發布時間：2023-09-20 16:08:04
序言：寫作是分享個人見解和探索未知領域的橋梁，我們為您精選了8篇的城鄉經濟差距樣本，期待這些樣本能夠為您提供豐富的參考和啟發，請盡情閱讀。
關鍵詞：城鄉收入 差距 中國經濟
一、我國城鄉收入差距現狀
中國的城鄉收入差距是影響中國貧富差距的主要方面，是決定整體收入差距第一位的因素，根據以往學者的研究，其貢獻度在 60%左右。中國貧富差距的實質是城鄉差距，由于城鄉居民收入分配格局的不斷變化和收入渠道的不斷拓寬，城鄉居民間收入差距不斷擴大，富者越富，貧者越貧，收入分配的集中度越來越高，社會財富逐漸向少數人集中。據有關資料統計，從1990年至2007年，城鄉居民平均收入的絕對數差額是逐年擴大，從823.9元增長到9645.4元。而城鄉居民平均收入比例，從1990年至1994年逐漸擴大；1994年至2000年又有雖小；2000年至今差距快速擴大。總體來看，城鄉居民平均收入差距是擴大的，從90年的2.2倍擴大到07年的3.32倍，而今年來差距擴大的速度有所增長，且今后短期趨勢也是逐步擴大的。
二、城鄉收入差距對農村經濟的影響
（一）長期影響
城鄉收入差距對農村的勞動力投入和固定資產投資都有顯著的滯后影響。具體分析如下：
（1）城鄉收入差距與城鎮勞動力投入增長率具有滯后的二次函數關系。根據相關回歸方程得知[2]，隨著城鄉收入差距的擴大，農村勞動力投入增長率的反應會滯后一期，且在長期中呈現先下降后上升的趨勢。而且城鄉人均收入比例為3時是城鎮勞動力增長率由下降到上升的一個轉折點。
（2）城鄉收入差距與城鎮固定資產投入增長率有滯后一期的線性關系。根據相關回歸方程得知，隨著城鄉收入差距的擴大，農村固定資產投資增長率增加。
（二）短期影響
根據相關回歸方程得知[2]，城鄉收入差距和農村的勞動力投入增長率和固定資產投資增長率都有沒有顯著的影響，主要是受系統本身的調節作用的影響。
三、回歸結果的經濟意義分析
城鄉收入差距對城鎮勞動力投入增量的影響是，先負面后正面。在城鄉收入比例為3時是一個轉折點。也就是超過3的時候，城鄉收入差距越大，城鎮勞動力投入的越多，有利于城市經濟的增長。而這種影響在短期和長期中都是明顯的。這種影響在經濟學意義上也是可以理解的，只有城鄉收入差距達到一定程度后，農村的勞動力才會向城市轉移，從而城鎮的就業人數增長率才會增加。
城鄉收入差距對城鎮勞動力投入增量的影響是正面的，城鄉收入差距的增大會增加城鎮的固定資產投資，從而資本的投入量也就增加，有利于城鎮經濟的發展。但這種影響是在長期中反映出來的，短期內并不顯著。
城鄉收入差距對農村勞動力投入增量的影響是，先負面后正面。而且對農村的影響要滯后一期。而且這種影響的轉折點也是城鄉收入比例為3的點。說明，超過比例為3時，城鄉收入差距對農村勞動力的投入增量也是有正面的作用，只不過是滯后的影響，可以看出，農村勞動力投入增量是由城鎮經濟發展來帶動的。而可決系數為0.48，表明城鄉收入差距對農村勞動力投入增量只是有一定影響，這種影響在短期內不顯著，長期內才有作用。
城鄉收入差距對農村固定資產投入增量的影響是正面的，但影響仍然是滯后一期的，而且是在長期內顯著，短期內部顯著。
四、結束語
（一）結論
綜合勞動力投入和固定資產投資對經濟的影響，結合城鄉收入差距對城鄉經濟的不同影響，可以得出以下結論。
城鄉收入比例超過3的時候，對城鎮的經濟發展長期影響又著促進的作用。而這種促進作用，是由于城鄉收入比例擴大到一定程度時，會是農村勞動力向城鎮轉移，同時資本的投入也向城鎮轉移。
城鄉收入比例超過3的時候，對農村的經濟發展長期影響也有相應又著促進的作用。但是促進作用會滯后于其對城鎮的影響，促進效果也小于對城鎮的影響，而且由城鄉收入差距因素引起投資增長的效果優于引起勞動力投入的增長，進一步說，該因素主要通過影響投資來影響農村經濟。由于是滯后的影響，農村經濟發展很大程度上是由城鎮帶動的。
城鄉收入差距的擴大會在絕對數上促進城鎮和農村的各自發展，但是在相對數上也會反過來又拉大城鄉經濟的差距，使城鄉的貧富差距擴大。城鄉收入差距的擴大有著自我維持的效應。
（二）分析的局限性
本文沒有考慮技術因素對經濟的影響，單單從勞動力投入和資本投入的因素考慮。
分析對中國經濟的影響時，僅僅是從經濟量的角度考慮，而沒有顧及社會的發展均衡和公平的因素，以及城鄉發展不平衡后會帶來的綜合復雜的社會影響。
（三）政策意義
1、對“先富帶動后富”的檢驗
改革開放以來，國家改變了基本經濟發展策略，由計劃經濟時期的簡單的平均主義、平衡發展的思路，轉變為采用工農業剪刀差，優先發展工業，用農業支持工業，工業帶動農業的發展思路。同時在城鄉發展模式上，也是采用，農村支持城鎮，城鎮帶動農村[3]。總之是“允許適當的貧富差距，先富帶動后富，最終實現共同富裕”。
從本文的分析結果上看，隨著城鎮的優先發展（表現為城鄉收入差距的擴大），城鎮和農村都有了很大的發展，而城鎮對農村的帶動作用非常顯著，尤其是對農村投資的影響。而我國改革開放以來的經濟快速發展與這種“先富帶動后富，城鎮帶動農村的發展”的政策是密切相關的。
2、城鄉經濟差距的擴大
在城鄉經濟均快速發展的同時，我們也同時注意到，這種城鄉經濟發展差距有著自我維護的機制，會自動的擴大差距。如果沒有其他因素的干預，只是靠經濟體自身的發展，城鄉收入差距會越來越大。考慮到相關的社會問題時，政府有必要出臺相關政策來主動縮小城鄉經濟差距。
參考文獻：
[1]劉易斯.二元經濟理論[M].北京：經濟學院出版社，1989
關鍵詞：財政分權;農業經濟增長;城鄉收入差距
中圖分類號： F224 文獻標識碼： A DOI編號： 10.14025/ki.jlny.2015.22.099
城鄉收入差距一直以來都是我國政府關注的重點問題。隨著我國經濟的增長，城鄉收入的差距不僅沒有縮小，反而不斷拉大，而出現這種現象的背景，還包括我國的財政分權。在這背后，到底有著怎樣的關系，值得我們進行深入研究。
1 財政分權、農業經濟增長與城鄉收入差距的關系
所謂財政分權，主要是指財政權力從中央向地方的轉移，財政分權后，地方政府可以自行對本地的財政資源進行合理配置。即地方政府可以自行決定將財政收入分配到經濟發展中、文化建設中、衛生事業中，或者投入到城市建設、投入到農業發展，所有這些都要求地方政府根據本地實際情況進行財政分配。根據相關數據顯示，財政分權后，我國的經濟增長速度變快，農業經濟增長的速度也加快了。這與當地政府對農業發展的財政投入有著一定的關系。但是，根據我們對不同地區經濟的調查顯示，我國的城鄉收入差距并沒有縮小。在經濟發展的同時，城鄉收入反而逐漸拉大，在這樣的背景后面，到底有著怎樣的關系呢？
財政分權能夠促進國家經濟的增長，這是毋庸置疑的。而促進農業經濟的增長，需要地方政府加大對農業發展的財政投入。與此同時，要保證對農業經濟的投入力度。投入力度越大，當地的農業經濟速度增長得越快，城鄉收入的差距才會越小。雖然進行了農業經濟投入，也促進了農業經濟的增長，但是，卻更大程度上加大了城鎮經濟的發展力度，這樣只會拉大城鄉收入差距。
2 政策建議
我國的城鄉收入差距隨著國家經濟的增長而不斷拉大，與財政分權有著一定的聯系。只有做好財政分權、地方政府做好財政分配、盡可能地增加對農業經濟發展的投入力度、加大地方政府的農業財政支出，才能夠逐漸縮小城鄉的收入差距。
很長一段時間以來，我國政府倡導先富帶動后富，農村補給城市，追求城市經濟的發展，而忽視了農村經濟的發展。在施行財政分權后，地方政府也沒有意識到農村經濟發展的重要性，導致城鄉收入逐漸拉大。雖然近年來地方政府加大了對農村經濟發展的投入力度，但是卻沒能縮小城鄉之間的收入差距。可見，地方政府對于農村經濟的財政支出力度是明顯不足的。要解決這一現狀，地方政府必須加快農村建設，增加農村經濟的投入力度，增加財政支農支出。盡可能擴大農業支出在政府財政總支出中的比重，這樣才能夠一步步地促進農村經濟的發展，從而縮小農村與城市之間的收入差距。
雖然目前我國農業經濟在不斷增長，但是，農業經濟的增長速度低于城市經濟的增長速度，這是導致城鄉經濟在農業經濟增長的背景下依然不斷拉大距離的最主要原因。而導致這一問題出現的關鍵因素，就在于地方政府雖然實現了財政分權，卻對于農村經濟的發展不夠重視。雖然已經加大了農村經濟的投入力度，但是與對城市經濟的投入力度相比，還是比較低。既然已經實現了財政分權，地方政府就要發揮出財政分權的優勢，盡可能收集地方信息，將財政進行合理配置。尤其是要密切關注地方之間的城鄉收入差距。在具體操作過程中，要盡可能實行政策傾斜，照顧農村經濟的發展。在財政投入方面，要保證足夠的農村經濟發展財政經費，真正實現農業經濟的發展，而不是表面的相較于以前的增加農業收入。只有農村經濟的發展速度大于或等于城市經濟的發展速度，才能是真正意義上的農業經濟的發展。地方政府要加大農業經濟的投入力度，包括對地區加大扶持力度，對貧困人口進行財政補貼，對農民進行務農補貼，并且要大力投入農村教育經費的力度，加快農村的基礎設施建設力度，盡可能在生活條件上縮小城鄉差距，讓每一位農民都能夠切切實實感受到我國經濟發展帶來的好處。除了改善生活條件，地方政府要結合當地實際，為當地農民謀福利、謀出路。比如發展適合當地環境的生態養殖業、發展水果種植業、發展藥材種植業、香菇種植業等等。只有找準了當地農民的出路，才能真正實現當地農業經濟的健康發展。
3 結語
城鄉收入差距在很長一段時間以來都是我國經濟發展中需要解決的重要問題，這是歷史發展遺留下來的問題，并且它將還會持續很長時間。雖然財政分權在一定程度上促進了我國經濟增長，使我國的農業經濟快速增長，但并沒有緩解城鄉之間的收入差距。要解決這一問題，必須加大地方政府對農業經濟發展的投入力度，為農民找到發展的出路，這才能從根本上解決城鄉收入差距的問題，以促進我國整體經濟的增長。
參考文獻
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[2]寧滿秀.政分權與農業經濟增長關系研究――基于省級面板數據的分析[J].南京農業大學學報（社會科學版），2010， （04）.
關鍵詞：二元經濟 流通溢出 城鄉收入差距 渠道
引言
隨著國民經濟的不斷改革，流通業在我國社會經濟中的基礎性地位和先導性作用都不斷凸顯，與其他產業的聯系日益密切，擴大輻射作用進一步加強，在我國發展經濟和惠及民生的過程中發揮了中流砥柱的作用。作為關聯面較廣的產業，流通業的影響范圍必然較寬，流通溢出效應也必然較強。另一方面，我國還處于城鄉經濟分化較嚴重的二元經濟環境，城鄉收入差距顯著的現狀仍未得到根本改觀。那么，作為先導性產業的流通業，其溢出效應是否能對我國城鄉收入差距帶來緩解作用呢？更進一步，流通溢出效應對城鄉收入差距的作用渠道主要表現在哪些方面？帶著這些問題，本文將展開較為系統的研究。
流通溢出對城鄉收入差距的作用機理分析
根據國內外對流通業溢出效應的闡釋，流通業溢出效應主要通過調整產業結構和調整勞動力供求兩種渠道對一系列經濟指標產生作用，包括對城鄉收入差距的作用。
一方面，流通業的溢出效益可通過調整產業結構來縮短城鄉差距，但流通業溢出效應的物流、商流和信息流三大部分對產業結構的影響機理和影響程度不同。其中物流的溢出效應對城鄉差距的影響表現為：物流溢出效應越強，城鄉商品流通的成本越低，企業區位選擇將偏向于租金較低的城鄉結合部，進而調整城鄉結合部的產業結構，增加農民的工資性收入和財產性收入，從而縮短城鄉差距。商流的溢出效應對城鄉差距的影響表現為：一個城市城區商貿流通業的溢出效應越強，說明城市對農村的吸引力越大，企業在城市集聚效應越強。為了降低物流運輸成本，企業區位選擇必將偏向于城市，導致農村淪為，進而進一步拉大城鄉差距。信息流的溢出效應對城鄉差距的影響表現為：信息溢出效應越強，表明信息技術與產業融合越緊密，有利于促進集約化產業發展，提升企業的自主創新能力，緩解區域企業產品同質化的壓力，縮短城鄉差距。
另一方面，流通業的溢出效益可通過調整勞動力供求來縮短城鄉差距，而流通業溢出效應的物流、商流和信息流三大部分對勞動力供給的影響機理也不同。其中物流的溢出效應對城鄉差距的影響表現為：物流溢出效應越強，促進城市物流向農村地區擴散，增加農村地區勞動力需求量，增加農村地區農民的工資收入水平，縮短城鄉差距。商流的溢出效應對城鄉差距的影響表現為：一個地區商流效應越強，說明該地區的流通業越發達，城市集聚效應越強烈，大量的農村勞動力將向城市流動，有利于促進勞動力供給平衡，進而減少城鄉差距。信息流的溢出效應對城鄉差距的影響表現為：信息溢出效應越強，表明信息傳遞速度越快，在一定程度上緩解了勞動力供求失衡的現象，為城鄉居民提供更多的就業機會，縮短城鄉差距。
流通溢出對城鄉收入差距作用渠道的模型設定
（一）模型構建
根據前面的分析，流通業的溢出效應對城鄉收入差距主要通過產業結構和勞動要素需求兩個渠道產生作用，為此引入產業結構和勞動需求兩個變量，分別構建反映流通溢出效應對城鄉收入差距的兩種作用渠道的計量模型如下：
Yit=α0+α1wfit+α2sfit+α3xfit+α4isit+α5lsit+α6wfit×isit+ α7sfit×isit+α8sfit×isit+μi+ηt+εit （1）
Yit=β0+β1wfit+β2sfit+β3xfit+β4isit+β5lsit+β6wfit×lsit+ β7sfit×lsit+β8xfit×lsit+μ'i+η't+ε'it （2）
其中，Yit表示城鄉收入差距的變量，wfit表示物流的溢出效應，sfit表示商流的溢出效應，xfit表示信息流的溢出效應，isit表示調整產業結構；lsit表示調整勞動力需求，物流、商流、信息流溢出效應與產業結構交叉項wf×is、sf×is、xf×is表示流通溢出的產業結構渠道，物流、商流、信息流溢出效應與勞動力需求交叉項wf×ls、sf×ls、xf×ls表示流通溢出的勞動需求渠道，αi、βi（i=1，2，…，8）為待估計系數，ε為隨機擾動項。
（二）變量選取
1.城鄉收入差距。選用城鎮家庭居民人均可支配收入與農村家庭人均純收入的比值來衡量城鄉收入差距。
2.流通溢出效應。對物流的溢出效應、商流的溢出效應和信息流的溢出效應分別進行定義。其中，物流的溢出效應主要反映了區域物流業的優勢及外部性，計算指標為：一個地區的物流溢出效應=（該地區的貨運周轉量/地區生產總值）/（全國的貨運周轉量/國內生產總值）。商流的溢出效應主要體現在區域商貿流通的比較優勢服務對周邊地區消費的吸引力，計算指標為：一個地區的商流溢出效應=該地區社會消費品零售總額/該地區居民消費支出總額。信息流的溢出效應主要體現在區域內的信息化程度對周邊區域的外部性，計算指標為：一個地區的信息流溢出效應=該地區郵電業務總量/該地區居民消費支出總額。
產業結構。根據目前我國經濟發展和產業轉型的發展實際，產業結構的調整以非農產業產值的比重調整為主要體現，即第二產業和第三產業的產值比重。為此，本文選取區域第二產業和第三產業的總增加值占地區生產總值的比重衡量產業結構。
勞動要素需求。由于統計年鑒和其他數據庫中并未公布勞動要素需求的指標值，因此本文采用各地區年末從業人員數來表示。
控制變量。城鄉收入差距的影響因素較多，筆者根據以往研究經驗，引入經濟發展水平、教育發展水平和對外開放水平三個變量，作為控制變量組。其中，經濟發展水平采用人均地區生產總值表示，教育發展水平采用各地區教育經費占該地區生產總值的比重表示，對外開放水平用外貿依存度來衡量，即各地區進出口總額占該地區生產總值的比重。
流通溢出對城鄉收入差距作用渠道的實證分析
選用2000-2012年我國各省、市和自治區（自治區除外）的面板數據為樣本，數據來源于歷年《中國統計年鑒》、各地區統計年鑒。考慮到勞動需求、經濟發展水平這兩個變量與其他變量之間數值大小差距較明顯，因此對這兩個變量取對數。
對式（1）和式（2）分別進行回歸，結果見表1。
根據Huasman檢驗結果可知，模型一和模型二都拒絕了隨機效應模型。另外，通過回歸得到的F值計算并比較，最終舍棄混合效應模型，選擇固定效應模型。
觀察流通業三種溢出效應對城鄉收入差距影響的產業結構渠道：
首先，物流溢出效應與產業結構的交叉項系數為0.287，且在1%水平顯著，說明物流溢出效應通過產業結構渠道加重了城鄉收入的貧富懸殊化。這與前面的理論分析似乎相反，基于我國的實際，本文給出以下解釋：我國產業結構布局并不完善，城鄉產業差異較大，而作為主導產業的制造業和服務業主要分布在城鎮，農村地區缺乏這些產業支撐，而且城鎮交通體系明顯優于農村，因此物流溢出效應通過產業結構渠道更多地為城鎮居民帶來利益。
其次，商流溢出效應與產業結構的交叉項系數為-0.239，且在1%水平顯著，說明商流溢出效應通過產業結構渠道有效緩解了城鄉收入差距。隨著我國商貿服務業的不斷發展，產業結構不斷得到優化，商業就業面不斷拓寬，又由于商貿服務業的行業關聯面較廣，于是商流的溢出效應可與城市非農產業發展相結合，促使城市的整體就業面不斷拓寬，對勞動力需求不斷提高，進而為農村居民收入水平的提高帶來機遇。
再次，信息流溢出效應與產業結構的交叉項系數為0.043，且在10%水平顯著，說明信息流溢出效應通過產業結構渠道在一定程度上惡化了城鄉收入差距。雖然我國流通業信息化進程不斷加速，但信息化與農業的結合力度仍然偏低，導致農村經濟受信息流輻射作用甚微，而更有利于城鎮經濟發展，因此也加大了城鄉收入差距。
觀察流通業三種溢出效應對城鄉收入差距影響的勞動要素需求渠道：
首先，物流溢出效應與勞動要素需求的交叉項系數為-0.243，且在1%水平顯著，說明物流溢出效應通過勞動供求渠道有效緩解了城鄉收入差距。雖然城鄉交通建設存在差距，但城鄉之間快速路連接線的不斷完善，促進了農村勞動力向城市擴散，也促進了城市集聚資源向農村擴散，進而有助于緩解城鄉發展差距和居民收入差距。
其次，商流溢出效應與勞動要素需求的交叉項系數為0.055，且在1%水平顯著，說明商流溢出效應通過勞動供求渠道加大了城鄉收入差距，但力度有限。商貿服務業的發展雖然使城市的就業吸引力不斷提高，就業面不斷拓寬，但是受我國城鄉發展兩極分化的現狀約束，農村勞動力向城市流動的通暢性受到限制，也就是說，城市居民收益可能更多。
再次，信息流溢出效應與勞動要素需求的交叉項系數并不顯著，說明信息流通過勞動供求渠道并沒有對城鄉收入差距產生明顯作用，這可能與我國城鄉勞動供求的不對稱有關。
結論
本文從產業結構和勞動要素需求兩個角度，探討了我國流通溢出效應對城鄉收入差距作用的兩個渠道。根據研究，結論如下：物流溢出效應對我國城鄉收入差距有顯著的緩解作用，而商流溢出效應則在一定程度上激化了城鄉收入差距；流通業三種溢出效應通過產業結構渠道對城鄉收入差距的作用存在差異，物流、信息流的溢出效應通過該渠道提高了城鄉收入差距，而商流的溢出效應則借助該渠道緩解了城鄉收入差距；三種溢出效應通過勞動要素需求渠道對城鄉收入差距的作用也存在差異，商流的溢出效應通過該渠道提高了城鄉收入差距，而物流的溢出效應借助該渠道有助于緩解城鄉收入差距，信息流則并沒有通過該渠道對城鄉收入差距帶來明顯影響。
參考文獻：
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一、問卷設計與結果統計
本次調查，根據城鄉居民的特點，分別設計了城市問卷和鄉村問卷，但都按環境認知評價、環境行為、環境意愿等模塊，并結合城市和鄉村實際，設計了相關問題，以了解城鄉居民在“知”“行”“意”方面的環境素質狀況。城市問卷以主城九區樣本為主，鄉村問卷以渝東北的萬州區、開州區、城口縣、云陽縣和渝東南的黔江區、武隆區、秀山縣等區縣為主。共發放問卷900份，回收有效問卷865份，回收率96.1%。其中，收回城市問卷443份，鄉村問卷422份，樣本人群類別分布情況見表1。城市樣本分布：性別均衡，中青年、受過高等教育、公職人員和企業職工均占絕大多數，中高收入者近一半。故樣本人群能夠比較客觀地反映問卷涉及問題的真實狀況，具有較好的代表性。鄉村樣本分布：性別、年齡分布接近于城市樣本，但學歷、行業身份、收入分布均略優于城市樣本，這與鄉村問卷調查是通過農村電商營銷網絡渠道開展有關，但樣本人群長期工作生活在農村，對鄉村環境治理情況體驗深切且綜合素質較高，所以更有利于客觀地反映問卷涉及問題的真實狀況，故鄉村樣本人群具有代表性。
二、調查結論分析
（一）環境認知。1.普遍具有參與環境治理的意識。城鄉居民普遍都關注環境問題，認為環境問題與經濟發展方式、氣候變暖、人類健康、人與自然和諧共處等緊密相關，治理污染非常必要。分別有68.6%和65.7%的市民對我市實施機動車限號和垃圾分類政策非常看好。對治理環境的主要動力的認識，排在首位的是企業改革與自律（250人次），其次是政府引導及法制健全（224人次）、社會組織及公眾力量（223人次），人數分布較為均勻。顯然，大多數居民認為治理環境不光是政府的責任。2.環境認知不夠全面準確。總體看，城鄉居民對環境知識的了解不夠全面準確，對環境治理的權力、義務和參與方式不夠明確。城市問卷分析表明：城市居民對城市四大環境污染的認知準確率為52.4%，對PM2.5平均值標準值的認知準確率為54%；12369電話平均知曉率為69.1%。城市和鄉村問卷總體分析表明：相較于偷排偷放、機動車尾氣、化肥農藥污染、噪聲污染等，57.6%的城鄉居民認為當前重慶最突出的環境問題是垃圾污染；8.9%的居民表示“了解并參與過環境影響評價”，但不少市民認為影響評價就是個人對周圍環境狀況好壞的評價。這充分表明，城鄉居民整體環境認知還不夠全面和深入。3.對環保社會組織認知度不高。443份城市問卷中，對“你所了解的我市民間環保組織”的調查，選擇較多的是重慶市渝中區巴渝公益發展中心（83人次）、重慶兩江志愿服務發展中心（43人次）和重慶市九龍坡區綠山墻志愿服務中心（41人次），還有15.2%的城市居民表示沒接觸過、不清楚。可見，城鄉居民甚至城市居民對環保社會組織的認知度還不夠高。（二）環境行為。1.了解環境信息大多選擇官方渠道。城市問卷分析顯示：市民獲取環境信息的渠道日益多元化，且通過大眾傳媒（電視廣播、網絡）的獲取頻率高于從各種環保宣教活動、宣傳單等途徑獲取的頻率；選擇政府環保信息網站、官方微信、官方微博、電視新聞等官方平臺的人次明顯高于選擇論壇、熱搜、個人微信、個人微博等非官方平臺的人次，而對于參加過環境教育培訓的選擇最少，僅為11人次。2.對參與環境治理的信心不強。63.4%的城鄉居民認為，治理環境征求公眾意見重要且必要。在城市問卷中，對“愿意以哪種角色參與環境治理”，選擇頻率最高的是環境污染監督員（257人次），其次是環境決策民意代表（241人次）、環境信息宣傳員（195人次），表明“前端”參與及“過程”參與的意愿強烈。對“參加環境保護、維護自身環境權益面臨的困難”，選擇頻率最高的是環境信息掌握不夠（303人次），其次是居民缺乏與政府、企業對話的力量（255人次）、沒有合適的表達途徑（195人次）。3.參與環境治理的行動力不足。分析顯示：對身邊最突出的環境問題排序垃圾污染排第一位，大多數城鄉居民都認為開展垃圾分類很有必要，但實際參與垃圾分類的行動力卻不足。調查結果是實際參與過垃圾分類的市民僅82人次。鄉村問卷調查結果分析顯示：村民對秸稈采用焚燒處理的為33.1%，對農業生產中地膜使用的處理作為垃圾單獨處理的為39.3%。環境監督方面，面對身邊環境問題撥打過12369電話的村民為31.2%，對周邊存在環境污染及隱患的企業，18.2%的鄉村居民認為“自己沒辦法管”，11.1%的城市居民選擇“忍一忍或繞行避開”。（三）環境意愿與滿意度。1.對政府推動環境治理滿意度較高。調查結果分析顯示，城鄉居民對我市環境改善充滿信心，81.0%的城鄉居民認為我市環境將進一步改善。對城鄉居民了解并認可的環境治理措施（多選），選擇頻率最高的是“碧水、藍天、綠地、田園、寧靜”五大行動（298人次），其次是河長制（260人次）、湖長制（219人次）、山長制（176人次）。2.城市居民對周邊環境的滿意度高于鄉村居民。調查結果分析對比發現，大部分城市居民對周邊環境表示滿意（非常滿意為54.9%，比較滿意為24.8%），接近一半的鄉村居民對周邊環境表示不滿意（不太滿意的為31.5%，很不滿意的為12.8%）。3.對環保維權的途徑與方式了解不多。城市問卷中，對身邊環境問題，187人次選擇向環保部門投訴，82人次選擇向環保組織求助，43人次選擇無視。這與相關法律法規對于環保社會組織或公眾參與環境維權、環境訴訟多為原則性規定，對具體的參與方式、程序未作規定，對社會組織管理和公眾參與環境監督缺乏引導有關[1]。4.具有積極的環境治理支付意愿。對“個人支付污染治理費用”，城市問卷中，分別有53.7%和34.1%的城市居民愿意承擔因治理污染導致的個人消費支出5%以內和10%以內的增加；鄉村問卷中，對于增加鄉村環境治理資金，61.9%的鄉村居民更傾向于通過增加財政補貼的方式實現環境污染治理。
三、思考與建議
關鍵詞：城鄉收入差距；經濟波動；MSVAR；PVAR
[中圖分類號]F064.1 [文獻標識碼] A [文章編號]1673-0461（2016）04-0006-06
一、引 言
中國自古以來即十分重視收入分配和經濟波動問題，如《論語?季氏》中指出“不患寡而患不均，不患貧而患不安”，即認為收入分配公平和經濟穩定是當政者最應關注的問題。《管子》甚至注意到豐年、災年的經濟波動對貧富差距的影響，指出缺乏靈活性的稅收制度在災、豐年的變遷中必然拉大貧富差距。而現代經濟學則一直到20世紀90年代才開始對這兩者之間的關聯展開一定數量的研究，這些文獻主要分為兩類。第一類文獻致力于研究收入分配對經濟波動的影響。如Aghion等（1997、1999）強調收入分配不均會導致投資機會的不平等從而導致經濟波動[1-2]，Levy （2002）認為收入差距擴大會提升產出和物價波動的幅度并導致經濟波動[3]，Woo （2011）認為收入差距會導致政府政策的頻繁變動從而造成經濟波動[4]。第二類文獻致力于研究經濟波動對收入分配的影響。Breen和García-Pe？kalosa（2005）認為企業家是風險偏好者，工人是風險規避者，在經濟波動中兩者對風險的不同態度會導致收入差距進一步擴大[5]。Checchi和García-Pe？kalosa（2004）認為貧窮者在經濟波動時很難具備儲存人力資本的條件，所以收入差距會擴大[6]。
改革開放以后，隨著經濟改革的不斷深入，中國的貧富差距也在不斷擴大，而城鄉收入差距的日益加大又是其中最為重要的影響因素（李實等，2008；Kanbur和Zhang，2005；Chen 等， 2010）[7-9]。從城鄉收入差距對經濟波動的影響來看，由于城鄉居民有著完全不同的生活生產方式，當城鄉收入差距擴大時，城鄉居民在投資機會面前并不均等，并且由于城鄉收入差距的擴大會對多種宏觀經濟變量的穩定性產生重要影響，所以會直接導致經濟波動。但是也應注意到，政府的財政、貨幣政策更容易影響到城市居民，當城市居民是稅收、消費和公共服務的主體時，財政、貨幣政策能夠更有效地實現其穩定經濟的效果。并且政府往往會在經濟波動較為劇烈的情形下使用相機抉擇的政策，且這一類政策多是針對城市，所以城鄉收入差距較大時反而能夠更有效地平抑經濟波動。但如果城鄉收入差距不斷擴大而導致政府頻繁采用相關政策來提升農民收入，則可能由此直接引發經濟波動。所以，城鄉收入差距并不必然加劇經濟波動，反而有可能降低經濟波動的頻率。從經濟波動對城鄉收入差距的影響來看，不同內容的經濟波動對城鄉收入差距的影響也是不確定的。如果經濟波動是全局性經濟衰退造成，由于城市居民所有收入均來源于城市工業，一旦失業將失去所有生活來源，這種波動對城市居民的影響是巨大的，可能會造成城鄉收入差距縮小。但假如衰退發生在特定的餐飲、建筑、初級加工業等吸收大量農民工的行業，由于中國農民務工收入已經達到全部收入的50%以上且農民抵御經濟波動風險的能力明顯低于城市居民，所以當這一類型衰退發生時，農民工這種非正式就業會很容易受到沖擊，城鄉收入差距就會擴大。由此可見，城鄉收入差距和經濟波動之間存在十分明顯的相關性，但這種相關性的正負特征卻難以直觀判斷，需要較為深入的實證研究。但遺憾的是，就我們所知，目前國內尚沒有文獻專門就兩者之間的動態關聯開展實證研究。
基于上述討論，我們發現城鄉收入差距和經濟波動之間存在復雜的動態關聯，這就需要使用能夠將兩者均作為內生變量處理的模型來加以分析，向量自回歸模型顯然是十分合適的選擇。但是，兩者之間的關聯又依據特定的時間和空間，可能存在一定的非線性效應，所以應盡可能地考慮到時間上的非線性結構變化和空間差異可能導致實證結果的不同。針對時間上的非線性結構變化，Hamilton（1989）[10]、Krolzig（1997）[11]等學者的處理方式是，將Markov轉移矩陣引入向量自回歸（VAR）模型的分析中，而其后的學者們又不斷深入地完善了這一方法，最終形成為成熟的馬爾科夫區制轉移向量自回歸模型（MSVAR），并進一步發展了基于時變概率的MSVAR模型（Ding， 2012）[12]。基于此，本文擬采用MSVAR模型和中國自2001年到2014年的季度數據開展研究。關于空間上的差異，現有文獻較認同采用面板數據向量自回歸模型（PVAR），來使用面板數據彌補時序數據缺乏空間差異信息的缺陷。所以，本文同時使用了兩種模型進行綜合研究，以對城鄉收入差距和經濟波動之間的動態關聯給出實證依據。就筆者所知，本文是國內最早采用計量模型研究兩者之間關聯的實證研究。
二、研究設計
1. MSVAR模型的數據選擇及模型簡介
根據前文的描述，本文需要使用城鄉收入差距和經濟波動的時序數據。借鑒其他相關文獻的處理辦法，采用城市居民的可支配收入比上農村居民純收入（均為季度累計收入）作為城鄉收入差距的變量，使用GDP季度累計同比增長率HP濾波后的波動絕對值來指代經濟波動。選取數據的時間跨度是2001年第1季度到2014年第3季度（目前中國能夠搜集到的季度時序數據始于2001年），共47個時間序列點。所有數據來自于中經網統計數據庫，兩列數據的曲線圖為圖1。
從圖1可知，經濟波動的變動從數值比例上來看比較劇烈，所以本文采用雙軸圖進行描繪。可以發現，城鄉收入差距和經濟波動在大多數時間內同步變動，說明兩者之間很可能主要存在正向的互動關聯。從圖中還可以看出，在特定的某些階段，兩變量變動幅度擴大，但某些階段其變動幅度縮小，且這種變動無法根據經驗直接辨識。即兩變量間互動關聯存在多區制的特點且無法直接給出某個時間段來框定，所以十分需要采用MSVAR模型進行研究，后文對這一模型進行了簡介。首先，如果不考慮不同區制之間的不同，傳統的線性VAR模型構建如下：
式（1）中Y是2維內生變量向量，表示經濟波動和城鄉收入差距，v表示截距項，εt是殘差項，p指代模型時間滯后的階數。由于該模型是純線性向量自回歸模型，所以無法考慮非線性多區制之間的轉變。為此，本文將馬爾科夫鏈加入模型：
2. PVAR模型的數據選擇及模型簡介
針對VAR模型難以考慮地區差異的問題，Holtz-Eakin等（1988）[13]提出了基于面板數據的VAR模型，將VAR模型的應用范圍大幅度擴大。由于面板數據同時具備時間和空間維度信息，故而用以分析變量之間的關聯更加可靠。PVAR模型一經提出之后即被廣泛關注，而后Lütkepohl （2007）[14]、Love和 Zicchino （2006）[15]等人又將其不斷發展，目前已經成為宏觀研究領域較為成熟的面板數據分析工具，本文的PVAR模型如下：
見式（3），yit表示2維內生變量向量，變量的下標i表示地區，t表示時間。P指代PVAR模型時間滯后的階數，βj代表回歸系數向量，αi代表個體固定效應。考慮到可能存在的異方差以及序列相關的影響，本文選擇廣義矩估計（GMM）方法對PVAR模型進行估計。但是，由于受內生變量滯后項影響，αi與滯后內生變量容易產生相關性。基于此，本文同時采用了“前向均值差分法”來消除固定效應（Arellano和Bover，1995）[16]。該方法主要使用移除前向均值這一轉換方法，盡力避免差分項與工具變量的正交，從而達到準確估計模型的目的。考慮到本文使用的數據時間跨度較短，并且根據采用不同滯后階數回歸結果的統計顯著性，本文采用滯后2期的模型（即p=2）進行估計。
具體到面板數據的選取而言，本文使用中國大陸30個省級單位1998～2012年的面板數據開展分析（沒有選擇省的數據）。這里之所以選擇1998年之后的數據是基于如下原因：其一，重慶自1997年成為直轄市，1998年之后有重慶的詳盡數據；其二，始于1994年的分稅制體制對地方經濟產生過巨大影響并很可能在隨后幾年對經濟波動產生巨大影響，為避免這種影響導致的模型誤判，所以本文以1998年為數據起點；其三，中國自1998年開始在宏觀領域采取了一系列改革，是一個重要的時間起點。其中經濟波動的數據仍舊采用HP濾波方法，將GDP增長率中的趨勢項去除后保留波動絕對值作為經濟波動的變量。城鄉收入差距仍采用城市居民的可支配收入與農村居民純收入的比值作為變量。
三、計量分析
1. 基于MSVAR模型的計量分析
在使用時序數據開展VAR模型分析之前，需要先檢測變量的穩定性，本文使用ADF檢驗和PP檢驗來判定變量穩定性，檢驗結果見表1。從表1可以看出，兩列變量均是穩定的，可以使用VAR模型進行分析。
根據AIC、BIC準則，本文最終選擇了滯后期為2期、3個區制的MSVAR模型，使用的軟件是MATLAB2012。回歸結果見表2，三個區制之間轉移概率的具體時序數值見圖2。從圖2可以發現區制2的概率非常小，且預期持續期只有1.43，但區制1和區制3的持續期都較長，且轉移概率都是0.95的高維持概率，所以區制1和區制3是本文需要重點分析的區制。由于模型涉及的參數過多，根據模型所有的參數難以直接看出兩列變量之間的互動關聯，所以我們使用脈沖響應函數的方法繪制出兩個變量之間的交互作用。根據圖2，需要繪制區制1和區制3下兩變量之間的互動關聯。VAR模型的脈沖響應分析是指，根據已經得出的VAR模型回歸系數，當某一變量在基期發生單位變化時（由擾動項變化所致），分析其他變量隨后會發生怎樣的變化（高鐵梅，2009）[17]。
從圖3和圖4可以看出，隨著城鄉收入差距發生1單位的沖擊后，經濟波動的反應一直大于0，且區制1的反應小于區制3的反應。隨著經濟波動發生1單位沖擊后，城鄉收入差距的反應也一直為正，區制1下的反應基本上也小于區制3的反應。從圖2可以看出（結合圖1），區制1主要是2001年、2002年以及2010年以后，區制3是2003～2009年。這表明2003～2009年間，經濟波動受城鄉收入差距的影響較大。究其原因，在于2003～2009年之間中國政府采取了一系列旨在提升農民收入的重大政策，城鄉收入差距波動幅度變小，從而引發相關的貨幣財政政策自動穩定功能階段性失調，導致經濟波動加劇。與此同時，2003～2009年也是中國食品價格波動劇烈的時期，經濟波動在此背景下也會對城鄉收入差距產生更大影響。整體來看，城鄉收入差距和經濟波動之間始終是正向的互動關聯。
2. 基于PVAR模型的計量分析
使用PVAR模型之前同樣需要開展穩定性檢驗，其檢驗結果見表3。從表3可以看出，城鄉收入差距和經濟波動的面板數據同樣也是穩定的。
由于PVAR模型的參數較多且不能直觀地辨析變量間交互作用，所以這里僅使用脈沖響應函數的方法繪制出兩個變量之間的交互作用。 從圖5中可以看出基于面板數據的脈沖響應依然是正向的交互作用。
3. 模型穩健性分析
為了探討MSVAR模型的穩健性，本文采用如下方法：①考慮到物價指數可能會對城鄉收入差距和經濟波動同時產生影響，所以將這一變量加入模型以觀察區制特征是否依然成立，其結論是城鄉收入差距和經濟波動仍存在類似圖3和圖4的兩區制特征且交互作用仍保持相同特征；②采用普通的不考慮非線性特征的向量自回歸模型對兩者之間的互動關聯進行分析，通過脈沖響應圖可以看出，兩者之間仍是正向的互動關聯。上述兩種穩健性檢驗證明MSVAR模型具有很好的穩健性。
為了研究面板向量自回歸模型的穩健性，本文采用如下方法：①將數據分為東中西三個部分，分別開展研究，發現除西部地區兩者正向互動特征不明顯外，東部和中部地區經濟波動和城鄉收入差距之間仍存在顯著的正向促進作用；②將滯后期修改為2和3，除發現經濟波動和城鄉收入差距對自身的反應發生較大變化外，兩者之間的互動關聯仍顯著為正。上述兩種檢驗證明PVAR模型具有很好的穩健性。
四、結 論
本文認為，城鄉收入差距和經濟波動之間存在復雜的邏輯關聯，但學術界卻尚未對兩者之間的關聯給出明確的實證依據。本文綜合采用能夠處理“時間序列變量動態關聯非線性特征”的MSVAR模型和能夠針對面板數據開展向量自回歸模型研究的PVAR模型，充分利用時間和空間的數據信息，研究了城鄉收入差距和經濟波動之間的動態關聯。基于MSVAR模型得出如下結論：城鄉收入差距和經濟波動之間的關聯特征在不同區制中呈現不同狀態，位于2003～2009年期間的區制中，城鄉收入差距和經濟波動之間的正向促進作用明顯高于2001年、2002年和2010以后的年份，但整體來看兩者之間的正向關聯一直十分顯著。基于PVAR模型及其穩健性檢驗得出如下結論：在大多數的省域，城鄉收入差距和經濟波動之間存在明顯的正向互動關聯。根據上述結論，可以認為中國的城鄉收入差距和經濟波動之間，在大多數時間和空間內存在明顯的正向促進作用。基于此，可以發現城鄉收入差距是影響宏觀經濟穩定的重要因素，且阻礙財政、貨幣政策發揮穩定效應。隨著信息技術的不斷完善，公眾理性預期日益強化，相機抉擇的政策效果日漸勢微，所以世界各國日益重視設計相應的政策規則，來促使經濟實現自動穩定。但過高的城鄉收入差距顯然是實現這一目標的重要阻礙，故此需要政策著力采取相應措施，努力縮小城鄉收入差距或至少減少其對經濟波動的放大效應，來實現宏觀經濟穩定。
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關鍵詞：城鄉差距；經濟增長；分位數回歸；自相關系數
中圖分類號：F0 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）28-0006-05
引言
分位數回歸選擇不同的分位數，例如中位數、1/4 分位數、3/4 分位數等來估計推斷因變量的分位數，這些不同分位數代表了處于不同水平的研究對象，從而能夠更加全面地描述研究對象的全貌，深化了對傳統回歸模型的理解，推廣了回歸模型的類型和應用。特別對于研究對象的分布呈現，如不對稱、厚尾、截斷性等特性時，分位數回歸的擬合效果比線性回歸更加準確細致，具有比較好的彈性性質。所以，自Koenker 和 Bassett（1978）提出線性分位數回歸理論[1]以來，分位數回歸（QR）成為近幾十年來發展較快、應用廣泛的回歸模型方法。國內很多學者將分位數回歸估計方法運用于股市研究、金融研究等廣泛領域中[2～5]。
隨著市場經濟的迅速發展，人均GDP逐年提高，城鄉居民收入迅速提高，但收入差距特別是城鄉收入差距卻被不斷拉大。研究城鄉收入的差距與經濟增長的關系是發展經濟必須面對的一個問題。基于分位數回歸方法研究城鄉收入差距與經濟增長的關系，目的是區分在條件分布不同位置，城鄉收入差距究竟會對經濟增長產生怎樣的影響，同時測度城鄉收入差距對經濟增長的某個特定分位數的邊際效果，更好地控制城鄉收入差距擴大化，從而促使縮小城鄉收入差距和經濟穩步增長。陳建寶利用分位數回歸技術研究中國居民收入差距的現狀及其對擴大內需的重要影響[6～7] ，段景輝對中國城鄉家庭收入差異影響因素進行分位數回歸分析[8] ，陳娟將居民收入和政府支出引入效用函數，利用分位數回歸證實了不同消費量下各變量對消費有不同的影響[9]。本文通過引入分位數回歸思想，構建城鄉居民收入與經濟增長的分位數回歸模型，利用分位數回歸模型實證分析比較了成都市經濟增長變化量對城鄉居民收入變化量的影響。
一、分位數回歸模型的原理
分位數回歸模型如下：
Qy（τ|x）=a0+a1x1+a2x2+…+akxk+Qu（τ）
其中Qy（τ|x）為關于x的條件τ分位數，Qu（τ）為隨機擾動項的τ分位數，a0，a1，a2，…，ak是待估參數。
如果τ=0.5，分位數回歸模型即為中位數回歸模型，其表達式如下：
M（y|x）=a0+a1x1+a2x2+…+akxk+M（u）
其中，M（y|x）為關于x的條件中位數，M（u）為隨機擾動項的中位數。
對于中位數回歸模型，可采取最小絕對偏差法（LAD法）來估計參數；而對于分位數回歸模型，則采取線性規劃法（LP法）估計其最小加權絕對偏差，從而得到解釋變量的回歸系數，分別表示如下：
LAD法：minE|y-a0-a1x1-a2x2-…-akxk|
求解得：■（y|x）=■0+■1x1+■2x2+…+■kxk
LP法：minEρτ（y-a0-a1x1-a2x2-…-akxk）
求解得：■y（τ|x）=■0+■1x1+■2x2+…+■kxk
其中，ρτ（t）=t（τ-I（t
將分位數回歸模型表示為矩陣形式：
■（τ）=X'■（τ）
同時解釋變量矩陣和參數向量都分為兩部分，即X=（1，Z）'和■（τ）=（■0 （τ ），■1 （τ ））'，則有
■（τ）=■0 （τ ）+Z'β1 （τ ）
定義：
■ （τ ）=min[■（1-τ）（yt-■0 （τ ）-Z'■1 （τ ））+■τ（yt-■0 （τ ）-Z'■1 （τ ））]
■ （τ ）=min[-■（1-τ）（yt-■0 （τ ））+■τ（yt-■0 （τ ））]
上兩式分別表示無約束分位數回歸目標函數（最小絕對離差和）和約束的分位數回歸目標函數（最小絕對離差和）的極小值。無約束目標函數中的減項既包含常數項也包含所有回歸因子。約束目標函數中的減項僅包含常數項，其他參數都約束為零。Koenker和Machado（1999）根據目標函數在施加約束條件前后得到的兩個極小值[10]構造了兩個擬似然比檢驗統計量（QLR）。這兩個擬似然比檢驗也稱作分位數p檢驗（quantile-ρ tests）。兩統計量的表達式如下：
LT（τ） =■
AT（τ） =■log（■）
其中■ （τ ）和■ （τ ）分別代表約束的和無約束目標方程的極小值。上面兩個統計量都漸近服從自由度為q的χ2分布，其中q是原假設目標函數中約束條件的個數，從而利用χ2分布進行擬合優度檢驗。
二、實證分析
（一）指標選取
選用成都市的人均地區生產總值GDP來衡量經濟增長，記為PGDP（Per Capita Gross Domestic Product），用LGDP表示取自然對數的人均地區生產總值，用LG表示LGDP的一階差分，即人均地區生產總值的對數增長幅度；選用城鎮居民消費水平與農村居民消費水平的比例作為城鄉收入差距衡量指標，記為URCR（Urban / Rural Consumption Ratio）。LG的直方圖如下：
從人均GDP對數增產幅度的直方圖可以看出，LG的分布是一個左偏低峰的分布，可以接受其分布為正態分布。
（二）自相關性的檢驗
利用樣本自相關系數和樣本偏相關系數檢驗變量是否具有自相關性，從而為建立分位數回歸模型做準備工作。LG的自相關圖（見下頁表1）：
從LG的自相關圖可以看出，LG的偏相關系數具有一階截尾性，自相關系數具有拖尾性，所以，LG與LG（-1）存在相依關系。URCR的自相關圖如下，顯然，URCR的偏相關系數具有一階截尾性，自相關系數具有拖尾性，所以，URCR與URCR（-1）存在相依關系（見下頁表2）。
（三）互相關性的檢驗
利用樣本協方差矩陣檢驗變量LG與URCR是否具有互相關性，變量LGDP與URCR的樣本協方差矩陣如下：
表3 LG與URCR的協方差矩陣
LG與URCR的樣本相關系數為-0.002808，說明LG與URCR具有負相依關系。當人均GDP對數增產幅度LG增大時，城鄉差距URCR將會變小，經濟增長抑制了城鄉差距的擴大；反之，當城鄉差距URCR增大時，人均GDP對數增產幅度LG將變小，城鄉差距的擴大將抵制經濟增長的發展。經濟增長與城鄉差距相互影響，相互協調，才能使社會和諧。
由于LG與URCR的樣本相關系數很小，說明兩者的關系存在非線性的特點，適合利用分位數回歸建立模型。
（四）分位數回歸模型的建立
通過自相關性與互相關性的檢驗，建立如下的分位數回歸方程來研究經濟增長對城鄉差距的影響：
URCRt=s（1）+s（2）LGt+s（3）LGt-1+s（4）URCRt-1
令τ=0.5，運用LAD （least absolute deviations）估計量進行估計，獲得中位數回歸方程的估計（見下頁表4）：
從下頁表4可知，Quasi-LR檢驗統計量的值為34.24548，在0.01的顯著性水平下是統計顯著的，所建立中位數回歸方程較為準確細致地刻畫經濟增長與城鄉差距的關系。
在被解釋變量LG的中位數水平下，變量LG、LG（-1）的系數都是負值，這說明：當期的人均GDP對數增產幅度和前一期的人均GDP對數增產幅度都抑制了城鄉差距的擴大，其中當期的人均GDP對數增產幅度的抑制作用比較大。變量URCR（-1）的系數是正值；即前一期的城鄉差距使得當期的城鄉差距擴大。這非常符合實際情況。
（五）條件分位數回歸估計系數的差異與變動分析
為了深入揭示在經濟增長的不同水平下，經濟增長對城鄉差距影響的變化，需要在經濟增長的不同分位數水平進行條件分位數回歸估計。選取了5個分位數（Quantile），它們分別是τ=0.20，0.30，0.50，0.70，0.80這5個分位數的結果（如表5所示）：
表5 不同分位數下的分位數回歸模型的參數估計
從所建立的模型和檢驗可以看出，（1）在經濟增長的某個具體分位數水平，經濟發展對城鄉差距影響的大小都不相同。由表5可知，在被解釋變量LG的不同分位數水平，變量LG（-1）的系數都是負值，都抑制城鄉差距的增大；變量LG的系數一會兒是正值一會兒是負值，這說經濟增長發展在不同的水平下，當期的人均GDP對數增產幅度對城鄉差距的影響不同。當經濟的水平比較低時（τ=0.20），當期的人均GDP對數增產幅度將加大城鄉差距的擴大；當經濟的水平比較適中時（τ=0.30，τ=0.50），當期的人均GDP對數增產幅度將抑制城鄉差距的擴大，使城鄉差距縮小；當經濟的水平比較快速時（τ=0.70，τ=0.80），當期的人均GDP對數增產幅度將導致城鄉差距的擴大。（2）隨著被解釋變量LG的分位數水平從0.2逐步增加到0.8，前期城鄉差距對當期城鄉差距影響的系數都是正值，系數呈現先單調減后單增趨勢，在τ=0.70時，其系數取得最小值。這說明前期城鄉差距將擴大當期城鄉差距，這種影響的程度隨經濟水平快速發展會得到緩慢的抑制。（3）分位回歸模型中截距項的系數是先變大再變小，這基本反映了在人均GDP對數增產幅度LG的不同分位數水平下，外在因素，例如CPI，農村人均純收入、農村社保等，都將使得城鄉差距保持在一個水平波動，導致城鄉差距的變化主要依賴城鄉差距既有的實際情況和經濟發展的水平。
結論
總結以上實證分析，得到以下基本結論：（1）在經濟增長的不同水平下，當期經濟增長和前期經濟增長對城鄉差距影響的大小都不相同，說明了經濟增長作用的差異性，揭示了不同發展水平下，經濟增長與城鄉差距的動態相依關系。（2）當經濟的水平比較低時，經濟增長不足以抑制城鄉差距的擴大；當經濟的水平比較適中時，經濟增長將抑制城鄉差距的擴大，使城鄉差距縮小；當經濟的水平比較快速時，經濟增長的幅度變大，從而導致貧富差距加大，財富集中到城市中，城鄉差距擴大。這說明，必須防止經濟增長由偏快轉為過熱，在經濟發展的同時，要防止價格由結構性上漲演變為明顯通貨膨脹。（3）現實城鄉居民消費水平差距會因經濟發展水平的效率而發生變化，進而現實城鄉居民消費水平差距的改變又將影響經濟增長，使得相對關系是正偏抑或負偏抑，這也就決定了城鄉居民收入差距與經濟增長之間的關系在較長的一段時期或不同國家與地區可能會發生方向性改變。所以，必須協調經濟增長，完善收入分配的理論，應運用財稅、金融以及投資政策更多地發展的農村經濟，多渠道增加農村居民的收入，以及向農村居民提供和城鎮居民基本均等的公共產品和公共服務。
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The Relationship of Economic Growth and Urban-Rural Gap in ChengDu
——Based Quantile Regression Method
WANG Qin，YANG Bao-ying，LIU Juan，CHANG Chun-yan
（College of Mathematics，Southwest Jiaotong University，Chengdu 610031，China）
Abstract：In this paper，the logarithmic growth rate of per capita GDP is used as a measure index of the economic growth.The consumption ratio of urban residents and rural residents is used as a measure index of the urban-rural gap.Through the establishment of different quantile model，the impact of Urban-rural gap under the different levels of economic growth is shown and analyzed.The results show that：when the level of economic developments rapidly，the economic growth rate becomes larger，the gap between the rich and the poor increase，the wealth concentrate to the city，the urban-rural gap expand .The government must prevent economic growth from becoming overheated，control inflation strictly，，the urban-rural gap narrowed and economic growth will be Harmony.
Key words：the urban-rural gap；economic growth；Quantile regression；Autocorrelation coefficients
收稿日期：2013-07-12
[關鍵詞]內蒙古；經濟增長；城鄉收入差距；互動關系
[DOI]1013939/jcnkizgsc201625039
隨著經濟的快速增長，城鄉收入差距也在不斷地增大，經濟增長加速度與城鄉收入比加速度呈正相關。內蒙古地區的經濟增長率在逐年提升，高于全國的平均水平。而在保持經濟持續增長的同時，有效的縮小城鄉收入差距，是目前包括內蒙古在內的多個省區在經濟發展當中所面臨的實際問題。
1內蒙古經濟增長與城鄉收入差距的實際情況
2015年以來，新常態下的經濟發展步入了全新的階段，經濟改革正在深入進行，經濟運行緩中趨穩、漸入佳境，具有良好的發展趨勢。2015年，生產總值為180328億元，經濟增長率為77%，高于全國平均增速。其中，第三產業實現優化升級，經濟比重上升，增加值高達72135億元。人均生產總值為71903元，比2014年增加了74%。其中城鎮居民人均收入為30594元，農村牧區居民人均收入為10776元，與2014年相比，增幅分別為79%和8%。雖然內蒙古地區城鄉居民收入呈現穩步增長的良好勢頭，但是城鄉收入差距更加明顯，人均收入差額達到19818元，城鄉居民收入差距系數為064，說明內蒙古地區處于城鄉二元結構狀態。城鄉居民家庭恩格爾系數分別為284%和294%，與2014年相比有所回落，達到了生活水平的富足標準。由于城市居民收入增長比農村牧區居民更快，內蒙古城鄉居民收入差距也就不斷拉大，說明經濟增長越快，則城鄉收入差距越大，而城鄉二元結構則更加突出和顯著[1]。
2內蒙古城鄉收入差距的具體表現
21二元經濟結構
二元經濟結構是內蒙古城鄉收入差距的主要特征，簡單來說就是發達的城市和落后的農村并存的結構。在城鄉二元經濟結構當中，城市居民收入增長速度比農村更快，這就導致城鄉發展不均衡，差距被逐漸拉大。在城市發展進程當中，農村牧區居民難以從中獲得較高的利益，受到戶籍制度的限制，形成城鄉分割。從2005―2015年內蒙古城鄉居民收入差距及城鄉居民收入差異系數對比來看，內蒙古地區經濟始終呈現二元經濟結構，在很大程度上限制了地區經濟的發展。在二元經濟體制當中，不利于農村牧區的經濟發展，農牧民得不到公平的就業機會和薪酬待遇。目前有很多農牧民選擇進城務工以獲得非農收入，但是受限于二元經濟體制，會遇到許多障礙。而局限于農牧區生產當中，很難依靠農牧業收入來拉近與城市之間的距離，反而是增加了城鄉收入差距[2]。
22不合理的產業結構
在經濟產業結構當中，第二產業產業比最高，并呈現出逐年上升的勢頭，其次為第一產業，其產業比呈現逐漸下降的趨勢。第三產業雖然呈現增長的趨勢，但是卻暴露出后勁不足的問題，受到經濟環境的影響，產業比有所下降。2015年，第一、二、三產業增加值增長分別為3%、8%和81%，三次產業比為9∶51∶40。農業、林業和牧業是農牧區主要的經濟產業，而工業為主的第二產業和商業為主的第三產業則是城鎮地區的主要的經濟產業。對比來看，農牧區的經濟發展自然不如城鎮地區強勢，進而導致城鄉收入差距增大。
23勞動生產率差距較大
形成內蒙古城鄉收入差距的原因之一就是勞動生產率差距較大，隨著工業的蓬勃發展，城市勞動生產率呈現逐年上升的趨勢，而農村牧區的農牧業發展則相對緩慢，勞動生產率上升速度較慢，進而拉大了城鄉地區的勞動生產率差距。農牧業生產獲得的收入遠低于工業生產收入[3]。
3以縮短內蒙古城鄉收入差距為目標的經濟措施31建立統一的戶籍制度
在社會主義市場經濟體制下，其管理制度需要與當前的發展形勢相適應。在統一勞動力市場和就業市場的情況下，需要實行全國統一的戶籍管理制度，以有效解決勞動力市場的分割問題。改變內蒙古地區城鄉二元結構，消除戶籍差別，為城市居民和農牧民提供一個公平的市場環境和平等的就業機會，農牧區可以獲得同城鎮地區同樣的發展機遇，這對于內蒙古農牧區的發展建設來說具有積極的意義。在公平、平等的經濟環境下，內蒙古農牧區將吸引更多的投資，支持其經濟建設，進而提升其競爭力，擁有更加廣闊的市場選擇，加快農牧區的經濟增長速度，有效拉近城鄉收入差距[4]。
32工業反哺農牧業
工業發展呈現出良好的發展勢頭，是推動城鎮經濟建設的主要動力。而對于以農牧業為主的農牧區來說，農牧業發展開始接近于停滯的狀態，同時還受到氣候等環境因素內部的影響，缺乏一定的發展動力。目前，政府開始加大對農牧業的支持力度，以調整產業結構政策，并為其提供良好的發展政策。由工業來支持農牧業的發展，城市反哺農村。加大農牧區的基礎設施建設和科研建設，加大投入教育資源，為農牧區的發展開拓更為廣闊的空間。調整產業結構，降低資源的依賴程度，促進農牧業的產業化發展，充分發揮內蒙古地區的資源優勢，優化產業結構，開發農牧區第三產業。在發展農牧產業的同時，推動金融業、物流業以及涉農服務業的發展，能夠有效吸引勞動力資源，為農牧民獲取更多的就業機會和渠道，提升勞動生產率和經濟增長率，有效促進農牧區的經濟協調和可持續發展，增加農牧民的收入[5]。
33促進城鄉一體化建設
改變當前城鄉二元經濟結構的發展現狀，促進城鄉一體化建設，以城市帶動農村，以工業帶動農牧業，促進城鄉的共同發展。在城鄉一體化的發展進程當中，農牧區獲得了和城市一樣的發展機遇，促進了農牧業的現代化和產業化發展。對于農村剩余勞動力，城市為其提供就業機會，實現剩余勞動力的有效轉移。實現農牧區耕地和牧場的科學經營，拓展經營規模，引進高水平的管理人才，建立集約化和專業化的農牧業經營體系，加強農牧業專業、當地企業、專業合作社之間的合作。在新型的經濟體系當中，農牧業勞動生產率有了極大的提升，提升了資源的利用率，加速了內蒙古農牧區的經濟增長。
34提升農牧業現代化生產水平
加強農牧區基礎設施建設，增加農牧區教育、金融、物流、交通和通信等多個領域的資金投入，“十三五”期間，內蒙古將加快構建綜合交通運輸網絡。加快高等級公路建設，在盟市、重點樞紐口岸、重要出區通道建設高速公路、高速鐵路，開通航運線路，并增加支線和通用機場布點。增強區域間、城際間溝通與聯系，建立城鄉一體化經濟產業網絡，在短期內促進農牧業現代化生產力的提升，增強內蒙古農牧區經濟產業的競爭力。隨著農牧業現代化生產水平的不斷提升，農牧民綜合素質同樣得以提高，在促進了經濟增長的同時，對改善民生的協調發展有著重要的意義。雖然的城鄉發展仍然處于二元經濟結構，城鄉居民差距有待進一步縮小，但隨著新經濟政策的出臺，農牧業現代化生產水平的提高，縮短內蒙古城鄉收入差距的經濟發展目標將會在未來得以實現[6]。
4結論
伴隨著經濟的增長，內蒙古城鄉居民收入差距也在逐漸增加，這與城鄉二元經濟結構有著重要的聯系。通過內蒙古經濟增長與城鄉收入差距的互動關系的研究與分析，結合內蒙古城鄉收入差距的具體表現，提出了有效的經濟改革措施。建立統一的戶籍制度，以工業反哺農牧業，促進城鄉一體化建設，提升農牧業現代化生產水平，以實現縮短內蒙古城鄉收入差距的經濟目標，對經濟的可持續發展有著積極的影響。
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一、統籌城鄉發展是我省經濟社會發展的重大戰略舉措
當前及今后一個時期，我省處于工業化中期階段的一個特殊敏感時期。根據國際經驗，這個時期有兩種發展前景，一是有可能保持經濟持續快速增長勢頭；二是有可能出現城鄉差別、貧富差距過度擴大，陷入有增長、無發展的“拉美陷阱”。統籌城鄉經濟社會發展，無論對于“三農”問題的解決，還是對于促進整個國民經濟的持續快速協調健康發展與國家的長治久安，都至關重要。“十一五”乃至今后相當長時期，**應該把加快統籌城鄉發展、推進城鄉一體化，不僅是必要的,而且也是可能的,應作為經濟社會發展的一項重大戰略。
（一）統籌城鄉經濟社會發展，是正確處理工農業關系、城鄉關系的必然要求
國際經驗表明，工業化進入中期階段后，國民經濟的主導產業由農業轉變為非農產業，經濟增長的動力機制主要來自于非農產業，不再需要從農業吸納資本等要素。這個階段就是二元經濟結構向一元經濟結構轉換過渡，工農、城鄉關系開始改善的階段。總書記在十六屆四中全會上提出了“兩個趨向”的重要論斷：“綜觀一些工業化國家發展的歷程，在工業化初始階段，農業支持工業、為工業提供積累是帶有普遍性的趨向；但在工業化達到相當程度以后，工業反哺農業、城市支持農村，實現工業與農業、城市與農村協調發展，也是帶有普遍性的趨向。”目前，我國已進入了工業化的中期階段，并在今后10年內向后期階段過渡，也就是由工農業、城鄉平行發展，向工業和城市支持農業和農村的發展轉變。2005年我省人均GDP預計突破1000美元，2015年達到2000美元，2020年人均GDP達到3000美元。因此，統籌城鄉經濟社會的發展，加快工農業、城鄉一體化發展的進程，是順應工業化、城市化發展規律，正確處理我省工農業關系、城鄉關系的必然要求。
（二）統籌城鄉經濟社會發展，是實現全面建設小康社會戰略目標的內在要求
2000年我省總體上已實現了小康，但這是低水平的、不全面的、發展很不平衡的小康，差距主要在農村。無論是生產力水平還是人民的生活水平，無論是經濟的發展還是社會事業的發展，農村都遠遠落后于城市。到2020年，我省國內生產總值比2000年翻兩番半，2020年達到17500億元，人均生產總值達到3000美元，城鎮居民人均可支配收入1.8萬元，農民人均純收入7300元，同時推進經濟政治文化協調發展，全面建設惠及**省人民的更高水平的小康社會。因此，在邁向全面建設小康社會的進程中，我們必須積極主動、不失時機地加快把發展的思路調整到統籌城鄉經濟社會發展上來，采取有力的政策措施，打破城鄉二元結構，實現城鄉經濟和社會協調發展，最終實現農業發展、農村繁榮、農民小康。
（三）統籌城鄉經濟社會發展，是根本解決“三農”問題的重大創新
解決好新時期“三農”問題，對于**全面建設小康社會、基本實現現代化具有十分重要的作用。要清醒地看到，在全省經濟增長和人民生活水平提高的同時，城鄉居民收入、工農差別和地區差距卻在不斷擴大，農業是弱質產業、農村是落后社區和農民是弱勢群體的狀況尚未根本改變，“三農”問題仍不容樂觀。**發展的歷史和現實表明，傳統的發展思路無法從根本上解決“三農”問題。從根本上解決“三農”問題，重點突破制約“三農”問題解決的體制性矛盾和結構性矛盾，既不能單純依靠農村、農業自身的發展解決，也不能依賴城市對農業、農村的支持和幫助來解決，要把農業的發展放到整個國民經濟的循環中，把農村的進步放在整個社會的進步中，把農民增收放到國民收入的分配和再分配中統籌考慮。因此，統籌城鄉經濟社會發展，是我省解決“三農”問題思路的重大創新。
（四）統籌城鄉經濟社會發展，是促進國民經濟持續快速健康發展的需要
近年來，制約全省國民經濟發展的最主要因素是消費不旺、內需不足，瓶頸制約就在于農民收入和消費增長緩慢。1998年-2003年，全省農民人均純收入年均增長2.7%，比城市居民可支配收入年均增長速度7.2%低4.5個百分點。2003年，**縣以下消費品零售總額占全部消費品零售總額的比重僅為省28.5％。增加農民收入，提高農民消費水平，是我省經濟工作的一項極其重要的任務。因此，只有統籌城鄉發展，提高農民消費能力，拓展農村市場，突破消費梗阻，實現良性循環，才能為國民經濟增長提供長久動力。
二、**城鄉差距的主要表現
改革開放以來，我省經濟社會發生了巨大變化，基本實現了農業社會向工業社會、基本溫飽向總體小康的兩大跨越。目前，人均GDP超過900美元，二、三產業比重達到80.8%，城市化水平達到33.5%。但由于種種因素的影響，和全國一樣，農業和農村發展面臨一些突出的矛盾和問題，主要表現為城鄉差距擴大、農民收入增長的基礎還不夠牢固、農村消費能力下降和農村勞動力轉移困難以及農村社會事業落后等。
（一）城鄉居民收入差距
城鄉居民的收入差距是城鄉差距的核心表現。當前，最突出、最集中的表現是我省農民收入水平低，增長緩慢，城鄉收入差距不斷過大。具體地說:
1．絕對差距。改革開放以來，我省城鄉居民收入呈現典型的“剪刀差”現象。1978年我省城鎮居民和農村居民收入分別為377.7元、113.34元，城鄉居民收入相差264.4元，2003年擴大到4651元。1998年到2003年，農村居民人均純收入6年共增加318.7元，僅相當于同期城鎮居民可支配收入增加2178.7元的14.6%，甚至低于城鎮居民平均一年增加363.1元的水平。（見圖）
2．相對差距。改革開放以來,**城鄉居民收入差距呈現明顯的擴大趨勢。1985年我省農民人均純收入與城鎮居民人均可支配收入比為1：1.72，1992年擴大為1：3.13，1997年降至1：2.54，2003年又突破了國際公認的警戒線1：3，達到了1：3.19，雖然低于全國1:3.23水平，但比2002年的1：2.85有了明顯加大。如果扣除農民收入中的實物性收入和加上城市居民的隱性收入，我省城鄉居民的貨幣收入差距就更大。按國際勞工組織發表的1995年36個國家的相關資料，城鄉差距超過2：1的國家只有3個，我國便是其中之一。
3．內部差距。2000年，農民人均純收入與城鎮居民人均可支配收入之比在1：3以上的有合肥1：3.24、阜陽1：3.01、安慶1：3.11。2003年，農民人均純收入與城鎮居民人均可支配收入差距呈現擴大趨勢，比值超過1：3的有合肥、亳州、宿州、蚌埠、阜陽、滁州、安慶等7個地市，比值最大的是阜陽市為1：3.98，比值最小的是蕪湖市1：2.46。2003年，城鄉居民收入絕對差距超過5000元的是馬鞍山、合肥、蚌埠。值得注意的是，2000年至2003年，宿州、蚌埠、阜陽、淮南、滁州五市的農民人均純收入分別增加-94元、-56元、-175元、-6元、-273元。經濟條件相對較好的地區與經濟條件相對較差的地區的農民收入差距擴大，2000年，最高的馬鞍山2683元，最低的六安市1571元，兩者相差1112元，2003年最高的是馬鞍山3122元，最低的是阜陽僅1659元，兩者相差1463元。2003年，農民人均純收入在2000元以下的有阜陽、宿州、六安、滁州、亳州五市。
4．外部差距。2003年，城鄉居民收入差距較小的是江蘇、上海、天津、山東、浙江、遼寧、北京等東部及發達省市，差距最小的是江蘇1：2.18；差距較大的是、云南、貴州、陜西，比值均超過1：4，最大的是1：5.18。超過1：3的省份有湖南等17省市。**城鄉居民收入比值為3.19，略低于全國平均水平，但在中部最高，在全國處于第11位。
(二)城鄉居民消費差距
城鄉收入差距的最終反映是生活水平的差距。
1．消費數量差距不斷擴大。從1981年至2003年，我省城鄉居民消費差距呈現不斷擴大的趨勢。1981年城鄉居民消費水平相差204.7元，2003年擴大到3468元。1990年，全省農村居民與城鎮居民的消費支出比為1：2.30，2003年擴大到1∶3.17。城鎮居民的收入主要用于消費和儲蓄，而農民的純收入除要用于消費和儲蓄以外，還有一部分要用于擴大再生產的支出。如果扣除農民擴大再生產的支出，城鄉消費差距就更大。
2．消費質量差距明顯。城鄉居民精神生活等非商品消費支出差距較大。2003年，城鎮居民用于醫療保健支出、交通通訊、娛樂教育文化服務支出分別是318元、503元、536元；農村居民用于醫療保健支出、交通通訊、娛樂教育文化服務支出分別是87元、126元、185元，農村相當于城市的27%、25%、35%。恩格爾系數是指食品消費在整個生活消費的比重，是國際上衡量居民生活水平的一個重要指標，恩格爾系數越低，說明生活水平超高。2003年，城鄉居民分別是44.2%、46%，相差1.8個百分點。
（三）城鄉居民財產差距
1．城鄉居民存款差距。擁有儲蓄存款多少是城鄉居民差距的重要方面。2003年，全省城鎮居民和農村居民年末存款額分別為1961億元、514億元，后者僅相當于前者的26%。2000年，城鎮和農村居民年末人均儲蓄額分別為6565元、746元，兩者相差5819元；2003年，城鎮和農村居民年末人均儲蓄額為9945.34元、1228元，兩者相差8718元，后者相當于前者12%。據1750戶城市居民抽樣調查資料顯示，2003年，城市居民人均用于儲蓄、儲蓄性保險、購買有價證券的支出達1262元，相當于當年農民收入的59%。
2．城鄉居民擁有耐用消費品差距。2003年底，我省城鎮居民家庭平均每百戶擁有彩電124臺、冰箱89臺、洗衣機93臺、移動電話70部；農村居民家庭每百戶擁有彩電59臺、冰箱13臺、洗衣機18臺、移動電話21部，農村相當于城鎮的47%、15%、19%、30%。
（四）城鄉社會福利差距
目前，我省農村社會事業發展較為滯后，與城市社會事業發展存在著十分大的差距。農民得到的教育、醫療、文化、水電、電信、交通等社會公用事業服務,無論是數量還是質量都與城市居民存在較大差距。
1．城鄉教育差距。2000年，**農村人口平均受教育年限為5.3年，城市人口平均受教育年限為7.3年，農村比城鎮少2兩年。現在農村不少地方學籍管理沒有走向規范，小學、初中失學率、綴學率較高。農村義務教育經費支出農村教師收入遠遠低于城市,農村學校工作條件差，農村中小學骨干教師大量流向城市，農村中小學教師數量不足。2003年，61個縣教育支出49.92億元、17個市本級8.89億元。
2．城鄉醫療衛生差距。從衛生發展水平來看，城鄉差距更為明顯。2003年全省鄉鎮衛生院衛生技術人員為44571人，農村每萬人擁有衛生技術人員11.2人；城市和縣鎮擁有80884人，每萬人擁有衛生技術人員39.4人。2003年農村鄉鎮衛生院有病床37646張，每萬人擁有8.6張；城市和縣鎮為74434張，每萬人擁有36.3張。2003年，農村嬰幼兒死亡率為城市的3倍多，5歲以下兒童死亡率農村是城市的3倍多。2000年，城市、城鎮和農村人口的壽命分別為77.38歲、75.63歲和71.37歲，城市、城鎮比農村分別高出6.01歲和4.26歲。農民依然是最大的自費醫療群體，看不起病、因病致殘、因病返貧的問題十分突出。
3．社會保障差距。與城鎮社會保障制度相比，農村社會保障制度的建設還非常薄弱。占我省人口70%以上的農民除傳統的“五保”供養和少數地方試點的農村大病統籌外，基本上被排斥在現代社會保障體系之外。2003年，全省城鎮和農村最低生活保障人數分別為104.28萬人和10.65萬，保障金額分別為60966.7萬元和1747.0萬元。
城鄉差別擴大是城鄉二元結構長期積累的各種深層次矛盾的集中反映。既有歷史的因素，也有現實的因素；既有體制的因素，也有政策的因素；既有主觀因素，也有客觀因素。
三、**統籌城鄉發展的總體思路、主要措施及政策建議
統籌城鄉經濟社會發展，實質上就是堅徹底改革城市偏向的一系列政策制度，持以城帶鄉、以工哺農，城鄉互動、工農聯動，促進生產要素合理流動和優化配置，不斷增強城市對農村的帶動作用和農村對城市的促進作用，縮小城鄉差距、工農差距和地區差距，推動城鄉二元結構向城鄉一元結構轉變。今后一個時期，**經濟社會發展將進入一個新的發展階段。這是加快推進城鄉一體化戰略的重要機遇期。
統籌城鄉經濟社會發展，是一個龐大的系統工程，需要及時調整工作思路、方法，找準抓手，突出重點，制定和用好政策，把工作落到實處。今年和今后一個時期，全省農村工作要突出“和諧**”這一主線，圍繞提高農民收入水平和生活質量這一中心，主要在“五個著力點”上下功夫。
（一）加快統一思想步伐，牢固樹立城鄉統籌發展觀，著力形成全社會共同支持農業和農村經濟發展的新格局
統籌城鄉經濟社會發展，是發展戰略的重大轉變，是城鄉關系的重大調整，是“三農”工作思路的重大創新。目前我國人均GDP超過1000美元，我省GDP超過900美元，正處在工業化中期加速發展的新階段。這一時期，調整改善城鄉關系、工農關系的重要時期。對待統籌城鄉發展問題，還存在一些片面的看法：有的人認為我省是一個欠發達省份，現在的任務是發展而不是統籌；有的認為我省統籌城鄉發展的時機還不成熟；有的人認為統籌城鄉就是城市幫農村等等。要消除這些顧慮關鍵是要端正指導思想，真正把思想統一到中央提出的統籌城鄉發展這一根本要求上來。各級黨委、政府要從實踐“三個代表”重要思想的高度，深刻認識統籌城鄉經濟社會發展的重要性、緊迫性和復雜性，切實把工作重點放在城鄉統籌上。
（二）加快調整國民收入分配結構和財政支出結構，加大對農業和農村的支持保護力度，著力構建城鄉共建的新格局
農業是基礎產業，又是弱勢產業，要承擔自然風險和市場風險。加快農業農村發展，增加農民收入，光靠市場調節不行，國家必須加強扶持和保護。這是世界各國普遍的做法。“十一五”今后一個時期，各級政府應該調整國民收入分配結構和財政支出結構，切實增加對農民可以直接受益的農村基礎設施建設的支持力度，以改進農民生產和生活條件。主要包括建立政府支農資金穩定增長機制；調整財政支農資金的支出結構；提高政府支農資金的使用效益。
（三）加快推進城鄉產業結構戰略性調整，提升一二三產業發展水平，著力形成一二三產業協調發展的新格局
1．調整農業結構，加快推進農業現代化。大力推進農業現代化建設，是新階段農業發展的基本規律和趨向。當前，我省經濟已經進入一個新的快速發展時期，市場經濟更加激烈，工業化、城鎮化步伐進一步加快，推進農業現代化建設，也已成為農業與整個經濟社會協調發展的現實需要。主要包括積極推進優勢農產品產業帶建設；大力發展農業產業化經營；建立健全農產品流通營銷體系；努力提升農產品質量安全水平等。
2．走新型工業化道路，加快工業化進程。利用工業化為農村勞動力轉移提供就業崗位，為農業現代化提供物質技術基礎，通過工業積累反哺農業，支持農村，為城鎮化提業支撐。具體到每個縣，并不是都要強調“工業立縣”，而必須堅持從實際出發。主要包括大力發展縣域中小企業；放手發展非公有制經濟；著力發展產業集群經濟。
3．調整城鄉結構，加快城鎮化進程。區域經濟發展的一般規律表明，統籌城鄉經濟發展，應充分發揮城市對農村的帶動作用，推進農村經濟融入城市。通過完善城市功能，強化產業支撐，增強人口和各類要素的聚集能力。主要包括堅持大中小城市和小城鎮協調發展；加快培育城鎮特色經濟。
