影響中國城鄉(xiāng)居民收入差距的原因分析

1、-作者xxxx-日期xxxx影響中國城鄉(xiāng)居民收入差距的原因分析【精品文檔】 影響中國城鄉(xiāng)居民收入差距的原因分析維持社會穩(wěn)定一直是政府在國家發(fā)展過程中追求的重要目標，社會的穩(wěn)定對于國家經(jīng)濟的發(fā)展具有不可替代的作用。值得注意的是，隨著中國經(jīng)濟的不斷發(fā)展，城鄉(xiāng)居民收入的差距逐漸顯現(xiàn)，并對整個社會的穩(wěn)定性產(chǎn)生了不可忽視的負面影響，能否消除城鄉(xiāng)居民收入差距不僅關(guān)乎中國能否繼續(xù)保持穩(wěn)定的發(fā)展，也在一定程度上決定了中國全面建成小康社會目標的實現(xiàn)與否。因此，研究中國城鄉(xiāng)居民收入差距的成因具有重大的現(xiàn)實意義。本文首先從理論層面分析城鄉(xiāng)居民收入差距產(chǎn)生的原因，其次就中國城鄉(xiāng)居民收入差距產(chǎn)生的原因展開了實證分析。在

2、此基礎(chǔ)上，本文就中國城鄉(xiāng)居民收入差距的原因進行了歸納與總結(jié)。關(guān)鍵詞：收入差距 城鄉(xiāng) 居民 農(nóng)村 城市1、 文獻回顧和問題提出收入作為居民改善自身生活條件的重要基礎(chǔ)，對于維護社會整體的穩(wěn)定性具有不可或缺的作用。國民收入是國內(nèi)生產(chǎn)凈值扣除間接稅以及企業(yè)轉(zhuǎn)移支付的部分與政府補助金的總和，由此可以看出，包括居民收入在內(nèi)的國民收入的高低以社會總產(chǎn)出為基礎(chǔ)（高鴻業(yè)，2006）。根據(jù)英國經(jīng)濟學(xué)家劉易斯提出的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)理論，以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門為主的農(nóng)村地區(qū)由于耕地數(shù)量的相對有限以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)在一定時期內(nèi)難以有所突破，農(nóng)村勞動力過剩問題日益突出，而勞動力向城市的轉(zhuǎn)移成為了解決這一問題的主要途徑 （胡彬，2004

3、）。改革開放以來，中國城鄉(xiāng)居民收入始終保持著穩(wěn)定的增長勢頭，根據(jù)國家統(tǒng)計局的相關(guān)數(shù)據(jù)，1978年中國城鄉(xiāng)居民人均年收入分別為343.4元與133.6元，而2014年則分別增至29381元與9892元。值得注意的是，伴隨著中國城鄉(xiāng)居民收入快速增長，城鄉(xiāng)居民收入的差距也逐漸拉大，如表1所示，2010年至2014年，中國城鄉(xiāng)居民收入差距呈現(xiàn)逐年遞增的趨勢，城鄉(xiāng)居民收入差距由2010年的13190.4元增至2014年的19489元。值得一提的是，盡管在中國在改革開放之初提出“允許一部分人先富起來”的政策號召，不可否認的是中國城鄉(xiāng)居民收入的差距已然超過了合理的區(qū)間，而城鄉(xiāng)居民收入差距的不斷拉大不僅嚴重威

4、脅中國的社會穩(wěn)定，更對中國“共同富裕”的社會主義終極目標的實現(xiàn)產(chǎn)生了嚴重的負面影響，因此研究中國城鄉(xiāng)居民收入差距的原因是加快全面建成小康社會的必要舉措，也是構(gòu)建社會主義和諧社會的客觀要求。表1 2010年至2014年中國城鄉(xiāng)居民收入差距年份城鎮(zhèn)居民收入（元）農(nóng)村居民收入（元）城鄉(xiāng)居民收入差額（元）201019109.4 5919.0 13190.4 201121809.8 6977.3 14832.5 201224564.7 7916.6 16648.1 201326955.1 8895.9 18059.2 201429381.0 9892.0 19489.0 數(shù)據(jù)來源：2015中國統(tǒng)計年鑒對

5、中國城鄉(xiāng)居民收入差距的影響因素進行了實證分析，通過構(gòu)建回歸模型他發(fā)現(xiàn)，第一、中國城鄉(xiāng)居民收入差距較為懸殊；第二、中國城鄉(xiāng)居民收入差距受地理因素與經(jīng)濟基礎(chǔ)條件的影響較為顯著；第三、大力推行鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展對于縮小中國城鄉(xiāng)差距并沒有十分顯著的作用，對此，他認為只有農(nóng)村地區(qū)只有立足農(nóng)業(yè)發(fā)展、致力于農(nóng)業(yè)產(chǎn)生技術(shù)革新才能真正意義上實現(xiàn)縮小收入差距的目標（徐秀川，2005）。中國的居民收入差距與經(jīng)濟增長之間存在著非線性的關(guān)系，但是這種非線性關(guān)系究竟是正向還是負向的卻存在著較大的不確定（呂煒，2011）。通過對中國城鄉(xiāng)居民收入差距的影響因素及應(yīng)對策略進行了研究，他指出，第一、包括城鎮(zhèn)化、第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員的比重、

6、經(jīng)濟發(fā)展在內(nèi)的4個因素對中國城鄉(xiāng)居民收入差距的拉大起到了正向影響，而包括取消農(nóng)業(yè)稅與外商直接投資在內(nèi)的2個因素則對中國城鄉(xiāng)居民收入的拉大起到了負向影響；第二，擴大政府對農(nóng)村與農(nóng)業(yè)的財政扶持力度可以顯著地抑制城鄉(xiāng)居民收入差距拉大的勢頭（王克強，2012）。根據(jù)上述文獻回顧，影響中國城鄉(xiāng)居民收入差距的因素有很多，究其重要的原因有如下幾個方面：生產(chǎn)要素成因、政府政策成因還是發(fā)展環(huán)境成因。無論是生產(chǎn)要素成因、政府政策成因還是發(fā)展環(huán)境成因，造成城鄉(xiāng)居民收入差距的根源在于城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展水平的差異，正是由于城市地區(qū)在要素稟賦、政策扶持以及發(fā)展環(huán)境三個方面所具備的農(nóng)村地區(qū)無可比擬的優(yōu)勢使得城市地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展不僅

7、在發(fā)展水平方面高于農(nóng)村地區(qū)，其經(jīng)濟發(fā)展速度農(nóng)村地區(qū)同樣難以企及，與此同時，正是經(jīng)濟發(fā)展水平及其增速的差異最終導(dǎo)致了城鄉(xiāng)收入差距的產(chǎn)生與擴大。本文的數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，接下來本文會就這些因素如何影響城鄉(xiāng)居民收入運用SPSS軟件進行進一步的分析和討論。 二、中國城鄉(xiāng)居民收入差距的實證分析（1） 指標選擇要素稟賦、政府政策與發(fā)展環(huán)境的差異是中國城鄉(xiāng)居民收入差距產(chǎn)生的重要原因，考慮到指標量化以及數(shù)據(jù)的可獲得性，本文擬選取以下幾個指標。具體見表2。表2 指標選擇指標類型指標代號指標名稱自變量X1 人均GDPX2城市化水平X3第一產(chǎn)業(yè)貢獻率X4第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重X5城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資比值因變量Y城鄉(xiāng)居

8、民收入比其中，城市化水平以城鎮(zhèn)人口占中國總?cè)丝诒戎貋砗饬?，第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重以第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)占中國就業(yè)總?cè)藬?shù)的比重衡量，城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資比值用于衡量中國城鄉(xiāng)資本要素的配置狀況，城鄉(xiāng)居民收入比則用于衡量中國城鄉(xiāng)居民收入的差距。（二）數(shù)據(jù)選擇本文選取了1995年至2014年的相關(guān)數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)均根據(jù)國家統(tǒng)計局網(wǎng)站相關(guān)數(shù)據(jù)整理得到，各項指標數(shù)據(jù)具體見表3。表3 各項指標數(shù)據(jù)年份YX1X2X3X4X51995504619965846199764201998679619997159200078582001862220029398200310542200412336200514185200616500

9、200720169200823708200925605201029748201133989201238354201343320201446629（3） 數(shù)據(jù)統(tǒng)計性描述如圖1所示，第一、1995年至2014年中國城鄉(xiāng)居民收入比平均值為3.0；第二、1995年至2014年中國平均人均GDP為18611.5元；第三、1995年至2014年中國城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘钠骄戎貫?2.3%，第四、1995年至2014年中國第一產(chǎn)業(yè)貢獻率的平均值為55.6%，第五，1995年至2014年中國第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員的平均比重為42.2%，第六、1995年至2014年中國城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資比的平均值為14.57，由此可以看

10、出：首先，中國城鎮(zhèn)居民的收入在總體上是農(nóng)村居民的3倍，收入差距較為顯著；其次，中國的城市水平總體處于中等偏下水平，勞動力由農(nóng)村向城市轉(zhuǎn)移依舊是未來一段時間內(nèi)的發(fā)展趨勢；再次，農(nóng)業(yè)對中國GDP的貢獻率相對較高，是推動中國經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)。就我國城鄉(xiāng)居民收入差距而言，3倍的收入差距所造成的影響主要體現(xiàn)在兩個方面，其一是購買力方面，其二是資產(chǎn)性收入方面。首先，購買力作為衡量居民生活質(zhì)量的重要標準，我國城鄉(xiāng)居民收入差距所造成的購買力失衡直接導(dǎo)致了我國城鄉(xiāng)居民在生活水平上存在較大的差異。其次，收入作為居民資產(chǎn)的重要來源，我國城鄉(xiāng)居民收入差距的存在在很大程度上決定了我國城鄉(xiāng)居民資產(chǎn)持有量的差異。與此同

11、時，能夠為所有者帶來預(yù)期收益的稟賦使得具有更高收入的城鎮(zhèn)居民能夠憑借高收入獲得更為客觀的經(jīng)濟收益。綜上所述，較大的收入差距不僅導(dǎo)致了我國城鄉(xiāng)居民生活水平的不同，也在一定程度加劇了我國城鄉(xiāng)居民收入差距的拉大。就我國的人均GDP而言，由于收到現(xiàn)有財富分配機制的影響，人均GDP對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響相對較小。就我國城鎮(zhèn)居民占總?cè)丝诘谋戎囟裕擎?zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎卦礁咭馕吨r(nóng)村勞動力供給越少，而對勞動力具有較高需求的農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展無疑將因為勞動力向城鎮(zhèn)的轉(zhuǎn)移而受到較為顯著的消極影響從而抑制了農(nóng)村居民收入的增長。就我國第一產(chǎn)業(yè)貢獻率而言，貢獻率的高低主要反映的是產(chǎn)業(yè)增加值的多少，因此，第一產(chǎn)業(yè)的

12、貢獻率對于以農(nóng)業(yè)為主的農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展具有決定性的影響，從而在很大程度上影響了我國城鄉(xiāng)居民收入差距的大小。如前文所述，我國第一產(chǎn)業(yè)貢獻率平均值為55%，較高的產(chǎn)業(yè)貢獻率意味著在農(nóng)村地區(qū)大力發(fā)展農(nóng)業(yè)將有力推動我國城鄉(xiāng)居民收入差距的縮小。就我國第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)比重而言，由于第一產(chǎn)業(yè)主要集中在農(nóng)村地區(qū)，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)比重在一定程度上能夠反映農(nóng)村的勞動力供給狀況，勞動作為是促進經(jīng)濟增長的基本要素之一，我國較高的第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)比重反映出我國農(nóng)村的勞動力供給相對充裕，從而對農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟增長以及居民收入的提升起到了很好的促進作用。就我國城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資比而言，固定資產(chǎn)投資的開展以資本的投入為前提，從而

13、我國超過14倍的城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)比表明了資本要素主要聚集在我國的城市地區(qū)，投資作為拉動經(jīng)濟增長的重要動力，資本要素分配的失衡無疑將在一定程度上抑制我國農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟的增長并最終抑制農(nóng)村居民收入的快速增長。綜上所述，中國城鄉(xiāng)居民收入差距較大，要素供給的失衡以及城市化進程的推進是導(dǎo)致收入差距產(chǎn)生的重要原因。圖1 各變量均值N均值Y20X120X220.42283153X320.05562500X420.42192625X520有效的 N （列表狀態(tài)）20（四）實證結(jié)果如圖2所示，原始數(shù)據(jù)的KMO值為0.7550.5,顯著性水平為0.0000.05,表明原始數(shù)據(jù)適合做因子分析。圖2 KMO 和 Bartl

14、ett 的檢驗取樣足夠度的 Kaiser-Meyer-Olkin 度量。.755Bartlett 的球形度檢驗近似卡方df10Sig.000如圖3所示，提取公因子后各變量的信息損失量均低于0.4，表明提取公因子后變量的解釋信息保有量相對較好。圖3 公因子方差初始提取X1.962X2.924X3.805X4.838X5.782提取方法：主成份分析。如圖4所示，成分1與成分2的累計貢獻率為93.811%，表明信息的保有量較為理想。圖4 解釋的總方差成份初始特征值提取平方和載入旋轉(zhuǎn)平方和載入合計方差的 %累積 %合計方差的 %累積 %合計方差的 %累積 %13.81021.880.8803.1844

15、.1005.026.521提取方法：主成份分析。如圖5所示，公因子1與X1（人均GDP）、X2(城市化水平)以及X5（城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資比）的正相關(guān)性很高，而X1、X2以及X5都在一定程度上反映了要素供給情況，因此，公因子1可表述為要素原因；此外，公因子2與X3（產(chǎn)業(yè)貢獻率）的負相關(guān)性很高，而X3主要反映了產(chǎn)業(yè)發(fā)展的程度，因此，公因子2可表述為產(chǎn)業(yè)原因。綜上所述，中國城鄉(xiāng)居民收入差距的原因可大致歸納為要素原因與產(chǎn)業(yè)原因兩類。圖5 旋轉(zhuǎn)成份矩陣成份12X5.955 X1.936 X4 X2.815 X3 提取方法 :主成份。 旋轉(zhuǎn)法 :具有 Kaiser 標準化的正交旋轉(zhuǎn)法。a. 旋轉(zhuǎn)在 3 次迭

16、代后收斂。相關(guān)性檢驗結(jié)果見表5，該檢驗由SPSS19.0軟件完成。表5 相關(guān)性檢驗結(jié)果變量名稱Pearson系數(shù)X1與YX2與YX3與YX4與YX5與Y從表4中不難看出，X1、X2、X3、X4與X5均與Y之間存在線性相關(guān)關(guān)系，其中，X1、X2、與X5與Y之間存在正向的線性相關(guān)關(guān)系，而X3與X4則與Y之間存在負向的線性相關(guān)關(guān)系。此外，X1、X4與X5與Y的Pearson系數(shù)均低于0.5（大于-0.5），表明X1、X4以及X5與Y之間的線性相關(guān)性不顯著，而X2、X3與Y的Pearson系數(shù)均大于0.6（小于-0.6），表明二者與Y之間的線性相關(guān)性較為顯著。由此可以看出，第一、人均GDP、城市化水平

17、、第一產(chǎn)業(yè)貢獻率、第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重以及城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資比均與城鄉(xiāng)居民收入差距線性相關(guān)；第二、人均GDP、城市化水平、城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資比與城鄉(xiāng)居民收入差距呈同向變動，第一產(chǎn)業(yè)貢獻率以及第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重與城鄉(xiāng)居民收入差距呈反向變動；第三、城市化水平以及第一產(chǎn)業(yè)貢獻率與城鄉(xiāng)居民收入差距的相關(guān)性較為顯著。 回歸分析結(jié)果分別見圖6、圖7以及圖8。圖6 模型匯總圖模型RR 方調(diào)整 R 方標準 估計的誤差Durbin-Watson1.896a.802.764.238532256a. 預(yù)測變量: (常量), X3, X5, X4, X2, X1。b. 因變量: Y圖7 Anova模型平方和df均方FS

18、ig.1回歸.6205.124.025a殘差.68212.057總計17a. 預(yù)測變量: (常量), X3, X5, X4, X2, X1。b. 因變量: Y圖8 標準回歸系數(shù)模型非標準化系數(shù)標準系數(shù)tSig.共線性統(tǒng)計量B標準 誤差試用版容差VIF1(常量).788.096X2.609.297.474.063.815X5.007.008.242.918.377.627X4-.050.236.830.423.542X1.062.000.550.407X3-.851.274.126.694a. 因變量: Y從圖6、圖7與圖8中不難看出：第一、所構(gòu)建的回歸方程的調(diào)整R方為0.764,表明該方程對現(xiàn)

19、實情況具有76.4%的解釋度，方程擬合度較好；第二、所構(gòu)建回歸方程的顯著性水平為0.0250.05，表明回歸方程通過了顯著性水平檢驗，解釋變量能夠?qū)Ρ唤忉屪兞慨a(chǎn)生顯著性影響；第三、回歸方程的DW檢驗值為2.014，位于標準值2附近，表明時間序列不存在自相關(guān)；第四、五個自變量的VIF值均小于1.5，表明自變量之間不存在共線性。第五、五個自變量的回歸系數(shù)分別為0.062、0.609、-0.851、-0.050與0.007，由此回歸方程的表達式為-從以上回歸方程中可以看出，人均GDP、城市化水平、第一產(chǎn)業(yè)貢獻率、第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)比重以及城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資比均是我國城鄉(xiāng)居民收入差距產(chǎn)生的影響因素。其中，

20、人均GDP、城市化水平以及城鄉(xiāng)規(guī)定資產(chǎn)投資比對我國城鄉(xiāng)居民收入比重起到了正向的影響，而第一產(chǎn)業(yè)貢獻率與第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)比重則對我國城鄉(xiāng)居民收入差距起到負向的影響。與此同時，從各因素的影響程度來看，城市化水平與第一產(chǎn)業(yè)貢獻率對我國城鄉(xiāng)居民收入差距的影響最為顯著，由此可以推斷出城市化水平所引起的勞動力轉(zhuǎn)移是我國城鄉(xiāng)居民收入差距產(chǎn)生的主要原因，而提升第一產(chǎn)業(yè)的貢獻率將有效地縮小收入差距。值得一提的是，城市化水平與第一產(chǎn)業(yè)貢獻率之所以能夠?qū)Τ青l(xiāng)居民收入差距產(chǎn)生重要影響的原因在于我國農(nóng)村地區(qū)以農(nóng)業(yè)為主的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及農(nóng)業(yè)本身的勞動密集型特征，在此情況下，勞動力的供給以及農(nóng)業(yè)的發(fā)展程度對于農(nóng)村居民的收入起到了決定性的影響。 四、結(jié)論與啟示綜合全文可得出以下幾點結(jié)論：第1、 從前文中的理論分析可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟發(fā)展水平的差異是導(dǎo)致中國城鄉(xiāng)居民收入差距產(chǎn)生的主要根本原因，而經(jīng)濟發(fā)展水平的差異主要歸咎于要素稟賦、政府政策以及發(fā)展環(huán)境的不同。第2、 通過均值分析可以發(fā)現(xiàn)：首先，我國城市居民的收入是農(nóng)村居民收入的3倍，城鄉(xiāng)居民的收入差距較為顯著；其次，我國的城市化水平與發(fā)達國家相比依舊存在較大的差距，勞動力向城市地區(qū)的轉(zhuǎn)移依舊是未來一段時間內(nèi)城市與農(nóng)村的發(fā)展趨勢；再次，我國第一產(chǎn)業(yè)貢獻率以及第一