城乡文化差异范文

关键词：质量二元性；城乡比较；实证分析

一、问题的提出

经济二元性是指落后的农村与先进的城市并存、落后的农业和先进的工业并存的现象（Lewis，1954）。我国是世界上最大的发展中国家，城乡二元结构是我国经济发展的基本现实。然而经济二元性仅仅是我国城乡二元性的一个基础性特征，由经济二元性所导致的社会环境、公共服务等方面的差异又可能会带来其他方面的二元结构。通过对近年来我国质量发展情况的考察可以发现，我国存在着质量发展城乡不平衡的二元结构，特别是在产品质量方面农村要落后于城市。那么，我国的质量发展城乡二元结构能否得到定量数据的检验呢？一些研究明确地提出了我国的产品质量二元性问题（黄东海，2010；中国质量观测课题组，2013，等），但是对于城乡产品质量二元性是否能够得到实证上的检验以及城乡质量二元性的结构性问题，还没有深入的研究。本文基于我国城乡质量二元性的命题，希望从数据上对这一命题加以检验，并从质量满意度的决定因素来分析质量二元性的内在原因，进而提出有针对性的政策建议。城乡质量二元性的实证研究，对于城乡协调发展以及提升农村居民生活满意度具有重要的现实意义。

本文从两个方面来检验我国城乡质量二元性的存在性问题：一个是描述性统计检验；另一个是基于回归分析的计量经济学统计检验。然后，分析我国城乡质量二元性的原因，除了《2012年中国质量发展观测报告》所提到的城乡质量公共服务获得性以及消费者质量素质的城乡差异之外，还分析了城乡在产品售后服务方面的差异。最后，基于实证分析的结论，提出相应的政策建议。

二、文献回顾

发展中国家存在着落后的农村和先进的城市并存的二元结构，是发展经济学理论对于发展中国家现状的一个基本假定，发展的过程就是逐步消除二元结构的过程。农村和城市在劳动生产率上的差异，决定了城乡之间在经济、社会、生活方式等多个方面的差异。研究我国城乡差异的文献很多，但专门以城乡质量为研究主题的文献较少，已有的文献中主要是从生活质量、经济发展以及公共服务等方面进行研究。

赵向红、陈胜涛（2006）研究了城乡生活质量差异的问题。其研究的基本假设是，农村人口向城市集中使得城市公共支出扩大，乡村资金缺乏，公共投入严重不足，导致更多的人寻求进入城市去发展，这反过来又影响了对农村生活应有的关注，使城乡的差距越来越大。他们认为人口从农村向城市流动的原因是城乡生活质量的差异，因此通过一系列指标的设计来检验城乡生活质量是否存在显著差异。其设计的指标体系主要包含居住、出行、公共设施、文化、教育、安全生活等共10个方面的质量评价指标，通过问卷调查的方式来获得评价数据。

经济发展的差异性是决定城乡质量差异的一个基础要素，在城乡经济二元性方面有大量的研究。如蔡雪雄（2009）用比较劳动生产率、二元对比系数和二元反差系数三个指标，来实际测度城乡经济二元性；此外还有其他一些文献从不同的侧面来度量城乡经济二元结构，但在方法上是相似的，即采用已有的经济发展统计数据来计算城乡之间的对比数据。

城乡二元结构的另一个重要方面是公共服务的二元性。公共服务供给的城乡差别既是城乡二元结构的主要表现之一，又是城乡二元结构的成因之一。卜晓军（2010）从教育、公共卫生医疗、公共文化等“公共事业”，社会保障等“基本民生”，公共设施和基础设施等“基础民生”以及公共安全服务等四个方面具体地测度了城乡公共服务二元化的特征。

而首次提出城乡产品质量二元结构的是黄东海（2011），他指出我国存在着农村产品质量低于城市产品质量的二元结构现象，他认为城乡之间存在产品二元结构的原因是经济发展差异、消费信息不对称、产品资源和监管资源不均衡等四个方面，并提出加强农村产品监管等政策建议。该文仅对城乡质量二元结构进行了定性描述而没有从定量数据上加以验证。

首次以实证数据方式定量地呈现我国城乡质量二元结构的是《2012年中国质量发展观测报告》（武汉大学质量发展战略研究院，2013）。该报告从产品、工程、环境和服务四大领域的质量满意度得分、城乡居民的质量素质以及城乡质量监管与服务资源等方面定量地呈现了农村和城市在质量发展方面的差异性。

从以上文献中可以发现，城乡质量二元性是我国城乡二元结构的重要表现之一，已有的研究中从定性分析的角度分析了城乡二元性的现象以及可能的原因。基于已有的研究结论，本文进一步用质量观测数据从实证的方法上对城乡质量二元性进行检验。更为具体地，就是在控制了消费者个人特征以及收入水平之后，探讨质量的满意度是否在城乡之间还存在显著的差异，并基于城乡质量二元性的具体表现提出政策建议。

三、特征事实

质量具有两重属性：一是市场属性，即质量是在市场竞争中通过消费者的选择以优胜劣汰的方式来实现的；二是公共属性，由于厂商与消费者地位不对等，以及质量信息的不对称，自由的市场竞争无法实现社会合意的结果，此时质量需要由政府来提供，如对假冒伪劣的打击，对涉及重大质量安全的产品的监管等。根据这一分析，消费者从其购买的商品或服务中所能获得的质量满意度，取决于两个方面，一是其对于产品或服务的支付能力，这是由消费者的可支配收入决定的，更高的收入可以购买更好的质量；另一个是由外部条件所决定的质量消费环境，如政府的质量监管水平，公民的质量素质，社会的诚信意识等，同样的收入水平，在不同的质量消费环境下会得到不同的质量感受。本部分以不同侧面的数据分析来验证城乡之间的质量满意度差异，在购买力与质量消费环境这两个影响要素上的差异性。

分析的一个基本路径是，给定农村和城市同样的一个收入增长幅度，看其在质量满意度上的变化是否存在显著的差异，如果同样的收入增长能够带来大致相同的满意度增长那么可以认为城乡之间在质量的消费环境上无显著差异；相反，如果同样的收入增长，所带来的满意度增长在城乡之间存在显著差异，那么就可以初步地认为城乡之间的质量消费环境存在差异，即存在着质量二元性。本文主要从两个方面来进行这一检验，一是城乡总体收入增长与满意度变化的比较；二是不同区域之间经济二元性与质量二元性之间关系的比较。

（一）城乡不同收入组的质量满意度对比

根据质量观测的数据分析，随着收入的提高，城乡之间的质量满意度并没有收敛，而这一结果验证了上文所提出的第二种猜测，即农村质量与城市质量之间存在着二元结构特征。

表1-表3的数据共同表明，随着收入的增长，城乡的质量满意度都有所增长，更高的收入可以为消费者带来更高的质量满意度水平。这使得本部分的分析成为可能，这也表明城乡质量满意度的差异存在着城乡收入差距的因素。但是农村质量满意度在由低收入向中等收入，以及由中等收入向中高收入变化时并无显著增长，其质量满意度增长主要集中于最高收入组（家庭月收入高于10000元），而这一组别在农村样本中所占的比例很低（仅为3.65%）；相反，在城市样本中，随着收入的增长，质量满意度在各个领域都有显著的增长，并且城市的满意度增长主要发生在中间两个收入组，即家庭月收入在3001―5000元以及5001―10000元两个组别，城市居民的质量满意度在3001―5000元收入组相对于3000元以下这一阶段，以及5001―10000元相对于3001―5000元这一阶段的增长，都显著地要高于农村。这表明，同样的收入增长，在农村所能获得的质量满意度提升要低于城市，农村的质量环境要低于城市，即使在考虑同等的购买能力时，农村的质量环境较城市要差，这一特征性事实初步地验证了城乡质量二元性。

（二）不同区域的质量二元性对比

为进一步研究质量二元性的成因，本文比较分析不同区域间质量二元性与经济二元性之间的关系。度量经济二元性的指标有很多，如二元对比系数，二元反差系数等（蔡雪雄，2006）。考虑到数据的可得性，本文选用城乡收入比值来度量城乡经济二元性，该比值越大代表经济二元性越强。在所有48个调查区域中，本文从东、中、西部地区分别选取2―3个代表性地区，共8个地区。质量二元性指标是城市质量满意度与农村质量满意度的比值，主要选取了食品、药品、家用电器、汽车、日用品等五个大类商品的质量满意度，各大类商品的总体质量满意度是由各子类满意度取平均值得到的。

本文所选取的8个地区的区域分布是：东部3个，中部3个，西部2个，其城乡收入比从1.90变化到3.42，具有较大的变异性，对于不同区域的经济二元性具有代表性，其变化的大致趋势是从东部往西部经济二元性日益扩大。从表4中的结果可以看到，随着经济二元性的依次降低，质量二元性仅在部分产品和部分经济二元性区间显示出下降的趋势，如汽车在[2.093，2.789]，药品在[2.093，2.789]，家用电器在[2.093，2.865]等，呈现随着经济二元性的降低而下降的趋势。所有产品质量的城乡二元性，在整个区间内随着经济二元性的降低而下降的趋势并不显著。换言之，随着经济总体发展水平的提高，城乡的经济二元性出现了下降趋势（根据本文所选取的样本），但是质量满意度的二元性并没有显著下降，亦即表明农村的收入增长所带来的质量满意增长要低于城市。

这一结果从区域的角度支持了本部分提出的假说，即收入差距仅能部分解释我国城乡质量二元性，除了收入因素以外，质量二元结构还主要是城乡质量消费环境差异造成的。

四、实证分析

根据第三部分的特征事实，城乡质量满意度存在着差异。这种差异并不是绝对水平上的差异，而是结构上的差异，并且这一差异不能由城乡收入水平的差异唯一地解释。由于质量状况是一个多因素决定的复杂系统，因此在分析城乡质量状况差异时应对其他变量加以控制，如果在控制其他关键因素时，城乡变量（即“户口”）对于质量满意度仍有显著性影响，那么就可以在统计上验证城乡质量二元性的存在。

本部分主要从两个方面来进行检验：一方面是质量发展状况，主要是从产品的质量满意度来度量；另一方面是质量安全状况，以消费者对于质量安全感受、受到质量伤害的几率以及所受到的实际质量伤害等指标来度量。

（一）变量说明与描述性统计

本文的数据来源于武汉大学质量发展战略研究院2012年全国宏观质量观测调查，共有2865份有效样本。该调查数据涵盖全国26个省（自治区、直辖市），48个区（县），是进行宏观质量评价较为理想的数据。

在本部分的回归分析中，控制变量选取了消费者的个人特征和家庭收入水平。个人特征主要选取了被访者的性别、年龄和受教育程度。之所以选择这些控制变量，是考虑到不同的性别、年龄和受教育程度的被访者在质量知识的掌握以及对于质量的感知可能存在差异从而会有不同的质量满意度；之所以要控制家庭收入水平是考虑到一个家庭的收入水平可以代表其消费能力，一般而言消费者能力较高的家庭可以购买价格较高质量较好的产品，另一方面消费支出的量也代表了不同家庭接触质量问题的频度，对于家庭消费水平的控制可以分离出城乡质量差异中除了经济发展差异以外的因素的影响。

关于本文所选取的变量取值及其含义的解释如表5所示。

回归中所选取的变量说明及变量的描述性统计结果如表6所示。

（二）质量发展城乡二元性检验

对于质量满意度使用序数统计量回归模型（OrderedProbitModel），其回归结果如表7所示。

表7的回归结果表明，在控制户口、性别、年龄、受教育程度以及家庭的月收入水平以后，食品、日用消费品和家用电器的质量满意度均无显著的城乡差异，仅有药品的质量满意度是城市显著高于农村的。这表明，食品、日用消费品等作为较低层次的需求品，未发现城市显著高于农村的现象，同时也没有城市显著低于农村的情况出现。药品的质量满意度在城乡之间的显著差异，可能的原因在于药价太高，使得收入相对较低的农村居民对于一定价格水平的药品质量评价较低。因此本文猜测，在较低级层次的消费品城市与农村的质量满意度无显著差异，而在较高级层次的消费品（主要是耐用消费品）方面，存在着城乡二元性差异。为验证这一猜想，进一步对家用电器的质量满意度进行回归分析。

表8的回归结果表明，除了电视机和热水器以外，其他三类家用电器（冰箱、洗衣机和空调）的质量满意度均存在显著的城市高于农村的情形，这也证实了较高层次的消费品质量满意度存在城乡差异的观点。

（三）质量安全城乡二元性检验

接下来对质量状况的另一个方面――质量安全进行分析。在回归分析的模型选择上，由于质量伤害几率以及质量安全感受是由1变化到5的序数统计量，因此使用了序数统计量回归模型。对于质量安全的回归结果如表9所示。

表9的回归结果表明，当控制消费者个人特征以及家庭月收入等变量以后，食品、药品和日用消费品的质量安全满意度在城乡之间的差异均不显著，食品的质量安全满意度城市居民低于农村居民（在15%的显著性水平下），但是家用电器的质量满意度存在显著的城市高于农村的情形。

以上三个回归分析表明，总体上在产品安全性方面未发现城市显著高于农村的证据，在产品质量满意度方面，初级消费品（主要是食品、日用消费品等）不存在城乡差异，而在较高层次的消费品（主要是如家用电器等耐用消费品），出现了显著的城乡差异，在这一方面农村地区的质量满意度要显著地低于城市。这表明，随着我国经济的发展和政府质量监管的加强，在保障质量安全底线以及一些与人民生活息息相关的基本消费品方面，城市和农村都取得了同样的进步，但在耐用消费品方面还存在着显著的城乡二元性。

五、城乡质量二元性的原因分析

实证分析结果清晰地表明，城乡产品质量存在着二元结构特征，并且城乡质量二元性并不能完全由城乡的经济发展二元来解释，还存在着质量发展环境的差异；此外控制了个人特征以及消费能力等因素的计量回归分析表明，城乡质量二元性主要体现在质量发展维度，特别是较高层次的消费品。那么对于城乡质量二元性原因的分析，应着重于质量发展的环境，特别是影响质量发展的因素来展开。

《2012年中国质量发展观测报告》中提出，影响一个地区质量发展水平的外部因素主要有两个方面：一个是质量的公共服务水平，质量公共服务主要包括检测、检验、标准、质量教育等，政府在这些方面的投入以及工作成效决定了质量公共服务的水平；另一个是消费者的质量素质，因为其代表了对质量的需求能力，消费者质量素质主要由消费者的质量知识能力、质量文化以及质量维权能力等方面构成。并且该报告从以上两个方面给出了实证数据的支持。本文的实证分析进一步地验证了这一结果。此外本文还提出从满意度的一般性定义来加以分析。

根据顾客满意度的基本定义，满意度是一种心理状态，是顾客消费某种产品或服务时所产生的感受与自己的期望所进行的对比（Fornell，1996）。因此满意度的差别可以从两个方面来解释：第一是消费者的实际感受，即主要由产品或服务的内在属性所决定的，能够给消费者带来的价值感受，而对消费者而言，能够获得的产品属性的好坏，又很大程度上是由其购买的能力所决定的；第二个方面是消费者的预期，满意度从根本上是预期与实际感受的对比，如果预期与实际的感知相符合，则满意度高，相反如果实际的感受与预期水平有较大差距，则满意度低。

我国的相关统计数据表明（见表10），城市居民在家用电器等耐用消费品需求方面基本得到了满足，而农村地区除了电视机基本满足以外，在其他日用消费品方面属于较高层次的需求，仍有很大的空间。一般而言，对于较高层次的需求，一开始会以数量的满足为主，而对于质量的预期较低；但是实证数据却表明，农村地区的家用电器的质量满意度与城市有显著的差距，并且这种差距不能由收入来解释，因而可能的原因有两种：一是与产品相关的服务存在着城乡差异，由于农村地区居住分散，商品的使用密度较低，因而服务网点很少，由于服务的缺失使得农村产品质量无法得到和城市一样的服务保障；二是可能存在着农村产品质量水平总体较低，同时监管力量薄弱，而这一观点在其他文献中也指出来了（黄东海，2011）。

因此，城乡质量满意度二元性的差异，是由服务差异造成的。而这种服务一方面是与产品的消费相关的服务供给不足；另一方面，是政府的监管和其他公共服务的提供不足。

六、主要结论、政策建议和研究展望

（一）主要结论

本文基于武汉大学质量发展战略研究院2012年质量发展观测数据，主要使用描述性统计和计量经济学的定量分析方法，对质量城乡二元性命题进行了进一步的实证检验。描述性统计是考察收入增长对质量满意度的作用是否存在城乡差异，计量经济学的实证分析是通过控制其他特征变量的前提下考察城乡变量对于质量满意度是否显著。基于调查数据的实证分析得到如下主要结论。

第一，描述性统计数据表明，我国总体上呈现出质量满意度与收入呈正相关的趋势，因而如果能够验证城乡之间收入增长所带来的不同的质量满意度增长，即可以证明城乡质量消费环境的二元性。基于城乡之间收入分组分析表明，收入的增长能够显著提高各个收入阶段的城市居民的质量满意度，但收入增长对于农村居民的质量满意度增长的作用存在着差异性，在收入较高水平（月收入10000元以上）的组别，收入增长可带来显著的满意度增长，但是对于中低收入组的农村居民满意度的增长并不显著。因而，同样的收入增长对于质量满意度的正效应在城乡之间存在着差异，表明城乡之间在消费环境方面可能的差异。

第二，我国东、中、西部地区的质量满意度二元性与经济二元性之间的关系表明，仅有部分产品在部分区间存在着质量二元性随着经济二元性下降而下降的趋势，而整体上并没有呈现出两者之间的正相关关系。因此，从宏观数据上也证明了，即使农村地区的收入较快增长，城乡经济二元性下降，质量的二元性（以质量满意度衡量的）并未见显著降低，农村质量消费环境显著地低于城市地区。

第三，实证分析的结果表明，在食品、日用消费品方面的质量满意度未见显著的城乡差异性，家用电器质量满意度在一个较低的显著性水平下呈现城市高于农村的情形，而药品的质量满意度则呈现出较为显著的城市高于农村的情形。对质量安全感受的定量分析表明，食品、日用消费品和药品的安全性并不存在显著的城乡差异，家用电器的质量安全性农村显著低于城市。对于家用电器各子类的进一步实证分析表明，冰箱、空调、洗衣机等产品的质量满意度存在显著的城乡差异，而电视的质量满意度不存在城乡差异。以上结果共同表明，对于较低层次的消费品，不管是在质量安全性还是质量满意度方面，不存在显著的城乡差异，但对于较高层次的消费品如家用电器存在着较为显著的城乡差异，因此城乡质量二元性主要体现在较高层次的耐用消费品方面，这也是解决城乡质量二元结构的重点所在。

第四，本文的实证结论支持了《2012年中国质量发展观测报告》中对于城乡质量二元性原因的基本分析，即主要是由于城乡在产品相关服务、政府的质量公共服务资源上的分布不均，以及城乡居民质量素质差异造成的。同时，本文进一步提出由于产品的服务化倾向而导致农村地区产品相关服务不足，也是造成农村地区质量发展落后于城市的另一个重要原因。对于家用电器的数据分析也表明，在农村拥有量较高的产品中如电视，其质量满意度与城市无显著差异，而在拥有量较低的如空调、冰箱、洗衣机等产品中质量满意度显著低于城市，因而对于较高层次的耐用消费品的城乡质量满意度存在城乡差异。

（二）政策建议

针对基于实证分析所得到的我国城乡质量二元性的结构性特征，为进一步消除城乡质量二元性，提高我国的整体质量满意度，本文提出以下具体的政策建议。

第一，建议将质量监管与公共服务资源向基层的工业发展，向县域及镇域推进，将质量服务与质量监管资源与工业生产密切结合，在产业集中的乡镇建立起质量监督与质量技术服务机构。同时加强对于农村居民的质量宣传与教育，提升其质量素质，特别是加强基本的质量法规以及质量维权能力的宣传，让农村居民重视质量的同时也能够熟悉出现质量问题以后的维权途径，以改善农村质量消费环境。

第二，加强对于农村地区耐用消费品的质量监管力度。我国城乡质量二元性主要体现在耐用消费品方面，近年来随着农村居民收入水平的提升以及家电下乡等政策的实施，农村地区耐用消费品的使用量有所增加，但是质量低于城市。对于耐用消费品之类的工业产品，其客观属性在城乡之间本不应该有所差别，但是由于农村地区监管资源相对薄弱，在家电下乡的过程中，质量不合格产品进入到农村市场的现象也屡见不鲜，因此建议加强对于农村地区耐用消费品的质量监管，严禁企业对于农村和城市的产品在质量安全方面执行不同标准。

第三，加强对于农村地区相关产品的服务提供力度，提升农村地区产品的配套服务能力。由于与质量相关的服务供给需要规模经济性，在大量分散的农村地区，不管是让厂商提供配套的售后服务，还是让政府提供质量公共服务，都需要耗费高昂的成本，厂商在农村地区提供相应的售后服务是不经济的，这影响了农村地区耐用消费品的质量满意度水平。因此应采取相应的政策措施加强对于重点耐用消费品的售后服务在乡镇区域的提供，如对于下乡产品的售后网点提供补贴等；另一方面不断地加快城镇化步伐，城镇化不仅是我国经济发展的战略，也是解决城乡质量二元性的根本对策，推进农村人口向城镇集中，在一些农村腹地的中心镇提供必要的质量公共服务。让农村居民能够获得与质量相关的服务，这是解决城乡质量二元性的长远考虑。

（三）研究展望

本文用质量观测的数据对我国的城乡质量二元性进行了实证研究，验证了质量发展方面的二元性，但该问题还需要在本文的基础上在以下几个方面进一步地加以研究。首先是在城乡质量二元性的度量指标方面，需要将主观性指标与客观性指标进行对比分析，主观的质量满意度与客观的质量决定因素到底存在何种关系，对于分析质量的城乡差异是非常重要的因素，如同样的产品，其品牌都是一样的，为什么会在城乡之间的质量满意度存在差异，或者说同样的客观属性为什么农村的主观满意度要低于城市，这就是农村和城市的质量二元性的具体表现。其次，在质量满意度的决定模型的选择上，本文主要是基于已有的文献以及经验分析选择了相关的回归变量，而经典的质量满意度模型是由Fornell等学者提出的成熟模型，包含感知质量和期望价值等要素，实证分析需更多地考虑这些要素。最后是城乡质量二元性可能在多个层面存在，如不仅仅表现在产品，而且在工程、服务和环境等方面都存在着结构性差异，要全面地分析质量二元性，须对这些方面同步地加以考虑。限于数据的可获得性，本文对以上问题并没有深入地研究。

参考文献：

[1]程虹、范寒冰、肖宇，2012：《企业质量安全风险有效治理的理论框架――基于互联网信息的企业质量安全分类模型及实现方法》，《管理世界》第12期。

[2]程虹，2010：《宏观质量管理的基本理论研究――一种基于质量安全的分析视角》，《武汉大学学报（哲学社会科学版）》第1期。

[3]程虹、李清泉，2009：《我国区域总体质量指数模型体系与测评研究》，《管理世界》第1期。

[4]程虹、李丹丹、范寒冰，2011：《宏观质量统计与分析》，北京大学出版社。

[5]程虹，2009：《宏观质量管理》，湖北人民出版社。

[6]蔡雪雄，2009：《我国城乡二元经济结构的演变历程及趋势分析》，《经济学动态》第2期。

[7]黄东海，2011：《浅析城乡产品质量“二元”结构现状及破除对策》，《中国质量报》。

[8]谭崇台，2001：《发展经济学》，山西经济出版社。

[9]卜晓军，2010：《我国城乡公共服务均等化的制度分析》，博士学位论文。

[10]武汉大学质量发展战略研究院中国质量观测课题组，2013：《2012年中国质量发展观测报告》，中国质检出版社/中国标准出版社。

[11]赵向红、陈胜涛，2006：《城乡生活质量差距比较研究》，《社会科学家》第2期。

[12]杰弗里・M・伍德里奇，2010：《计量经济学导论（第4版）》，中国人民大学出版社。

城乡文化差异范文

关键词：凯恩斯消费函数自发消费边际消费倾向城乡发展差距

党的十六大报告首次提到要统筹城乡经济社会发展，随后党的十七大报告中专门提出要统筹城乡发展，推进社会主义新农村建设，而党的十报告中再次提出要推动城乡发展一体化。在十八届三中全会中，更是明确指出城乡二元结构是制约城乡发展一体化的主要障碍。可见，出现在我国的城乡发展差距已经成为制约国民经济健康稳定持续发展的一大瓶颈。

相关研究概述

我国城乡发展差距，表现在经济社会的方方面面，因此衡量城乡之间发展差距的指标存在多元化的特点，选取指标的原则是最大化地反映城乡经济社会发展差距。李武（2009）对我国城乡收入消费水平的研究表明，城乡收入差距是导致消费差异的主要原因，其中，自发消费差距的主要原因是城乡之间消费观念、消费环境和生活水平的差异，边际消费倾向差距的主要原因是城乡之间就业、公费医疗、劳保、退休金和各种补贴的差异。对于产生居民消费函数差异的原因，史云鹏、赵黎明、贺颖（2012）也实证研究了城乡消费差异和收入差距、收入水平之间的关系，认为收入差距的缩小有助于缩小城乡消费差异。通过对我国城乡之间消费函数中的自发消费和边际消费倾向差异的综合比较，可以得出城乡之间就业、社会保障、医疗、消费环境、生活水平、收入之间的差距。因此，城乡之间消费函数的差异程度可以科学客观地反映出城乡发展差距程度。

国内学者基于凯恩斯消费函数的视角对我国对城乡居民消费函数差异研究的建模方法主要分为两类：一是分别建立城乡居民消费函数模型，利用普通最小二乘法，对城乡居民消费函数模型进行求解，得出消费函数的差异程度。如周佳迪（2009）在对我国城乡居民消费函数比较研究中，分别建立回归模型比较分析了城乡居民自发消费和边际消费倾向方面的差异。此种建模方法虽然可以直观地将消费函数的差异程度表现出来，但是无法判断此差异是否显著。二是通过引入虚拟变量，建立城乡结合的居民消费函数，得出消费函数是否有显著差异。如吴有昌（1995）通过引入虚拟变量，得出城市居民和农村居民的边际消费倾向并没有显著差异。此方法建模，只能计算出某个时间序列内的城乡之间消费函数的平均差异程度，无法判断差异程度在该时间序列内是如何变化的。

对城乡居民消费差异进行实证分析，其利用的数据种类主要分为两类：一是时间序列数据，如胡婷、李余生、陈园（2012）通过1995-2009年城乡居民可支配收入和生活消费数据，建立成都城乡居民消费函数模型，对成都市城乡居民消费差异进行实证分析；二是面板数据，如管庆学（2010）在研究1999-2008年中部六省城乡居民消费中，基于凯恩斯消费函数，运用统计计量的方法推导出中部六省城乡居民消费函数；孙爱军（2013）在对城乡居民消费差距的现状及其影响因素的研究时，利用的是1996-2009年的省际面板数据。

目前，国内学者很少从消费函数的视角对我国城乡发展差距如何变化这一经济社会现象进行研究。基于此，本文从凯恩斯消费函数的角度，根据2002-2012年我国31个省份（除港澳台）城乡居民收入和消费数据，以每一年的横截面数据构建城乡居民消费函数，对2002-2012年我国每年城乡之间消费函数的差异程度及其显著性程度的变化情况分析，得出从党的十六大以来，我国城乡发展差距变化的情况。

模型构建

凯恩斯的绝对收入消费理论认为，消费受到多种因素的影响，如收入水平、商品价格水平、利率水平、收入分配状况、消费者偏好、社会保障制度。其中，对消费起决定意义的是收入水平，且随着收入的增加，消费会增加，但消费的增加不及收入增加多，消费和收入的这种关系称为消费函数。如果消费和收入之间存在线性关系，y代表收入，c代表消费，则消费函数为c=α+βy。其中，α为自发消费，β为边际消费倾向。

根据凯恩斯绝对收入消费理论，建立城乡居民消费函数模型：

ci=α+βyi（1）

其中，ci为居民i消费水平，yi为居民i收入水平。

在城乡居民消费函数模型中存在城镇居民和农村居民两个定性类型，按虚拟变量的设置规则，在有截距项的模型设定中，应引入一个虚拟变量Di。当居民为城市居民时，虚拟变量Di取值为1；当居民为农村居民时，虚拟变量Di取值为0。

由于城乡边际消费倾向的差异额会影响自发消费的差异额，当边际消费倾向差异值增大时，自发消费的差异值可能会相应地减小，即二者呈反方向变化，所以通过控制变量法，分别运用加法类型和乘法类型将虚拟变量加入原城乡居民消费函数模型中，得到新的消费函数模型：

ci=α+βyi+α1Di+ui（2）

ci=α+βyi+β1（Diyi）+ui（3）

加法方式引入虚拟变量改变的是截距，即自发消费。在城乡边际消费倾向相同的情况下，若参数α1通过了t检验，即说明城市居民和农村居民的自发消费有显著性差异，参数α1的值就是自发消费的差异值；乘法方式引入虚拟变量改变的是斜率，即边际消费倾向。在城乡自发消费相同的情况下，若参数β1通过了t检验，即说明城市居民和农村居民的边际消费倾向有显著性差异，参数β1的值就是边际消费倾向的差异值。通过对消费函数中参数α1和β1的值的变化及其t统计量值进行分析，可以得出我国城乡居民消费函数差异的变化情况，定量判断我国城乡发展差距变化的情况。

实证分析

（一）数据选取与处理

本文选取2002-2012年我国除港澳台外的31个省份城市居民人均可支配收入、农村居民人均纯收入、城乡居民人均消费和城乡居民消费价格指数的时间序列数据组成实证分析的面板数据。

原始数据中城市居民人均可支配收入、农村居民人均纯收入和城乡居民人均消费中包含了通货膨胀带来的价格因素，直接利用原始数据，因存在价格因素的影响会对结果产生较大的影响，因此，利用城乡居民消费价格指数对原始数据进行去价格因素处理，得到以2002年为基期的可比的城市居民人均可支配收入、农村居民人均纯收入和城乡居民人均消费数据。

（二）模型检验及修正

由于每一年城乡居民消费函数的模型相同，所以每一年城乡居民消费函数的实证分析基本相同，选取其中某一年的数据，进行实证分析，介绍其实证分析方法。

以处理后的2002年的横截面数据为例，运用模型（2）对我国城乡发展差距进行实证研究。运用Eviews软件，得到的OSL回归结果如下：

c=-226.6744+0.764994y+296.4696D

t=（-1.3514）（31.2881）（2.0683）

R2=0.983550，R2=0.982992，DW=2.057259，F=1763.779

从回归结果可知，修正的可决系数大于0.95，说明模型具有较高的拟合优度。边际消费倾向为0.7649，在0和1之间，符合实际情况。自发消费为负值，与实际并不相符。自发消费无法通过显著性检验，拉玛纳山（2003）解释：常数项俘获了因变量的均值和省略变量的平均影响，所以一般是忽略常数项的显著性或者干脆省略，但除非有非常充分的统计理由，否则不能去掉常数项，因为这样做会让回归线强行通过原点，导致严重的模型设定错误。所以模型仍然保留自发消费这个常数项，而自发消费差异值为296.4696，且t统计量为2.0683，理论上也并不明显显著，说明城乡之间自发消费差异并不显著。

由于横截面数据中总体各样本之间的差异，使得回归结果易产生异方差。异方差的存在将导致模型的参数估计不再有效、OLS估计式的方差不再是最小值，这些都对回归模型的正确建立和统计推断产生严重影响，需要对模型OLS回归结果进行异方差检验。在样本容量足够大即超过30的情况下，可以直接对回归结果使用怀特（White）检验，并且这种检验具有不必事先假设知道异方差的存在和造成异方差原因的优点。经过怀特（White）检验，得到的nR2为11.8509。nR2>χ20.05（5）=11.0705，即在显著性5%的条件下，拒绝原假设，说明原模型OLS回归结果存在异方差。由此可知，我国城乡居民的消费函数并没有很好地说明城乡居民自发消费差异的大小。

由于模型结果存在异方差性，即Var（ui）=σ2i，因此，通过加权最小二乘法消除模型中存在的异方差。对权数wi分别取1/│e│、1/e2或1/│e│3。当σ2i越大时，wi越小；当σ2i越小时，wi越大。选用三种加权权数，经过加权后，选取模型回归结果最佳的加权方式。其原则为，选择消除异方差最好的加权方式，即新的回归结果经怀特（White）检验后，其White统计量的相伴概率最高，且超过5%的显著性水平，并且回归结果均能通过统计推断检验和计量经济学检验。

运用加权最小二乘法，在确定最佳加权方式后，得到如下回归结果：

c=-116.4569+0.763763y+310.2298D

t=（-22.61718）（254.9502）（20.86468）

R2=0.999956，R2=0.999955，DW=1.833890，F=304512.6

对新的回归结果进行怀特（White）检验，得到的结果为：nR2=0.7488。此时，nR2

自相关虽然主要出现在时间序列数据中，但有时也会出现在截面数据中，其被称为空间自相关。对于模型自相关检验，本文采取最简便的偏自相关系数检验方法，运用Eviews软件，选择滞后期为12，则会得到残差ei和ei-1，ei-2，…，ei-12各期的相关系数和偏相关系数，对本模型OLS回归结果进行自相关检验，得出模型回归结果并不存在自相关。

综上所述，新的回归结果很好地说明了城乡之间自发消费差异的大小。

（三）实证结果及分析

根据上述的计算及修正方法，依据处理后的2002-2012年每一年的横截面数据，运用模型（2）和（3）对2002-2012年我国城乡结合后的居民消费函数进行实证分析。

由于本文的着眼点在于分析城市居民消费函数和农村居民消费函数的差异，所以将2002年至2012年的模型回归结果的参数α1、β1值提取出来。实证结果如表1所示（结果保留四位小数）。

经过模型的检验和修正，2002-2012年的模型回归结果均通过了统计和计量检验，城乡消费函数在自发消费和边际消费倾向方面差异显著。所以，当城乡居民边际消费倾向相同时，2002-2012年我国城乡居民的自发消费均有显著差异；当城乡居民自发消费相同时，2002-2012年我国城乡居民的边际消费倾向均有显著差异。

由表1可知，城乡居民自发消费差异值和边际消费倾向差异值最小的时间均发生在2006年，而2012年则是差异值最大的年份。

城乡居民自发消费差异值和边际消费倾向差异值的变化情况可以通过时间序列图表现出来。因为城乡之间各种非收入差距直接反映在参数β1值的大小上，而参数β1值很小，无法将城乡自发消费差异值和边际消费差异值结合在一起综合分析，所以将参数β1值放大10000倍，制作城乡居民自发消费和边际消费倾向差异值的时间序列折线图，结果如图1所示。图中的数据点为正方形的折线代表边际消费倾向差异值的走势，数据点为三角形的折线代表自发消费差异值的走势。

由图1可知，2002-2006年，我国城乡居民的自发消费差异值逐渐下降，但是2006-2012年，城乡居民的自发消费差异值呈现上升趋势，并在2011年出现了急速上升的趋势。2002-2012年的城乡边际消费倾向差异值也呈现出与自发消差异值相似的变化趋势，城乡边际消费倾向差异值在2009-2011年出现了波动，但其并不影响城乡边际消费倾向差异值的整体走势，所以我国城乡消费函数的差异程度变化趋势基本呈U型。

根据实证结果，得知缩小城乡发展差距是一个曲折漫长且十分艰难的过程。21世纪以来，特别是党的十六大以来，国家明确提出要统筹城乡发展，积极调整发展战略，按照工业反哺农业，城市带动乡村和“多予少取放活”的基本方针，大力调整国民收入分配和财政支出结构。2003年中央提出城市加强对外来务工人员的管理和服务，逐步消除对农民工的歧视，2004年中央下发《中共中央国务院关于促进农民增加收入若干政策的意见》，并在农村实施“村村通”工程，2005年明确提出建设社会主义新农村，为未来农村发展指明方向，2006年全面取消农业税，且在农业税取消前后，加强对粮食、良种、农机具的财政补贴，不断提高农产品收购价格，这些措施缩小了城乡之间的发展差距。而2007年以来爆发的国际金融危机，我国实施了扩张的财政政策和货币政策，自发消费和边际消费倾向的差异值与收入、养老、医疗、就业等民生保障息息相关，而二者自2007年以来不断扩大，说明国家在运用扩张的财政政策和货币政策刺激经济发展的同时，并没有注重统筹城乡共同发展。2008年推出的4万亿经济刺激计划，绝大部分资金都是由政府发债筹措，而其中3万亿的资金又是由地方政府筹措，这无疑大大加重了地方政府的债务负担，使得地方政府在支农惠农、农村社会保障方面的支出大打折扣；而各地开工的投资项目，在促进城市经济发展的同时，没有很好的做到以工促农、以城带乡，没有带动农村地区相关产业的发展，使得经济发展的红利并没有完全惠及广大农村地区。所以当4万亿的经济刺激计划完全被市场所消化后，2011年城乡发展差距呈现进一步加速扩大的趋势。粗放型的投资只会加大城乡发展差距，而城乡发展差距又会抑制农村承接城市产业转移，抑制以城带乡，进一步导致城乡发展差距的扩大，使得城乡发展差距扩大呈现出加速的状态。

政策建议

我国城乡居民消费函数的差异程度受到包含收入差距在内的多个因素的影响，而我国城乡居民收入差距，从2002年以来是逐年上升的，但是城乡居民消费函数的差异度却呈现出先降后升的趋势。这说明了我国城乡居民消费函数的差异主要受到消费观念、消费环境、就业、社会保障、医疗、福利等其他非收入差距的影响。所以，虽然收入差距仍是我国城乡发展差距的一个重要方面，但城乡居民的非收入差距也已经成为城乡发展差距中无法忽视的一个方面。

根据以上的分析及结论，本文对缩小城乡发展差距提出以下五点建议：

一是缩小城乡居民收入差距。努力提高农村居民收入水平，多渠道增加农民收入。促进农业生产现代化，科技兴农，提高农业生产效率；加大工业反哺农业力度；促进农业产业化的形成；促进农村第二、第三产业发展；提高农民非农业生产收入占总收入比重。

二是加强对农业的支持力度。逐步提高对农产品的收购价格，完善农产品收购价格体制，形成可以良好激励生产的农产品价格制度，确保农民的生产积极性；加大对农业生产的各项补贴，发挥各项补贴对农业发展的导向作用，积极引导农业生产向高科技、高效益方向发展。

三是加快农村基础设施建设。加大对农村地区基础设施建设的投入，为农业产业发展创造条件，为承接城市产业做好准备，真正做到以工促农，以城带乡。

四是进一步推进和完善农村社会保障制度。加速推进失业、养老、医疗保障制度建设，完善农村失业救济制度、农村基本养老保险制度、农村基本医疗保险制度；扩大农村社会保障制度覆盖范围，使更多的农村居民没有后顾之忧，释放农村发展潜力。

五是减小城乡社会公共事业发展差距。积极推动教育和医疗事业在农村地区的发展，改善农村教学各项硬件及软件条件，加强农村职业教育和技能培训，不断提高农民自身知识文化素质；繁荣农村文化氛围，推动农村地区的文化产业发展。

1.李武.基于凯恩斯消费函数的我国城乡居民消费差异实证分析[J].统计研究，2009（6）

2.史云鹏，赵黎明，贺颖.城乡消费差异的模型解释―城乡消费差异函数的建立及应用[J].西安电子科技大学学报（社会科学版），2012（3）

3.周佳迪.中国城乡消费函数对比分析[J].现代经济信息，2009（14）

4.吴有昌.中国城乡居民消费函数比较[J].经济科学，1995（3）

5.胡婷，李余生，陈园.基于凯恩斯消费函数的成都市城乡居民消费差异研究[J].价值工程，2012（3）

6.管庆军.1999-2008年中部六省城乡居民消费实证分析[D].山西财经大学，2010

7.孙爱军.中国城乡居民消费差距的现状及其影响因素分析―基于1996-2009年省际面板数据的实证研究[J].北京工商大学学报（社会科学版），2013（3）

8.高鸿业.西方经济学（宏观部分）[M].中国人民大学出版社，2011

9.庞皓.计量经济学[M].科学出版社，2010

10.拉玛纳山.应用经济计量学[M].机械工业出版社，2003

城乡文化差异范文篇3

关键词：大连市；城乡差异；城乡一体化

中图分类号：F062.5文献标识码：A

文章编号：1005-913X（2013）01-0017-02

一、研究区域概况

大连市位于中国东北辽东半岛最南端，西北濒临渤海，东南面向黄海，是中国的15个副省级城市之一，全国5个国家社会与经济发展计划单列市之一，也是全国14个沿海开放城市之一，是辽宁省的一个重要沿海港口城市，省内第二大城市，中国东北主要的对外门户，也是东北亚重要的国际航运中心、国际物流中心、区域性金融中心。2011年全国两会，大连被国家定位为振兴东北老工业基地的龙头及部级战略辽宁沿海经济带开发开放的核心城市。2012年中国城市竞争力排名十一位，金融竞争力全国第八，东北第一。[1]

二、大连市城乡差异分析

基于数据的可获得性，本文选取大连市2001～2011年的相关数据，计算出城乡居民收入比率和城乡二元对比系数。

如图所示：2001～2005年，大连市城乡居民收入差异比率曲折上升，由1.9：1扩大到2.03：1，略微扩大，此时城乡二元对比系数由16%上升到19%，上升了3个百分点，这说明农业部门与非农业部门的差别减小，城乡二元性有减弱的趋势。而2005～2010年，大连市城乡居民收入差异比率呈逐年下降的趋势，由2005年的2.03：1缩小到2010年的1.73：1，但在此期间，城乡二元对比系数变化幅度并不大，且到2009年以后有下降的趋势，又回到了2005年的19%，这说明城乡二元性随着城乡居民收入比率的减小并没有减弱。2011年，城乡二元对比系数又上升到20%，说明大连市开始注意调整策略，以缩小城乡差距。由此可推算，大连市近年来随着城乡居民收入差距的逐年缩小，城乡二元结构却没有呈现出与之同步的减弱趋势，长期下去，二元结构必将会影响到大连市的经济发展与社会和谐。

三、大连市城乡一体化实现程度分析

（一）城乡一体化衡量指标

目前学者对一个地区的城乡一体化程度的测量研究还没有达成一个统一的指标体系，根据侯刘起、胡宝清等学者[2]对中国城乡一体化评价指标体系进展的研究，可以得出，目前常见的指标大约68项，其中应用频率最多的是城乡恩格尔系数差异比率、城乡人均地区生产总值和人口城市化率。城乡二元结构已严重影响了我国经济社会的发展步伐，打破城乡二元经济结构，是缩小城乡差距的有效途径。所以本文也将能反映城乡二元结构强弱的指标，即二元对比系数纳入指标范围。根据随佳佳、王铁岗和张静[3-5]等学者对不同城市和地区的城乡一体化实现程度的研究，本文也采取了城乡居民收入差异系数作为衡量指标。

4.城乡居民恩格尔系数差异系数（E）

恩格尔系数是食品支出总额占个人消费支出总额的比重。一个国家平均家庭恩格尔系数大于59%为贫穷；51%～58%为温饱；41%～50%为小康；31%～40%属于富裕；30%以下为极其富裕。城乡居民恩格尔系数差异系数，反映城乡居民生活质量的差异，体现了社会一体化的程度，其值越小，城乡居民生活水平差距越小，反之则越大。[5]

E=农村居民恩格尔系数－城镇居民家庭恩格尔系数

（二）大连市城乡一体化实现程度分析

根据相关学者对城乡一体化的研究成果和我国经济社会发展的实际情况，将各指标的运行状态分为五个级别，[8-9]具体见表1。选取大连市2001～2011年的相关指标，对大连市城乡一体化的程度进行测量分析，结果见表2。

基于指标的大连市城乡一体化实现程度分析，综合以上各年份指标的测算结果，可以判断目前大连市城乡二元结构较明显，处于由城乡二元结构向城乡一体化过渡的后期。具体分析如下：

1.城乡居民收入差异系数（I）：2003～2005年大连市城乡居民收入差异系数处于城市化发展缓慢、二元结构状态，其他年份都处于二元结构向城乡一体化过渡前期。2011年，大连市城乡居民收入差异系数为58.55%，城镇居民人均可支配收入为24276元，农民家庭人均纯收入为14213元，城乡居民收入比率为1.71：1。

2.城市化水平（U）：2001～2011年大连市城市化水平都处于二元结构向城乡一体化过渡后期，城市化水平逐年提高。2011年大连市城市化水平为62.48%，年末总人口为588.5万人，其中非农业人口为367.7万人。

3.二元对比系数（R）：2001～2011年的二元对比系数结果都显示大连市城市化发展缓慢，处于二元结构状态。2011年大连市二元对比系数为20%，生产总值为6150.1亿元，其中农业部门产值为395.7亿元，非农业部门产值为5754.4亿元。从业人员为252.6万人，其中农业部门从业人员为63.5万人，非农业部门从业人员为189.1万人。

4.城乡居民恩格尔系数差异系数（E）：近11年间大连市城乡居民恩格尔系数差异系数变化很大，其中2001～2002年和2004年处于二元结构向城乡一体化过渡后期，2003年和2008年处于二元结构向城乡一体化过渡前期。2006年出现负值，2005年、2007年、2009～2011年间都处于城乡一体化基本完成阶段。2011年大连市城乡居民恩格尔系数差异系数为4.3%，其中城市居民家庭恩格尔系数为37%，农村居民家庭恩格尔系数为41.3%。

5.人均GDP：2001～2003年大连市处于二元结构向城乡一体化过渡前期，2004～2008年大连市处于二元结构向城乡一体化过渡后期，2009～2011年处于城乡一体化基本完成阶段。

综合判断，大连市城乡二元结构仍较明显，大连市城乡一体化水平处于由城乡二元结构向城乡一体化过渡的中后期。

四、推进大连市城乡一体化的战略与措施

（一）调整产业结构，优化产业布局

大连市应以工业化为主导，农业现代化为基础，城市化为支撑，[10]逐步壮大农村经济，强化城乡产业之间的协作和联系，缩小城乡发展的差距。

（二）合理规划，优化城乡空间结构

目前大连“一个中心，三个集聚区”的主体框架已经确立，[11]今后要立足于大连的经济水平、农村现状和区域特点，制定城乡一体化空间发展的战略规划，推进城市功能的延伸和完善，推进城乡一体化的建设进程。

（三）完善农村基础设施，优化资源配置

强化城乡设施的衔接、互补，加大对农村地区的基础设施的建设力度，为农村发展提供资金保障和智力支持，要把农村和城市的基础设施建设作为有机整体，统一布局、协调发展。

（四）城乡统筹，实现公共服务均等化

由于长期以来农村公共服务方面欠账太多，目前城乡公共服务水平仍有较大差距，[12]特别是教育、文化、医疗卫生、社会保障等方面的差距尤为明显，应加快建立覆盖城乡的公共服务体系。

（五）保护环境，注重城乡生态环境建设

加大城乡生态环境一体化建设和环境保护力度，走可持续发展的道路。加快形成资源开发和环境生态补偿机制，建立健全的环境评价和环境准入制度。[13]

参考文献：

[1]国家统计局大连调查队.大连市国民经济和社会发展统计公报（2001-2011）[R].大连市统计局.

[2]侯刘起，胡宝清，李帅，李翠凤.中国城乡一体化评价指标体系研究进展[J].广西师范学院学报（自然科学版），2012，29（1）.

[3]随佳佳，张铎.北部湾经济区城乡一体化现状、问题及对策研究[J].实证分析，2011（3）.

[4]王铁岗.于城乡差异的韶关市城乡一体化研究[J].广东农业科学，2012（6）.

[5]张静，骆高远.东莞市城乡差异及城乡一体化分析[J].区域经济，2012（2）.

[6]肖良武.我国城乡一体化进程及特性分析[J].管理学刊，2011（8）.

[7]吴先华，王志燕，雷刚.城乡统筹发展水平评价——以山东省为例[J].经济地理，2010（4）.

[8]刘伯霞.甘肃省城乡一体化发展的现状及其与全国的差距分析[J].区域经济，2006（5）.

[9]程淑红.县域城乡一体化规划研究——以皋兰县为例[D].兰州：兰州大学硕士论文，2010.

[10]于洪平.大连全域城市化的内涵及对策[J].大连海事大学学报：社会科学版，2011（6）.

[11]于洪平.大连全域城市化的内涵及对策[J].大连海事大学学报：社会科学版，2011（12）.