周娟 張廣勝

農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)對(duì)中國(guó)城鄉(xiāng)收入不均等的影響
——基于中國(guó)東中西部面板數(shù)據(jù)的比較研究

周娟 張廣勝

通過(guò)對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)和收入分配的相關(guān)研究進(jìn)行綜述，并基于1989～2008年中國(guó)各省份的面板數(shù)據(jù)，采用STATA10.0計(jì)量軟件，建立聯(lián)立方程組，運(yùn)用似不相關(guān)方法實(shí)證研究農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)對(duì)中國(guó)區(qū)域城鄉(xiāng)收入不均等的影響，結(jié)果表明：中國(guó)農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)在一定程度上擴(kuò)大了省際間城鄉(xiāng)收入不均等；從中國(guó)東中西部各地區(qū)實(shí)證結(jié)果看，農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)有利于縮小東部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入不均等，但擴(kuò)大了中西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入不均等，且農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)對(duì)西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響程度遠(yuǎn)高于全國(guó)和東中部地區(qū)。

非農(nóng)就業(yè)；中國(guó)城鄉(xiāng)收入不均等；聯(lián)立方程；SURE估計(jì)

改革開(kāi)放以來(lái)，城鄉(xiāng)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入穩(wěn)步提高，1978～2009年間，城鎮(zhèn)人均可支配收入從343.4元增加到17175元，按可比價(jià)格計(jì)算年均增長(zhǎng)13.96%。同期，農(nóng)村人均純收入從133.6元增加到5153元，年均增加12.68%，但在城鄉(xiāng)居民人均收入水平穩(wěn)步提高的同時(shí)，城鄉(xiāng)居民收入差距也越來(lái)越大。1978年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是農(nóng)村居民人均純收入的2.57倍，隨著城市經(jīng)濟(jì)體制改革的進(jìn)行，城鄉(xiāng)居民收入差距又開(kāi)始拉大，1992年城鄉(xiāng)收入差距超過(guò)1978年，1994年進(jìn)一步擴(kuò)大到2.86倍，此后有所縮?。坏诮鼛啄?，城鄉(xiāng)居民的收入差距又開(kāi)始拉大了，1995年為2.71∶1，2003年城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入為9422元，而農(nóng)村居民家庭純收入僅為2936元，城鄉(xiāng)居民收入之比已進(jìn)一步擴(kuò)大到3.23∶1，2007年約達(dá)3.33∶1，2009年城鄉(xiāng)居民收入比由2008年的3.31∶1擴(kuò)大到3.33∶1，絕對(duì)差距由2008年的11020元擴(kuò)大到12022元。與此同時(shí)，伴隨著我國(guó)工業(yè)化和城市化進(jìn)程，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的規(guī)模也越來(lái)越大，非農(nóng)就業(yè)人口占農(nóng)村就業(yè)人口比重由1985年的16.01%上升到1996年的28.98%；1997～2002年，非農(nóng)就業(yè)人口比重小幅下降，從1997年的28.95%下降到24.69%；2003年后，非農(nóng)就業(yè)人口比重再一次上升，2009年創(chuàng)歷史新高，達(dá)到36.03%。誠(chéng)然，農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)與中國(guó)區(qū)域城鄉(xiāng)收入不均等的關(guān)系是復(fù)雜的，對(duì)此問(wèn)題的研究對(duì)于促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、優(yōu)化就業(yè)結(jié)構(gòu)、提高農(nóng)村居民收入、緩解城鄉(xiāng)收入不均等都具有十分重要的意義。本文基于1989～2008年中國(guó)各省份的面板數(shù)據(jù)，采用STATA10.0計(jì)量軟件，建立聯(lián)立方程組，運(yùn)用似不相關(guān)等方法實(shí)證研究農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)對(duì)中國(guó)區(qū)域城鄉(xiāng)收入不均等的影響。

一、關(guān)于勞動(dòng)力流動(dòng)與收入分配的文獻(xiàn)綜述

在新古典勞動(dòng)力流動(dòng)的理論分析框架中，由于流動(dòng)者的勞動(dòng)生產(chǎn)率比較高，勞動(dòng)力的流動(dòng)使得遷入地和遷出地的經(jīng)濟(jì)都得到發(fā)展，并使遷入地和遷出地的勞動(dòng)生產(chǎn)率趨于均等，最終會(huì)是兩地的收入均等化。因此，勞動(dòng)力的流動(dòng)有助于縮小遷入地和遷出地的收入差距，達(dá)到收入差距收斂的效果。[1]Myrdal（1957）認(rèn)為遷移者多是來(lái)自于最有生產(chǎn)力年齡的人口，促進(jìn)了遷移者目的地經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，而遷出地的經(jīng)濟(jì)受到損害，但外流勞動(dòng)力通過(guò)匯款增加農(nóng)戶(hù)的轉(zhuǎn)移收入在很大程度上可以提高農(nóng)村的收入水平。[2]Lucas和Stark（1985）認(rèn)為，若遷移的動(dòng)機(jī)是“自利”的，那么流動(dòng)僅僅能改善遷移者的福利狀況，而對(duì)家庭其他成員的收入分配狀況影響甚微；若遷移者動(dòng)機(jī)是“利他”的，那么流動(dòng)能夠改善家庭其他成員的收入分配狀況，對(duì)家庭中其他人口的福利也有幫助。[3]De Hean（1999）通過(guò)大量研究指出，在不同地區(qū)和不同時(shí)期勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)農(nóng)村收入分配的影響存在較大差異，勞動(dòng)力流動(dòng)并不一定能夠提高農(nóng)村居民收入水平或降低農(nóng)戶(hù)間收入差距。[4]

1980年代以來(lái)，關(guān)于勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)城鄉(xiāng)收入差距以及農(nóng)村內(nèi)部收入差距影響的研究也逐漸增多，張平(1998)的分析結(jié)果表明，非農(nóng)收入是拉開(kāi)省際間農(nóng)民收入差距的最重要原因，且農(nóng)戶(hù)收入非農(nóng)化的結(jié)構(gòu)變化主導(dǎo)著收入差距的擴(kuò)大。[5]李實(shí)(1999)認(rèn)為農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)總收入的邊際貢獻(xiàn)率明顯高于非外出勞動(dòng)力，外出勞動(dòng)力有利于農(nóng)村居民收入的增長(zhǎng)，抑制農(nóng)村居民收入差距的擴(kuò)大，有效緩解城鄉(xiāng)居民收入差異。[6]顧建平(2002)研究結(jié)果表明，目前按戶(hù)籍計(jì)算的人均GDP指標(biāo)夸大了地區(qū)間居民實(shí)際收入差距，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和地區(qū)間轉(zhuǎn)移支付使地區(qū)間的居民收入趨于收斂。[7]姚枝仲等(2003)認(rèn)為，勞動(dòng)力流動(dòng)除了能使地區(qū)間要素收入相等以外，還能改變各地區(qū)的需求結(jié)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)地區(qū)間人均收入相等。[8]林毅夫等(2004)認(rèn)為遷移的確是一種縮小差距的機(jī)制，但由于戶(hù)籍制度的存在和沿海地區(qū)過(guò)快的發(fā)展速度，目前的遷移規(guī)模仍不足以縮小居民收入差距。[9]王春超(2005)的研究表明，農(nóng)村非農(nóng)收入擴(kuò)大了省際間農(nóng)民收入差距，農(nóng)戶(hù)收入結(jié)構(gòu)的變化是影響農(nóng)村居民收入差距的最重要原因。[10]張慶等（2006）指出，勞動(dòng)力流動(dòng)在一些富裕地區(qū)有助于縮小收入差距，但在一些貧窮地區(qū)卻起到了擴(kuò)大收入差距的作用，現(xiàn)階段僅依靠農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移并不能縮小城鄉(xiāng)收入差距。[11]董長(zhǎng)瑞、韓勇和梁紀(jì)堯(2008)研究發(fā)現(xiàn)，短期內(nèi)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移不能消除城鄉(xiāng)差距，但對(duì)縮小我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮巨大效應(yīng)。[12]朱云章(2009)分析發(fā)現(xiàn)，兩者之間只存在由收入差距到城鄉(xiāng)勞動(dòng)力流動(dòng)的單向因果關(guān)系，并不存在城鄉(xiāng)勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的反饋?zhàn)饔?。[13]

從上述文獻(xiàn)看，由于采用不同的樣本、使用不同的收入和轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的定義、不同的測(cè)量方法等，得出了不同的估計(jì)結(jié)果。況且，農(nóng)村流動(dòng)勞動(dòng)力進(jìn)城就業(yè)對(duì)收入差距的變動(dòng)產(chǎn)生多重效應(yīng)，影響了農(nóng)村內(nèi)部的收入分配、城鎮(zhèn)內(nèi)部非技術(shù)工人的工資水平和城鎮(zhèn)內(nèi)部的收入差距，對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生較大影響，對(duì)這些變化進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)上追蹤驗(yàn)證是完全必要的。此外，從社會(huì)學(xué)角度進(jìn)行研究較多，而從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度研究勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)與地區(qū)差距變化影響的實(shí)證研究不是很多。因此，本文試圖結(jié)合中國(guó)實(shí)際，從實(shí)證的角度來(lái)研究農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)究竟對(duì)我國(guó)區(qū)域城鄉(xiāng)收入不均等造成怎樣的影響，程度如何，趨勢(shì)又如何。

二、指標(biāo)說(shuō)明及模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)及選用指標(biāo)說(shuō)明

由于北京、上海、天津這三個(gè)樣本統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)缺失較嚴(yán)重，重慶市1997年后才成為單列市，在下文的統(tǒng)計(jì)分析中均剔除了這四個(gè)樣本數(shù)據(jù)，因此文章最終采用時(shí)間跨度為1989～2008年，橫截面單元為中國(guó)27個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)）的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)和教育專(zhuān)網(wǎng)中的經(jīng)濟(jì)年鑒、地區(qū)年鑒、世經(jīng)年鑒等數(shù)據(jù)庫(kù)。為揭示區(qū)域差異，本文以我國(guó)各?。ㄗ灾螀^(qū)）為單位，并將其歸并入東部、中部和西部三地區(qū)，以考察農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)對(duì)我國(guó)不同地區(qū)城鄉(xiāng)收入不均等影響的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，具體變量如下：

RUB：各區(qū)域城鄉(xiāng)居民收入不均等程度，用城鎮(zhèn)實(shí)際可支配收入與農(nóng)村居民實(shí)際可支配收入之比來(lái)表示，其中，城鎮(zhèn)居民全年人均實(shí)際可支配收入用城鎮(zhèn)居民全年人均可支配收入除以城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)消脹，農(nóng)村居民全年人均實(shí)際純收入用農(nóng)村居民全年人均純收入除以農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)消脹。

RSR：非農(nóng)轉(zhuǎn)移人口比重，反映農(nóng)村就業(yè)結(jié)構(gòu)的變量，用非農(nóng)就業(yè)人口占農(nóng)村就業(yè)人口比重來(lái)表示。

人均年收入（PGDP）及其平方項(xiàng)（PGDP2）：用來(lái)分析各區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)城鄉(xiāng)收入不均等的影響，考察經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否與中國(guó)區(qū)域城鄉(xiāng)收入不均等之間呈“倒U”型關(guān)系。

外貿(mào)依存度（TRA）和各區(qū)域外商直接投資（FDI）：分別用各區(qū)域進(jìn)出口額占GDP的比重和實(shí)際利用外資額表示（用相應(yīng)年份的匯率中間價(jià)將單位轉(zhuǎn)換成人民幣），反映地區(qū)的開(kāi)放程度。

全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額(INF)和高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)(EDU)：分別代表各省物質(zhì)投資水平（用全國(guó)固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)消脹處理）和各區(qū)域的人力資本狀況。

FZR：各區(qū)域第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值所占比重，表征產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)。

EMP：各區(qū)域就業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)，用當(dāng)年第二、第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)占全部從業(yè)人員比重來(lái)衡量，考察各區(qū)域就業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入不均等的影響。

MAR：各區(qū)域市場(chǎng)化程度，用非國(guó)有工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值與全部工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值比表示非市場(chǎng)化程度。

ALR：第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，由第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)值除以第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)計(jì)算得來(lái)，用來(lái)考察農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高對(duì)城鄉(xiāng)收入不均等的影響。

（二）聯(lián)立方程的建立

考慮到農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)可能直接影響中國(guó)城鄉(xiāng)收入不均等，也可能通過(guò)其他途徑間接影響收入分配以及其他變量的內(nèi)生性問(wèn)題，根據(jù)已有的研究結(jié)論，采用聯(lián)立方程形式：

聯(lián)立方程組中共包括4個(gè)子方程，分別是城鄉(xiāng)收入不均等（UBR）決定方程、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（PGDP）決定方程、勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移（NRE）決定方程和貿(mào)易開(kāi)放度（TRADE）決定方程。這4個(gè)子方程構(gòu)成了一個(gè)反映中國(guó)城鄉(xiāng)收入不均等和區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、勞動(dòng)力流動(dòng)、開(kāi)放程度相互作用的內(nèi)生結(jié)構(gòu)模型。其中，UBR、PGDP、NRE和TRADE是內(nèi)生變量（Endogenous Variable），其余7個(gè)變量為前定變量（Predetermined Variable），其值由模型外部給定。其中，城鄉(xiāng)收入不均等（UBR）決定方程中含有3個(gè)內(nèi)生變量和5個(gè)前定變量，根據(jù)模型的識(shí)別的階條件和秩條件判斷準(zhǔn)則，此方程是恰好識(shí)別的；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（PGDP）決定方程為恒定式，不需要對(duì)其識(shí)別性進(jìn)行判斷；勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移（NRE）決定方程和貿(mào)易開(kāi)放度（TRADE）決定方程中均含有3個(gè)內(nèi)生變量和5個(gè)前定變量，都是恰好識(shí)別。因此，該聯(lián)立方程是恰好識(shí)別的，采用似不相關(guān)法（SURE）對(duì)聯(lián)立方程組進(jìn)行有效性估計(jì)。

三、農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)對(duì)中國(guó)區(qū)域城鄉(xiāng)收入差距影響的實(shí)證分析

（一）農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)對(duì)中國(guó)省際間城鄉(xiāng)收入差距影響的實(shí)證結(jié)果

綜合以上模型的回歸方程對(duì)計(jì)量模型中各解釋變量的回歸結(jié)果給予進(jìn)一步的說(shuō)明：

表1 聯(lián)立方程估計(jì)結(jié)果

1.城鄉(xiāng)收入不均等（UBR）決定方程

所有變量都在1～10%的顯著水平上通過(guò)了z檢驗(yàn)，且整體的擬合良度達(dá)到0.629，表明模型回歸效果較好。PGDP的估計(jì)系數(shù)顯著為正，其二次項(xiàng)估計(jì)系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明隨著中國(guó)人均GDP的提高，城鄉(xiāng)收入不均等會(huì)先上升后下降，庫(kù)茲涅茨提出的“倒U”型假說(shuō)在中國(guó)的經(jīng)濟(jì)實(shí)踐中是適用的。

NRE的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明當(dāng)前農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的流動(dòng)在很大程度上擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入不均等，具體數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)村非農(nóng)人口比重每增加1%，會(huì)使城鄉(xiāng)收入不均等擴(kuò)大0.31%。

方程中，CAP的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額的積累加劇了城鄉(xiāng)收入不均等程度，從具體數(shù)值來(lái)看，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額每增加1%，會(huì)使城鄉(xiāng)收入不均等擴(kuò)大0.36%。另外，F(xiàn)DI、EMP、MAR和ALR的系數(shù)都在1%～5%的水平上顯著為負(fù)，從數(shù)值上看，F(xiàn)DI每增加1%，會(huì)使城鄉(xiāng)收入差距縮小0.19個(gè)百分點(diǎn)。這說(shuō)明，目前中國(guó)引進(jìn)外資對(duì)縮小城鄉(xiāng)收入不均等起到了積極的作用。勞動(dòng)力由第一產(chǎn)業(yè)向第二、第三產(chǎn)業(yè)的流動(dòng)有利于城鄉(xiāng)收入不均等的縮小。第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率每提高1%，會(huì)使城鄉(xiāng)收入不均等縮小0.60%。最后，注意到非國(guó)有工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值占全部工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值的比重每增加1%，會(huì)使城鄉(xiāng)收入不均等縮小1.76%。

2.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（PGDP）決定方程

所有變量都在1%的顯著水平上通過(guò)了z檢驗(yàn)，而且整體的擬合良度達(dá)到0.936，表明模型回歸效果很好。模型中，F(xiàn)DI，CAP、EDU、EMP、MAR、ALR及FZR的系數(shù)顯著為正，表明FDI的大量引入、物質(zhì)資本和人力資本的積累、第二、第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高、市場(chǎng)化的進(jìn)一步深化以及第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值比重的增加都極大地促進(jìn)了中國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，而NRE、TRA的系數(shù)分別在1%的水平上顯著為負(fù)，表明目前農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移以及貿(mào)易自由化的開(kāi)展并不能有效推動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

3.勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移（NRE）決定方程

大多數(shù)變量都在1%～5%的顯著水平上通過(guò)了z檢驗(yàn)，整體的擬合良度也達(dá)到0.644。FDI、CAP、FZR、MAR和ALR的系數(shù)顯著為正，這表明FDI的流入、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資和第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值比重的增加、市場(chǎng)化程度以及第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高有效推動(dòng)了農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，而貿(mào)易開(kāi)放程度的估計(jì)系數(shù)卻在1%的水平上顯著為負(fù)。

4.貿(mào)易開(kāi)放度（TRADE）決定方程

所有變量都在1%的顯著水平上通過(guò)了z檢驗(yàn)，而且整體的擬合良度達(dá)到0.752，模型回歸效果良好。其中，變量FDI、CAP、EDU，F(xiàn)ZR和MAR的估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明外資的引入、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的增加、人力資本的提高、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化及中國(guó)市場(chǎng)化的進(jìn)一步深化有效推動(dòng)了貿(mào)易自由化的發(fā)展，而非農(nóng)就業(yè)人口的增加卻在一定程度上惡化了貿(mào)易開(kāi)放度。

表2 東中西部地區(qū)聯(lián)立方程模型回歸結(jié)果比較分析

（二）中國(guó)東中西部各地區(qū)實(shí)證結(jié)果的比較研究

比較東、中、西地區(qū)聯(lián)立方程組中收入分配決定方程(UBR)，各方程中大多數(shù)變量都在1%～10%的顯著水平上通過(guò)了z檢驗(yàn)，其整體的擬合良度都達(dá)到0.63以上，模型回歸效果較好。具體來(lái)看：

首先，從具體數(shù)據(jù)來(lái)看，農(nóng)村非農(nóng)人口比重每增加1%，會(huì)使東部地區(qū)城鄉(xiāng)收入不均等縮小0.22%，但使中、西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入不均等分別擴(kuò)大0.20%、0.73%。由此可見(jiàn)，農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)對(duì)西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響程度最大，其絕對(duì)值是全國(guó)水平的2倍多，是東、中部地區(qū)的3倍多。另外，人力資本的積累在很大程度上擴(kuò)大了東、中部城鄉(xiāng)收入不均，而對(duì)于西部地區(qū)的影響不顯著；第二、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員比重以及非國(guó)有工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值比重的提高擴(kuò)大了東部地區(qū)城鄉(xiāng)收入不均等，但有利于縮小中、西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入不均等。

其次，注意到，第一，全國(guó)和中部地區(qū)模型中PGDP的估計(jì)系數(shù)顯著為正，其二次項(xiàng)估計(jì)系數(shù)為負(fù)，表明其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與城鄉(xiāng)收入不均等呈“倒U”關(guān)系，而庫(kù)茲涅茨提出的“倒U”型假說(shuō)在東、西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中是不適用的。第二，東中西部三模型中，各地區(qū)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額的積累加劇了城鄉(xiāng)收入不均等程度，這是由于目前我國(guó)物質(zhì)資本投資大部分都偏向于城市，農(nóng)村并未充分享受到其利益。各模型中ALR的系數(shù)都在1%的水平上顯著為負(fù)，表明各地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高顯著改善了農(nóng)村居民的收入狀況，有利于縮小城鄉(xiāng)收入不均等。第三，中國(guó)FDI的引入有利于縮小全國(guó)及東、西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入不均等，其估計(jì)系數(shù)分別為-0.19838、-0.11572、-0.07339，但在一定程度上擴(kuò)大了中部地區(qū)收入不均等。

四、結(jié)論

收入分配決定因素估計(jì)方程中，從省際回歸結(jié)果看，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移由于體制和制度方面的原因并未改善中國(guó)城鄉(xiāng)收入不均等的現(xiàn)狀，在一定程度上反而起到惡化的作用。從中國(guó)東、中、西部各地區(qū)實(shí)證結(jié)果看，農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)有利于縮小東部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入不均等，但擴(kuò)大了中、西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入不均等，并且農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)對(duì)西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響程度遠(yuǎn)高于全國(guó)和東、中部地區(qū)。

從農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)估計(jì)方程中看，人力資本的提高對(duì)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的非農(nóng)就業(yè)沒(méi)有影響，F(xiàn)DI的流入、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資和第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值比重的增加、市場(chǎng)化程度以及第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高有效推動(dòng)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，而貿(mào)易開(kāi)放程度的估計(jì)系數(shù)卻在1%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明目前農(nóng)村居民還不能充分分享貿(mào)易所帶來(lái)的利益和福利，貿(mào)易開(kāi)放度的提高在很大程度上不利于農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)。

[1]趙人偉，李實(shí)，卡爾·李思勤.中國(guó)居民收入分配再研究[M].北京：中國(guó)財(cái)政經(jīng)濟(jì)出版社，1999.

[2]Myrdal G.Economic Theory and Underdeveloped Regions[M].London:Duckworth，1957.

[3]Lucas R,Stark O.Motivations to Remit:Evidence from Botswana[J].Journal of Political Economy,1985，（93）.

[4]De Hean A.Livelihoods and Poverty:The Role of Migration：A Critical Review of the Migration Literature[J]. The Journal of Development Studies,1999，（36）.

[5]張平.中國(guó)農(nóng)村居民區(qū)域間收入不平等與非農(nóng)就業(yè)[J].經(jīng)濟(jì)研究，1998，(8).

[6]李實(shí).中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)與收入增長(zhǎng)和分配[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，1999，(2).

[7]顧建平.可支配收入、勞動(dòng)力流動(dòng)與市場(chǎng)分割[J].管理世界，2002，(9).

[8]姚枝仲，周素芳.勞動(dòng)力流動(dòng)與地區(qū)差距[J].世界經(jīng)濟(jì)，2003，(4).

[9]Lin,Justin,Gewei Wang and Yaohui Zhao.Regional Inequality and Labor Transfers in China[J].Economic Development and Cultural Change,2004，52(3).

[10]王春超.收入差異、流動(dòng)性與地區(qū)就業(yè)集聚——基于農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的實(shí)證研究[J].中國(guó)農(nóng)村觀察，2005，(1).

[11]張慶，管曉明.單純依靠農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移并不能縮小城鄉(xiāng)收入差距[J].經(jīng)濟(jì)縱橫，2006，(3).

[12]董長(zhǎng)瑞，韓勇，梁紀(jì)堯.農(nóng)村人口流動(dòng)與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系研究[J].山東經(jīng)濟(jì)，2008，(5).

[13]朱云章.我國(guó)城鄉(xiāng)勞動(dòng)力流動(dòng)與收入差距的關(guān)系檢驗(yàn)[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)，2009，(1).

Empirical Analysis of the Impact of Rural Non-agricultural Employment on China’s Urban-rural Income Inequality——Based on the Comparative Study of China's Eastern,Central and Western Panel Data

ZHOU JuanZHANG Guang-sheng

By reviewing relevant researches on labor mobility and income distribution and establishing equations based on China's provincial panel data from 1989 to 2008,using STATA10.0 measurement software,the article studies empirically on the impact on China's urban-rural income inequality,made by non-agricultural employment.The results showed that the rural non-agricultural employment exacerbated inter-provincial income inequality;practical results from various regions showed that it helped to reduce the urban-rural income inequality in the Eastern Region of China,but also exacerbated it in the Central and Western Regions;it made much more impact in the Western Region than in the Eastern and Central Regions as well as the whole country.

non-agricultural employment;China's urban-rural income inequality;simultaneous equation;SURE estimate

F224.9

A

1673-8616（2011）04-0059-05

2010-12-27

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目《貿(mào)易自由化對(duì)城鄉(xiāng)收入不均等影響的機(jī)理與實(shí)證研究》（70303004）

周娟，南寧市社會(huì)科學(xué)院農(nóng)村發(fā)展研究所博士（廣西南寧，530022）；張廣勝，沈陽(yáng)農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師（遼寧沈陽(yáng)，110866）。

[責(zé)任編輯：李君安]