城鄉(xiāng)差距論文：城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡條件下社會投資和居民收入對城鄉(xiāng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響的差異

《城鄉(xiāng)差距論文：城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡條件下社會投資和居民收入對城鄉(xiāng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響的差異》由會員分享，可在線閱讀，更多相關(guān)《城鄉(xiāng)差距論文：城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡條件下社會投資和居民收入對城鄉(xiāng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響的差異（12頁珍藏版）》請?jiān)谘b配圖網(wǎng)上搜索。

1、 城鄉(xiāng)差距論文：城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡條件下社會投資和居民收入對城鄉(xiāng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響的差異摘 要城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民是構(gòu)成我國社會的兩大基本群體，改革開放以來，城鄉(xiāng)居民收入和消費(fèi)差距趨于擴(kuò)大。準(zhǔn)確了解當(dāng)前城鄉(xiāng)差距擴(kuò)大的程度，探討城鄉(xiāng)差距擴(kuò)大的原因，為現(xiàn)行對農(nóng)政策的調(diào)整提供建議，具有十分重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義?；趯Τ青l(xiāng)收入和總產(chǎn)值分析以及全社會對城鄉(xiāng)的投資的分析觀察，結(jié)合區(qū)域發(fā)展理論的最新研究成果，本文進(jìn)一步提出城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡條件下社會投資和居民收入對城鄉(xiāng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響差異的假說。借助二元線性回歸模型，利用19952008年的數(shù)據(jù)對我國城鄉(xiāng)差距產(chǎn)生的原因、城鄉(xiāng)居民消費(fèi)不同的原因進(jìn)行多元回歸分析。關(guān)鍵詞城鄉(xiāng)差距 勞動

2、力市場 發(fā)展差異 均衡發(fā)展 二元回歸模型一、引言和問題的提出改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)(尤其是城市地區(qū)的經(jīng)濟(jì)) 獲得了高速增長，但中國城市經(jīng)濟(jì)增長，是以犧牲農(nóng)業(yè)的投入優(yōu)先發(fā)展工業(yè)、犧牲農(nóng)民利益滿足城鎮(zhèn)居民收入增長為基礎(chǔ)。由此帶來的結(jié)果，是城鄉(xiāng)居民收入差距從20 世紀(jì)80 年代中期開始持續(xù)擴(kuò)大。研究我國城鄉(xiāng)差距的影響因素對相關(guān)政策的制定和實(shí)施具有重要的參考價(jià)值。我們想要討論的問題是：一，（1）城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡的狀況下，社會投資和居民收入對城鄉(xiāng)消費(fèi)有無影響；（2）如果有影響，其影響的差異有多少；（3）關(guān)于以上問題的討論將帶給我們什么樣的啟示，能提出何種政策性建議。二，關(guān)于城鄉(xiāng)差距國內(nèi)外的文獻(xiàn)綜述；三，城

3、鄉(xiāng)差距的現(xiàn)狀研究；四，以全社會投資和居民收入（農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值）為基礎(chǔ)建立經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型，并進(jìn)行回歸分析；五，根據(jù)分析，提出政策性建議并導(dǎo)出研究結(jié)論。二、文獻(xiàn)綜述在城鄉(xiāng)差距不斷擴(kuò)大的背景下，我國學(xué)者對其進(jìn)行了大量研究。綜合起來,主要有4種觀點(diǎn)。第一種觀點(diǎn)將城鄉(xiāng)差距主要?dú)w因于二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。陳宗勝(1991)將二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)視為影響城鄉(xiāng)差距的重要因素，二元結(jié)構(gòu)系數(shù)解釋了城鄉(xiāng)收入差距的59. 62%。第二種觀點(diǎn)認(rèn)為我國城鄉(xiāng)差距源于城市偏向的經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略。李強(qiáng)、洪大用(1995)指出，歷史上發(fā)展戰(zhàn)略的傾斜是造成城鄉(xiāng)差距存在的原因。第三種觀點(diǎn)認(rèn)為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后是城鄉(xiāng)差距擴(kuò)大的根本原因。趙滿華(1997)指出農(nóng)村

4、經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對滯后是造成城鄉(xiāng)差距擴(kuò)大的根本原因。第四種觀點(diǎn)則從金融發(fā)展水平角度來解釋城鄉(xiāng)差距。greenwood和jovanovic (1990)研究了統(tǒng)一框架中金融發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長和收入分配之間動態(tài)演化的關(guān)系。從這些有益研究中可以發(fā)現(xiàn)，縮小城鄉(xiāng)差距的手段包括克服城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、調(diào)整經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略、促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展等。值得注意的是，我國既是一個發(fā)展中國家，又是一個經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型國家，這就意味著要真正改善收入分配狀況和機(jī)制是一個不可或缺的重要途徑。三、問題的初步觀察和現(xiàn)狀研究我國目前存在的城鄉(xiāng)收入差距是計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)期的遺產(chǎn)，為我國城鄉(xiāng)收入差距埋下了歷史的伏筆。1978年后我國政府推進(jìn)以家庭經(jīng)營承包制、發(fā)展鄉(xiāng)

5、鎮(zhèn)企業(yè)的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)改革，對縮小城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生了積極的效應(yīng)。然而，這并沒有從根本上扭轉(zhuǎn)傳統(tǒng)的城鄉(xiāng)利益格局。在一系列因素作用下，我國城鄉(xiāng)收入差距于1985年迅速拉大。針對不斷擴(kuò)大的城鄉(xiāng)收入差距，政府也采取了各種手段，進(jìn)行了一系列改革，如實(shí)行糧食保護(hù)性收購、對種植糧食的農(nóng)民給予直接補(bǔ)貼，以及農(nóng)村“稅費(fèi)”改革等。但這些措施迄今為止并沒有取得明顯的效果。對此，本文的理解是,城鄉(xiāng)差距的關(guān)鍵在于：調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，進(jìn)而引導(dǎo)人口結(jié)構(gòu)，從而實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化；同時(shí)增加農(nóng)民收入，提高農(nóng)民生活水平。四、問題的研究模型、假設(shè)和實(shí)證結(jié)果分析1.數(shù)據(jù)分析處理、篩選和參數(shù)的粗略估計(jì)二元回歸模型的一般形式：y=c +1 x1+2 x

6、2 +模型一：研究城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)注：研究被解釋變量（y城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出）與自變量（x1全社會投資對城鎮(zhèn)的投資、x2城鎮(zhèn)工作總收入）的關(guān)系（基于19952009年的數(shù)據(jù)，為了使檢驗(yàn)更符合經(jīng)濟(jì)意義的解釋，所以對被解釋變量和自變量分別取對數(shù)，得到模型）dependent variable: ymethod: least squaresdate: 07/02/11 time: 18:27sample: 1995 2009included observations: 15variablecoefficientstd. errort-statisticprob.c-4.9709710.286739-

7、17.336210.0000x11.0914720.1456597.4933220.0000x20.4862220.1444313.3664670.0056r-squared0.996812 mean dependent var10.69985adjusted r-squared0.996280 s.d. dependent var0.822865s.e. of regression0.050187 akaike info criterion-2.969249sum squared resid0.030225 schwarz criterion-2.827639log likelihood25

8、.26937 hannan-quinn criter.-2.970757f-statistic1875.765 durbin-watson stat1.444420prob(f-statistic)0.000000(1)根據(jù)表中數(shù)據(jù)可知，模型的初步估計(jì)結(jié)果為：lny= -4.970971+1.091472lnx1+0.486222lnx2(0.0000) (0.0000) (0.0056)t= (-17.33621) (7.493322) (3.366467)n=15 r2=0.996812(2)模型的檢驗(yàn)和校正：1)經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)：全社會投資城鎮(zhèn)每變化1%，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)變化1.091472，

9、城鎮(zhèn)工作收入總額每變化1%，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)變化0.486222；2)統(tǒng)計(jì)意義的檢驗(yàn)：參數(shù)顯著性檢驗(yàn)：由上圖的結(jié)果顯示， t統(tǒng)計(jì)量分別為7.493322和3.366467，對于在顯著性水平為0.05，查t分布表其臨界值，均能拒絕 、原假設(shè)。即兩變量對被解釋變量的影響是顯著的。擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：由圖結(jié)果顯示，和修正擬合優(yōu)度，表明樣本回歸直線的解釋能力大于99.6%，即在城鎮(zhèn)居民消費(fèi)中，由解釋變量全社會投資城鎮(zhèn)和城鎮(zhèn)工作收入總額的總解釋部分在了99.6%以上，模型的擬合程度很高。f檢驗(yàn)：針對，在顯著性水平為0.05，自由度k-1=2，n-k=12，查f分布臨界值表得，由圖5得檢驗(yàn)值f=1875.7653.

10、33，說明解釋變量總體對被解釋變量的影響是顯著的，方程估計(jì)可靠。3)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)意義的檢驗(yàn)：自相關(guān)的檢驗(yàn)：杜賓瓦特森檢驗(yàn)，0.95dependent variable: ymethod: least squaresdate: 07/02/11 time: 20:07sample: 1995 2009included observations: 15variablecoefficientstd. errort-statisticprob.c8509.6434663.9831.8245440.0931x10.6398950.03741417.103320.0000x20.0426110.100267

11、0.4249800.6784r-squared0.972563 mean dependent var18073.33adjusted r-squared0.967990 s.d. dependent var5170.466s.e. of regression925.0614 akaike info criterion16.67445sum squared resid10268863 schwarz criterion16.81606log likelihood-122.0584 hannan-quinn criter.16.67295f-statistic212.6837 durbin-wat

12、son stat1.387218prob(f-statistic)0.000000(1)根據(jù)表中數(shù)據(jù)可知，模型的初步估計(jì)結(jié)果為：lny=8509.643+0.639895lnx1+0.042611lnx2(0.0931) (0.0000) (0.6784)t= (1.824544) (17.10332) (0.424980)n=15 =0.972563(2)模型的檢驗(yàn)和校正：1)經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)：全社會投資農(nóng)村每變化1%，農(nóng)村居民消費(fèi)變化0.639895，農(nóng)產(chǎn)品總產(chǎn)量每變化1%，農(nóng)村居民消費(fèi)變化0.042611；2)統(tǒng)計(jì)意義的檢驗(yàn)：參數(shù)顯著性檢驗(yàn)：由上圖的結(jié)果顯示，t統(tǒng)計(jì)量分別為17.10332

13、和0.424980，對于在顯著性水平為0.05，查t分布表其臨界值，只能拒絕而無法拒絕原假設(shè)。但農(nóng)產(chǎn)品總量并不能完全反應(yīng)農(nóng)民收入，農(nóng)民仍可通過其他途徑增收，因此，依照常理判斷，兩變量對被解釋變量的影響都應(yīng)該是顯著的。擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：由圖結(jié)果顯示，和修正擬合優(yōu)度，表明樣本回歸直線的解釋能力大于96.7%，即在農(nóng)村居民消費(fèi)支出中，由解釋變量化肥施用量和農(nóng)村用電量的總解釋部分在了96.7%以上，模型的擬合程度很高。f檢驗(yàn)：針對，在顯著性水平為0.05，自由度k-1=2，n-k=12，查f分布臨界值表得，由圖5得檢驗(yàn)值f=212.68373.33，說明解釋變量總體對被解釋變量的影響是顯著的，方程估計(jì)可靠

14、。3)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)意義的檢驗(yàn)：自相關(guān)的檢驗(yàn)：杜賓瓦特森檢驗(yàn)，0.95杜賓系數(shù)=1.3872181.54（n=15），符合檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，說明自相關(guān)性基本消除。2.模型的分析由前面的模型分析可知，前兩個模型分別解釋了城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費(fèi)支出的影響因素，即全社會投資和居民收入（因缺乏農(nóng)村居民收入數(shù)據(jù)，因此用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)量代替，雖不如農(nóng)村居民收入有說服力，但也能反映農(nóng)村居民消費(fèi)支出的重要因素），兩者進(jìn)行對比，我們可以得出如下結(jié)論：(1)社會對農(nóng)村支持的必要性：通過以上模型可以看出，在全社會投資（外部因素）上，農(nóng)村始終落后與城鎮(zhèn)4倍左右，尤其是改革開放以來，國家政策重點(diǎn)轉(zhuǎn)移到城市，由此可以分析城鄉(xiāng)收入差距的一個很重

15、要的緣由，就是國家政策的傾斜和投資的導(dǎo)向。(2)提升農(nóng)村居民收入的必要性：另一方面，居民收入、工資總額（農(nóng)業(yè)總產(chǎn)量）可以反映一個城鎮(zhèn)（或農(nóng)村）居民消費(fèi)的最重要來源（內(nèi)在保證），無論是收入還是工作工資，城鎮(zhèn)居民都較高，而按照現(xiàn)階段農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格估算農(nóng)村居民收入（農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格*農(nóng)產(chǎn)品總量），也能一定程度上反映農(nóng)民收入狀況。因此，導(dǎo)致現(xiàn)階段城鄉(xiāng)差距的重要因素依然是居民的收入、工作環(huán)境和待遇等因素。(3)農(nóng)村發(fā)展的潛力分析：農(nóng)村改革是一個“帕累托改進(jìn)”（至少有一人的福利得到改進(jìn)，而沒有人的福利下降的過程），收益主要有三：農(nóng)民受益收入增加、自由增加；城里人受益糧食供應(yīng)充足；政府也受益糧食安全問題得到一定程度的

16、解決。(4)當(dāng)前農(nóng)村發(fā)展緩慢原因分析：但是，我們也要看到，按照十七屆三中全會的精神，農(nóng)村人均收入到2020年將翻一番，則每年的增長率定的是6，低于城市過去幾年的收入增長率，意味著城鄉(xiāng)收入差距將進(jìn)一步擴(kuò)大。主要原因在于：首先，農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)的收入彈性小于1，短期內(nèi)大幅度增收困難；其次，農(nóng)產(chǎn)品相對價(jià)格在長期下降。這些都意味著，農(nóng)業(yè)不可能支持農(nóng)民收入的持續(xù)增長，進(jìn)一步深層次挖掘農(nóng)村新的增長點(diǎn)是我們迫切要解決的問題。五、問題的政策建議和結(jié)論基于對中國城鄉(xiāng)收入和總產(chǎn)值分析以及全社會對城鄉(xiāng)的投資的分析觀察，結(jié)合區(qū)域發(fā)展理論的最新研究成果，本文進(jìn)一步說明了在全社會投資等外部因素和城鄉(xiāng)居民收入等內(nèi)部因素雙重不平等

17、的情況下城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化和差異。綜合以上分析，我們可以著力從以下幾點(diǎn)出發(fā)，改善居民尤其是農(nóng)村居民的生活，縮小城鄉(xiāng)差距。首先，以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為切入點(diǎn)，因地制宜穩(wěn)步推進(jìn)農(nóng)村轉(zhuǎn)型。打破根據(jù)現(xiàn)狀被動壓縮數(shù)量解決問題的局面，以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整作為導(dǎo)向，著力發(fā)展低排放、低耗能、高附加值的產(chǎn)業(yè)，如生態(tài)農(nóng)業(yè)、新能源（如生物能、太陽能、風(fēng)能等）、生物醫(yī)藥、環(huán)保節(jié)能、新材料等等，并根據(jù)各地特色形成集聚效應(yīng)。進(jìn)而通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型導(dǎo)向以改善人員結(jié)構(gòu)，吸引大量高素質(zhì)人才，穩(wěn)定就業(yè)，優(yōu)化工藝路線，延伸產(chǎn)業(yè)鏈。進(jìn)而最終實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)人員數(shù)量均衡發(fā)展的良心鏈條。第二，實(shí)行小城鎮(zhèn)建設(shè)方案。中國城鄉(xiāng)有著各自的特點(diǎn)和問題，城市建設(shè)的關(guān)鍵在

18、于“疏”而不在于“堵”；農(nóng)村的問題在于“重視”而不在于“修繕”，而加快小城鎮(zhèn)建設(shè)，恰好能實(shí)現(xiàn)對城市的“疏”和農(nóng)村的“重視”，有利于盡快改變根據(jù)現(xiàn)狀“拆東補(bǔ)西”的惡性循環(huán)，符合長期穩(wěn)定的發(fā)展觀。第三，保障農(nóng)村勞動力基本工資，提升農(nóng)村社會保障水平。伴隨工業(yè)化和市場化進(jìn)程的加快,農(nóng)村勞動力的大量轉(zhuǎn)移是一個必然趨勢。在這個過程中,實(shí)施最低工資制度、保障弱勢群體基本權(quán)益就極為關(guān)鍵。因此，改變城鄉(xiāng)資源配置,推進(jìn)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移,增加農(nóng)民非農(nóng)收入成為農(nóng)民收入提高的一個重要源泉。第四，控制農(nóng)村人口過快增長。由高水平均衡陷阱（伊懋可中國過去的模式）可知，人口增加，資源減少，人力資本便宜，工商業(yè)不再有技術(shù)創(chuàng)新的沖動

19、，是導(dǎo)致農(nóng)村發(fā)展緩慢的一個重要原因。因此，控制農(nóng)村人口過快增長，提升人力資本運(yùn)作效率成為農(nóng)村改革的又一關(guān)鍵。文章小結(jié)。在城市經(jīng)濟(jì)占主體的消費(fèi)環(huán)境下，從某種意義上講，經(jīng)濟(jì)增長有時(shí)是建立在城鄉(xiāng)不協(xié)調(diào)的基礎(chǔ)上的，是以犧牲農(nóng)民和農(nóng)村利益為代價(jià)的。基于這樣的計(jì)量結(jié)果，我們需要重新回到兩個深層的關(guān)系上看待城鄉(xiāng)收入對經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)。一是經(jīng)濟(jì)增長與公平的關(guān)系。二是經(jīng)濟(jì)增長與發(fā)展、與科學(xué)發(fā)展的關(guān)系。增長只是手段，發(fā)展才是目的，30年改革開放的經(jīng)驗(yàn)表明，社會發(fā)展的戰(zhàn)略目標(biāo)，不是單純追求國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長，而是在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)上促進(jìn)社會全面進(jìn)步。因此，全面貫徹落實(shí)科學(xué)發(fā)展觀，不僅要在保持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)較快發(fā)展、加快轉(zhuǎn)變經(jīng)

20、濟(jì)增長方式的同時(shí)，縮小城鄉(xiāng)收入差距，促進(jìn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展，加強(qiáng)和諧社會建設(shè)。參考文獻(xiàn):1國家統(tǒng)計(jì)局農(nóng)調(diào)總隊(duì). 城鄉(xiāng)居民收入差距研究j. 經(jīng)濟(jì)研究， 1994 (12) : 34 - 45.2趙滿華. 我國現(xiàn)階段城鄉(xiāng)居民收入差距研究j. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)研究， 2000 (3) : 44 - 47.3王德文，蔡日方. 宏觀經(jīng)濟(jì)政策調(diào)整與農(nóng)民增收j. 中國農(nóng)村觀察， 2003 (4) : 2 - 12.4greenwood， jereny， jovanov ic b. financial development， growth， and the distribution of income j. journal of political economy，1990， 98 (5): 1076 - 1107.