一、文獻(xiàn)綜述及問(wèn)題提出

關(guān)于收入分配差距對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的實(shí)證研究國(guó)內(nèi)外都漸趨多樣化，但大多主要集中在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與收入分配差距關(guān)系的研究上。Kuznets 于1955 年提出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與收入差距的關(guān)系，他是最早用實(shí)證研究得出兩者呈現(xiàn)“倒U 型”，前期經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，城鄉(xiāng)之間要素流動(dòng)加快，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大，到了某一拐點(diǎn)之后城鄉(xiāng)收入差距會(huì)逐漸縮小。Barro（2000）通過(guò)對(duì)經(jīng)合組織（OECO）國(guó)家的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證，分析得出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)快慢會(huì)受?chē)?guó)家實(shí)力大小造成的城鄉(xiāng)收入差距的影響。Vollmer 和Herzer（2012）運(yùn)用異質(zhì)面板協(xié)整模型得出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與收入不平等是負(fù)相關(guān)。在我國(guó)收入分配的研究理論中，林毅夫（1999）認(rèn)為在比較優(yōu)勢(shì)理論下，居民收入差距對(duì)外擴(kuò)大取決于當(dāng)前階段的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r和政府的社會(huì)政策選擇，存在不是絕對(duì)的“倒U 型”關(guān)系。王小魯，樊綱（2005）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與收入分配存在正向相關(guān)關(guān)系。郭宏毅（2018）通過(guò)建立模型對(duì)中國(guó)1979—2016 年數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，得出國(guó)內(nèi)普遍存在以擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距為代價(jià)發(fā)展經(jīng)濟(jì)的現(xiàn)象。

綜合國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)，大部分國(guó)外學(xué)者運(yùn)用數(shù)據(jù)和實(shí)證分析得出不同階段城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)產(chǎn)生不同的影響。國(guó)內(nèi)學(xué)者運(yùn)用行業(yè)層面數(shù)據(jù)、企業(yè)微觀數(shù)據(jù)以及省份市區(qū)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，得出的結(jié)果也各不相同。本文研究安徽省城鄉(xiāng)收入差距對(duì)經(jīng)濟(jì)效率的影響，以安徽省1998—2017年20 年的數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行分析，為進(jìn)一步縮小城鄉(xiāng)收入差距以及提高經(jīng)濟(jì)效率提供思路和方法。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

經(jīng)濟(jì)效率是衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的重要指標(biāo)。同時(shí)，它還反應(yīng)一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。我們知道全要素生產(chǎn)率是總產(chǎn)出與綜合投入要素之比，是所有投入要素加權(quán)后形成地綜合投入的產(chǎn)出效率，是分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的重要工具。本文使用全要素生產(chǎn)率（TFP）來(lái)測(cè)度經(jīng)濟(jì)效率，進(jìn)一步分析城鄉(xiāng)收入差距對(duì)經(jīng)濟(jì)效率的影響。

在對(duì)安徽省全要素生產(chǎn)率進(jìn)行估計(jì)時(shí)，使用安徽省1998—2017 年各年度的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、資本存量、有效勞動(dòng)力總量三個(gè)指標(biāo)。目前，廣泛使用測(cè)算資本存量的方法是Glodsmith 于1951 年開(kāi)創(chuàng)的永續(xù)盤(pán)存法?；曩Y本存量，本文直接使用張軍的測(cè)算方法得出最后數(shù)值為4524.975 億元。對(duì)于有效勞動(dòng)力總量，這里使用三次產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力投入量總和。另外，對(duì)于安徽省城鄉(xiāng)收入差距的衡量，我們借助基尼系數(shù)定義城鄉(xiāng)差值基尼系數(shù)。本文使用的所有數(shù)據(jù)均來(lái)源于《安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒》1999—2018 年和《新中國(guó)六十五年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)匯編》。

（二）全要素生產(chǎn)率測(cè)度方法選擇

我們假定生產(chǎn)函數(shù)為科布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)（C-D）函數(shù)，即：

三、安徽省總體城鄉(xiāng)收入差距對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響

（一）安徽省全要素生產(chǎn)率的估算結(jié)果

由搜集的樣本數(shù)據(jù)，根據(jù)普通最小二乘法（OLS）得到的參數(shù)回歸結(jié)果見(jiàn)表一。我們通過(guò)自相關(guān)檢驗(yàn)（LM 檢驗(yàn)），發(fā)現(xiàn)未修正前的模型存在一階自相關(guān)，故需要對(duì)其進(jìn)行修正。我們采用自回歸ARMA 模型進(jìn)行修正，結(jié)果見(jiàn)表1。我們可以看出：修正后模型的擬合優(yōu)度進(jìn)一步提高，DW 的值明顯改善，為1.551。同時(shí)，我們對(duì)修正后的模型進(jìn)行倒數(shù)根檢驗(yàn)，得到的根為0.517，倒數(shù)根落在單位圓內(nèi)，表明ARMA 模型是穩(wěn)定的。

表1 以為被解釋變量的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

表1 以為被解釋變量的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為值的概率值。

通過(guò)對(duì)修正后模型的參數(shù)估計(jì)，得到常數(shù)項(xiàng)為3.232，進(jìn)一步從回歸結(jié)果中得到殘差項(xiàng)，再利用方程（3）估算得到安徽省1998—2017 年各年度的全要素生產(chǎn)率，計(jì)算結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 安徽省1998—2017 年各年度全要素生產(chǎn)率

（二）安徽省城鄉(xiāng)收入差距對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響

式中，CS 表示城市居民家庭人均可支配收入，NC 表示農(nóng)村居民家庭人均可支配收入。CS-NC 表示城鄉(xiāng)居民可支配收入的絕對(duì)差值，我們將其除以城鄉(xiāng)居民可支配收入總量，這時(shí)的為一個(gè)相對(duì)量，此時(shí)t顯著。

中國(guó)城鄉(xiāng)之間二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)一直存在，中央政府不斷出臺(tái)一系列縮小城鄉(xiāng)發(fā)展差距的措施。但隨經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展，外部經(jīng)濟(jì)對(duì)本國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)產(chǎn)生較大影響。為了反應(yīng)這種內(nèi)外部經(jīng)濟(jì)形勢(shì)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的影響，我們?cè)趯?duì)安徽省全要素生產(chǎn)率數(shù)據(jù)和城鄉(xiāng)收入差值基尼系數(shù)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析時(shí)，引入年份虛擬變量（1998—2011 年，=0；2012—2017 年，=1）。利用函數(shù)（3）對(duì)安徽省1998—2017 年全要素生產(chǎn)率和城鄉(xiāng)收入差值基尼系數(shù)之間的關(guān)系進(jìn)行估計(jì)：

其中，為安徽省1998 年—2017 年期間的全要素生產(chǎn)率，α?為截距項(xiàng)，β?為城鄉(xiāng)收入差值基尼系數(shù)（）對(duì)全要素生產(chǎn)率的邊際影響力，Dti為年份虛擬變量，γ為年份虛擬變量Dti對(duì)的影響力，為虛擬變量與解釋變量的“互動(dòng)項(xiàng)”，δ是“互動(dòng)項(xiàng)”對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響程度。

運(yùn)用安徽省1998—2017 年期間的全要素生產(chǎn)率數(shù)據(jù)和城鄉(xiāng)收入差值基尼系數(shù)數(shù)據(jù)，由最小二乘原理，利用stata13對(duì)其進(jìn)行回歸分析：

從回歸結(jié)果可以看出：?α、δ、?β在95%的置信區(qū)間內(nèi)通過(guò)t檢驗(yàn)；擬合優(yōu)度和調(diào)整后的擬合優(yōu)度為介于0.8—0.9之間，擬合程度較好，同時(shí)F統(tǒng)計(jì)量為42.6，說(shuō)明方程是顯著的，因而整個(gè)方程的的參數(shù)估計(jì)效果較好。

四、結(jié)語(yǔ)

通過(guò)以上分析，我們可以得到以下結(jié)論：一是自我國(guó)實(shí)行社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)，城鄉(xiāng)居民收入都得到提高，但城鄉(xiāng)居民之間的收入差距也逐步擴(kuò)大，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力加速向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，為城鎮(zhèn)化建設(shè)提供了大量人力資源，同時(shí)城鎮(zhèn)化建設(shè)也促進(jìn)了農(nóng)村生產(chǎn)力的解放和發(fā)展，兩者的相互作用促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的提高。二是外來(lái)經(jīng)濟(jì)的沖擊和國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化會(huì)對(duì)全要素生產(chǎn)率造成很大沖擊，這個(gè)時(shí)期城鄉(xiāng)收入差距仍在擴(kuò)大，但全要素生產(chǎn)率的下降受外在經(jīng)濟(jì)的影響更大。三是由于城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的長(zhǎng)期存在，城鄉(xiāng)居民收入差距的不斷擴(kuò)大對(duì)全要素生產(chǎn)率的提高產(chǎn)生抑制作用。政府應(yīng)該統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，同時(shí)加快農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式單純由要素?cái)?shù)量投入增加轉(zhuǎn)變?yōu)樯a(chǎn)效率提高和創(chuàng)新發(fā)展，因地制宜利用優(yōu)勢(shì)發(fā)揮相對(duì)優(yōu)勢(shì)。