我国城乡就业结构演化的收入分配效应分析

■ 张 文 教授 汪 佳 徐小琴（南昌大学经济管理学院 南昌 330031）

引言及文献回顾

改革开放以来，我国经济社会总体发展迅速，但在收入分配和劳动就业方面城乡差距扩大。而城乡就业结构演化与收入分配是城乡资源配置、社会财富分配和社会生产关系的重要组成部分，关系到城乡社会各阶层生活水平的高低以及国家能否实现科学发展。城乡收入分配合理化既是全面建成小康社会目标的关键，也是构建社会主义和谐社会的必然要求。理论上，统筹城乡就业、优化就业结构是各地区解决“三农”问题、扩大城乡就业、缩小城乡收入差距的有效途径。但实践上，城乡就业结构演化对收入分配是否有显著影响以及作用强度有多大，有必要通过计量经济模型分析才能得到实证检验。

在城乡就业结构研究方面，Todaro（1969）建立了“预期收入”劳动力流动模型，论述了城乡预期收入差异对农业剩余劳动力向城市工业部门转移的影响。吴要武等（2006）通过调查统计劳动力市场的正规与非正规就业，梳理劳动力市场发育和就业状况数据，得出了随着经济社会的发展，劳动力市场发育水平提高，就业总量增长与结构多元化以及城镇就业压力缓解和农村剩余劳动力大幅度减少的事实。郝团虎等（2012）则通过建立我国农村剩余劳动力转移的二元市场与二元劳动力模型，解释了农村剩余劳动力转移的特点以及劳动力市场结构对其的影响。

在收入分配研究方面，Lewis（1954）认为，农业劳动力向城市工业部门流动，有利于农村劳动生产率的提高和居民收入分配的平衡。Johnson（1988）则认为农业富余劳动力转移有助于缩小农业和非农业劳动力的收入差距。闫肃（2012）通过构建VAR模型，实证检验发现劳动力转移和产业结构变迁都是收入分配的强格兰杰原因。

基于理论和经验，城乡就业结构演化通过改变劳动力资源配置状态，影响居民收入分配水平。在相关理论研究的基础上，本文采用相关分析、协整分析和格兰杰因果关系分析等定量方法，实证测度改革开放以来我国城乡就业结构演化对城乡收入分配水平的影响效应。

我国城乡就业结构演化对收入分配的效应分析

（一）指标变量的选取

1.被解释变量：收入分配指标。基于相关数据的可得性以及与城乡就业结构的相关性，本文选取“城乡居民人均收入差距系数IG”作为收入分配指标，IG=1-农民人均纯收入/城镇居民人均可支配收入，IG越大，说明城乡收入分配越不合理。通常认为，当IG>0.5 时，农民收入不到城镇居民收入的一半，城乡收入差距较大，处于城乡二元结构状态；当0.2

图1 1978-2013年我国城乡就业结构的演化

图2 1978-2013年我国城乡收入分配的差距

表1 简单相关性分析

表2 平稳性检验结果

2.解释变量：城乡就业结构演化及其他指标。随着工业化和城镇化的发展，城乡就业结构也会从第一产业为主逐步向第二、第三产业为主进行梯次演化，各产业劳动生产率也趋于均衡。因此本文选取“就业结构演化系数SE”作为城乡就业结构演化的指标，SE=第一产业增加值占GDP的比重/第一产业就业人数比重+第三产业就业比重/第二产业就业比重。SE越大，表示农业劳动生产率越高，服务业越发达，人力资源配置效率相对越高，就业结构合理化和高级化程度越大。另外，选取三大产业劳动生产率（CY1、CY2、CY3）作为产业结构和经济发展的衡量指标，并以城镇化率UR作为城镇化水平的衡量指标。

本文选择1978-2013年我国相关指标变量的时间序列数据进行实证研究，数据来源于历年中国统计年鉴，并加以计算处理。

（二）城乡就业结构与收入分配的演化特征

1.城乡就业结构的演化特征。从我国城乡就业结构演化系数的数值变化中（见图1）可以发现，1978-1984年间就业结构演化系数迅速扩大，原因可能是这一期间农村经济体制改革的成功使农业生产力极大释放；而1985-1986年、1991-1993年、2005-2007年等短暂期间，就业结构演化系数处于下降趋势，原因可能是由于体制障碍使城镇化滞后于工业化，农村剩余劳动力转移不畅；其余时期就业结构演化系数总体上一直处于较平稳的上升趋势，说明我国工业化和城镇化的发展促进了城乡就业结构的优化。

2.城乡收入分配的演化特征。从图2可知，我国城乡居民收入差距系数在1978-1983年、1995-1997年期间呈现大幅下降特征，2004年以后处于平稳缓慢下降趋势，其主要原因可能是“三农”问题受到重视，农村经济得到快速发展，农民收入增加相对较快，城乡二元结构矛盾得到较大缓解；而在其他年份，城乡居民收入差距系数都呈现上升的特征，尤其是在1984-1994年、1998-2003年间上升比较快，这可能是由于政策支持更偏向城镇地区，导致城镇经济和收入多年高速增长。总体上看，我国城乡收入差距系数呈上升趋势，在2003年以前波动幅度较大，且多数年份明显高于0.5，甚至近些年上涨到0.7左右（2009年达到顶点），只有1983-1985年少数年份在0.45左右，表明我国城乡收入差距较大的分配格局并未改变，城乡仍处于二元结构状态。

（三）实证检验和结果分析

1.相关性分析。本文对前文选取的指标取对数变为lnIG、lnSE、lnCY1、lnCY2、lnCY3、lnUR，以消除数据的异方差影响。对变量的相关分析结果如表1所示。

从简单相关系数可知，城乡居民收入差距系数与五个解释变量之间都有显著的较强的正向相关关系。

2.平稳性（ADF）检验。在分析时间序列数据时，为防止产生“伪回归”问题，应对数据进行平稳性检验，只有通过平稳性检验的模型才具有统计分析的意义。本文采取ADF单位根检验法对上述时间序列数据的平稳性进行检验，结果见表2。

从表2可以看出，所有时间序列变量的ADF绝对值均小于5%的临界值水平，即原序列在5%的显著性水平下都是不平稳的。将变量进行一阶差分后，所有变量的ADF值在5%的水平下均拒绝原假设，故原序列的差分序列在5%的显著性水平下都是平稳的，均为一阶单整序列，即I（1）。

3.协整分析。根据R.F.Engle和C.W.J.Granger的协整理论，可以对一阶单整序列进行线性协整检验，因此建立lnIG与lnSE等变量的协整回归方程，如公式（1）所示，括号内为对应系数的t值。

从公式（1）可以看出，在5%的显著性水平下，所有解释变量都是显著的，可以解释因变量变动的91.52%。但需要对生成的估计残差et进行单位根检验，以确认变量之间是否存在协整关系。通过对生成的残差序列进行平稳性检验，可以得到表3的结果。

由表3可知，t统计量小于5%显著性水平下的MacKinnon临界值，表明残差序列不存在单位根，是平稳序列。因此lnIG和lnSE、lnCY1、lnCY2、lnCY3、lnUR之间存在协整关系，即城乡居民收入差距系数与城乡就业结构演化系数、三大产业劳动生产率、城镇化率之间存在长期均衡关系。在其他变量不变的条件下，城乡就业结构演化系数、第一产业劳动生产率和城镇化率每增长1%，可以分别平均降低城乡居民收入差距系数0.3691%、0.3723%和0.6167%，而第二、三产业劳动生产率每增长1%，则分别会扩大城乡收入差距系数0.2872%和0.3278%。该结果反映了我国城乡就业结构的优化、第一产业劳动生产率的提高以及城镇化水平的上升都能显著地缩小城乡收入分配差距，而第二、三产业劳动生产率的提高在一定程度上则会扩大城乡收入分配的差距。

4.误差修正模型（ECM）分析。协整回归得到的是时间序列之间的长期均衡关系，但短期内可能会出现失衡，故并不能反映时间序列短期波动时相互之间的动态作用机制。根据格兰杰定理，存在协整关系的时间序列可通过建立误差修正模型（ECM），明确短期波动对长期均衡的修正机制，以反映短期波动对长期均衡的影响，提高协整参数估计的精确度。

将上述模型中具有长期均衡关系的变量进行一阶差分，构造出新的变量与残差序列的滞后一期进行回归分析，得到回归方程，见公式（2）。

由公式（2）可知，误差修正项是显著的且为负的，符合反向误差修正机制，表明模型中各变量之间存在短期均衡关系。误差修正系数为-0.764，说明城乡收入差距系数的短期波动很大，平均每年对上年偏离长期均衡水平的短期调整幅度达到了76.4%。

5.格兰杰因果分析。协整分析表明，我国城乡就业结构的演化对于收入分配存在显著影响，两者之间存在长期均衡（协整）关系，但不能确定是否存在因果关系，因此需要对变量进行格兰杰因果关系检验。

表3 残差的平稳性检验

表4 格兰杰因果关系检验结果

滞后期的确定。一般通过赤池信息准则（AIC）和施瓦茨信息准则（SC）来确定滞后阶数（高铁梅，2009）。本文采用LR检验法、AIC信息准则、SC准则、HQ信息准则和最终预测误差（FPE）来确定VAR的最佳滞后期数，利用Eviews6.0软件计算可知，有三个指标确定的最佳滞后期为3，因此本文确定模型的滞后期为3。

格兰杰因果关系检验。在确定模型最佳滞后期为3之后，对变量进行格兰杰因果分析。通过运用Eviews6.0，所得到的检验结果如表4所示。

格兰杰因果关系检验结果表明：在5%的显著性水平上拒绝“lnSE、lnCY1、lnCY2、lnCY3、lnUR不是lnIG的格兰杰原因”的原假设，即认为城乡就业结构演化系数、三大产业的劳动生产率和城镇化率的变化对城乡收入差距系数都能产生显著性影响；接受“lnIG不是lnSE、lnCY1、lnCY2、lnCY3、lnUR”的原假设，即认为城乡收入差距系数的变化不会对城乡就业结构演化系数、三大产业的劳动生产率和城镇化率产生显著性影响。

结论与建议

（一）研究结论

1.相关性分析、平稳性检验和协整分析的结果表明，城乡居民收入差距系数与城乡就业结构演化系数、三大产业劳动生产率及城镇化率之间存在长期的协整关系，城乡就业结构演化系数的提高（即结构优化）可以解释城乡收入差距的缩小。笔者认为，这是由于长期以来农村大量剩余劳动力向城镇和非农产业转移，使城镇就业比重持续增加，促进了城乡就业结构的合理化和农村劳动生产率的提高，加上农业现代化的发展和惠农政策的支持，显著提高了农民收入水平，缩小了城乡收入差距。

2.误差修正模型分析结果表明：我国城乡就业结构演化与收入分配之间的关系存在偏离长期均衡的短期波动较大趋势。城乡收入差距的变化不仅取决于本期城乡就业结构演化系数及其他相关影响因素的变化，还取决于上一期城乡收入差距对长期均衡水平的偏离。

3.格兰杰因果分析的结果表明，城乡就业结构演化系数、三大产业劳动生产率及城镇化率与城乡居民收入差距系数之间存在单向的格兰杰因果关系。我国城乡就业结构演化及其他相关变量确实对城乡收入分配具有实质性的影响，存在收入分配效应，能够解释和预测城乡收入差距的变化，而城乡收入差距的变化不能显著影响城乡就业结构的演化。

（二）政策建议

基于城乡就业结构优化对城乡收入分配具有合理化效应的实证结果，为优化我国城乡就业结构，促进城乡收入分配合理化，笔者提出以下政策建议：

1.积极打造中国经济“升级版”，夯实城乡就业结构优化的经济基础。我国经济发展已经进入中高速增长的“新常态”水平，因此应加快全面深化经济体制改革，注重科学发展与可持续发展，挖掘内需潜力，促进经济结构调整、转型升级和提质增效。此外，通过完善自由贸易区试点，推进丝绸之路经济带、长江经济带等建设，培育新的经济增长点。积极推动新型城镇化和新农村建设，加大乡镇基础设施投入，加强农业现代化和农村社会保障体系构建，以区域产业经济的发展来支撑城乡就业结构的优化。

2.消除体制性障碍，构建城乡一体化劳动力市场，实现人力资源优化配置。相关部门应加大改革力度，减少行政干预，充分发挥市场机制的决定性作用，消除体制性障碍，加快户籍管理和社会保障制度的城乡一体化，取消阻碍劳动力流动的各种不合理政策，完善劳动力市场中介组织建设，形成城乡劳动力市场一体化的内生机制，真正实现劳动力资源的合理配置，使劳动力能在统一的劳动力市场内公平自由竞争，促进城乡就业结构的优化。

3.强化人力资源开发，优化城乡就业的素质结构。我国应积极统筹发展城乡教育培训，增加对农村教育基础设施的财政投入，发展市场导向的职业教育和成人教育，提升农村人口文化素质和农村劳动力职业技能；同时加强城乡就业培训体系建设，促进农村人力资源的开发，均衡城乡人力资本水平和就业质量。

4.改革财税等收入分配制度，实现城乡居民收入合理化。欠发达地区应加大三农的财政投入力度，完善财政转移支付体系，提高就业社保、教育卫生等民生投资，增加农村公共产品的供给，确保实现城乡基本公共服务均等化；同时根据经济增长和物价水平实际，适度提高最低工资标准和社保支出，稳步提高劳动者报酬水平，提升农村等落后地区的自我发展能力，有效促进农民增收和缩小城乡收入差距。

1.Todaro M P.A Model of Labor Migration and Urban Unemployment in Less Development Countries[J].American Economic Review，1969（59）

2.吴要武，蔡 .中国城镇非正规就业：规模与特征[J].中国劳动经济学，2006（2）

3.郝团虎，姚慧琴.中国劳动力市场结构与农村剩余劳动力转移[J].经济理论与经济管理，2012（4）

4.Lewis A W.Economic Development with Unlimited Supplies of Labor[J].The Manchester School of Economic and Social Studies，1954.22（5）

5.Johnson D.Economic Reforms in the People’s Republic of China[J].Economic Development and Cultural Change，1988.36（3）

6.闫肃.产业结构变迁、劳动力转移与收入分配—基于VAR 模型的实证研究[J].财经论丛，2012（1）

7.Engle R.F.and Granger C.W.J.Cointegration and Error Correction:Representation，Estimation and Testing[J].Econometrica，1987.55（2）