王亞飛　黃勇　唐爽

摘要：文章從城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)結構兩個維度分析城鄉(xiāng)收入差距擴大的原因。通過構建理論模型發(fā)現(xiàn)，隨著城鎮(zhèn)化進程加快，城鄉(xiāng)收入差距具有先收斂而后趨于擴大的變動趨勢；隨著產(chǎn)業(yè)結構不斷調整優(yōu)化，城鄉(xiāng)收入差距具有先擴大而后趨于收斂的變動趨勢。隨后利用湖北省1979年～2008年城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結構與城鄉(xiāng)收入差距的時間序列數(shù)據(jù)，通過Johansen檢驗的協(xié)整分析、Granger因果檢驗、脈沖響應函數(shù)以及方差分解等方法，對城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結構與城鄉(xiāng)收入的關系進行了動態(tài)考察。實證研究表明：城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)結構相互促進、相互影響，產(chǎn)業(yè)結構是城鎮(zhèn)化的格蘭杰原因；城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)結構變動對城鄉(xiāng)收入差距的影響，具有先擴大后逐步減少的事實特征，且兩者都是城鄉(xiāng)收入差距的格蘭杰原因。

關鍵詞：城鎮(zhèn)化；產(chǎn)業(yè)結構；城鄉(xiāng)收入差距

一、 引言

改革開放以來，中國總量經(jīng)濟保持持續(xù)高速增長的態(tài)勢下，城鄉(xiāng)收入差距并未表現(xiàn)出持續(xù)明顯的收斂趨勢，城鄉(xiāng)收入差距由1978年的2.57∶1上升到2009年的3.33∶1。當前，我國以城鄉(xiāng)收入差距為顯著特征的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構已經(jīng)成為影響中國經(jīng)濟社會持續(xù)協(xié)調發(fā)展的“瓶頸性”因素。

總的來說，已有的研究文獻大多要么是考察城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的關系研究，或要么探討產(chǎn)業(yè)結構變動對城鄉(xiāng)收入差距的影響。而當前我國經(jīng)濟社會轉型過程中同時伴隨著城鎮(zhèn)化進程加速和產(chǎn)業(yè)結構調整加快，兩者對城鄉(xiāng)收入差距的交互作用和相互關系不容忽視。本研究嘗試把城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)結構同時納入統(tǒng)一的分析框架，著重探討兩者的交互作用與城鄉(xiāng)收入差距的動態(tài)關系。

二、 城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結構與城鄉(xiāng)收入差距關系模型

借鑒巴羅的內(nèi)生經(jīng)濟增長模型，假定規(guī)模報酬不變，構建城鎮(zhèn)經(jīng)濟增長函數(shù)為：

其中，Yu表示城鎮(zhèn)經(jīng)濟中的產(chǎn)出，Au表示城鎮(zhèn)經(jīng)濟的技術系數(shù)，K為城鎮(zhèn)經(jīng)濟中的資本投入，包括兩部分：城鎮(zhèn)居民擁有的以生產(chǎn)資本形式存在的資本Ku，農(nóng)村居民擁有的以儲蓄形式存在的、最后通過銀行等金融部門全部轉化為城鎮(zhèn)生產(chǎn)資本的資金Kr。S表示城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)結構水平，用Su表示城鎮(zhèn)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構水平；Sr表示農(nóng)村地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構水平，則三者的關系為Su>S>Sr。假設S與Su之間存在穩(wěn)定的比例關系，可設S=？茲Su（0<？茲<1）。L為在城鎮(zhèn)就業(yè)的勞動力數(shù)量，包括城鎮(zhèn)原有居民的勞動力數(shù)量Lu和進城務工的農(nóng)民工數(shù)量Lr2，Su為城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)結構水平，？琢（0<？琢<1）為城鎮(zhèn)的資本—產(chǎn)出彈性系數(shù)。

由于農(nóng)村地區(qū)金融資本深化程度較低，因此，我們僅僅考慮土地和勞動力兩種生產(chǎn)要素，把農(nóng)村的經(jīng)濟增長函數(shù)設為：

Yr=ArT？茁L1-？茁r1（2）

其中，Yr表示農(nóng)村經(jīng)濟的產(chǎn)出，Ar代表農(nóng)村生產(chǎn)函數(shù)的技術系數(shù)，T為農(nóng)村擁有的土地，Lr1為在農(nóng)村從事生產(chǎn)經(jīng)營活動的勞動力數(shù)量，？茁（0<？茁<1）為農(nóng)村的土地—產(chǎn)出彈性系數(shù)。

由于城鄉(xiāng)的生產(chǎn)要素總量是一定的，所以經(jīng)濟中勞動力和資本總量滿足以下恒等式：

Ku+Kr=K（3）

Lr2+Lu=L（4）

Lr1+Lr2=Lr（5）

Lr+Lu=Lall（6）

其中，Lr表示農(nóng)村地區(qū)農(nóng)民總人口數(shù)量，Lall表示城鄉(xiāng)總人口數(shù)，其他變量含義不變。

為了便于研究，假定農(nóng)民把資金儲蓄到銀行，獲得固定不變利率r的收益，銀行再將該筆儲蓄全部按固定不變利率r貸款給城鎮(zhèn)居民，所以農(nóng)民擁有的資金Kr最后通過銀行部門全部轉化成為K的一部分。此外，假設城鎮(zhèn)的資本市場屬于完全競爭市場，且城鄉(xiāng)之間的勞動力不存在異質性，勞動力可以自由流動。因此，單位資本和勞動力的實際價格均由市場決定，分別等于各自的邊際收益r和w。勞動力自由流動意味著每個農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)出yr，理論上等于進城謀生的工資收入w。根據(jù)瑞典經(jīng)濟學家繆爾達爾的回浪效應理論以及托拉羅的勞動力遷移決策模型，當w>yr時，農(nóng)村地區(qū)更多的農(nóng)民會轉移到城鎮(zhèn)的二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)，使農(nóng)村地區(qū)土地的邊際生產(chǎn)力提高，最終使農(nóng)民人均產(chǎn)出yr上升直到等于w。此時，農(nóng)村勞動力的凈遷移率為零，城鄉(xiāng)二元結構完全消解，城鄉(xiāng)發(fā)展實現(xiàn)一體化。由式（1）可以得r和w如下：

根據(jù)上述兩式，用各自的工資收入和各自的資本收入可以分別計算出城鎮(zhèn)居民和農(nóng)民的人均收入：

其中，農(nóng)村總收入I1=Ir·Lr，城鎮(zhèn)總收入I2=Iu·Lu，城鄉(xiāng)總收入I1=I1+I2，農(nóng)村總人口Lr，城鎮(zhèn)總人口Lu，城鄉(xiāng)總人口Lall=Lr+Lu。為了計算的方便，將城鎮(zhèn)總收入占城鄉(xiāng)總收入比重 記為？籽，則1-？籽表示農(nóng)村總收入占城鄉(xiāng)總收入的比重；用城鎮(zhèn)化率來測度城鎮(zhèn)化水平，即URB= ，將URB記為u，則1-u表示農(nóng)村總人口占總人口的比重。

從而，式（11）改寫為：

TL= In · + In

· =（1-？籽）In +？籽In （12）

根據(jù)式（12）求泰爾指數(shù)對城鎮(zhèn)化率u一階偏導有：

= （13）

式（13）中，當u<？籽時， <0恒成立，意味著城鎮(zhèn)化率提高，泰爾指數(shù)會下降，城鄉(xiāng)收入差距縮?。划攗>？籽時， >0恒成立，意味著城鎮(zhèn)化率提高，泰爾指數(shù)會上升，城鄉(xiāng)收入差距擴大。

為研究產(chǎn)業(yè)結構水平的變化對城鄉(xiāng)收入差距的影響，根據(jù)式（3）～式（10）將式（11）改寫為：

TL= In · + In

· = ln · +

In · =

·

ln +

·ln

在上述等式中，（.）和（..）分別表示對數(shù)前的整個分子式。在上述等式的基礎上，左右兩邊同時乘以分母（即原式中的I），得到TL與S的隱函數(shù)關系式，利用這一函數(shù)式可求得TL對S的一階偏導為：

= In （14）

式（14）中，當u<？籽時， >0，S上升使TL上升，也即產(chǎn)業(yè)結構水平的上升會擴大城鄉(xiāng)收入差距；當u>？籽時，產(chǎn)業(yè)結構水平的上升會縮小城鄉(xiāng)收入差距。

綜上可知，城鎮(zhèn)化推進對城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)先縮小后擴大的影響，產(chǎn)業(yè)結構調整對城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)先擴大后縮小的影響。

三、 變量選取與數(shù)據(jù)來源

1. 變量選取。

（1）城鎮(zhèn)化。由于城鎮(zhèn)化的本質仍然是人口向城鎮(zhèn)的集聚，即通常所說的人口城鎮(zhèn)化，再考慮到全國統(tǒng)計口徑的一致性和歷史數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取了最常用的城鎮(zhèn)常住人口占總人口的比重（%），即城鎮(zhèn)化率來測度城鎮(zhèn)化水平。

（2）產(chǎn)業(yè)結構。借鑒已有文獻對產(chǎn)業(yè)結構的研究成果，為了更好地反映第一產(chǎn)業(yè)占優(yōu)比重向第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)占優(yōu)比重演進的總體情況，用S表示產(chǎn)業(yè)結構水平，計算公式如下：

S= （15）

式中：S表示該地區(qū)某一年的產(chǎn)業(yè)結構水平；Xi表示對應年份該地區(qū)i產(chǎn)業(yè)占本市GDP的比重；i（1，2，3）產(chǎn)業(yè)指第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)。這里不直接用第一產(chǎn)業(yè)的原因是因為第一產(chǎn)業(yè)變動方向與第二、第三產(chǎn)業(yè)的變動方向相反，這里的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)可以將第一產(chǎn)業(yè)這個逆向指標正向化。Wi為i產(chǎn)業(yè)的權數(shù)，第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)設定的權數(shù)分別是0.2、0.3和0.5。權數(shù)的大小是根據(jù)經(jīng)驗確定，因此S值對產(chǎn)業(yè)結構的衡量是一個經(jīng)驗指標。一般來說，產(chǎn)業(yè)結構越合理，S值越大。

（3）城鄉(xiāng)收入差距。本文用泰爾指數(shù)TL（理論模型中已有表述）來度量城鄉(xiāng)收入差距，泰爾指數(shù)越小，城鄉(xiāng)收入差距越小。

2. 數(shù)據(jù)來源。本文樣本數(shù)據(jù)主要來源于1979年～2008年《湖北省統(tǒng)計年鑒》。其中城鎮(zhèn)總收入是根據(jù)歷年城鎮(zhèn)人均可支配收入和城鎮(zhèn)總人口推算得出，歷年農(nóng)村總收入是根據(jù)歷年的農(nóng)村人均純收入與鄉(xiāng)村總人口推算得來，全省總收入為城鎮(zhèn)總收入與農(nóng)村總收入加總。并以1979年為基期，根據(jù)居民消費價格指數(shù)對數(shù)據(jù)進行了適當調整，以消除了價格因素的影響。

四、 實證分析

1. 單位根檢驗。在進行實證分析以前，必須判斷樣本時序數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，否則會產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象?！皞位貧w”的出現(xiàn)意味著應用這些數(shù)據(jù)得到的計量回歸模型沒有經(jīng)濟意義。同時，單位根檢驗是進行協(xié)整關系和時間序列波動持續(xù)性檢驗的必要條件。本文采用最常用的ADF單位根法來檢驗時間序列的平穩(wěn)性。檢驗結果如下：Tl、Urb、S在5%的顯著性水平下都是非平穩(wěn)序列，進一步做一階差分ADF檢驗，結果表明在5%顯著性水平下，原假設被拒絕，即一階差分序列是平穩(wěn)序列。

2. 基于Johansen檢驗的協(xié)整分析。Johansen檢驗是基于VAR模型進行的，為了方便進行協(xié)整分析，首先構建一個VAR模型。估計模型之前，首先必須確定VAR模型的滯后階數(shù)。本文采用似然比（LR）檢驗和AIC與SC取值同時最小準則來確定階數(shù)，如果出現(xiàn)AIC和SC不能同時取最小的情況，采用LR檢驗進行取舍。根據(jù)此方法，模型的滯后階數(shù)為1。為了檢驗上述VAR模型中變量間是否存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系，采用Johansen“跡”檢驗來確定模型中的協(xié)整向量個數(shù)。在10%的顯著性水平下存在一個協(xié)整關系，選擇以泰爾指數(shù)為因變量的協(xié)整方程：

Tl=0.631 127*Urb-0.344 909*S

（0.221 72） （0.261 61）

由上式可知，城鎮(zhèn)化對泰爾指數(shù)有顯著的正向促進作用，產(chǎn)業(yè)結構對泰爾指數(shù)具有負向影響，且影響不顯著。協(xié)整分析表明，長期趨勢下，城鎮(zhèn)化的推進會擴大城鄉(xiāng)收入差距，產(chǎn)業(yè)結構升級會縮小城鄉(xiāng)收入差距。

3. 格蘭杰因果關系檢驗。Granger提出了一個能夠判斷經(jīng)濟變量因果關系的檢驗方法，主要用于考察某個變量的所有滯后項是否對另一個或幾個變量的當期值有影響。如果影響顯著，說明該變量對另一個變量或幾個變量存在格蘭杰因果關系；如果影響不顯著，說明該變量對另一個變量或幾個變量不存在格蘭杰因果關系。根據(jù)上述原理，基于VAR（1）模型，通過對城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結構與城鄉(xiāng)收入差距的Granger因果檢驗表明：在5%顯著性水平下，城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)結構都是城鄉(xiāng)收入差距變動的格蘭杰原因，城鄉(xiāng)收入差距不是城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)結構變動的格蘭杰原因；產(chǎn)業(yè)結構是城鎮(zhèn)化的格蘭杰原因，城鎮(zhèn)化不是產(chǎn)業(yè)結構的格蘭杰原因。

4. 脈沖響應分析。脈沖響應函數(shù)用來研究分析VAR模型中某一個變量變化對另一變量的全部影響過程。此方法分析的思路主要是給擾動項一個沖擊，然后觀察VAR模型內(nèi)生變量當前值和未來值的變化。擾動項的波動首先會傳給所在方程左端的內(nèi)生變量，然后通過VAR模型的動態(tài)結構傳導給其他所有的內(nèi)生變量。本文選擇廣義脈沖響應分析，城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結構、城鄉(xiāng)收入差距三者之間的脈沖響應檢驗結果（圖略）分析如下：

首先，產(chǎn)業(yè)結構對城鎮(zhèn)化水平新息的一個標準差沖擊的反應：在第一期城鎮(zhèn)化的正沖擊對產(chǎn)業(yè)結構變動就有一個正的影響，在第三期這一影響到達最大化，然后逐步減弱，但始終保持正的影響。這表明，隨著湖北省城鎮(zhèn)化進程的加快，其產(chǎn)業(yè)結構逐步趨于優(yōu)化，當達到某一臨界值后，城鎮(zhèn)化對產(chǎn)業(yè)結構的邊際效應開始下降。其次，城鎮(zhèn)化對產(chǎn)業(yè)結構變動新息的一個標準差沖擊的反應：在第一期到第三期，產(chǎn)業(yè)結構的正沖擊對城鎮(zhèn)化變動有一個正的、快速上升的影響，在第三期影響到達最大化后逐步減弱，但始終具有正的影響。這表明，隨著湖北省產(chǎn)業(yè)結構調整的加快，有助于推進城鎮(zhèn)化進程，但產(chǎn)業(yè)結構對城鎮(zhèn)化的邊際效應有逐漸下降的變動趨勢。再次，城鄉(xiāng)收入差距對城鎮(zhèn)化水平新息的一個標準差沖擊的反應：城鎮(zhèn)化的正沖擊對城鄉(xiāng)收入差距變動的影響，在第一期保持負向作用，從第二期開始變?yōu)檎蛴绊懀疫@種影響不斷加強，在第五期達到頂點后逐漸緩慢下降，但最終保持正向作用。這表明，就湖北省來說，城鎮(zhèn)化進程加快短期內(nèi)有助于城鄉(xiāng)收入差距的收斂，長期趨勢下會擴大了城鄉(xiāng)收入差距，這與理論模型推導得出的理論假說符合：隨著城鎮(zhèn)化進程加快，城鄉(xiāng)收入差距具有先收斂而后趨于擴大的變動趨勢。最后，城鄉(xiāng)收入差距對產(chǎn)業(yè)結構變動新息的一個標準差沖擊的反應：產(chǎn)業(yè)結構的正沖擊對城鄉(xiāng)收入差距變動的影響，在前兩期持續(xù)走強，在第二期達到最大化后逐漸緩慢下降，逐步趨于0，但始終保持正向影響。這表明，隨著湖北省產(chǎn)業(yè)結構的不斷調整，經(jīng)濟體中第二、三產(chǎn)業(yè)比重的逐步上升，湖北省城鄉(xiāng)收入差距不斷擴大，但擴大的速率則逐漸下降，這與理論模型推導得出的理論假說基本符合：隨著產(chǎn)業(yè)結構不斷調整優(yōu)化，城鄉(xiāng)收入差距具有先擴大而后趨于收斂的變動趨勢。

5. 方差分解。方差分解不僅是樣本期間之外的因果關系檢驗，還通過衡量每一個結構沖擊對內(nèi)生變量的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要程度。本文對VAR（1）模型進行方差分析（表略），結論如下：首先，城鄉(xiāng)收入差距的波動在第一期只受到自身波動的影響，隨著時間的推移，影響逐漸下降，但在15期后仍然維持在55%左右，由此可見，城鄉(xiāng)收入差距具有很強的路徑依賴，如城鄉(xiāng)分割的二元經(jīng)濟、社會體制得不到根本性的改變，沒有針對“三農(nóng)”問題的重大制度創(chuàng)新，在累積惡性循環(huán)效應作用下，以城鄉(xiāng)收入差距為典型特征的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構無法得到根本性轉換。其次，城鄉(xiāng)收入差距還受到城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)結構波動的沖擊影響，隨著時間的推移，城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)結構波動對城鄉(xiāng)收入差距的沖擊，具有先快速上升、后緩慢上升的變動特征，在第5期，城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)結構波動對城鄉(xiāng)收入差距的沖擊分別達到11.885 97%和10.148 87%，在第10期進而分別到21.97%和16.26%，然后兩者上升的速率不斷下降，在第15期分別維持在26.49%和18.93%。這說明，隨著我國城鎮(zhèn)化進程的加快和產(chǎn)業(yè)結構的調整優(yōu)化，城鄉(xiāng)收入差距也隨之擴大，但這一影響在不斷下降，只要我國采取更為積極的高質量的城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，促進產(chǎn)城融合發(fā)展，提高城鎮(zhèn)對農(nóng)村剩余勞動力的吸納能力和綜合承載力，推進人口城鎮(zhèn)化、土地城鎮(zhèn)化、農(nóng)民工市民化的協(xié)同發(fā)展，城鄉(xiāng)收入差距將會得到持續(xù)收斂。

五、 結論與建議

本文首先構建了城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結構與城鄉(xiāng)收入差距的關系模型，研究表明：隨著城鎮(zhèn)化進程加快，城鄉(xiāng)收入差距具有先收斂而后趨于擴大的變動趨勢；隨著產(chǎn)業(yè)結構不斷調整優(yōu)化，城鄉(xiāng)收入差距具有先擴大而后趨于收斂的變動趨勢。隨后利用湖北省1979年～2008年城（下轉第120頁）鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結構與城鄉(xiāng)收入差距的時間序列數(shù)據(jù)，通過Johansen檢驗的協(xié)整分析、Granger因果檢驗、脈沖響應函數(shù)以及方差分解等方法，對城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結構與城鄉(xiāng)收入的關系進行了動態(tài)考察。實證研究表明：城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)結構相互促進、相互影響，產(chǎn)業(yè)結構是城鎮(zhèn)化的格蘭杰原因；城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)結構變動對城鄉(xiāng)收入差距的影響，具有先擴大后逐步減少的事實特征，且兩者都是城鄉(xiāng)收入差距的格蘭杰原因。

以上結論對于縮小城鄉(xiāng)收入差距具有以下政策建議：第一，推進“產(chǎn)城融合”發(fā)展，在加快城鎮(zhèn)化進程的同時，協(xié)同推進工業(yè)化和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，為農(nóng)村剩余勞動力向城鎮(zhèn)轉移提供更多、更好的就業(yè)機會，增加農(nóng)民工資性收入；第二，徹底打破阻礙城鎮(zhèn)化的制度障礙，推進公共服務均等化，提高農(nóng)民工的社會福利水平和生活質量；第三，在推進新型城鎮(zhèn)化、工業(yè)化的同時，協(xié)同推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設，加大“工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)、城市帶動農(nóng)村”的政策力度，提高農(nóng)民的經(jīng)營性收入和財產(chǎn)性收入。

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基金項目：國家社科基金項目（項目號：13XMZ085）；重慶市教委人文社科重點項目（項目號：14SKE02）。

作者簡介：王亞飛，西南大學管理學博士，中國社科院農(nóng)村發(fā)展研究所博士后，重慶師范大學經(jīng)濟與管理學院副教授、碩士生導師；黃勇，重慶師范大學經(jīng)濟與管理學院碩士生；唐爽，重慶師范大學經(jīng)濟與管理學院講師。

收稿日期：2014-07-11。