有变量以GAP为因变量做了回归，但是发现回归的残差都是不平稳的，所以这些结果是谬误回归，本文未列出回归结果)。 检验结果如下表：
最大特征值检验与特征根统计值检验都表明在5％的显著性水平下有1个协整方程，所以，变量间存在协整关系。变量间的协整方程为：
注：“()”括号内为标准差，“[]”括号内为t统计量。经过稳定性检验，该协整是稳定的。 上式表明，从长期来看，政府用于农村的生产性支出的增加对城乡居民收入差距有显著的缩小作用。政府对农村的生产性支出相对于农村固定资产投资较快增长能显著地缩小城乡收入差距。由此可知，在经济发展的过程中，农业部门生产性支出在两部门生产性总支出中所占比重越大，那么城乡居民收入差距越小。因为政府财政资金改善农村的基础设施，有利于提高农村的经济增长，从而提高农村居民的收入。 不过，从长期来看城市化水平的提高则显著地扩大了城乡居民收入差距，此发现与一些学者的研究发现相同，如林毅夫、刘明兴(2003)与程开明、李金昌(2007)都发现城市化扩大了城乡收入差距。不过此发现与卢卡斯的理论不一致，也与其他研究城市化对城乡居民收入差距的作用的结论存在差异(陆铭、陈钊，2004；孙永强，2012)。我们认为，该差异的主要原因是本文使用的是时间序列数据，虽然只能捕捉到城市化进程中整体的时间动态趋势，没有考虑城市化进程中的个体特征的异质性变化。不过，从中国城市化整体进程中可以看出，之前长时间的城镇化进程是一条城市偏向政策的、旧的扭曲城镇化道路，只注重“地”的城镇化，而轻视了“人”的城镇化；只注重城市特别是大城市的发展，而忽略了农村的发展，甚至以牺牲农村和农民的利益为代价；只注重工业特别是重工业的发展，而轻视农业的发展，使得城乡劳动生产率差异极大，导致发达的城市与凋敝的农村同时存在，使城乡收入差距处于高位运行。 (四)基于VEC模型的格兰杰因果检验 协整分析只能说明变量间长期的单向因果关系，并不能对变量间短期内的因果关系的方向作出全面详细的分析，因此，需要进一步检验城市化及政府城乡生产性支出的规模、结构与城乡居民收入差距之间的因果方向。经典的传统Granger因果检验是以VAR为基础的，不适用于存在协整关系的变量，由于传统的基于VAR的Granger因果关系的检验方法略去了模型中的误差修正项，得到的结论有可能会出现偏误，所以本文考虑适用基于VEC模型的格兰杰因果检验法，按照Granger表述定理，只要任何非平稳变量之间存在协整关系，那么就都可以通过引入VEC模型来解释变量之间的短期非均衡关系。
因此，在短期内，只有城市化是显著影响城乡居民收入差距的格兰杰原因，2011年开启的新的城镇化道路在短期内明显缩小了城乡居民收入差距，新旧城镇化转轨作用效果明显；而政府对农村的生产性支出、政府在农村生产性支出上的偏好程度都不是影响城乡居民收入差距的格兰杰原因，这说明政府支出的生产性在农村层面上具有滞后性。这可能是因为我国的农业生产中资本投资的效率低下，政府支出在促进城乡居民收入增长方面的效率也非常低(沈坤荣、张璟，2007)。不过，从短期来看，以上变量共同作用缩小了城乡居民收入差距，说明新型城镇化道路下政府支出可以发挥其应有的作用。 (五)方差分解分析 方差分解是将某个内生变量的方差分解为对VAR系统的部分冲击，因此，方差分解提供了与影响VAR系统变量的每一个随机冲击的相对重要性有关的信息。所以，基于对城乡居民收入差距的方差进行分解分析，本文可以了解到城市化与政府对农村的生产性支出及其偏好程度是否为导致城乡居民收入差距波动的主要来源和这些变量的相对重要性。方差分解过程采用楚列斯茎的正交分解技术。
除来自自身的冲击影响之外，在第二期，城市化对城乡居民收入差距变化的贡献率最大，政府对农村的生产性支出的贡献率其次，这再次印证了短期内它们的作用。随着时间的推移，从第二期到第十期，城市化、政府对农村的生产性支出和政府在农村生产性支出上的偏好程度对城乡居民收入差距变化的贡献率总体上都持续增长，这说明，从长期来看，城市化、政府对农村的生产性支出和政府在农村生产性支出上的偏好程度是解释城乡居民收入差距变化的重要因素。 四、结论与政策建议 本文使用《中国统计年鉴(1979～2013)》、《新中国六十年统计资料汇编》、《中国财政年鉴(1979～2013)》和《中国农村统计年鉴(1979～2013)》中的1978～2012年的宏观经济数据，实证检验了城市化、政府城乡生产性支出的规模及结构对城乡居民收入差距的影响，研究发现：不论是在短期还是在长期内，城市化都是显著影响收入差距的原因。城市化短期内缩小但长期内扩大了城乡收入差距，呈现“U”型结构。政府用于农村的生产性支出的增加及政府对农村的生产性支出相对于农村固定资产投资较快增长在短期内与城市化共同作用能显著地缩小收入差距，在长期内前两者也能分别作用缩小收入差距，城市化、政府对农村的生产性支出及其偏好程度是解释城乡居民收入差距变动的重要因素。 所以，要从根本上缩小城乡居民收入差距，我们建议：第一，要从根本上改变旧的扭曲的城镇化道路，因为旧的扭曲的城镇化道路实行城市偏向的政策，以牺牲农村和农民的利益来发展城市，导致发达的城市与破败的农村并存。第二，因为新型城镇化缩小城乡收入差距的短期效应显现，所以要进一步发挥其缩小收入差距的长期效应，应稳步推行统筹城乡发展的新型城镇化道路，在城乡规划、基础设施、公共服务上真正做到城乡一体化；以工业发展带动农业，以城市发展带动乡村；实现农村常住居民与城市居民身份上与福利上的真正平等；同时实现在城市内部农民工与城市居民身份上与福利上的真正平等。第三，政府应继续优化财政支出结构。政府应继续加大对农村与农业的投入，有效发挥政府财政资金在解决农村与农业发展资金不足方面的作用，政府特别要在农村道路、桥梁、水利等基础设施上加大投入。以上措施共同作用才能最终实现城乡收入均等化。 注释： ①已有的文献或政府文件也使用“城镇化”而不是“城市化”，本文不做严格区分，沈可、章元(2013)也有类似的观点。
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城市化、政府生产性支出与城乡收入均衡_收入差距论文
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