西部地區(qū)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距關系實證研究

趙 燾

（貴州財經(jīng)大學 會計學院，貴陽 550025）

1 城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距關系的理論說明

城鎮(zhèn)化所帶來的集聚經(jīng)濟能夠很大程度上促進經(jīng)濟增長，也往往成為經(jīng)濟發(fā)展的重要評價指標。從國際經(jīng)驗來看，一國的城鎮(zhèn)化水平的提高往往能夠帶動工業(yè)化的發(fā)展以及因為技術外溢作用而帶來工業(yè)創(chuàng)新效應等。在工業(yè)化的初期，表現(xiàn)為工業(yè)化對于城鎮(zhèn)化的帶動作用，但到了工業(yè)化的中后期，表現(xiàn)為城鎮(zhèn)化對于工業(yè)化的帶動作用；但是我國的城鎮(zhèn)化水平依然滯后：從橫向來看，中國的城鎮(zhèn)化水平低于同期發(fā)達國家，甚至某些發(fā)展中國家，2011年中國的城鎮(zhèn)化率為50.5%，而美國在1920年就達到了這個水平；此外，基于WDI的統(tǒng)計數(shù)據(jù)估計，與中國發(fā)展水平相當?shù)亩蚬隙酄栆约把蕾I加的城鎮(zhèn)化率已經(jīng)達到了66.9%以及53.7%，都高于中國的城鎮(zhèn)化水平。此外，從縱向來看，中國的城鎮(zhèn)化水平依然滯后于非農(nóng)業(yè)產(chǎn)值，2011年中國的非農(nóng)產(chǎn)值比重接近90%，遠遠高于我國的城鎮(zhèn)化水平。

城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間存在怎么樣的互動關系需要我們進一步探討。一方面，城鎮(zhèn)化水平的提高表現(xiàn)為勞動力向城市流動的趨勢，城市勞動力市場競爭加劇導致工資水平整體降低，最終城鄉(xiāng)工資收入趨同，而且農(nóng)村留守人員的減少有利于提高農(nóng)村剩余勞動力的生產(chǎn)效率。但從另一方面來講，城鎮(zhèn)化水平會對城鄉(xiāng)收入差距的擴大起到促進的作用，主要包括以下幾個方面：首先，很多地方的城鎮(zhèn)化是沒有公共服務均等化最為基礎的“造城運動”，農(nóng)民被迫離開土地而遷往所謂的城鎮(zhèn)，缺乏賴以生存的土地使得收入不升反降；其次，農(nóng)村內(nèi)部依然存在的收入差距的“二元結構”，如果農(nóng)村較富裕的居民首先遷往城鎮(zhèn)，就有可能造成統(tǒng)計上的城鄉(xiāng)收入差距的擴大。最后需要強調(diào)的是，城鎮(zhèn)化應該是人的城鎮(zhèn)化，必須有地方產(chǎn)業(yè)支撐，在充分保障就業(yè)的前提下鼓勵農(nóng)村勞動力的流動，在戶籍制度限制以及產(chǎn)業(yè)空心化的現(xiàn)實背景下，勞動力流動面臨較大的制度障礙。

2 模型構建與指標說明

2.1 計量方法

我們首先利用面板單位根法對數(shù)據(jù)進行面板單位根檢驗，然后基于此對數(shù)據(jù)進行面板協(xié)整檢驗，判斷數(shù)據(jù)的長期穩(wěn)定的均衡關系存在與否；最后采用完全修正的最小二乘法的回歸估計以及多元回歸模型進行估計。

（1）面板單位根檢驗

從模型來看，面板單位根檢驗沒有固定統(tǒng)一的方法，單純的采用某一種方法進行判斷都會引起較大的誤差，為保證科學有效性，我們將采用五種面板單位根進行檢驗，包括LLC、IPS、Breitung檢驗、Maddala檢驗以及Hadri檢驗等。

（1）：向量自回歸的過程VAR

yit=ρiyi，t-1+εit，i=1，2，...，L，N；t=1，2，...，L，T

其中i表示個體的截面，t為時間變量；ρi代表自回歸系數(shù)；εit代表相互獨立的異質擾動項；當ρi絕對值小于1的時候，y為若平穩(wěn)過程；當ρi絕對值等于1時候，y為非平穩(wěn)的過程。

（2）面板協(xié)整檢驗

對于面板協(xié)整檢驗，常用的有Johansen協(xié)整檢驗以及E-G兩步檢驗，在E-G兩步檢驗中最有名的是同質面板協(xié)整檢驗以及異質面板協(xié)整檢驗等。Pedroni協(xié)整檢驗方法可以允許截距及時間趨勢，并適用于非平衡面板數(shù)據(jù)，相比其他檢驗方法有很大的改進，因此本文采用Pedroni的協(xié)整檢驗方法對城市化與城鄉(xiāng)收入差距之間的協(xié)整關系進行檢驗。類似于E-G兩步法檢驗，對于下列方程的殘差：

yit=αi+δit+β1ix1i+β2ix2i+...+βmixmi+e，i=1，...，N；t=1，...，T

方程中N代表樣本單位個數(shù)，T代表時間跨度，M代表回歸變量的個數(shù)，考慮到模型中面板單位之間的斜率、個體趨勢以及固定效應系數(shù)之間的差異性，應該采用Pedroni對于面板數(shù)據(jù)協(xié)整統(tǒng)計的討論，認為面板協(xié)整包含4個聯(lián)合組內(nèi)尺度方法，包括Panel V統(tǒng)計量、Panel Rho統(tǒng)計量、Panel PP統(tǒng)計量和Panel ADF統(tǒng)計量；此外，另外3個是用組間尺度來描述，分別是Group Rho統(tǒng)計量、Group PP統(tǒng)計量和Group ADF統(tǒng)計量。

（3）面板協(xié)整方方程估計

變量之間的長期均衡關系可以通過面板協(xié)整檢驗得到，對于短期動態(tài)模型偏離均衡的機制可以彌補長期靜態(tài)的不足，我們結合城鎮(zhèn)化、城鎮(zhèn)化效應與城鄉(xiāng)收入差距之間的互動關系，以及參照其他學者對于揭露城鄉(xiāng)收入差距原因的分析建立如下的基本模型：

Gapit=αit+β1tURit+β2tGAPit×URit+ε，i=1，2，...，L，N，t=1，2，...，L，T

其中Gapit代表城鄉(xiāng)收入差距水平，URit代表城鎮(zhèn)化水平，GAPit×URit代表城鄉(xiāng)收入差距與城鎮(zhèn)化水平的交互項，其中N代表樣本單位個數(shù)，T代表樣本的時間跨度個數(shù)，β1t以及β2t分別代表城鄉(xiāng)收入差距以及城鎮(zhèn)化水平的系數(shù)，ε代表殘差水平。

2.2 指標選擇與數(shù)據(jù)來源

研究的核心變量主要包括：（1）城鄉(xiāng)收入差距GAP。計算方法為城市居民人均可支配收入減去農(nóng)村居民人均純收入，變量的值越大代表了城鄉(xiāng)收入差距水平越大，數(shù)據(jù)采用各地區(qū)的城鄉(xiāng)居民消費價格指數(shù)消脹處理。（2）城鎮(zhèn)化UR。我們采用大多數(shù)學者的辦法，采用非農(nóng)人口占總人口比重進行表示。鑒于非農(nóng)人口比重可能存在內(nèi)生性的問題，我們在對其進行回歸的時候進行一次差分處理，防止城鎮(zhèn)化與不可觀測的固定效應之間的相關性引來的偏誤。（3）城鎮(zhèn)化效應GAR。采用交互項城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的乘積進行定義。不同階段，城鄉(xiāng)收入差距的城鎮(zhèn)化效應也存在差異，為探討城鎮(zhèn)化的階段性特征與西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距之間的互動關系，在進行回歸分析的過程中，我們引入城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的交互項，對城鎮(zhèn)化不同階段條件下，城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間的關系進行探究。

此外，我們還設置了其他控制變量（模型中的∑iz），包括城鎮(zhèn)化水平的平方Gap2（用以度量城鎮(zhèn)化水平的影響拐點）地區(qū)的開放水平open（用以衡量西部地區(qū)區(qū)際要素的流動性程度以及貿(mào)易潛力，采用區(qū)域貿(mào)易額衡量）、政府政策Policy（用以評價地方政府對于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的政策支持力度，采用政府用于非農(nóng)政策支出占財政支出比例表示）以及一系列人口特征控制變量等。

從數(shù)據(jù)選擇來看，我們以西部地區(qū)為例，選取了西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、陜西、青海、寧夏、新疆、甘肅、四川(含重慶)、貴州、云南、西藏、廣西等共l 1個省區(qū)的1978～2012相關指標數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來自于1978～2004《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》，以及2005～2012歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，第五次、第六次全國人口普查數(shù)據(jù)等。為表示真實的效應，我們對歷年的收入做消脹處理，對其以1978年為基期進行物價平減處理。需要特別強調(diào)的是，重慶于1997年直轄，從而其數(shù)據(jù)基本局限于1997～2012年，為保持數(shù)據(jù)的連續(xù)性我們將對其數(shù)據(jù)合并進入四川省進行計算，表1反映了變量數(shù)據(jù)的統(tǒng)計描述特征。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

從以上的描述性統(tǒng)計中可以發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化水平以及城鄉(xiāng)高收入差距數(shù)據(jù)波動性比較大，說明我們的數(shù)據(jù)在設計上有可能因為較大的方差而產(chǎn)生估計偏誤，鑒于此為了便于進行彈性分析，本文對上述數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理，從數(shù)據(jù)中也可以反映某種相關關系，但是對于其具體的因果關系，需要我們在接下來的實證中去檢驗。

3 實證結果

3.1 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗

對數(shù)據(jù)進行面板單位根檢驗結果如表2所示。

表2 各序列面板單位根檢驗結果

采用Hadri方法得出原變量以及一階差分項均能夠在1%的顯著水平上拒絕“存在單位根”的檢驗，反映了三個變量時間序列平穩(wěn)；而Fisher方法檢驗只能夠得到部分變量的原始數(shù)據(jù)平穩(wěn)性；但從總體上來看采用LLC、IPShin、Breitung等方法表明，變量Rr、Gar以及Gap不平穩(wěn)，但其一階差分項均能夠拒絕原假設，為平穩(wěn)的時間序列。從而我們基本上可以確定西部各省區(qū)的城鎮(zhèn)化、城鄉(xiāng)差距以及城鎮(zhèn)化效應為一階單整I(1)過程。

3.2 面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗

對于面板協(xié)整檢驗，Westerlund（2007）構造了四個統(tǒng)計量，兩個組統(tǒng)計量Gt和Ga，兩個面板統(tǒng)計量Pt和Pa。組統(tǒng)計量說明在允許面板異質性的條件下存在協(xié)整關系，原假設為H0：至少存在一個協(xié)整關系；面板統(tǒng)計量Pt和Pa是在考慮面板同質性的條件下檢驗是否存在協(xié)整關系，原假設為H0：不存在協(xié)整關系。在一些情況下，會出現(xiàn)兩個組統(tǒng)計量中有一個不能拒絕原假設的現(xiàn)象，對此Westerlund認為也是可以的。

表3 城鎮(zhèn)化、城鄉(xiāng)差距以及城鎮(zhèn)化效應的Westerlund協(xié)整檢驗結果

從表3中我們可以看出，在Gt的檢驗條件下，我們無法拒絕“變量之間總體上存在協(xié)整關系”的原假設；在Pt條件下接受“至少存在一個協(xié)整方程”的假設，而在Pa的檢驗條件之下在1%的水平下拒絕原假設，綜上我們可以認為城鎮(zhèn)化Ur，城鄉(xiāng)差距GAP以及城鎮(zhèn)化效應GAR之間存在長期的均衡關系，而且只存在一個協(xié)整方程。

3.3 面板協(xié)整方程估計

結合面板協(xié)整檢驗我們已經(jīng)知道了城鎮(zhèn)化、城鄉(xiāng)差距以及城鎮(zhèn)化效應之間可能存在長期穩(wěn)定的均衡關系。下一步我們將采用完全修正普通最小二乘法FMOLS進行估計，進而我們將結合Gauss軟件對其協(xié)整關系進行估計，計算結果如表4所示。

表4 西部地區(qū)面板協(xié)整完全修正模型估計

結果顯示，城鎮(zhèn)化UR系數(shù)以及城鎮(zhèn)化效應GAR系數(shù)均能夠在不同程度的顯著水平通過檢驗，方程擬合優(yōu)度0.88，反映了較高的擬合程度，方程能夠通過F檢驗，說明我們所計算出的模型具有很大的可信度水平。具體來看，方程的常數(shù)項為正4.24，反映了除了城鎮(zhèn)化以及城鎮(zhèn)化效應之外，依然存在其他加劇城鄉(xiāng)差距的重要因素，例如城市發(fā)展傾向、發(fā)展戰(zhàn)略規(guī)劃以及社會文化因素等。城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)差距的彈性是-3.68，反映了城鎮(zhèn)化進程每增加1%，城鄉(xiāng)差距就會縮小3.68%，以及城鎮(zhèn)化水平能夠在很大程度上緩解城鄉(xiāng)之間的差距水平。城鎮(zhèn)化效應彈性為2.77，反映了城鎮(zhèn)化以及城鄉(xiāng)差距促進了城鎮(zhèn)化的進程的進一步加快。

進一步我們對城鄉(xiāng)收入差距模型回歸分析，為進一步驗證城鎮(zhèn)化水平與城鄉(xiāng)收入差距之間存在的實證關系，我們結合模型引入城鎮(zhèn)化的平方項UR2進行分析，為節(jié)約篇幅，本文未對控制變量回歸結果進行顯示，核心變量回歸具體結果見表5所示。

從模型1的交互項上來看，交互項系數(shù)顯著為負，城鄉(xiāng)收入差距的城鎮(zhèn)化效應與城鎮(zhèn)化本身的水平相關，城鄉(xiāng)收入差距越大，城鎮(zhèn)化對于城鄉(xiāng)收入差距的擴大效應就會降低；在引入了城鎮(zhèn)化的平方項UR2之后，我們不難發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距隨著城鎮(zhèn)化水平的提高會逐漸升高，待城鎮(zhèn)化水平提高到某一階段之后，城鎮(zhèn)化的提高反而有助于降低城鄉(xiāng)收入差距，城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距倒U關系；根據(jù)模型我們可以計算出臨界值為：-0.745/(2×-1.0632)=35%，也就是說西部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平達到35%的時候城鄉(xiāng)收入差距將逐漸縮小，截止到2013年，我國城鎮(zhèn)化水平已經(jīng)達到52%，未來我國城鎮(zhèn)化水平還存在很大的提高的空間，有利于城鄉(xiāng)收入差距的進一步降低。

表5 模型的估計結果

4 結論與政策建議

通過協(xié)整以及多元回歸模型分析我們發(fā)現(xiàn)：（1）西部地區(qū)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距以及城鎮(zhèn)化效應之間并不存在長期穩(wěn)定變化的均衡關系，城鎮(zhèn)化水平對于城鄉(xiāng)收入差距的影響存在“拐點”；（2）西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距與城鎮(zhèn)化水平之間沒有固定的影響關系，并非簡單的擴大或者降低了城鄉(xiāng)收入差距水平，西部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平在不同階段對城鄉(xiāng)收入差距具有促進與抑制并存的雙重作用機制；（3）城鄉(xiāng)收入差距的城鎮(zhèn)化效應與城鎮(zhèn)化本身所處的階段密切相關，城鎮(zhèn)化水平較低的階段，城鎮(zhèn)化的提高擴大了城鄉(xiāng)收入差距，待城鎮(zhèn)化水平達到某一程度，城鎮(zhèn)化水平有利于城鄉(xiāng)收入差距的降低；（4）城鎮(zhèn)化水平與城鄉(xiāng)收入差距存在倒U關系，在城鎮(zhèn)化水平比較低的時候，城鎮(zhèn)化的推進擴大了城鄉(xiāng)收入差距，但到了一定的階段城鎮(zhèn)化的擴大持續(xù)降低城鄉(xiāng)收入差距，臨界點在城鎮(zhèn)化率為35%的水平。

隨著我國從不均衡發(fā)展到均衡發(fā)展戰(zhàn)略政策的重大調(diào)整，推進城鎮(zhèn)化成為縮減城鄉(xiāng)差距的重要戰(zhàn)略舉措，將能夠釋放出重大的改革紅利，為進一步推進城鎮(zhèn)化水平的增加以及縮減城鄉(xiāng)收入差距，應從以下幾個方面著手：（1）進一步擴大西部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平，加大對西部地區(qū)城鎮(zhèn)化的政策傾斜力度，從貿(mào)易開放、財政支出以及非農(nóng)支出等政策方面向西部傾斜。（2）西部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平比較低，政府應該注重引導，出臺相應的城鎮(zhèn)規(guī)劃體系，通過打造西部成渝城市群以及蘭西城市群，充分發(fā)揮其集聚輻射作用，促進區(qū)域經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展，在推動城鎮(zhèn)化的同時更加注重公平的實現(xiàn)。（3）提高農(nóng)民工資性收入，降低土地流轉的限制，使得土地資本化水平進一步提高。（4）努力推進公共服務均等化，提高農(nóng)村居民的醫(yī)療、教育以及公共設施服務的水平，降低農(nóng)民為享受公共服務而向城市遷移的比例，提高純粹農(nóng)村勞動力流動以及轉移水平，促使資源更優(yōu)化配置。（5）加大農(nóng)業(yè)補助力度，對農(nóng)民進行新思維、新農(nóng)業(yè)技術以及新農(nóng)業(yè)科技信息的培訓以及推廣，努力提高農(nóng)民自力更生的水平。

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