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城乡收入差距的因素分析毕业论文

2013-12-02 02:02

 城乡收入差距的因素分析

 
 内容摘要：本文利用计量经济学的数量方法对影响城乡收入的诸多因素进行分析。在借鉴前人已证实的一些因素的基础上，结合当今经济发展的特点与动态，提出了一些新的影响因素，并利用计量方法加以检验，保留了显著的影响因素，剔除了不显著的因素。从而形成了一个新的影响城乡收入差距的模型，并对其进行了检验与修正，得出关于影响城乡收入差距的因素分析。
 关键词： 城乡收入差距     因素分析
一、研究背景及其问题提出
 改革开放之初，由于推行农村家庭联产承包责任制，将农民自身的经济利益与生产成果相联系，形成激励机制，调动了农民的生产积极性，粮食生产大幅度提高。同时也提高了农副产品的收购价格，农民的收入增长较快，80年城乡居民收入差距为2.30﹕1，85年一度缩小到1.83﹕1；但从85年起，国家将改革的重心由农村转移到城市，从而农村经济体制改革相对滞后，城乡经济发展有出现新的不平衡，差距再次扩大，直到2003年，这种情况都没有得到好转，城镇居民的可支配收入与农村居民的家庭纯收入之比仍在扩大。更糟糕的是，农村居民家庭纯收入增长速度还远低于城市居民的可支配收入的增长速度。下图所示：

 

 虽然在一定程度上的收入差距有助于形成有层次性的需求结构，但是城乡收入差距过大必然会给社会带来极大的负面影响。那么目前中国的城乡收入差距究竟是否已经发展到不能容忍的地步了呢？学术界普遍观点如下：
过高论：横向静态比较，中国的城乡收入差距都高于发展中国家，更高于发达国家。
以陈宗胜为代表的主流派认为，目前城乡收入差距大致适当。原因在于：总体社会安定，没有大的动荡；农村和城市的基尼系数都没达到0.5以上，对照我国目前经济增长和效益来看，算不上两极分化。

（科教作文网http://zw.nseAc.com）

两极分化论：农村人口众多，在加上由于历史传统，文化模式等原因，人们已经习惯了平均主义的分配方式，“不患寡而患不均”的观念一直很强。城乡收入差距已经发展大两极分化的地步，严重威胁社会的稳定。现阶段，大量的农民工问题就是一个反映。
   我们认为目前，中国的城乡收入差距虽没有达到两极分化的严重后果，但也是不合适的。我们认为现在中国的城乡收入差距太高了，并且正在向着两极化的趋势发展。
 首先，需要判定中国城乡收入差距是否不合理。我们把世界各国在一定的经济发展水平下相对应的城乡收入差距的平均水平看作是经济发展一定阶段上的必然现象，称之为自然差距，或者叫“合理的”差距，那么实际的差距和自然差距程度之间的差异就是不合理的，外在的，可控制的部分。我们采用霍利斯﹒钱纳里的“标准结构”来分析城乡收入差距是否合理？由于“标准结构”包含了101个样本国家（包含了发达国家和发展中国家），所以我们认为钱纳里的标准是可以用来衡量中国的。我们把“标准结构”分析中所隐含的城乡收入差距变化趋势视为世界各国城乡收入差距变化的一般趋势。将中国的农业劳动力份额与农业产值份额与世界平均水平比较，见下表：
农业劳动力份额与农业产值份额变化速度的比较
 人均GNP（1964年，美元） 100以下 100 200 300 400 500 800 1000 1000以上
      标 准 结 构 初级产业劳动力份额（%） 71.2 65.8 55.7 48.9 43.8 39.5 30 25.2 15.9
 初级产业产值份额（%） 52.2 45.2 32.7 26.6 22.8 20.2 15.6 13.8 12.7
 劳动力份额与产值份额比率 1.364 1.456 1.703 1.838 1.921 1.955 1.923 1.826 1.252

（科教作文网http://zw.ΝsΕac.cOM编辑）

      中 国 结 构 产业劳动力份额（%） 1978年
71.9 1983年
68.7 1992年
60 1994
年
55.8 1996年
51.8   2001年
50 2002年
 农业产值份额（%不变价格） 40.3 38 24.2 21 18.4   15.20 
 劳动力份额与产值份额比率 1.784 1.808 2.479 2.657 2.815   3.289 

 从上表 ，我们可以看出在同样的收入区段，我国的劳动力份额与产值份额比率比“标准结构”上升得快。说明在同样的收入区段，我国农业劳动力份额比“标准结构”下降的慢，而农业产值份额则比“标准结构”下降的快；这表明，同“标准结构”相比，我国农民人均收入比城镇居民人均收入增长得更慢，我国城乡收入差距扩大的速度更快，因而我国城乡收入差距比“标准结构”更大。在目前中国人均GNP超过1000美元的情况下，劳动力份额与产值份额比率大大超过了“标准结构”，而且还出现上升趋势。可见，我国的城乡收入差距是不合理的。另外，我国财政用于农业支出占GDP的比重太少了，即使与发展中国家比较，我国财政用于农业支出占GDP的比重比发展中国家的平均水平还要少，说明农业投入过少，国家重视不够。请参见下表；
                    财政支出农业支出占GDP的比重
国别 年份 变动范围 年均幅度
全世界 1982-1987 0.84-1.03 0.97
发达国家 1982-1987 0.67-0.91 0.83
发展中国家 1982-1987 2.00-2.26 2.11
印度 1982-1987 3.30-3.84 3.52
中国 1990-2000 0.98-1.66 1.28
 说明：印度的数据仅包括中央政府；中国的数据来自2001年及以前《中国统计年鉴》；其他国家数据来自于国际货币基金组织的《政府财政统计》（1990年）。 （转载自http://zw.ＮＳＥaＣ.com科教作文网）
由此可以看出我国对农业投入的力度根本没有达到发展中国家的平均水平，而且离平均水平还相距甚远。说明我国应该加大对农业的重视程度，在这方面多投入精力、人力、物力、财力。而且和我们发展水平相差不多的印度其财政用于农业支出占GDP的比重也远远超过中国。这足够引起我们的深思。

二、模型设定及其理论分析
 那么是什么因素在扩大城乡收入差距，什么因素对将来缩小城乡收入差距至关重要呢？我们在进行模型设定的时候，对近年来国家宏观经济形势和农业政策的分析，认为造成城乡收入差距的因素非常多。于是，我们在参考社科院九十年代关于农民收入与劳动力转移的一项课题的基础上，经过整理和总结将因素分析如下：
 首先，这几年以来，虽然农民收入的渠道多元化，来自非农产业的收入份额在不断增长，但农产业的收入，尤其是种植业收入仍占很大比重，而这部分农产业收入又取决于农产品产量的多少和价格高低，所以选择农副产品收购价格指数（X1）和粮食产量增长率（X2）；
 一国经济结构的变化对收入分配格局的影响，我们选择第一产业增加值占GDP的比重（X3），第一产业劳动者比重（X4），结构系数（X5）（非农产业比较劳动生产率与农产业比较劳动生产率之比）反映经济结构变化的影响。
 农业生产的发展对提高农民收入，缩小城乡居民收入差距起着非常重要的作用，我们选择第一产业增加值增长率（X6），按可比价格计算的第一产业增加值指数（X7），第一产业劳动生产率增长率（X8）。
 分析城乡收入变化的差异性对收入差距的影响，我们选择城镇居民收入增长率（X9），城镇职工年均增长率（X10），非农产业劳动生产率增长率（X11）和农村居民人均纯收入增长率（X12）。 （科教作文网http://zw.ΝsΕAc.Com编辑整理）
 农村居民收入增长较快的原因是非农收入份额增加，我们选择非农产业收入增长率（X13）和乡镇企业职工人数增长率（X14）。
 另外在总和收入一定时，农村人口的减少会提高人均纯收入，我们选择城镇与农村人口比来衡量（X15）。
 在设定模型之前，我们将以上变量整合，归纳为以下几个典型因素代表：
 农村就业结构转换滞后于产值结构转换X1（农村就业结构—农业产值结构）
 城乡人口比率X2（城镇总人口/农村总人口）
 城乡文化水平差异X3（城镇居民平均受教育年限/农村居民平均受教育年限）
 城乡居民财富比X4（城镇居民平均储蓄/农村居民平均储蓄）
 城乡二元结构X5（非农业比较劳动生产率/农业比较劳动生产率）
 滞后的收入差距Y(-1)（滞后一年的收入差距） （根据布坎南的收入分配理论，现代社会中，财富对收入的作用日益明显。但由于财富难于确切计量，我们借用滞后收入差距来衡量城乡财富的不同影响。）
几点说明：
 一、理论界定：城镇居民和农村居民的划分应该依据居民的实际居住地。而官方统计上的城镇居民和农村居民的划分是依据居民的户口所在地确定。因此，我们在按户籍划分的城镇居民中加入农村流动人口，农村居民中减去农村外出人口；如下表所示：
 流动前：
城镇居民 农村居民
城镇户口居民 农村户口居民
 流动后：
城镇居民 农村居民
城镇户口居民
农村流动劳动力（人口） 农村实际居住人口
（农民户口居民—农村外出人口）
 二、我们用来反映城乡收入差距的两个指标，即农民人均纯收入和城镇居民人均可支配收入，其统计口径并不一致，前者不仅包括现金纯收入，还包括实物折现金收入，而后者只是城镇居民可支配的货币收入，城镇居民所享受的大量非货币型福利收入（如住房，公费医疗和实物收入等）没有在现有的城镇居民人均可支配收入中体现。国家统计局一项据宏观统计资料和调查测算的结果表明，1995年城镇居民人均从国家及单位获得的福利收入3304元，相当于当年城镇居民人均可支配收入的比例为71.6%。因此，直接通过比较人均纯收入和城镇居民人均可支配收入得出的结果肯定会在一定程度上低估城乡居民收入差距，但至少给出了实际收入差距的下限。 （转载自http://zw.ＮＳＥaＣ.com科教作文网）
 三、我们之所以用平均教育年限来衡量文化水平差异这个因素是因为：一般而言，只接受过小学教育难以形成人力资本的差异，所以我们对接受初中、高中、大学的不同人数进行加权，得到平均教育年限这个因素。根据舒尔茨的人力资本理论，教育是形成人力资本的最重要因素，对人力资本的投资收益率远大于物质资本收益率，故引入这个因素。
 于是最初模型设定为：
Yt=C+ß1X1+ß2X2+ß3X3+ß4X4+ß5X5+ß7Yt-1+µt
   我们对这个模型进行相关系数的检验，得到有些因素的相关系数很大，如下表所示：
 X1 X2 X3 X33 X4 X5 Y(-1)
X1  1.000000  0.922361 -0.835586 -0.853444  0.572083  0.843458  0.808455
 X2  0.922361  1.000000 -0.926784 -0.941395  0.513539  0.652445  0.784018
X3 -0.835586 -0.926784  1.000000  0.884172 -0.645397 -0.539827 -0.834192
X33 -0.853444 -0.941395  0.884172  1.000000 -0.589068 -0.552566 -0.708946
X4  0.572083  0.513539 -0.645397 -0.589068  1.000000  0.486464  0.698691
X5  0.843458  0.652445 -0.539827 -0.552566  0.486464  1.000000  0.609158
Y(-1)  0.808455  0.784018 -0.834192 -0.708946  0.698691  0.609158  1.000000

 从此表看出，x1和 x2之间存在很强的相关性，所以在模型的引入因素时，我们考虑在x1和x2之间舍掉一个变量，利用Granger因果检验来确定x1和x2哪个引入模型更好。
 检验结果：
Pairwise Granger Causality Tests
Date: 12/24/04   Time: 15:15
Sample: 1980 2002

Lags: 2
  Null Hypothesis: Obs F-Statistic Probability
  X1 does not Granger Cause Y 21  1.82742  0.19284
  Y does not Granger Cause X1  0.00476  0.99526
 
Pairwise Granger Causality Tests
Date: 12/24/04   Time: 15:26
Sample: 1980 2002
Lags: 2
  Null Hypothesis: Obs F-Statistic Probability
  Y does not Granger Cause X2 21  0.50731  0.61148
  X2 does not Granger Cause Y  5.56557  0.01463
 结果表明，人口比率X2是Y的Granger原因；另外，采用多元统计中主成份分析法，发现只要以下几个因素就可以解释收入差距（Y）的绝大部分（贡献率达到86.76%），所以我们将模型中的解释变量确定为：
 城乡人口比率（城镇总人口/农村总人口）：X1（最初模型中的X2）
滞后两年的城乡文化水平差异（城镇居民平均受教育年限/农村居民平均受教育年限）：X2（最初模型中的X3）
 城乡二元结构（非农业比较劳动生产率/农业比较劳动生产率）：X3（最初模型中的X5）
 滞后的收入差距：Y(-1)（滞后一年的收入差距）
 重新设定模型为：
   Yt=C+ß1X1+ß2X2+ß3X3+ß4Yt-1+µt
(一)我们的数据：
年份 城乡收入差距 城乡人口比率 城乡文化水平差异 城乡二元结构 滞后的收入差距
 Y X1 X2 X3 Yt-1
1980 2.5 0.24  5.2631579 
1981 2.2 0.25  5 2.5
1982 1.95 0.27 1.75 4.34782609 2.2
1983 1.82 0.28 1.73 3.84615385 1.95
1984 1.83 0.3 1.72 4 1.82
1985 1.86 0.31 1.75 4.16666667 1.83[]5
1986 2.13 0.32 1.76 4.16666667 1.86 （转载自http://zw.ＮＳＥaＣ.com科教作文网）
1987 2.16 0.34 1.76 4 2.13
1988 2.17 0.35 1.73 4.16666667 2.16
1989 2.29 0.36 1.73 4 2.17
1990 2.2 0.36 1.72 4 2.29
1991 2.4 0.36 1.73 4.34782609 2.2
1992 2.57 0.38 1.72 5 2.4
1993 2.8 0.39 1.69 4.76190476 2.57
1994 2.86 0.4 1.73 4.76190476 2.8
1995 2.63 0.41 1.7 4.16666667 2.86
1996 2.57 0.44 1.69 4 2.63
1997 2.47 0.49 1.65 4.16666667 2.57
1998 2.51 0.5 1.63 4.34782609 2.47
1999 2.65 0.53 1.64 4.76190476 2.51
2000 2.79 0.57 1.63 4.54545455 2.65
2001 2.9 0.6 1.63 5.55555556 2.79
2002 3.11 0.64 1.6 5 2.9

备注说明：Y城乡收入差距程度=城镇居民可支配收入/农村居民纯收入
          x1城乡人口比率=城镇总人口/农村总人口
 x2城乡文化水平差异=城镇居民平均受教育年限/农村居民平均受教育年限
 x3城乡二元结构系数
 yt-1滞后一年的收入差距Y(-1)
 
（二）用OLS估计结果
 因为由于收入差距并不能按预期缩小到某一程度，所以我们是通过局部调整模型引入滞后变量的，因此我们仍可以采用OLS法进行估计。
Eviews的最小二乘计算结果为：
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/24/04   Time: 16:07
Sample(adjusted): 1982 2002
Included observations: 21 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 
C -4.857824 2.921249 -1.662927 0.1158 大学排名
X1 1.896661 0.871168 2.177148 0.0448
X2 2.450802 1.586851 1.544444 0.1420
X3 0.170539 0.080550 2.117190 0.0503
Y(-1) 0.667115 0.122737 5.435312 0.0001
R-squared 0.926722     Mean dependent var 2.412857
Adjusted R-squared 0.908402     S.D. dependent var 0.377851
S.E. of regression 0.114357     Akaike info criterion -1.294721
Sum squared resid 0.209241     Schwarz criterion -1.046026
Log likelihood 18.59458     F-statistic 50.58630
Durbin-Watson stat 1.950848     Prob(F-statistic) 0.000000

从上可以得到回归模型：
Yt=-4.86 + 1.90X1 + 2.45X2 + 0.17X3 + 0.67 Yt-1
     2.92    0.87    1.59    0.08     0.12
t= (-1.66)  (2.18)   (1.54)   (2.12)   (5.43) 
 R2=0.93    =0.91  d=1.95  F=50.58 
（三）对模型进行检验：
 经济意义检验：从回归系数可以看出，X2（城乡文化水平差异）, X3（城乡二元结构系数）, Yt-1的系数为正，符合经济意义。即随着X2,X3, Yt-1的增大，城乡收入差距会随之增大。 X1这一指标对收入差别的影响有两个方面：其一，在经济未增长的情况下，如果该指标值扩大，则收入差别会扩大，因为指标值缩小意味着农村人口超生，平均每人分享的资源自然变小。其二，在经济持续增长的情况下，如果指标值扩大，意味着城市化的程度提高，如果城市化所伴随的工业化程度未达到促使城乡居民收入自然差距下降的临界值时，那么收入差距程度一般会提高，反之则下降。X2衡量的是文化水平的差异，随着农民所掌握的知识增多，可以改变过去的陈旧的工作观念，可以更多地接触新的生产技术，获取致富的信息，从而缩小与城市居民的收入差距。X3城乡二元结构系数，则反映我国传统农业中的剩余劳动力向现代非农产业转移存在困难。Yt-1的系数为正，说明收入差距会存在马太效应，“穷者愈穷，富者愈富”。

（科教范文网http://fw.ΝsΕΑc.com编辑）

 统计推断检验：从回归结果看，修正的可决系数  =0.91，回归的结果较好。X1，X3，Yt-1 的T值大于2，统计检验显著。X2的T值小于2，可能是因为教育存在滞后效应，受限于样本容量，不能再滞后了。
 计量经济学检验：
 首先，进行多重共线形的检验，使用简单相关系数矩阵：
 X1 X2 X3 Y1
X1 1 -0.941395255922 0.652445324634 0.784018351292
X2 -0.941395255922 1 -0.552566098877 -0.708946410694
X3 0.652445324634 -0.552566098877 1 0.609158096503
X4 0.784018351292 -0.708946410694 0.609158096503 1
 发现，X1、 X2之间存在很大的相关性，但我们仍然保留X2这个因素，根据舒尔茨对人力资本论述的观点，随着社会的发展，所受教育水平将会成为影响收入的重要因素，人力资本所带来的收益远大于物质资本带来的收益。另外，即使存在一定共线性，模型还是可以用来预测的。我们采用逐步回归法对此模型进行检验和补救，仍然觉得原模型最好。同时发现逐步回归法第一步引入的是人口因素，也就是说人口因素可以解释城乡居民收入差距变化的绝大部分。所以，解决收入差距的关键在于改变城乡人口比例。
 其次，进行异方差的检验，采用ARCH检验，结果如下：
ARCH Test:
F-statistic 0.404565     Probability 0.673904
Obs*R-squared 0.914591     Probability 0.632993
    
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 12/26/04   Time: 18:30
Sample(adjusted): 1984 2002
Included observations: 19 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.  （转载自科教范文网http://fw.nseac.com）
C 0.010965 0.004985 2.199381 0.0429
RESID^2(-1) -0.224170 0.249931 -0.896928 0.3831
RESID^2(-2) -0.030192 0.238682 -0.126493 0.9009
R-squared 0.048136     Mean dependent var 0.008728
Adjusted R-squared -0.070847     S.D. dependent var 0.015345
S.E. of regression 0.015879     Akaike info criterion -5.303644
Sum squared resid 0.004035     Schwarz criterion -5.154522
Log likelihood 53.38462     F-statistic 0.404565
Durbin-Watson stat 1.986703     Prob(F-statistic) 0.673904
 由ARCH检验知，拒真错误为63.29%，而且T值不显著，所以不存在异方差。接着做White检验，见下表：
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 1.098965     Probability 0.426005
Obs*R-squared 8.879791     Probability 0.352538
    
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 12/26/04   Time: 18:32
Sample: 1982 2002
Included observations: 21
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 
C 4.986194 12.67784 0.393300 0.7010
X1 -0.334147 0.537386 -0.621801 0.5457
X1^2 0.060485 0.726649 0.083239 0.9350
X2 -5.609204 14.55731 -0.385319 0.7067
X2^2 1.569760 4.241848 0.370065 0.7178
X3 -0.046807 0.193842 -0.241468 0.8133
X3^2 0.008004 0.021251 0.376661 0.7130
Y(-1) 0.147479 0.187503 0.786541 0.4468
Y(-1)^2 -0.026983 0.039194 -0.688434 0.5043
R-squared 0.422847     Mean dependent var 0.009964 （科教论文网 lw.nseaC.Com编辑发布）
Adjusted R-squared 0.038079     S.D. dependent var 0.016251
S.E. of regression 0.015939     Akaike info criterion -5.142585
Sum squared resid 0.003049     Schwarz criterion -4.694932
Log likelihood 62.99714     F-statistic 1.098965
Durbin-Watson stat 3.088266     Prob(F-statistic) 0.426005
 
 White检验下拒真错误为35.25%，而且T值都不显著，进一步证实了没有异方差。
 再次，进行自相关的检验，由于我们在模型中引入了应变量的滞后项，所以我们使用德宾H检验，H=0.76<1.96，可以认为我们的模型不存在自相关。
 所以，最终我们的模型为：
Yt=-4.86 + 1.90X1 + 2.45X2 + 0.17X3 + 0.67 Yt-1
     2.92    0.87    1.59    0.08     0.12
t= (-1.66)  (2.18)   (1.54)   (2.12)   (5.43) 
 R2=0.93    =0.91  d=1.95  F=50.58

三、本文的亮点
 理论界普遍的观点是随着农村劳动力向城市的流动将减少农村的剩余劳动力数量，提高农村的劳动生产率和农民的收入水平。因此，城市化的进程中城乡收入差距会逐渐缩小，也就是说回归中的解释变量X1的系数为负，但我们的计量模型回归得到为正。这是因为：
中国的城市化进程也可能对统计上的城乡收入差距产生一些负面影响。从改革以来，农村居民转为城镇居民的渠道主要有以下几种，而每一种渠道都意味着农村居民中较为富裕的居民有更大的可能性转为城镇居民。(1)城市化过程中，征地农民转为城镇居民，显然，越是经济发达地区的农村城市化进程越快。同时，在征地过程中，土地转为非农业用地，尽管一部分农村居民同时被转为城镇居民，但从事农业生产的居民并没有获得更多的土地，因此，农业生产中的剩余劳动力也并没有减少，农村居民的平均收入水平也不能获得提高。(2)通过户籍的买卖 “农转非”，在经济上比较富裕的农村居民更加有实力通过经济的手段获得城镇居民身份。(3)农村居民的孩子通过上大学，然后在城镇就业获得城镇居民身份，一般来说，相对富裕的农村地区和相对富裕的农村家庭有更好的条件供孩子读书。(4)通过在城镇地区的就业或与城镇居民的婚姻然后就业获得城镇居民身份，并不是每个在城镇地区就业的人都能够获得城镇居民的身份的，如果就业者的收入和社会地位较高，那么他获得城镇居民身份的可能性也就提高了。中国的城乡收入统计是以户籍为基础的，如果城市化进程中较富裕的农民首先转变成了城市居民，那么，城市化进程就可能在不改变所有居民的收入的情况下扩大统计上的城乡收入差距。

 对此，我们以一个简单的数学式子加以说明。我们假定中国的农村居民人数为n，城镇居民为m，农村居民和城镇居民的平均收入分别为x和y，我们假定在城镇化进程中有一位农村居民转为了城镇居民，其收入为z。在该居民转为城镇居民之前，城乡人均收入之比为y/x，而该居民转为城镇居民后，城乡人均收入之比(r)为：
 r=                                                    （1）
 如果r> y/x，那么即使居民的收入并未发生变化，统计的城乡人均收入差距也会扩大。经过代数运算，我们发现，r> y/x等价于：
 
                 (2)
 其中，            (3)
 不难发现，决定的因素主要有两个，一个是城镇人口的比重(近似等于)和城乡人均收入比(y/x)，城镇人口的比重越小，城乡人均收入比越小，越大。假设城镇人口比重为40％，城乡人均收入比为2.5，可以算出=0.625，也就是说，只要在边际上转为城镇居民的人收入达到当时城镇人均收入的62.5%，那么，这个城市化过程就会加大统计的城乡收入差距。另一个有意思的现象是，在城市化进程中，作为一个临界值是不断降低的，因为城镇人口的比重在不断上升，而城乡人均收入比也在不断上升，也就是说，随着城市化水平的提高，(2)式将越来越容易满足。如果(2)式得到满足，那么，城市化进程带来的结果就是统计上的城乡人均收入比不断上升。 （科教范文网http://fw.NSEAC.com编辑发布）
 我们应该看到，我国目前城市化严重滞后于工业化，现代企业部门难以容纳过多劳动力，因此会出现上述现象。但随着城市化的深入和制度完善，城市化是缩小城乡收入差距的必由之路。

四．本文的结论
 通过分析,我们得出人口、二元结构，滞后的收入差距是制约收入的三个显著因素：
 在模型分析中，城乡人口比的系数为正，说明我国目前的城市化进程滞后工业化，虽然有大量的劳动力涌入城市，但如果城市的工业化程度不足以吸收这些劳动力，从事的都是低收入的基础工作，部分地补充了低端工作岗位的不足，促使城市形成规模经济，从而带来了城市经济迅速发展，居民收入稳步提高。另一方面农民进城从事的工作报酬过低，不足以缩小收入差距。也就是说如果城市化所伴随的工业化程度未达到促使城乡居民收入自然差距下降的临界值时，那么收入差距程度一般会提高，反之则下降。
 在中国的大多数地方仍然实行着城乡分割的户籍政策和管理政策，一些地方实行的户籍“准入政策”实际上是让富有的人成为城市居民，却没有使更多的农村居民享受到城市化的好处，这就使城市化对于缩小城乡收入差距的作用受到了限制。一直到最近，中国的中央政府才明确地提出要给农民在城市里同等的就业地位，但城乡分割的户籍政策并没有得到实质性的改变。任何分割城乡劳动力市场的政策都只能说明地方政府更多地考虑了城市居民的利益，这样的政策没有任何存在的理由，而地方政府是否能够真正地放弃保护城市居民的劳动力市场政策还需拭目以待。
 二元结构系数这一因素显著正说明，农业中有太多的剩余劳动力没有转移出来，劳动生产率低下，产值在GDP中的比重逐年下降。农民收入增长缓慢，远远落后于城市居民收入的增长速度。

 滞后的收入差距这一因素显著说明收入差距存在“循环效应”。是因为我国城乡两个市场一定程度隔离，根据凯恩斯的收入消费理论，城市人的高收入导致高消费，引起旺盛的需求，又导致生产扩大，经济增长，所以城市人收入迅速增长，由于市场的隔离，这种正效应很难扩展到农村；而农村的低收入不能拉动消费，促使需求增长，从而收入增长缓慢。另外，我们认为随着经济的发展，人们收入的很大部分是来自“资本”（财富）的收入，比如房产，股票，证券，这些财富很少为农村人所拥有。也就是说存在“穷者愈穷，富者愈富”的“ 马太效应”。
 教育而言，因为它对收入差距的影响是滞后和长期，而本文由于数据收集原因（历史原因，80年以前的教育数据不好收集）只是滞后两年方面的分析，而且由于与人口存在高度相关，所以系数不显著。没有现代化的人，就开创不出现代化的经济：但没有现代化的经济，也无法造就出现代化的人，广大发展中国家又面临一个恶性循环的怪圈。农业没有足够潜力吸收高素质人才，人力资本，人才储备严重缺乏，另一方面，农村教育资源又很匮乏，农村教育培养的人才也大多流向其他产业。当一批低素质的劳动力进入农业领域，不能将先进的种植技术应用于农业生产，造成农业生产力低下，从而拉大收入差距，造成农民贫困。而下一代农业劳动力由于贫穷很难享受高等教育的资源，更难掌握先进的生产技术，又将导致新一轮的贫困，长此恶性循环，自然扩大收入差距。而相对农村而言城市更注重在教育方面的投入。
 
五、政策建议
    根据我们的回归结果，针对城乡收入差距不断扩大这一严峻形势，认为现阶段应该切实作好下面几方面的工作：

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 （一）缩小城乡知识差距，在农村实施基础教育和专业技术教育相结合。
   收入差距的根源在于文化水平的差异太大，至少要在以下几个方面做出努力：
   1、政策上，制定出向基础教育倾斜的政策。根据教育投资收益率按照小学，中学，大学教育的顺序递减规律，应加大对农村基础教育的财政投入以及其它相宜的扶持政策。免费进行种植技术以及科普知识的传授和普及，使农村的基础教育和专业技术教育都得到同步的发展。例如，定期在农村开展农业技术培训，组织技术人员对农民进行指导等。
   2、师资力量上，建立教师队伍建设激励机制，特别是在农村应该提高教师的学历达标率和业务素质，培养在教育教学工作中起骨干示范作用的优秀教师。
   3、完善农村教育基础设施，通讯基础设施跟上使他们享有平等接受教育的机会，特别是在农村应该保证学习的基本条件。
 （二）加快劳动力转移，改变农业滞后现状。
    农业现在的滞后大多是由于我国的二元结构造成的，目前我们充分挖掘，整合，对接，放大现有城乡两方面资源，促使各类生产要素从分割走向融合。
第一方面，特别是整合劳动力资源，为农村劳动力进入城市创造条件。
 1、大力拓宽农村劳动力转移渠道，健全市，县，乡三级劳务输出工作网络和技能培训系统，提高农村劳动力的转移工作的组织程度。
 2、进一步加快城市建设的步伐，拉动农村二，三产业的发展，给农民提供的更多的就业机会。正确处理乡镇企业和农业的关系，鼓励其更多地吸收农村剩余劳动力。
 3、通过制定相关的政策措施或地方性法规，降低农民进城的“门槛”，保护农民进城务工的合法的权益，保障农村劳动力在城市享有自由流动，自由择业，自由选择居住地的权利。 内容来自www.nseac.com
第二个方面，深化土地制度改革。目前的家庭承包责任制已不适应市场经济环境，在现行的市场经济条件下，以相对集中的土地为条件的大农业才能与市场接轨，所以必须在稳定农户的土地承包关系基础上，建立有效的农地流转机制，提高农地经营效率，才能实现规模经济，提高农业产值。

参考文献：
（1）《中国经济结构调整战略》林善炜著 中国社会科学出版社 2003年
（2）历年中国统计年鉴
（3）《转型经济中的宏观收入分配》杨灿明著 中国劳动社会保障出版社 2003年
（4）《中国金融年鉴》   2003年版
 （5）《中国人口与劳动力报告----城乡就业问题及对策》主编 蔡钫 社会科学文献出版社 2002年版
 （6）《城乡居民收入分配差距形成原因及对策研究》第30 卷第5 期财经研究Vol130 No15 2004 年5 月  刘社建 ,徐艳
（7）陈宗胜《再论改革与发展中的收入分配》 北京:经济科学出版社,2002
（8） 张平 《增长与分享———居民收入分配理论和实证》 北京:社会科学文献出版社,2003