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中国经济增值能消除城乡收入差距吗?

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中国经济增值能消除城乡收入差距吗? 中国经济增长能消除城乡收入差距吗? 【摘要】本文分析了中国高速经济增长过程中城乡差距扩大问题。不断增强的城市偏向 政策使得 1990 年代以来的经济增长失去了收入均等化效应,高增长创造出来的经济福利并 没有通过收入扩散机制,让城乡居民平等地分享这个成果。推进公平的发展战略将更有利于 中国未来的经济增长。政府干预可以从理顺市场和理顺政策两个方面采取措施,改善收入功 能分配和收入规模分配,实现缩小城乡收入差距的目标。 【关键词】 经济增长、收入分配、城乡差距 【作者】 王德文 中国社会科学院...

中国经济增值能消除城乡收入差距吗?
中国经济增长能消除城乡收入差距吗? 【摘要】本文分析了中国高速经济增长过程中城乡差距扩大问题。不断增强的城市偏向 政策使得 1990 年代以来的经济增长失去了收入均等化效应,高增长创造出来的经济福利并 没有通过收入扩散机制,让城乡居民平等地分享这个成果。推进公平的发展战略将更有利于 中国未来的经济增长。政府干预可以从理顺市场和理顺政策两个方面采取措施,改善收入功 能分配和收入规模分配,实现缩小城乡收入差距的目标。 【关键词】 经济增长、收入分配、城乡差距 【作者】 王德文 中国社会科学院人口与劳动经济研究所副研究员 经济增长曾被赋予神话般地替换功能。高速增长像一列疾驰的火车,一旦踏上时间的坦 途,贫富不均、贫困、饥饿、疾病等就像窗外稍纵即逝的风景,终点是健康、富足和繁荣的 乐土。新古典经济学描述的绚丽景象令人心驰神往。这种蓝图对政策的启示不言而喻,经济 发展目标应该通过经济增长来实现国民福利最大化,舍此别无它途。 然而,中国经济在经过了 20 多年高速增长之后,这辆载满成功喜悦的列车并没有让所 有的乘车人共同富裕,不断扩大的城乡收入差距是其中的一个不和谐的投影。从 1978 年到 2003 年,按不变价计算的人均 GDP 年平均增长率为 8.2%,高速增长将人均实际 GDP 水平 提高到 1978 年的 24 倍。但是,在它的故事背后,城乡收入增长像分别搭乘了两列火车,两 者不是并肩同行,而是一个把另外一个抛在身后。按不变价计算,1978 年城乡收入差距为 2.6:1,经过了 8 年持续下降之后曾一度跌至 1985 年的最低点、为 1.5:1,在随后的 26 年中, 城乡收入差距在波动持续上升,2003 年达到为 2.4:1(见图 1),逼进了改革初始水平。 1 1978-2003 年经济增长与城乡差距 ,2004),中国统计出版社,北京。 援用库兹涅茨曲线(Kuznets,1955)来观察,这种扩大的趋势似乎不可避免。只有当 图 资料来源:国家统计局,《中国统计年鉴》(1993 1 城乡 经济增长才能来消除城乡差距。全文分为五个部分:在 第一 、经济增长过程中的收入分配 库兹涅茨倒 U 型收入分配理论的基本思想如下:总体收入分配是由农村人口的收入分 配和 上是 明。如果城市部门收入不 平等 、 ,那么,城乡人口比重之和等于 1,即等式 (1)为: 。假定城乡两个部门平均收入的对数分别为 、 ,那么,总体的平 均收入对数等于用城乡人口比重加权的城乡两个部门平均收入对数的 即等式(2): 收入差距伴随经济增长上升到最高点之后,它才会出现持续下降。这个过程可能是漫长 的,英格兰在 70 年之后、美国和德国在 50 年之后才出现了收入不平等的历史性转折1。如 果从新中国成立以来的时间计算,中国经济增长的时间跨度已超过了 50 年,但我们没有看 到城乡收入差距缩小的趋势。如果只计算改革以来经济高速增长的时间,那么,目前尚不到 30 年时间。即使以美国和德国的经验来比较,我们还需要另外 20 年的经济增长,才能迎来 收入不平等下降的历史性转折点。这大约需要一代人的努力,我们能坐等用经济增长的时间 车轮去踏平恶化的收入不平等吗? 本文主要目的试图回答什么样的 部分对倒 U 型收入分配假说的理论基础进行简单描述之后,第二部分利用中国改革以 来的分省时间序列资料来检验经济增长对城乡收入差距的影响。第三部分构造了一个经济福 利增长指数,对中国经济增长绩效进行了评价。第四部分解释了为什么推动公平更有利于经 济增长。最后,讨论了如何实现城乡协调发展问题。 一 城市人口的收入分配两部分组成。在经济发展中过程中,城乡两个部门在收入水平和收 入不平等程度上有着显著差异。农业部门的收入水平和收入不平等程度都小于城市部门。农 业相对于非农产业的劳动力生产率不断下降,带来了城乡两个部门之间的收入差距扩大。同 时,随着工业化和城市化发展,城市部门扩张增加了城市人口比重,在其它条件都不变的情 况下,由于城市收入不平等程度大,城市人口增长也加大了城市内部的不平等程度。这两个 方面因素共同导致总体收入不平等程度上升。只有当经济发展到中等收入水平之后,部门内 部和部门之间的收入不平等程度才会随着经济增长而出现持续下降趋势(Kuznets,1955)。 库兹涅茨归纳的收入不平等变化趋势,与刘易斯的两部门模型(Lewis,1954)在结论 一致的。刘易斯认为,经济增长最初集中在资本主义部门,即城市现代工业部门。非资 本主义部门,即传统的农业部门存在大量剩余劳动力,农业工资率基本上维持在生存水平。 由于现代工业部门就业机会有限,但工资率和劳动生产率很高。这样,现代化部门和传统部 门之间的收入差距在合拢之前首先迅速扩大。在城市内部,收入不平等程度也随着现代化部 门扩大而上升,并且比停滞的传统部门内部还严重。在收入水平极低的情况下,政府难以通 过实施收入转移和缓解贫困的公共政策来降低收入不平等程度。 Robinson(1976)对库兹涅茨曲线的合理性提供了一个数学证 程度大于农村部门,可以证明总体收入不平等程度是城市人口比重的二次函数,且随着 城市人口比重上升逐步扩大,当城市人口比重达到 50%之后,总体收入不平等程度才会出 现下降。 假定城乡两个部门人口比重分别为 1W 2W 1 2 1W W+ = 1Y 2Y 之和, 1 1 2 2Y WY W Y= + 。假定城乡两个部门收入不平等程度用收入方差的对数表示,它们分别为 1 英格兰大约从 1780 年到 1850 年收入不平等上升,随后下降。美国从 1840 年、特别是从 1870 年到 1890 年收入不平等上升,随后下降。德国从 1840 年到 1890 年收入不平等上升,随后下降。见 Kuznets(1955)。 2 2 1σ 、 22σ ,收入方差的对数值越大,表示收入不平等程度越大,且 21 22σ σ> ,即城市部门的 收入不平等程度大于农村部门。根据等式(2),可得出总人口的收入不平等程度的等式如下: (3) 2 2 2 21 1 2 2 1 1 2 2( ) (W W W Y Y W Y Yσ σ σ= + + − + − 2) 2 将等式(1)代入等式(3)后,总人口的收入不均等程度等式如下: (4) 2 21 1AW BW Cσ = + + 这里, ,21 2( )A Y Y= − − 2 21 2 1 2( ) ( )Y Yσ σ= − + − 22,CB σ= 。 等式(4)表明,总人口的收入不平等程度是城市人口比例的一个二次函数。由于两个 部门平均收入的对数存在差异,两个部门之间平均收入的对数之差的平方应大于零,那么, 。由于城市部门的收入不平等程度大于农村部门,那么, 。这样,等式(4) 是城市人口比重的二次项为负的函数,即它存在着一个最大值。在达到最大值之前,总人口 的收入不平等程度随着城市人口比重上升而上升;在最大值之后,总人口的收入不平等程度 随着城市人口比重上升而下降。 0A < 0B > 对等式求一阶导数、并令其等于零,可以得出总人口的不平等程度处于最大值时城市人 口的比重,即等式(5)如下: (5) 2 2 * 1 2 1 2 1 2 1 2 ( ) 2 W Y Y σ σ−= +⋅ − 在等式(5)中,如果城乡两个部门之间的收入不平等程度越靠近、平均收入的对数差 距越大,那么,总体收入不平等程度处于最大值时的城市人口比重就趋向于 1/2。通常情况 下,城乡两个部门之间的收入不平等程度的差值小于两个部门的平均收入对数差值的平方, 因此,大体上可认为城市化水平达到 50%时的总体收入不平等程度达到了最大值。此后, 总体收入不平等程度才会随着城市化水平进一步上升而下降。以此来推断,中国城乡差距将 保持持续扩大的变化趋势,这个过程大约到城市化水平上升到占人口总量一半之后才有可能 出现缩小的变化趋势。等式(5)的政策含义表明,在经济发展过程中,总体收入不平等程 度由上升转变到下降将是一个长期的过程。 上述利用人口比重改变来解释城市部门内部或总体的不平等程度加剧现象,是一种比较 静态分析。这种分析没有清晰地揭示城市部门扩张过程中城市内部收入不平等变化的动态过 程。基于刘易斯两部门模型拓展的三部门就业模型,对解释库兹涅茨收入分配曲线则提供了 一个较好的框架。 一个典型的发展中国家的就业层次结构是由城市正规部门、城市非正规部门和农村部门 三个部分组成。城市正规部门是几乎所有人都乐意去就业的部门。它包括政府部门和大型企 业,如政府机构、制造企业、银行、跨国公司等。人们渴望享有这些部门的高工资和高福利 待遇、稳定的就业环境和个人发展机会。雇主也愿意通过提供高于竞争性的市场均衡工资来 留住优秀员工。这种安排对就业者和雇主都是合理的,但相对于竞争性的劳动力市场来讲, 城市正规部门就业则是不充分的。城市非正规部门通常包括城市的小型企业和自我雇佣部 门。它们大多是用来填补大型企业认为无利可图的市场空间。这个部门的工资低、就业和收 入不稳定、福利待遇差或者没有。由于经济增长最初集中在城市正规部门,城市正规部门增 长不仅拉大了它与城市非正规部门的工资水平差距,而且也扩大了城市部门和农村部门之间 的工资差距,造成了城市部门内部和城乡部门之间的收入不平等程度上升。 乡镇企业发展是中国农村改革的一个创造。在发展初期,乡镇企业依托农村集体经济和 3 基层政府发展农村工业,生产城市工业不供应的轻工业产品和手工制品,为农村劳动力提供 了非农就业出路。但是,随着城市国有企业改革和产业结构调整,乡镇企业与国有企业争市 场、争原料、争人才的摩擦加剧,乡镇企业的家族化经营机制劣势凸现。为了在市场夹缝中 求得生存,乡镇企业在 1990 年代后期基本完成了改制工作,不少企业也通过搬迁方式向城 市的工业园区集中,从某种意义上讲乡镇企业与城市企业没有本质区别,只不过名称上没有 改变而已。由于户籍制度存在和乡镇企业的新创造,不少经济学家把中国劳动力市场归纳为 “双二元就业结构”,即城市正规部门与非正规部门、农村工业部门与农业部门同时并存。 虽然乡镇企业发展对增加农民收入发挥了重要作用,但即使在它迅速发展的年代,我们仍然 没有观察城乡收入差距出现缩小的变化趋势。 二、经济增长的收入均等化效应 经济发展过程中的收入分配是否符合库兹涅茨曲线描述,经验研究得出的结论莫衷一 是。由于难以收集到发展中国家的时间序列资料,对倒 U 型假说的实证研究大都是利用跨 国截面资料来展开分析。这种研究暗含的一个假设是,分国别的截面资料提供了一个经济发 展水平的阶梯,如果从低收入水平到高收入水平的经济发展遵循同一个发展范式,那么,这 种跨国的剖面观察就可以为一个国家经济发展的时间序列变化提供佐证。 虽然一些研究认为跨国资料的经验发现不支持倒 U 型收入分配的结论(Anand and Kanbur,1993;Deininger and Squire,1998),但多数研究结论证实库兹涅茨曲线确实存在 (Randolph and Lott,1993;Ram,1995;Jia,1996;Chang and Ram,2000)。Fishlow(1996) 谈到,完全丢弃倒 U 型曲线的收入分配理论可能是错误的。Mbaku(1997)采用人类发展 指数(HDI)和物质生活质量指数(PQLI)替代收入指标,用来衡量经济发展水平,也证实 收入分配随着经济发展先升后降。尽管上述作者从实证得到的结果不一致,但用于经验分析 的实证模型在函数形式上都是一致的,即收入不平等是经济发展水平的二次函数。具体的函 数形式如下: 2 0 1 2( ) ( )INEQ LY LY eβ β β= + + + 这里, INEQ代表收入不平等程度, 代表人均 GDP 的对数, 代表人均 GDP 对数的平方, LY 2( )LY , 0,1,i i 2β = 为参数, e为随机扰动项。 Change and Ram(2000)批评上述经验模型只描述了经济发展的水平效应,没有考虑经 济发展的增长效应。在给定估计参数情况下,这种被广泛常用的函数模型给出了不同收入水 平下所对应的收入不平等程度,但在给定经济发展水平情况下经济增长快慢是否影响收入不 平等程度,则需要在上述模型中引入人均GDP增长率来加以观察。将人均GDP增长率(GY ) 作为一个可加项,引入上述经验模型得到新的回归方程式如下: 2 0 1 2 3( ) ( ) ( )INEQ LY LY GY eβ β β β= + + + + 3β 的估计结果将显示经济增长的效应。如果经济增长的回归系数显著,那么,就说明 经济增长对收入不平等程度有影响。至于作用方向,则取决于回归系数的正负号。Ahluwalia (1976a,1976b)引入经济增长率的回归系数并不显著。他认为,截面资料并不支持较快的 经济增长必然与较高的收入不平等程度联系在一起。Fields(1976)宣称,现有的研究证据 在统计上并没有发现不平等程度和短期经济增长率有明显关联。然而,稍晚的研究结果则显 4 示,来自大样本的研究发现,较快的经济增长具有减小收入不平等程度的作用,即收入均等 化效应(Winegarden,1979;Ram,1984;Chang and Ram,2000)。 本文主要着眼于城乡收入差距分析,因此,我们把城乡收入差距作为衡量城乡两个部门 之间收入不平等程度的指标,来检验经济发展水平和经济增长率对收入不平等程度的影响。 对所有变量消除了物价因素之后,利用 1978-2003 年全国水平资料得到的回归结果如下: 245.04 12.59( ) 0.91( ) 0.01( ) (5.18) (4.96) (4.96) (0.77) INEQ LY LY GY= − + + 上述回归结果的括号中为 t 检验值。由于时间序列资料通常存在着自相关问题,上述回 归方程未经处理之前的 Durbin-Waston 检验值为 0.46,说明存在着显著的正向自相关问题。 采用 Prais-Winsten 的广义最小二乘法(Generalized Least Method)消除自相关影响之后,经 过处理之后的回归方程的 Durbin-Waston 检验值为 1.57。从拟合优度来看,经过调整的 R2 为 83.7%,方程的拟合程度较好。图 2 的城乡收入差距实际值和预测值比较也表明这一点。 2 1978-2003 年城乡收入差距的实际值与预测值比较 但是,全国水平资料的回归结果表明:(1)中国经济增长过程中的城乡收入分配并不符 合库 水平资料,它的优势在于既能通过更多的 观察 图 兹涅茨曲线所表现出来的变化规律,反而是一个 U 型曲线的变化规律。如果假定其它 因素不变,城乡收入差距沿着这个 U 型曲线变动,从图 2 可以看出,随着人均收入水平提 高,城乡收入差距存在着加速扩大的趋势。(2)经济增长对减少城乡收入差距没有作用。因 为回归方程中人均 GDP 增长率的系数不显著。 利用省级的面板资料(Panel Data)取代全国 值来提高估计的效率,又能观察地区间的差异性和时间趋势。利用分省面板资料,就可 以在上述回归方程中引入分省虚拟变量和分年份时间变量实现新的回归估计目标。采用 Robust 估计方法消除异方差的回归结果见表 1。有关分省与分年份的虚拟变量回归结果见表 2 和图 3。 5 1 1978-2003 年分省资料的回归结果 1990-2003 1978-2003 表 1978-1989 (1) (2) (3) LY 1.881 -2.221 0.36 ( ( (L 2 ( ( ( G ( 截距项 ( ( ( 观察值 3.65)** 3.69)** (1.21) Y) -0.172 0.074 -0.067 4.49)** 2.58)* 3.72)** Y -0.007 0.005 -0.007 (2.33)* 0.71) (2.06)* -2.586 14.53 2.997 1.22) 4.68)** 2.33)* 360 420 780 R2 0.80 0.88 0.78 注:括号中为 t 统计值,*代 著水平,**代表 水平。 由于城乡收入差距在 1980 年代和 1990 年代变化趋势不同,我们在表 1 中分别报告了两 个时 照组的分省虚拟变量的回归系数提供了一个有趣的结果。在第一个时段, 除了 表 5%显 1%显著 段的回归结果。在第一个时间段(1978-1989 年),城乡收入差距符合库兹涅茨曲线的 变化规律,而且人均 GDP 增长率的回归系数达到 5%显著水平,说明这个阶段的经济增长 有减少城乡差距的作用。但在第二个时间段(1990-2003 年),城乡收入差距出现了 U 变换 趋势,这个阶段的经济增长缺乏减少城乡差距的作用。把两个时间段的资料放在一起的回归 结果则显示,改革以来的城乡收入差距大体上符合库兹涅茨曲线的变化规律,但人均 GDP 对数的回归系数则不显著。如果利用表 1 中的方程(3)进行预测,在不考虑地区虚拟变量 和年份变量的情况下,当按不变价计算的人均 GDP 水平达到 10 元时,城乡收入差距达到最 大,此后,就出现下降趋势。这与经验观察不符,说明将两个时段资料放在一起的回归结果 不能令人信服。 用北京作为参 天津、上海和西藏的回归系数为正向显著外,其它省份与北京比较地区间没有显著差异。 1980 年代的农村改革为农村经济发展提供了制度基础,农民收入在绝大多数省份均呈现较 快增长,使得这个时期的城乡收入差距在地区间表现出相同的变化格局。但在第二个时段, 除了贵州、云南、西藏、陕西、甘肃五个省(自治区)外,其它省份与北京比较都有显著差 异,其中只有上海的回归系数为正值、余下省份均为负值,这种结果可能与当地的城市改革 和农村经济发展两个因素有关。 6 2 分省虚拟变量的回归系数(北京作为参照组) 03 1978-2003 表 1978-1989 1990-20 回归系 计值 回归系 计值 回归系 计值 津 数 1 t 统 数 2 t 统 数 3 t 统 天 0.294 (3.80)** -0.338 (4.35)** -0.010 (0.14) 河 北 -0.100 (0.29) -1.224 (4.41)** -0.535 ( ( ( ( ( ( ( 3.44)** 山 西 0.091 (0.27) -1.160 (3.30)** -0.359 (2.21)* 内蒙古 -0.198 (0.57) -1.276 (3.88)** -0.572 (3.62)** 辽 宁 -0.195 (1.04) -1.150 (5.59)** -0.615 (5.67)** 吉 林 -0.611 (1.95) -1.463 (5.07)** -0.901 (6.29)** 黑龙江 -0.029 (0.11) -1.454 (4.99)** -0.623 (4.08)** 上 海 0.536 3.07)** 0.305 (2.15)* 0.367 (3.61)** 江 苏 -0.255 (0.99) -1.030 (6.79)** -0.586 (5.53)** 浙 江 -0.160 (0.55) -1.008 (6.14)** -0.520 (4.60)** 安 徽 -0.118 (0.29) -0.970 (2.62)** -0.330 (1.81) 福 建 0.027 (0.08) -1.246 (5.29)** -0.524 3.60)** 江 西 -0.251 (0.65) -1.608 (4.55)** -0.752 (4.34)** 山 东 0.117 (0.34) -0.823 (3.35)** -0.240 (1.70) 河 南 -0.212 (0.51) -1.621 (4.30)** -0.726 3.94)** 湖 北 -0.010 (0.03) -1.040 (3.48)** -0.381 (2.52)* 湖 南 0.024 (0.06) -1.058 (2.68)** -0.288 (1.58) 广 东 -0.071 (0.25) -0.320 (2.05)* -0.127 (1.11) 广 西 -0.074 (0.16) -1.517 (3.28)** -0.516 (2.43)* 海 南 -0.139 (0.42) -0.823 (3.45)** -0.397 (2.82)** 四 川 0.124 (0.31) -1.023 (2.64)** -0.237 (1.30) 贵 州 0.269 (0.55) -0.613 (1.16) 0.169 (0.69) 云 南 0.278 (0.63) -0.054 (0.11) 0.380 (1.70) 西 藏 0.738 (2.29)* 0.102 (0.24) 0.663 3.40)** 陕 西 0.403 (1.03) -0.281 (0.74) 0.269 (1.47) 甘 肃 0.680 (1.61) -0.623 (1.69) 0.209 (1.11) 青 海 -0.078 (0.23) -1.434 3.66)** -0.535 3.09)** 宁 夏 0.313 (0.93) -1.012 (2.63)** -0.161 -0.97) 新 疆 0.134 (0.39) -0.132 (0.35) 0.178 (1.00) 注:括号中为 t 统计 5% ,** 著水 如果把 1978 年作为年份虚拟变量的参照起点,在控制了经济发展水平、经济增长和各 个省 导致城乡收入差距 没有 值,*代表 显著水平 代表 1%显 平。 份的特定因素之后,我们就可以近似地把年份虚拟变量看成是宏观政策因素对城乡差距 的影响。如果宏观政策因素对城乡收入差距的影响是随机的,那么,不同年份回归系数的图 形也是随机的。反之,如果宏观政策因素对城乡收入差距的影响是非随机的,那么,不同年 份回归系数的图形将呈现一定变化格局。这种格局的政策含义非常明显。如果回归系数为正 值(或负值),那么,表明宏观政策扩大(或缩小)了城乡收入差距。 图 3 的回归系数变化格局表明,不断增强的、城市偏向的宏观政策是 随着经济增长出现缩小的重要因素。在图 3 中,回归系数 1 来自 1978-1989 年回归方程 的结果。与 1978 年比较,所有年份的回归系数均为负值,其中 1979-1985 年的回归系数达 7 到 1%或 5%显著水平。回归系数 2 来自 1990-2003 年回归方程的结果。与 1990 年比较,所 有年份的回归系数均为正值,其中 1992-2003 年的回归系数达到 1%显著水平、1991 年的回 归系数达到 10%显著水平。回归系数 3 来自 1978-2003 年回归方程的结果。与 1978 年比较, 1990 年(包括 1990 年)以前的回归系数均为负值,1990 年以后的回归系数均为正值,其中 1980-1985 年、1992-2003 年的回归系数达到 1%或 5%显著水平。 图 3 1978-2003 年年份虚拟变量的回归系数值 全国水平资料和分省资料的实证分析表明,中国 20 多年的经济增长对城乡差距的影响 体可分为两个阶段:1980 年代的经济增长具有收入均等化效应,1990 年代以来的经济增 长不 的经济增长? 家经济发展绩效的指示器。中国改革以来保持了 20 多 的高速增长,在全球经济中一支独秀。不少乐观估计认为,巨大的市场活力将使中国经济 继续 ,人们的 答案 八年级地理上册填图题岩土工程勘察试题省略号的作用及举例应急救援安全知识车间5s试题及答案 就会不一致。收入增长只能反映一国经济的总产出状况,没有反映国 民收 经济增长率为 20%,经济总量上升到 120 个 单位 大 具有收入均等化效应。不断增强的、城市偏向的宏观政策是约束了经济增长收入均等化 效应的重要原因。 三、我们需要什么样 经济增长通常被用来作为一个国 年 保持 20 年到 30 年的快速增长。更加乐观看法是,持续的经济增长将把 21 世纪标志为 中国的世纪。我们暂且相信这些乐观估计结果的可能性,但问题是,我们需要这样的经济增 长吗? 对此不假思索的回答肯定是:需要!但接着再问,这种增长让谁受惠?考虑了收入分配 因素之后 入“蛋糕”的实际分配状况。一般而言,人均 GDP 增长率在很大程度上只是计算那些 获得了大部分国民收人的 40%上层人口的收入增长,因而,把人均 GDP 增长率作为福利改 善状况指标是极大的误导(Todaro,1996)。 设想一个十人经济的例子,如果九个人没有收入,第十个人有 100 个单位收入,经济总 量为 100 个单位,人均收入为 10 个单位。如果 ,人均收入上升到 12 个单位。结局穷人依然是一无所有、富人独占全部收入。这种经 济增长一点都不令人喜悦。托达罗(Todaro,1996))建议用人口比例取代收入比例对不同 阶层的收入增长率进行加权,构造一个经济福利增长指标,用来指导消除收入不平等和贫困 8 等问题。 采用人口比例为权重体现了个人福利平等的理念。如果发展政策目标旨在解决贫困人口 的收入问题,在构造经济福利增长指标时应该给予贫困人口更高的权重,以便衡量经济增长 所带 增长率,可以计算出经济福利增长 改革初期,经 福利增长率明显快于人均 GDP 增长率,这得益于农村家庭联产承包制改革带来了农民收 入快 别为 8.4%和 13.4%,而农民人均纯收入增长速度两年分别为 1.8% 和 4 个百分点。1990 年到 2003 年,人均 GDP 的 来的经济福利改善状况。在上述十人经济案例中,以人口比例为权重计算的经济福利增 长只有 2%。如果发展政策目标旨在解决穷人的收入问题,那么,这种增长无疑是失败的。 如果十人经济初始时每人都有 10 个单位收入,初始的经济总量也是 100 个单位。如果经济 增长率也是 20%,经济总量也上升到 120 个单位,此时,按人口比例计算的经济福利增长 也是 20%。经济增长和经济福利增长保持了一致。与前一种经济增长情形比较,这种增长 无疑是成功的。 图 4 1979-2003 年经济增长率和经济福利增长率比较 资料来源:国家统计局,《中国统计年鉴》(1993,2004),中国统计出版社,北京。 将城乡人口比例作为权重,加权计算城乡居民的收入 率。中国 1978 年到 2003 年的经济福利增长率结果见图 4。从图 4 可以看出, 济 速增长,1978 年到 1984 年农民人均纯收入年增长率平均为 12.6%。当时,农村人口在 总人口中的比重约在 80%左右。由于农业改革所带来的经济增长增加了绝大多数人的经济 福利,因此,这个时期的经济福利增长率明显快于人均 GDP 的增长率。但是,从 1980 年代 中期以后,经济福利增长率只在 1990 年和 2002 年略高于人均 GDP 增长率,在其它年份都 低于人均 GDP 增长率。 1990 年和 2002 年的突出特点,是一致性地表现为城市居民人均可支配收入增长不仅远 大于农民人均纯收入增长,而且也快于人均 GDP 的增长速度。1990 年和 2002 年城市居民 人均可支配收入增长率分 .8%,人均 GDP 增长速度两年分别为 2.3%和 7.6%。1990 年和 2002 年城市居民的人口 比例分别为 26.4%和 39.1%,正是城市居民人均可支配收入在这两年的异常增长才导致经济 福利增长速度略大于人均 GDP 的增长速度。 经济福利增长与人均 GDP 增长在 1980 年代末期和整个 1990 年代差距较大。这种差距 与城市化进展缓慢和农民人均收入增长速度下降关系密切。1985 年到 2003 年,农村人口比 重从 76.3%下降到 59.5%,平均每年下降不到一 9 年平 全国水平资料是分省加权的平均水平,它掩盖了经济福利增长的地区间不均衡状况。高 经济福利增长与经济增长之间更 收入和农民人均 收入中的价格因素,可计算 2000 年到 2002 年两个指标不变价的增长率,再利用城乡人口 比重 济福利增长保 持一 均增长速度为 8.2%,农民人均纯收入年平均增长速度只有 4.3%,而城市居民人均可支 配收入增长速度年平均为 7.7%,接近人均 GDP 的增长速度。城市居民收入增长较快,使得 城市居民人均可支配收入相当于人均 GDP 的比例大体保持在 90%左右。反观农民人均纯收 入相对于人均 GDP 的比例,在 1980 年代初期上升到 50%以上之后,由于增长速度下降, 2003 年下降到只有 29%(见图 5)。由此可见,城市居民从经济增长中受惠程度远远大于农 村居民。 图 5 1978-2003 年城乡居民收入与人均 GDP 水平比较 资料来源:国家统计局,《中国统计年鉴》(1993,2004),中国统计出版社,北京。 农村人口比重和低农民人均纯收入增长,使得中西部地区的 不相称。利用城乡居民消费指数剔除 1999 年到 2002 年分省城市人均可支配 纯 对其加权,就得到分省经济福利增长率。利用分省人均 GDP 增长率减除经济福利增长 率,就可以比较经济增长与福利增长之间的差距(见图 6)。把分省差距按照等距划分为四 组,从图 6 可以看出,最大差距组别的 5 个省(自治区)全部为西部省份。处于第二位差距 组别的 14 个省(直辖市、自治区)中,中西部省份有 8 个、东部省份有 6 个。处于第三位 差距组别中,东部省份有 4 个、中部省份 3 个、西部 1 个。两者差距最小的组别只有三个省 (自治区):海南、新疆和山西。城乡收入增长的一致性构成了差距较小组别的共同特征, 而城乡收入增长差异则导致了经济福利增长与经济增长之间存在巨大差别。 对经济福利增长的分析表明,中国经济虽然自改革以来取得了骄人的成就,但高增长创 造出来的社会福利并没有通过收入扩散机制,让城乡居民平等地分享这个成果,这意味着在 评估中国经济增长时,我们需要对其绩效打一个折扣。如果中国未来的经济增长能够将收入 不平等因素纳入考虑,并对发展战略和政策措施加以调整,实现经济增长和经 致,那么,这种经济增长才是我们所需要的经济增长。 10 经济增长率与经济福利增长率差值 5.05 到 7.15 (5) 2.95 到 5.05 (14) .85 到 2.95 (8) -1.25 到 .85 (3) 图 6 地区间经济增长率与经济福利增长比较(2000-2002 年三年平均) 资料来源:国家统计局,《中国统计年鉴》(2000-2003),中国统计出版社,北京。 四、推动公平的经济增长不会失去动力 在发展经济学早期,出于对储蓄和投资问题的担忧,一些经济学家反对实施推进公平的 发展战略。如果推进公平的经济增长导致储蓄和投资下降,那么,整个经济将失去做大“蛋 糕”的机会。当时,人们普遍认为,收入分配的高度不平等是经济增长的必要条件。依据哈 罗得-多马经济增长模型,储蓄和投资是推动经济增长的唯一动力。收入不平等确保了高收 入的个人和公司将其收入一部分用于投资,有助于提高储蓄率和投资率,从而推进经济增长。 反之,如果削平收入不平等,国民收入被“摊薄”之后,储蓄率和投资率下降将导致长期经 济增长失去动力。刘易斯两部门模型也揭示,传统部门的工资率一直处于生存水平,只有依 靠来自现代部门的储蓄、投资和扩张,才能推进整个经济增长,并且最终改变国民经济结构。 这样,经济发展应该始终关注长期增长问题,因为只有长期收益最大化才能提高所有人生活 水平,关注收入不平等和贫困等问题则反而弄巧成拙。 上述传统观点随后受到了来自理论和实证两个方面的批评。首先,经济增长和收入不平 等并不一定就存在着直接的替换关系。如果长期经济增长没有伴随收入不平等下降,收入分 配关系恶化将诱发政治不稳定,和平的经济建设环境受到威胁和破坏之后,社会注意力不再 聚集以经济建设为中心,个人、企业和外商也会因社会不稳定所带来的巨大收益风险而减少 投资,或转移投资,这样,长期经济增长因缺乏稳定的制度保障而失去动力(Alesina and Rodrik,1994;Furman and Stiglitz,1998)。拉丁美洲国家的经济增长就是一个鲜明的事例。 其次,富人和穷人相比并不必然把其收入中的相当大部分用于储蓄和投资。发展中国家 的富人和高收入阶层并非将其收入大部分用于生产性,反而用于进口奢侈品和高档消费品消 费,或者以资本逃逸的方式为其储蓄在海外寻找安全的避风港(Todaro,1996)。这种收入 分配不平等结果并没有诱发富人增加储蓄和投资来增加一国的生产性资源,财富的相对集中 有可能进一步强化富人攫取经济和政治等方面权力,使得一国经济受制于经济或权力的垄断 资本挤压,长期陷于低水平经济增长的陷阱。 大量经验资料表明,发展中国家的农村储蓄不仅不为零,而且为推动经济增长做出了重 要贡献。以中国为例,储蓄存款余额反映了城乡居民存入银行及农村信用社的储蓄数量。虽 11 然城镇人均储蓄存款是农村人均储蓄存款的 7-10 倍,但农村人口比重大,农村年底储蓄存 款数量城乡储蓄总额大约在 1/5 左右,且近年来呈现下降趋势(见表 3)。分地区来看,中西 部地区不少省份的农村储蓄比例并不低。例如,2002 年,湖南、河南、安徽、四川、重庆 的农村居民年底储蓄存款余额比例均在 20%以上,而北京、上海的农村居民年底储蓄存款 余额比例则不到 8%。 表 3 1994-2002 年城乡人均储蓄存款和年底储蓄存款余额 人均储蓄存款(元) 年底储蓄存款余额(亿元) 年份 合计 城镇 农村 城镇/农村 (农村=1) 合计 城镇 农村 农村比重 (%) 1994 1794.7 4869.6 562.6 8.7 21518.8 16702.8 4816 22.4 1995 2449.4 6666.7 720.4 9.3 29662.3 23466.7 6195.6 20.9 1996 3147.1 6518.5 887.8 7.3 38520.8 30850.2 7670.6 19.9 1997 3744.3 10040.0 1054.1 9.5 46279.8 37147.6 9132.2 19.7 1998 4279.4 11336.8 1201.5 9.4 53407.5 42966.4 10441 19.5 1999 4735.6 12446.5 1289.0 9.7 59621.8 48404.6 11217.3 18.8 2000 5082.2 11337.8 1530.3 7.4 64332.4 51977.1 12355.3 19.2 2001 5779.5 12471.1 1737.2 7.2 73762.4 59941.1 13821.4 18.7 2002 6766.0 14240.6 1969.0 7.2 86910.7 71504.77 15405.8 17.7 资料来源:国家统计局,《2004 年中国统计年鉴》,中国统计出版社,北京。新华在线数据库。 再次,从需求角度看,城乡经济是互为市场的两个部门。如果收入分配不平等使得农村 人口长期处于生存工资水平,那么,城市工业生产的产品除非全部出口,否则,农村人口因 缺乏有效的购买能力使得工业发展受到国内市场需求瓶颈制约,城市经济增长也就失去依 托。中国近年来的国内市场需求难以启动给这个观点加了一个很好的注释。 最后,推进公平的经济增长能够改善农村居民的健康、营养和受教育状况,加速农村人 力资本积累,从而通过提高农村劳动力生产率直接或间接地加速了经济增长。同时,实施较 为公平的收入分配有助于为吸收广泛的公众参与发展过程提供强大的物质和心里激励,从而 刺激经济健康稳定地发展。反之,广泛的收入分配不公会对经济活动构成强大的物质和心里 障碍,它们甚至迫使经济上受挫的民众采取激进的政治措施,最终走向对抗进步的反面。 五、如何解决城乡协调发展问题 收入分配问题的经济观察有收入规模分配和收入功能分配两个重要概念。城乡收入差距 是考虑了城乡人口规模之后的人均收入分配比较,由于尚未涉及收入创造活动,它只涉及收 入规模分配概念。至于为什么城乡之间存在收入差距?如何扭转这种差距?这时,我们就需 要有收入功能分配概念来解释城乡差距的形成原因和变化趋势。 收入功能分配是按照生产要素(土地、劳动、资本、技术)等来分解国民收入。一般而 言,要素价格、使用程度和要素所有权决定了对劳动、土地、资本等要素回报。按照新古典 经济学完善市场竞争的假设,国民收入按照边际生产率高低在劳动、资本、土地等生产要素 之间进行分配。这种分配是在资源配置效率最大化情况下发生的,因此,是合理的。在完全 竞争的市场条件下,如果工资收入是城乡居民收入的唯一来源,那么,城乡收入也会有一定 差距,这种差距是补偿城市劳动力高生产率和人力资本所必须的。但如果城乡居民也参与土 地和资本等要素收入分配,那么,产权分配上不平等也会导致收入分配上的不平等。至于产 12 权分配是否合理则需要看产权的初始状况和形成过程,对具体问题做具体分析才能做出判 断。 通常,发展中国家为了尽快地实现工业化发展目标,采取了价格、利率、工资率和汇率 等一系市场扭曲政策来将农业剩余转移到工业部门,提供工业化发展所急需的资金。中国为 了推行重工业优先发展战略,则采取了人民公社体制、统购统销制度、户籍制度、利率和汇 率的计划体制等非常严格的政策措施对产品和要素进行计划控制。改革至今,虽然人民公社 体制和统购统销制度均已废除,但户籍制度改革、金融和外汇体制改革均非常滞后。要素市 场扭曲通过收入功能分配直接影响着城乡居民的收入创造活动和收入规模分配。要素市场扭 曲程度越大,对城乡收入差距的影响程度也越大。 从前文的分析可知,不断增强的、城市偏向的经济增长不可能通过收入功能分配来扭转 业已扩大的城乡收入差距。彻底打破这种一边倒的利益均衡格局,我们既要树立推进公平的 发展战略指导思想,又要全面清理各种不合理的政策和体制,让推进公平的发展战略指导思 想顺利实施。从政府干预角度看,政策思路可归纳为理顺市场和理顺政策两条。理顺市场就 是要矫正产品和要素市场扭曲,充分发挥市场的配置资源功能,以便通过改善收入功能分配 来缩小城乡收入差距。理顺政策就是要解决市场失灵问题,通过税收和公共投资等政策来直 接或间接地改善农村的收入规模分配,从而缩小城乡收入差距。就具体政策措施而言,政府 干预有四个非常广阔的领域: 第一、通过要素市场改革改善收入功能分配。市场一体化是要素市场改革的重要内容。 劳动力市场改革重点在于改革以户籍制度为核心的城市就业保护政策,住房、教育、医疗等 社会福利政策和社会保障政策,让进城农民工享有城市居民同等待遇。资本市场改革重点在 开放和搞活农村金融市场,纠正资本市场扭曲所带来的农村资金净外流,改善对农户和农村 企业的金融服务。通过要素市场改革,理顺要素价格扭曲将为生产者和资源供应者提供准确 的信号和激励,从而为形成公平的、有效的长期增长铺平道路。 第二、通过产权改革调整收入规模分配。即使要素市场有效运作,但生产要素在人口中 的分布状况和所有权集中状况则决定了个人的最终收入分配。在发展中国家,资本的集中控 制、权力的不均分配、获得教育和收入机会的不均等是导致收入规模分配不平等的主要原因。 如果不采取经济体制和政治体制的全面改革,则很难打破少数人对资本的控制和垄断权力, 特别是当权力资本和金融资本联姻之后,这种互相增强的社会网络将造成整个社会体制固 化,改革措施难以为继。对于中国而言,推进产权改革需要确实保护好农民的土地使用权, 防止城市化过程中农民的合法权益受到侵犯。同时,还可以通过动态的收入再分配政策,将 经济增长所带来的资产和财富增量部分,向农村倾斜,为农村人口获得均等的收入创造机会 提供必要条件。 第三、通过收入转移政策和税收政策调节城乡的收入规模分配。这两项政策是动态的收 入再分配政策的内容之一。在全面废除农业税制度的基础上,统一城乡税制,实行统一的收 入税制和收入申报制度。对低收入和贫困人口,采取收入转移方式为其提供收入支持。对于 高收入阶层,采取累进所得税制度来调节不同阶层的收入分配。 第四、通过公共投资政策提高农村人口的收入功能分配。公共投资政策改革重点是扭转 公共投资的城市偏向政策,加大对农村的公共投资。农村公共投资包括三方面内容:一是对 农业生产基础设施投资,二是对农村教育、卫生医疗和社会保障体系建设的投资,三是对农 村基本设施的投资。前两个方面投资可以提高农村人口的收入创造潜力,后一种投资可以直 接改善农村人口的生活福利。 13 参考文献: 国家统计局,《中国统计年鉴》(1993,2000-2003),中国统计出版社,北京。 Ahluwalia, S. 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