歐陽志剛

（華東交通大學經(jīng)濟管理學院，江西 南昌330013）

1 引言

2010年中國人均GDP超過4 000美元，真正進入了國際社會公認的中等收入階段，但該階段同時也是社會經(jīng)濟矛盾集中以及經(jīng)濟發(fā)展重要的轉(zhuǎn)折時期。國際經(jīng)驗表明：在這個重要的轉(zhuǎn)折時期，如果不能恰當?shù)靥幚斫?jīng)濟社會中的各種矛盾和實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型，經(jīng)濟發(fā)展可能出現(xiàn)反復震蕩，甚至倒退的局面。一些拉美發(fā)展中國家正是在這一階段由于自身經(jīng)濟發(fā)展的難以克服的矛盾，導致經(jīng)濟增長回落或長期停滯，陷入所謂“中等收入陷阱”。中國能否成功跨越“中等收入陷阱”，實現(xiàn)由生存型社會向發(fā)展型社會轉(zhuǎn)變，經(jīng)濟增長由數(shù)量型增長向質(zhì)量型增長的轉(zhuǎn)變，其關鍵的問題就是要統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟，實現(xiàn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會發(fā)展一體化，阻止當前城鄉(xiāng)收入差距的繼續(xù)擴大。由此而提出的問題是：如何揭示城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化對城鄉(xiāng)收入差距的效應？出于對上述問題的研究動機，本文針對中國的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型與城鄉(xiāng)二元結(jié)構變化的背景，設定協(xié)整向量和調(diào)節(jié)系數(shù)都為非線性的閾值協(xié)整模型，基于模型的估計結(jié)果回答上述問題。

近年來，收入差距的持續(xù)擴大一直是中國經(jīng)濟社會發(fā)展的重要難題，而城鄉(xiāng)收入差距不僅是中國收入差距中的重要組成部分［1］，也是能否實現(xiàn)中國城鄉(xiāng)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的關鍵所在。許多學者從不同的角度解析了中國城鄉(xiāng)收入差距變化的原因。蔡昉［2］指出，中國政府重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略和由此衍生的一整套政府干預政策是中國城鄉(xiāng)收入差距擴大的主要原因。林光彬［3］認為中國城鄉(xiāng)收入差距擴大的根本原因是社會等級秩序格局、失衡的財富與收入分配格局、資源的流動性障礙格局與市場等級化格局等一系列社會安排的相互作用，國家在調(diào)控城鄉(xiāng)差距的政策發(fā)生錯位與缺位，進一步加快了城鄉(xiāng)收入差距的擴大。任太增，王現(xiàn)林［4］的研究表明，中國城鄉(xiāng)收入差距的真正原因是權力的不平等。陳斌開，林毅夫［5］分析了政府重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略對城市化和城鄉(xiāng)工資差距的影響，發(fā)現(xiàn)落后國家推行重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略將導致更低的城市化水平和更高的城鄉(xiāng)工資差距。除了上述理論探討外，在實證研究方面：李實（1999）［6］發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村勞動力向外流動減少了農(nóng)村剩余勞動力，提高了其他勞動力的勞動生產(chǎn)率，從而有助于提高農(nóng)村居民的收入。郭劍雄［7］將人力資本、生育率以及二者的互動影響作為分析中國城鄉(xiāng)收入差距的基本變量，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村地區(qū)的高生育率和低人力資本積累率是農(nóng)民收入增長困難的根本原因。陸銘，陳釗［8］基于省級面板數(shù)據(jù)的估計結(jié)果顯示，城市化對降低城鄉(xiāng)收入差距有顯著的作用。張立軍，湛泳［9］分析了農(nóng)村金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的關系，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村資金的不斷外流和非正規(guī)金融的不規(guī)范發(fā)展，加劇了城鄉(xiāng)收入差距的擴大。孫永強等［10］的研究表明，長期內(nèi)金融發(fā)展和對外開放均顯著擴大了城鄉(xiāng)居民收入差距，且金融發(fā)展的影響大于對外開放的影響。葉志強等［11］發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展顯著擴大了城鄉(xiāng)居民的收入差距，金融發(fā)展與農(nóng)村居民收入負相關。

國內(nèi)文獻僅有歐陽志剛［12］研究了城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化對城鄉(xiāng)收入差距的影響，但僅著重考察城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化對城鄉(xiāng)收入差距影響的地區(qū)效應不同，本文著重考察城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化對城鄉(xiāng)收入差距的長期效應和短期效應，特別是考察不同經(jīng)濟發(fā)展階段，長期效應和短期效應的非線性特征。

2 城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化對城鄉(xiāng)收入差距效應的模型設定

2.1 城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化與城鄉(xiāng)收入差距的度量

中國城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化包含商品市場一體化和要素市場一體化。要素市場一體化的進程難以直接度量，商品市場一體化的度量雖有不同方法，但基于一價定律的度量方法相對較好（桂琦寒等，2006）［13］。所謂一價定律是指在市場經(jīng)濟下，如果不考慮運輸成本、貿(mào)易壁壘和信息成本，商品套利機制將導致同種商品在不同國家通過匯率折算的價格相等。將一價定律運用在國內(nèi)市場上，表現(xiàn)為國內(nèi)市場的分割使同種商品在不同地區(qū)出現(xiàn)不同價格，但是市場的力量將使商品市場趨向整合，商品價格將趨同；因此，如果中國城鄉(xiāng)商品市場趨向整合，城鄉(xiāng)商品價格將趨于相等。本文基于一價定律度量中國城鄉(xiāng)商品市場一體化，以城鄉(xiāng)商品市場一體化近似代替城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化。以p1t表示1977年為基期城市居民消費價格指數(shù)，p2t表示對應的農(nóng)村居民消費價格指數(shù)。根據(jù)一價定律，城鄉(xiāng)商品市場價格趨同的度量為pt=ln(p1t/p2t)。容易看出，pt值越小表示城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化程度越高，特別是若pt約為零，表示城鄉(xiāng)經(jīng)濟完全一體化。1978—2013年pt的計算結(jié)果見圖1①1985年后的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》。由于國家統(tǒng)計局沒有報告1985年前的農(nóng)村居民消費價格指數(shù)，因此我們無法得到1985年前的城鄉(xiāng)居民消費價格指數(shù)趨同的數(shù)據(jù)。圖1中1978—1984年的數(shù)據(jù)是使用城鄉(xiāng)商品零售價格指數(shù)計算得到。數(shù)據(jù)來自CEIC，作者計算。。

圖1 城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化與城鄉(xiāng)收入差距的度量結(jié)果Fig.1 The measurement results of urban-rural integration and urban-rural income disparity

從城鄉(xiāng)價格趨同（經(jīng)濟一體化）的運行態(tài)勢看，上世紀90年代后期至本世紀初是中國城鄉(xiāng)價格趨同與分離演化的轉(zhuǎn)折時期。改革開放至上世紀90年代后期，城鄉(xiāng)價格分離呈逐步擴大趨勢，本世紀以來城鄉(xiāng)價格呈逐步趨同趨勢。這就意味著上世紀90年代后期以前中國城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化分割程度在逐步拉大，2000年后城鄉(xiāng)經(jīng)濟逐步趨向一體化。中國城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化進程形成上述特征的主要原因如下：中國的經(jīng)濟體制改革雖然自農(nóng)村開始，但改革的重點很快轉(zhuǎn)向城市，并且在隨后的相當長一段時期內(nèi)忽視了對農(nóng)村的改革。這就直接導致了到上世紀末期，中國城市已初步建立較為完善的市場經(jīng)濟和現(xiàn)代化經(jīng)濟，而在農(nóng)村地區(qū)還仍然處于較為原始的自然經(jīng)濟狀態(tài)。這種城市偏向的發(fā)展政策使社會資源不合理地流入城市居民所在地區(qū)，加深了城、鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展的差距，也使得城市居民獲得的市場機會更多、市場能力更強，獲得的收入也越高，與此同時，改革早期典型的二元經(jīng)濟結(jié)構和二元體制，在城鄉(xiāng)之間形成了資金、商品、技術、勞動力進入壁壘，這在很大程度上阻礙了生產(chǎn)要素和商品在城鄉(xiāng)之間的流動。正是城市化、工業(yè)化的偏向政策與城鄉(xiāng)二元結(jié)構的阻礙，共同導致了改革初期至上世紀末期城鄉(xiāng)經(jīng)濟分割程度的逐步加深。在上世紀90年代中期以后，由于農(nóng)民收入增長遲緩，農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展滯后，“三農(nóng)”問題成為中國經(jīng)濟和社會發(fā)展的“瓶頸”，中央政府開始致力于探討并實施解決中國“三農(nóng)”問題的政策與措施。特別是本世紀初以來，中國二元經(jīng)濟結(jié)構和二元體制得到顯著改善，城鄉(xiāng)戶籍制度得到放松，由此形成的阻礙城鄉(xiāng)要素、商品流動的“壁壘”明顯削弱，再加上近年來中國政府著力推進的以城鄉(xiāng)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展為目標的城鄉(xiāng)一體化政策逐步取得顯著成效，城鄉(xiāng)商品流通的運輸成本和信息成本得到顯著降低；因此，從本世紀開始，中國城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化程度逐步深化。上述對度量結(jié)果的分析說明，基于城鄉(xiāng)價格趨同的方法適合近似度量中國城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化。

現(xiàn)有文獻中，度量城鄉(xiāng)收入差距常用2種方法：城、鄉(xiāng)居民收入比和泰爾指數(shù)（Iteil）。王少平，歐陽志剛［14］認為泰爾指數(shù)不僅反映城鄉(xiāng)居民的收入比，而且還揭示了城鄉(xiāng)人口的變化，因此，相對而言泰爾指數(shù)更適合度量中國城鄉(xiāng)收入差距。泰爾指數(shù)計算公式為

其中：j=1,2 分別表示城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)；rjt表示t時期城鎮(zhèn)或農(nóng)村人口數(shù)量；rt表示t時期的總?cè)丝冢籹jt表示城鎮(zhèn)或農(nóng)村的總收入（用相應的人口和人均收入之積表示）；st表示t時期的總收入①有關計算收入差距的原始差距來自于《中國統(tǒng)計年鑒》和《新中國50周年統(tǒng)計資料匯編》，下文若未加特別說明，所使用的數(shù)據(jù)來源與此相同。。泰爾指數(shù)計算結(jié)果見圖1，為便于比較，圖1中同時給出了城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比（srb）數(shù)據(jù)。從泰爾指數(shù)的整體變化軌跡看，本世紀以前Iteil雖有較大幅度的波動，但整體呈現(xiàn)較快速度的遞增趨勢，本世紀開始，泰爾指數(shù)雖然仍保持上升趨勢，但上升的速度明顯小于以前的平均上升速度②這一點在srb曲線中也可以看出。。由于城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化的度量曲線也大約在2000年前后呈先升后降的變化特征，由此是否意味著早期的城鄉(xiāng)經(jīng)濟分割刺激了城鄉(xiāng)收入差距的擴大，現(xiàn)階段城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化的進程阻滯城鄉(xiāng)收入差距的擴大？針對于上述經(jīng)濟背景和數(shù)據(jù)特征，本文將使用非線性閾值協(xié)整模型進行研究。

2.2 城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化對城鄉(xiāng)收入差距效應的非線性閾值協(xié)整模型

發(fā)展中國家的經(jīng)驗表明，人均GDP 達到1 000～3 000美元是經(jīng)濟發(fā)展的轉(zhuǎn)型時期，伴隨著經(jīng)濟轉(zhuǎn)型，一些社會矛盾如失業(yè)、貧困以及城鄉(xiāng)差距開始凸顯出來；因此，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期必然涉及到與社會經(jīng)濟相關的政策、制度的重新設計和安排。中國進入經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期正好處于上世紀90年代后期與本世紀初，這一時期中國政府推出了一系列新的收入分配政策，注重解決“三農(nóng)”問題，積極推進城鄉(xiāng)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展，強調(diào)產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級和經(jīng)濟結(jié)構調(diào)整。與之相伴隨的是，這一時期城鄉(xiāng)經(jīng)濟開始由分割轉(zhuǎn)向逐步融合，城鄉(xiāng)收入差距由快速提高轉(zhuǎn)向緩慢上升并基本穩(wěn)定。上述事實意味著，轉(zhuǎn)型期的經(jīng)濟結(jié)構和相關經(jīng)濟體制的變化，可能改變了城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化對城鄉(xiāng)收入差距的效應。為揭示這種效應，本文模型設定如下

式中：qt-d為人均GDP，是反映經(jīng)濟發(fā)展程度的閾值變量；d為發(fā)生機制轉(zhuǎn)移的位置參數(shù)，用于確定機制轉(zhuǎn)移發(fā)生的位置；γ為閾值。模型（2）揭示了城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化對城鄉(xiāng)收入差距的影響隨經(jīng)濟發(fā)展階段的變化而具有非線性閾值效應。特別地，若γ位于1 000～3 000美元之間，則表明這種效應的非線性轉(zhuǎn)換發(fā)生于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期。另一方面，從現(xiàn)有實證文獻可以發(fā)現(xiàn)，影響中國城鄉(xiāng)收入差距的其余它主要因素為城市化、金融發(fā)展程度、對外開放程度等。本文參考陸銘，陳釗［8］，孫永強，萬玉琳［10］等的研究，模型（2）中控制變量分別選擇對外開放度（kf）、城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資比（tzb）和農(nóng)村金融發(fā)展（jr）①由于本文在城鄉(xiāng)收入差距泰爾指數(shù)的計算過程中，使用了城鄉(xiāng)人口比，在一定程度上反映了城市化，因此，模型(2)的控制變量中沒有加入城市化變量。引入農(nóng)村金融發(fā)展和對外開放度為控制變量的原因見相關參考文獻，不贅述。引入城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資比為控制變量是為了反映城市偏向政策對城鄉(xiāng)收入差距的影響。后文的實證研究中農(nóng)村金融發(fā)展數(shù)據(jù)的定義與來源參照王修華，邱兆祥(2011)［18］。。進一步地，如果模型（2）的變量均服從I(1)單位根過程，且殘差ut～I(0)，則模型（2）為閾值協(xié)整模型，它揭示了模型（2）中各變量之間的長期均衡關系。由格蘭杰表述定理，協(xié)整殘差ut將向協(xié)整系統(tǒng)短期回復，ut的短期回復必然通過協(xié)整關系對模型（2）各變量的短期變化產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應。向量誤差校正模型（VECM）正是用來刻畫ut向均衡的回復及其對模型（2）各變量的短期調(diào)節(jié)效應。由于模型（2）為兩機制閾值協(xié)整模型，這就意味著不同機制中的協(xié)整殘差分別向各自機制的長期均衡關系回復，因此，根據(jù)歐陽志剛［15］的推導，模型（2）對應的向量誤差校正模型（TVECM）可表述為

式中：yt=(teilt,pt,kft,tzbt,jrt)′；B1,B2為誤差調(diào)節(jié)系數(shù)矩陣；A1,A2為模型（2）所表述的協(xié)整向量矩陣。B1,B2分別反映在不同機制下模型（2）中的長期穩(wěn)定（協(xié)整）關系對城鄉(xiāng)收入差距、城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化的短期變化所產(chǎn)生的非線性調(diào)節(jié)效應。

3 非線性閾值協(xié)整模型的估計與檢驗

本文模型（2），（3）是協(xié)整向量和調(diào)節(jié)參數(shù)都為非線性的兩機制閾值協(xié)整模型，其估計和檢驗的步驟如下：①使用通常的ADF 或PP 方法檢驗模型（2）中的變量是否為I（1）過程，若是，使用Gonzalo，Pitarakis（2006）［16］的方法檢驗模型（2）的協(xié)整向量是否存在非線性；②使用Choi，Saikkonen［17］的方法檢驗是否存在協(xié)整關系；③使用非線性最小二乘法估計模型（2），并獲得閾值γ和位置參數(shù)d的估計。④根據(jù)歐陽志剛［15］，模型（3）的閾值參數(shù)和機制轉(zhuǎn)移位置由模型（2）確定。因此，在qt-d和γ已知的條件下，使用Hansen，Seo［16］的方法估計模型（3）。

3.1 閾值效應與協(xié)整關系的檢驗

本文首先使用ADF檢驗，發(fā)現(xiàn)模型（2）的變量都是I（1）過程。定義β=(β0,β1,λ1,λ2,λ3)′。沒有閾值效應的原假設為β=0 ，非線性閾值效應的備選假設為β≠0 。為表述方便，令Xt=(1,pt,kft,tzbt,jrt) ，Zt=(1,pt,kft,tzbt,jrt)I(.)，M=I-X(X′X)-1X′。Gonzalo，Pitarakis（2006）［17］提出閾值效應的檢驗統(tǒng)計量為

式中：Γ 為參數(shù)γ,d可能的取值區(qū)間；為原假設下模型（2）估計的殘差方差。由于閾值γ是刻畫中國的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型以及相應的制度變化，因此對照前述的實際數(shù)據(jù)特征和中國的經(jīng)濟背景，選擇人均GDP 的5 000～13 000 元為其可能區(qū)間。參照現(xiàn)有多數(shù)文獻，參數(shù)d的可能區(qū)間為-3～0，由此構成γ,d的二維搜索區(qū)間。使用本文樣本數(shù)據(jù)，計算得到的SupLM=100.5，該值遠大于Gonzalo，Pitarakis（2006）［17］所提供的不同數(shù)據(jù)生成過程下的5%顯著性水平所對應的臨界值①不同數(shù)據(jù)生成過程下，Gonzalo,Pitarakis(2006)［17］的5%顯著性水平的臨界值在12左右。，也大于Andrews［20］所給出的相同極限分布的1%顯著性水平的臨界值；因此，可以拒絕不存在閾值效應的原假設，說明城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化對城鄉(xiāng)收入差距的影響具有閾值效應?；诖耍疚倪€需要進一步檢驗模型（2）的協(xié)整關系是否成立。Choi，Saikkonen［18］提出了對模型（2）的協(xié)整檢驗方法?；舅枷胧?，若模型（2）的殘差平穩(wěn)，則模型（2）即為閾值協(xié)整關系。閾值協(xié)整的原假設H10:～I(0)，不存在閾值協(xié)整的備擇假設H11：～I(1)。Choi，Saikkonen［18］建議選擇模型（2）的部分殘差，由此得到的KPSS檢驗統(tǒng)計量的極限分布不依賴未知參數(shù)，即

式中：為模型（2）中u的長期方差ωu2的一致估計；b為所選擇的部分殘差樣本容量；i為部分殘差的起始點（i，b的選取見下文）；w(s)為標準布朗運動。使用部分殘差計算的檢驗統(tǒng)計量雖不含未知參數(shù)，相對于使用全部殘差，其檢驗的勢可能降低。為提高檢驗勢，對上述不同的b和i，從中選取最大的KPSS 統(tǒng)計量

式中H為部分殘差的容量b固定時，需計算統(tǒng)計量的次數(shù)，的計算步驟如下。

第1步：給定部分殘差的容量b，確定H。

1）令H=[T/b]*，[T/b]*表示大于或等于T b的最小整數(shù)，T為樣本數(shù)量。

2）記i1,...,iH分別表示H個容量為b的部分殘差樣本的起始點，并令i1=1,i2=T-b+1 ，i3=b+1,i4=T-2b+1,...。這樣設定，可以確保所有的殘差都可以分別被用來計算，而又使得計算次數(shù)H最?、谶@里的H實質(zhì)上是將全部殘差分為H個長度為b的子樣本,因此H的確定是分劃樣本,使所有樣本點落入不同的子樣本區(qū)間中且子樣本的個數(shù)最小。。

第2步：確定部分殘差的容量b。

1）殘差容量b應是在其可能的區(qū)間［bsmall，bbig］進行選擇。具體做法是，從bi=bsmall至bbig，分別計算相應的。由于本文樣本為36，因此，選擇bsmall=17，bbig=29。

2）對每一個bi（i=small+m,...,big-m），計算統(tǒng)計量的標準差，本文設定m=2。

3）最小標準差所對應的bi即為要選擇的部分殘差容量b，而其相對應的H即為對殘差劃分子樣本的個數(shù)。

根據(jù)上述計算方法，利用中國樣本期內(nèi)數(shù)據(jù)對模型（2）做NLS，并基于估計的殘差計算統(tǒng)計量值。若該統(tǒng)計值小于其分布對應的臨界值，則不拒絕原假設，模型（2）即為閾值協(xié)整模型。進一步，從（6）式可以看出，應用進行閾值協(xié)整檢驗，必須計算其分布的臨界值。我們通過Monte Carlo仿真試驗來計算它的精確臨界值以實現(xiàn)有限樣本的閾值協(xié)整檢驗。的5%臨界值，結(jié)果見表1。

表1 閾值協(xié)整統(tǒng)計檢驗結(jié)果Tab.1 The statistical test results of threshold cointegration

統(tǒng)計量估計值為0.082，小于其極限分布的5%臨界值14.11；因此，接受原假設，估計的模型（2）即為中國城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化對城鄉(xiāng)收入差距效應的閾值協(xié)整模型。

3.2 閾值協(xié)整模型（2）的估計結(jié)果

基于本文前述對d，γ所確定的可能區(qū)間，對其中每一個可能的閾值γ和d，我們對模型（2）進行非線性最小二乘估計，由此產(chǎn)生的估計量具有一致性，估計結(jié)果（括號內(nèi)為t統(tǒng)計值）如下：

由閾值協(xié)整檢驗結(jié)果可知，對應模型（2）的估計（7）式即為中國的城鄉(xiāng)收入差距與城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化的長期閾值協(xié)整關系。位置參數(shù)d的估計結(jié)果為1，表明城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化對城鄉(xiāng)收入差距的影響是隨著已有的經(jīng)濟發(fā)展水平變化而發(fā)生機制轉(zhuǎn)移，閾值參數(shù)γ（=7 100）的估計值揭示了發(fā)生機制轉(zhuǎn)換的經(jīng)濟發(fā)展水平。從中國的實際數(shù)據(jù)看，yt-1≥7100 對應1999年及以后，換言之，城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化對城鄉(xiāng)收入差距影響的機制轉(zhuǎn)換時期是發(fā)生在上世紀末，這一結(jié)果正好對應了中國在這一時期的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型背景，也印證了本文圖1中的數(shù)據(jù)變化特征。由此說明，本文的估計結(jié)果較為準確地刻畫了由中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型以及與之相伴隨的制度改革而導致的城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化對城鄉(xiāng)收入差距效應的改變。

參數(shù)（=0.22）的估計揭示了1978—1998年樣本期間（對應yt-1＜7 100），城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化進程對城鄉(xiāng)收入差距的偏效應，+（0.22+0.754=0.974）反映了1999—2010年樣本期間內(nèi)（對應yt-1≥7 100），城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化對城鄉(xiāng)收入差距的偏影響。，+的估計結(jié)果都為正，意味著不同時期城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化對城鄉(xiāng)收入差距都具有正向長期效應。從圖1的計算結(jié)果看，由于1978—1998年期間中國以城市為中心的經(jīng)濟發(fā)展方式以及城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟和二元社會體制的阻礙，導致中國在這一時期城鄉(xiāng)經(jīng)濟的分割程度持續(xù)擴大，根據(jù)（7）式估計結(jié)果，這一時期內(nèi)城鄉(xiāng)經(jīng)濟的分割長期推動了城鄉(xiāng)收入差距的擴大，該結(jié)果也與中國收入差距在1978—1998年期間持續(xù)較大幅度擴大趨勢相一致。1999年及以后，隨著中國二元經(jīng)濟結(jié)構和二元體制得到改善，城鄉(xiāng)戶籍制度逐步放松，以及中國政府著力推進的以城鄉(xiāng)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展為目標的城鄉(xiāng)一體化政策逐步取得成顯著成效，中國城鄉(xiāng)經(jīng)濟逐步融合，一體化趨勢逐步顯現(xiàn)。城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化的推進顯著改善了城鄉(xiāng)間的要素和商品流動，帶動了農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展，提高了農(nóng)村的收入水平。由（7）式估計結(jié)果可知，這一時期城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化進程顯著阻滯了城鄉(xiāng)收入差距的擴大，且這一效應具有長期性。由此意味著，當前中國城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化的持續(xù)推進是從根本上改善城鄉(xiāng)收入差距拉大的主要措施之一。上述研究結(jié)論也吻合了中國的實際經(jīng)濟背景。中國政府早期推行的重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略，并由此形成中國城市偏向政策。城市偏向政策的直接后果就是政府采取歧視農(nóng)業(yè)和農(nóng)村的政策，如農(nóng)產(chǎn)品價格剪刀差、農(nóng)產(chǎn)品和投入品流通的干預，以及偏向于工業(yè)部門的財政與金融政策，由此導致了改革初期城鄉(xiāng)市場的分割。城市偏向的政策使得收入大規(guī)模從農(nóng)村向外轉(zhuǎn)移至城市，而城鄉(xiāng)市場的分割又使得農(nóng)民及農(nóng)村經(jīng)濟難以分享城市經(jīng)濟相對高效率的好處，從而加速了城鄉(xiāng)收入差距。1978年的改革雖然自農(nóng)村開始，但這種改革主要是以家庭聯(lián)產(chǎn)承包制為主，雖然解決了人民公社制度下因平均分配原則而長期解決不了的激勵問題，縮小了城鄉(xiāng)收入差距，也在一定程度上推動了生產(chǎn)要素、產(chǎn)品在農(nóng)村內(nèi)部和城鄉(xiāng)之間流動，但范圍相對較小，無助于顯著改善城鄉(xiāng)市場的分割狀態(tài)。1985年后，中央政府公開宣布了加快城市改革步伐的計劃，改革重點快速轉(zhuǎn)向城市，并且所有改革方式都傾向于提高城市的相對收入（蔡昉，楊濤，2000）［22］。城市經(jīng)濟的快速發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟的相對停滯，深化了城鄉(xiāng)經(jīng)濟的分割，擴大了城鄉(xiāng)收入差距。這一時期農(nóng)民雖然可以通過進城務工的形式分享城市經(jīng)濟發(fā)展的成果，但由于城市居民和農(nóng)村居民的社會等級和人力資本的差異，農(nóng)民工只能從事一些低收入的工作，難以和城市居民直接競爭，無助于城鄉(xiāng)收入差距的緩解。

上世紀90年代中后期開始，“三農(nóng)”問題成為中國經(jīng)濟、社會發(fā)展的主要“瓶頸”，中央政府開始致力于實施解決中國“三農(nóng)”問題的政策、措施。例如，政府實施的推進農(nóng)村信息網(wǎng)建設、加快農(nóng)村基礎設施建設、構建覆蓋農(nóng)村的現(xiàn)代流通網(wǎng)絡、萬村千鄉(xiāng)市場工程、大力推動農(nóng)業(yè)科技教育、著力推進農(nóng)村實用科技入戶等等。這些措施一方面提升了農(nóng)村流通信息化水平，加強了農(nóng)村商品和生產(chǎn)資料的配送能力，磨平了城鄉(xiāng)商品流通過程的市場摩擦，降低了交易成本，促進了城鄉(xiāng)商品市場的一體化進程，另一方面，這些措施也增加了農(nóng)民所擁有的知識、技能、勞動的熟練程度，提高了農(nóng)民的人力資本水平，從而有助于農(nóng)民收入的提高。與此同時，城鄉(xiāng)戶籍制度明顯得到放松，二元經(jīng)濟結(jié)構和二元體制得到顯著改善，由此形成的阻礙城鄉(xiāng)生產(chǎn)要素的“壁壘”明顯削弱，許多歧視農(nóng)民工的不合理管理制度被取消，由此推動了城鄉(xiāng)要素市場的一體化。城鄉(xiāng)商品市場和要素市場的一體化推進，以及農(nóng)民人力資本水平的提高，抑制了城鄉(xiāng)收入差距的擴大，促進了城鄉(xiāng)經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。

總之，中國城鄉(xiāng)收人差距持續(xù)擴大的根本原因是政府城市偏向政策和工業(yè)化發(fā)展戰(zhàn)略，如果沒有相伴隨的城鄉(xiāng)經(jīng)濟的分割，城市的發(fā)展將通過產(chǎn)品和要素在城鄉(xiāng)間的自由的流動而快速帶動農(nóng)村發(fā)展，中國城鄉(xiāng)收入差距不可能持續(xù)擴大。正是因為政府城市偏向政策導致城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展的差距，加上相伴隨的城鄉(xiāng)市場分割使得農(nóng)民無法平等參與市場活動而導致城鄉(xiāng)收入差距的不斷擴大。隨著中國經(jīng)濟發(fā)展階段的變化和經(jīng)濟轉(zhuǎn)型，城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化的推進抑制了城鄉(xiāng)收入差距的擴大，這種抑制效應具有長期性。本文閾值協(xié)整模型（2）的估計結(jié)果較準確地刻畫了中國城鄉(xiāng)經(jīng)濟分割與整合的變化對城鄉(xiāng)收入差距的長期效應。

3.3 非線性閾值協(xié)整向量誤差校正模型的估計結(jié)果

閾值協(xié)整模型（2）的估計和檢驗結(jié)果證實了，中國城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化對城鄉(xiāng)收入差距的效應具有顯著的隨經(jīng)濟發(fā)展階段而變化的機制轉(zhuǎn)移特征。非線性閾值協(xié)整向量誤差校正模型（3）的估計結(jié)果揭示了城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化與城鄉(xiāng)收入差距的短期調(diào)節(jié)效應，這種調(diào)節(jié)效應由估計的B1,B2刻畫。為簡便，這里僅報告模型（3）中本文關注的兩個方程

（=-0.423）＜0，+（-0.423-1.542=-1.965）＜0，從理論上進一步印證了估計的模型（2）為閾值協(xié)整模型。這一結(jié)果表明，伴隨中國經(jīng)濟發(fā)展、經(jīng)濟轉(zhuǎn)型以及制度變遷所形成的城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化與城鄉(xiāng)收入差距的長期穩(wěn)定（協(xié)整）關系，對短期的城鄉(xiāng)收入差距具有抑制效應。換言之，中國城鄉(xiāng)長期經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律具有城鄉(xiāng)收入差距縮小的內(nèi)在要求，如果沒有政府政策和制度的阻礙，城鄉(xiāng)收入差距不會持續(xù)擴大。這一結(jié)果再次印證了中國城鄉(xiāng)收入差距的擴大是源于制度與政策因素，其揭示的經(jīng)濟意義為：當前中國縮小城鄉(xiāng)收入差距的措施應從制度與政策入手，切實改善農(nóng)民和農(nóng)民工的不平等待遇，加大對農(nóng)業(yè)的投入，減輕農(nóng)民負擔、增加對農(nóng)業(yè)補貼和扶持農(nóng)產(chǎn)品的加工，提高農(nóng)民工的待遇等，除此以外，政府還應采取措施，消除城鄉(xiāng)二元體制，降低城鄉(xiāng)商品流通的交易成本，加速城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化，以此推動城鄉(xiāng)收入差距的縮小。

（=-0.245）＜0，+（-0.245-0.068=-0.313）＜0，隱含城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化與城鄉(xiāng)收入差距的長期穩(wěn)定（協(xié)整）關系對城鄉(xiāng)經(jīng)濟的分割具有短期的抑制效應，因此，中國城鄉(xiāng)經(jīng)濟的長期發(fā)展將推動城鄉(xiāng)市場趨向整合。這一結(jié)果揭示的經(jīng)濟意義為：改革開放初期，中國政府為追求經(jīng)濟發(fā)展速度而實施的城市化偏向政策和城鄉(xiāng)經(jīng)濟的制度分割，違背了城鄉(xiāng)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的內(nèi)在經(jīng)濟規(guī)律要求。本世紀以來，中國政府所采取的一系列推動城鄉(xiāng)商品、城鄉(xiāng)要素市場一體化的政策措施吻合了城鄉(xiāng)經(jīng)濟長期協(xié)調(diào)發(fā)展的內(nèi)在要求，必將對中國經(jīng)濟的長期持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生深遠而有益的影響，由此也進一步說明，近期推動城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化的政策具有科學性、適宜性。

4 穩(wěn)健性檢驗①由于模型(2)是本文的核心模型，這里僅列出對模型(2)穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果，本文也相應地對模型(3)做了穩(wěn)健型檢驗，發(fā)現(xiàn)模型(3)的估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

本文上述研究是基于泰爾指數(shù)計算城鄉(xiāng)收入差距，不同的城鄉(xiāng)收入差距度量方法也許影響本文的結(jié)論，為此，使用城鄉(xiāng)收入比（srb，見圖1）度量城鄉(xiāng)收入差距。使用前述方法重新對模型（2）進行閾值協(xié)整檢驗，發(fā)現(xiàn)非線性SupLM檢驗統(tǒng)計量為97.45，非線性閾值協(xié)整統(tǒng)計量為0.065，檢驗結(jié)果不改變原有結(jié)論。本文進而使用前述方法估計模型（2），結(jié)果如下

從模型（10）的結(jié)果容易看出，反映城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化對城鄉(xiāng)收入差距效應的系數(shù)都為正號，與前述結(jié)果一致，閾值參數(shù)（=7 400）與其余參數(shù)估計結(jié)果的符號也基本不變。進一步地，為檢驗模型（2）增加或減少控制變量是否顯著改變本文的結(jié)論，參照陸銘，陳釗［8］等的研究，我們分別在模型（2）中增加控制變量：城鄉(xiāng)就業(yè)比（jyb），高校在校人數(shù)/總?cè)丝冢╣xrs），城鎮(zhèn)人口/農(nóng)村人口（csh），此外，本文還對模型（2）中原有的控制變量分別剔除。這樣改變設定后，對模型（2）的非線性SupLM檢驗和閾值協(xié)整檢驗的結(jié)果分別列于表3的第3，4行。在上述不同情形下，分別對模型（2）進行非線性NLS估計，反映城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化對城鄉(xiāng)收入差距效應的參數(shù)α1，β1的估計結(jié)果見表3中的第1，2行。表3結(jié)果表明，對模型（2）增、減一部分控制變量后，非線性檢驗和閾值協(xié)整檢驗的結(jié)論與原有結(jié)論相同。另外，除了剔除農(nóng)村金融發(fā)展（jr）控制變量導致α1估計的符號變?yōu)樨撎柾?，其余情形下，?，β1估計的符號與原有模型的符號相同，都為正號。上述結(jié)果說明農(nóng)村金融發(fā)展是影響城鄉(xiāng)收入差距的重要變量，剔除后將導致顯著的模型設定偏誤并扭曲估計結(jié)果。不同情形下模型（2）估計與檢驗結(jié)果基本穩(wěn)定也說明，本文的模型設定具有較好的穩(wěn)健性，本文的估計結(jié)果基本準確地揭示了城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化對城鄉(xiāng)收入差距的效應。

表2 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果Tab.2 Robustness testing results

5 結(jié)論與注釋

本文針對中國經(jīng)濟背景和相關理論而設定中國城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化與城鄉(xiāng)收入差距的閾值協(xié)整模型，應用非線性最小二乘估計和仿真試驗實現(xiàn)閾值整模型的檢驗與估計，由此所產(chǎn)生的結(jié)論揭示了中國城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化與城鄉(xiāng)收入差距的長期關系。本文進而基于閾值協(xié)整模型設定非線性誤差校正模型，研究長期協(xié)整關系對城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化和城鄉(xiāng)收入差距短期變動的調(diào)節(jié)效應。研究結(jié)論可概述為

1）本文基于一價定律和泰爾指數(shù)度量了中國城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化與城鄉(xiāng)收入差距，結(jié)果表明：上世紀90年代末期以前，中國城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化分割程度在逐步拉大，2000年后城鄉(xiāng)經(jīng)濟逐步趨向一體化。泰爾指數(shù)的度量結(jié)果表明本世紀以前城鄉(xiāng)收入差距雖有較大幅度的波動，但整體呈現(xiàn)較快速度的遞增趨勢，從本世紀開始，泰爾指數(shù)雖然仍保持上升趨勢，但上升的速度明顯小于以前的平均上升速度。上述數(shù)據(jù)變化特征意味著城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化對城鄉(xiāng)收入差距的影響在上世紀末發(fā)生改變。

2）中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)生于上世紀90年代中后期，這一轉(zhuǎn)型不僅使中國經(jīng)濟發(fā)展進入新的階段，也使中國與城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展相關的制度發(fā)生變化。針對這一背景，本文設定了城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化對城鄉(xiāng)收入差距效應的閾值協(xié)整模型。閾值協(xié)整模型的估計結(jié)果說明，城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化對城鄉(xiāng)收入差距的長期效應因經(jīng)濟發(fā)展階段的變化而產(chǎn)生非線性的轉(zhuǎn)換與演變：1978—1998年，中國城鄉(xiāng)市場持續(xù)分割，分割的城鄉(xiāng)經(jīng)濟長期推動了城鄉(xiāng)收入差距的擴大。1999年以后，中國城鄉(xiāng)經(jīng)濟逐步轉(zhuǎn)向一體化，這一時期城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化對城鄉(xiāng)收入差距的擴大具有長期抑制效應。非線性誤差校正的估計結(jié)果印證了上述結(jié)果，也就是說，長期協(xié)整關系對城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化與城鄉(xiāng)收入差距的短期變化具有抑制效應。上述結(jié)果說明，中國近幾年所實施的推動城鄉(xiāng)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的政策，對于縮小中國的城鄉(xiāng)收入差距必將產(chǎn)生積極效應?；诒疚牡慕Y(jié)果，縮小城鄉(xiāng)收入差距不僅要對農(nóng)民、農(nóng)村采取多予少取、工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)等直接增加農(nóng)民收入的政策，還要著力推進統(tǒng)一城鄉(xiāng)市場的建設，徹底改變城鄉(xiāng)二元體制，有效地克服產(chǎn)品和要素流動的障礙，使得產(chǎn)品和要素在城鄉(xiāng)自由流動，農(nóng)民平等地進入市場交換產(chǎn)品和生產(chǎn)要素，并能在等價交換的基礎上保障農(nóng)民收益。此外，還應進一步加大對農(nóng)村科技和農(nóng)村教育的投入，大力發(fā)展農(nóng)村職業(yè)教育，加大對農(nóng)村人力資本的投入，提高農(nóng)村居民的科學文化素質(zhì)和人力資本水平，以此提高農(nóng)民獲得收入的能力。

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