城鄉(xiāng)收入差距對我國經(jīng)濟增長的非線性作用研究

陳博 賈占標 倪志良

摘要：文章通過門限面板模型得出經(jīng)濟發(fā)展水平是城鄉(xiāng)收入差距的倒U形狀函數(shù)，該函數(shù)頂點所對應(yīng)的泰爾指數(shù)（門限值）為0.026 895。通過動態(tài)面板模型得出我國城鄉(xiāng)收入差距雖然在擴大，但有收斂的趨勢，收斂上限的估計值是0.136 562 5。最后提出增加農(nóng)村人力資本投資，完善農(nóng)村金融服務(wù)體系等縮小城鄉(xiāng)收入差距的政策建議。

關(guān)鍵詞：城鄉(xiāng)收入差距；泰爾指數(shù)；收斂；動態(tài)面板模型；門限面板模型

一、 引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟取得了高速發(fā)展。2014年我國GDP首次突破10萬億美元大關(guān)，成為世界上僅有的兩個進入“10萬億美元俱樂部”的國家。但是我國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)依然存在，城鄉(xiāng)收入差距仍在繼續(xù)擴大。我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比由1995年的2.715上升為2013年的3.031，絕對收入差距由1995年的2 705元擴大為2013年的18 059元。如果將教育、醫(yī)療與通貨膨脹等因素也納入考慮范圍，那么我國實際的城鄉(xiāng)收入差距將會更大。

二、 我國城鄉(xiāng)收入差距的收斂性分析

1. 城鄉(xiāng)收入差距的衡量。本文使用泰爾指數(shù)作為衡量城鄉(xiāng)收入差距的指標?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文使用Shorrocks（1980）的方法來計算泰爾指數(shù)，表達式如下：

本文將使用方程（2）對我國城鄉(xiāng)收入差距問題進行研究，由于該模型中包含了被解釋變量的滯后項，即該模型存在內(nèi)生性問題，所以使用動態(tài)面板模型去估計該方程。Arellano和Bond（1991）提出了估計動態(tài)面板模型的一階差分GMM方法，但是這種估計方法存在一些缺點，例如：（1）弱工具變量問題，（2）無法估計不隨時間變化的變量的系數(shù)。于是Blundell和Bond（1998）為了解決以上問題提出了系統(tǒng)GMM估計方法。

3. 計量模型的實證結(jié)果。本文運用我國28個省市1995年～2013年的數(shù)據(jù)進行分析，其中剔除了重慶、四川和西藏。

對泰爾指數(shù)的動態(tài)面板分析結(jié)果見表1。該表呈現(xiàn)了差分GMM的一步和兩步估計以及系統(tǒng)GMM的一步和兩步估計結(jié)果，同時根據(jù)AIC準則選取因變量的滯后階數(shù)。本文用Abond1、Abond2表示差分GMM的一步與兩步估計，用Sys1和Sys2表示系統(tǒng)GMM的一步與兩步估計。如表1中所示，theili，t-1的系數(shù)？酌都是處在區(qū)間（-1，0），說明我國城鄉(xiāng)收入差距是收斂的。在估計結(jié)果的顯著性方面，一步差分GMM與兩步差分GMM的顯著性相同，兩步系統(tǒng)GMM比一步系統(tǒng)GMM的估計結(jié)果顯著。對于兩步估計結(jié)果，系統(tǒng)GMM比差分GMM顯著。在系數(shù)估計結(jié)果大小比較方面，對于常數(shù)項、？酌和？漬1，一步差分GMM都小于一步系統(tǒng)GMM的估計結(jié)果（帶有負號的系數(shù)指的是絕對值），兩步差分GMM與兩步系統(tǒng)GMM也滿足同樣的規(guī)律。對于系數(shù)？漬2，一步差分GMM大于一步系統(tǒng)GMM的估計結(jié)果，兩步差分GMM與兩步系統(tǒng)GMM也滿足同樣的規(guī)律。

城鄉(xiāng)收入差距中易出現(xiàn)截面相關(guān)與異方差問題，而該問題在兩步GMM估計中能夠得到更好的解決，同時Windmeijer（2005）通過蒙特卡洛模擬發(fā)現(xiàn)兩步估計比一步估計具有更好的無偏性。從工具變量有效性的Sargan檢驗來看，兩步GMM估計要優(yōu)于一步GMM估計。從殘差序列相關(guān)性的Abond檢驗來看，兩步差分GMM與兩步系統(tǒng)GMM都存在一階序列相關(guān)，二階序列不相關(guān)，但是在二階序列不相關(guān)中兩步系統(tǒng)GMM顯著性要高于兩步差分GMM?；谝陨戏治?，本文將選取兩步系統(tǒng)GMM作為對本模型的最終估計結(jié)果。

現(xiàn)在將兩步系統(tǒng)GMM的估計結(jié)果帶入到方程（2）中，并整理為水平方程的形式，得到以下方程：

theili，t=0.043 7+0.627 7theili，t-1+0.146 7theili，t-2-0.094 4t-heili，t-3（3）

使用方程（3）進行迭代運算，得到2053年的全國泰爾指數(shù)0.136 562 5，將2053年的指數(shù)除以2013年的指數(shù)得到結(jié)果1.095，上文中提所以可近似的認為a等于1.095。因為a>1，所以說明我國的城鄉(xiāng)收入差距是在擴大趨勢下收斂。將新得到的50年全國泰爾指數(shù)（2014年開始）與2013年的全國泰爾指數(shù)相除，得到的結(jié)果繪制成圖1，該圖再次表明了我國城鄉(xiāng)收入差距在繼續(xù)擴大，但是擴大的速度逐漸放緩。

縱坐標是第t年全國泰爾指數(shù)與2013年全國泰爾指數(shù)的比值，橫坐標是年份。

三、 城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟發(fā)展水平的非線性機理分析

1. 對門限面板模型的介紹。現(xiàn)在使用門限面板模型來分析城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟發(fā)展水平的影響。門限面板模型由Hansen于1999年提出，模型的具體形式如下（單一門限面板模型）：

yit=？滋i+？琢1xitI（qit？燮？茲）+？琢2xitI（？茲在該模型中yit為因變量，qit為門限變量，I（·）為示性函數(shù)，Xit為控制變量，？著it為服從獨立同分布的隨機擾動項。

2. 變量與樣本的選擇。本文選用居民消費價格指數(shù)（CPI）、政府干預(yù)程度（GI）、人力資本投資率（HCI）、固定資產(chǎn)投資比重（IFA）、對外開放度（SO）和城鎮(zhèn)化水平（UL）作為控制變量。

3. 門限面板模型的構(gòu)建與估計結(jié)果分析。為了防止偽回歸的出現(xiàn)，下面對本文所用變量進行單位根檢驗。由表2中的檢驗結(jié)果可知，居民消費價格指數(shù)與固定資產(chǎn)投資比重都通過了三個檢驗，泰爾指數(shù)、政府干預(yù)度、人力資本投資率與城鎮(zhèn)化水平都通過了LLC與Breitung檢驗，但是都沒有通過IPS檢驗。經(jīng)濟發(fā)展水平與對外開放度都通過了IPS與LLC檢驗，但是都沒有通過Breitung檢驗。根據(jù)以上的分析，可認為該8個變量都是零階單整序列，即都是平穩(wěn)的。

為分析城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟發(fā)展水平的非線性關(guān)系，將門限面板模型設(shè)為以下形式：

lnGDPit=？滋i+？琢1theilitI（theilit？燮？茲）+？琢2theilitI（？茲其中l(wèi)nGDPit表示第i個個體第t年的經(jīng)濟發(fā)展水平；因為要研究經(jīng)濟發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入差距的非線性關(guān)系，所以將城鄉(xiāng)收入差距設(shè)為門限變量。Xit為控制變量。

根據(jù)表3，對門限變量的估計結(jié)果進行分析。在門限模型的第一個假設(shè)中，得到的F1統(tǒng)計量結(jié)果顯示應(yīng)該拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)。在第二個假設(shè)中，得到的F1統(tǒng)計量結(jié)果顯示應(yīng)該接受原假設(shè)，拒絕備擇假設(shè)。根據(jù)以上的分析結(jié)果，可以認為該模型只存在一個門限值，該門限值為0.026 895，其置信區(qū)間為（0.016 739，0.037 051）。在門限值？茲的左側(cè)，系數(shù)？琢1為正值，說明城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟發(fā)展水平具有正向關(guān)系，即隨著城鄉(xiāng)收入差距的擴大經(jīng)濟呈現(xiàn)增長趨勢。這是因為當(dāng)存在一定程度的城鄉(xiāng)收入差距時，生產(chǎn)要素和財富逐漸向城鎮(zhèn)集中，從而推動了城市化和工業(yè)化的進程，最終促進了經(jīng)濟發(fā)展。同時，一定程度的城鄉(xiāng)收入差距也會增加城鄉(xiāng)居民消費需求的多元化，對于我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級與多樣化發(fā)展起到了重要作用，從而推動經(jīng)濟全面和快速的發(fā)展。在門限值？茲1的右側(cè)，系數(shù)？琢2為負數(shù)，說明城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟發(fā)展水平具有負向關(guān)系，即隨著城鄉(xiāng)收入差距的擴大經(jīng)濟呈現(xiàn)下降趨勢。一方面，較高的城鄉(xiāng)收入差距長期存在會產(chǎn)生收入差距上的累積效應(yīng)。城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民對教育等人力資本的投入差距逐漸擴大，導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民的收入能力有顯著差異，于是使城鄉(xiāng)經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距陷入惡性循環(huán)中。另一方面，農(nóng)民收入水平低，不能及時獲得有效的金融服務(wù)，導(dǎo)致農(nóng)村經(jīng)濟投入不足，進而抑制經(jīng)濟的長期增長。

四、 政策建議

前文的分析也提供了一定的政策啟示。緩解城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟增長的抑制作用應(yīng)從以下兩個方面著力：

1. 加大對農(nóng)村居民的人力資本投入。城鄉(xiāng)居民收入差距帶來人力資本投資的巨大差異，進而形成城鄉(xiāng)居民收入能力的差距，即城鄉(xiāng)差距的累積效應(yīng)。另外，我國現(xiàn)階段結(jié)構(gòu)性失業(yè)較為明顯，因此，需要合理配置城鄉(xiāng)教育資源，加大農(nóng)村居民職業(yè)教育和培訓(xùn)。城鄉(xiāng)基礎(chǔ)教育資源的不平衡突出體現(xiàn)為教育質(zhì)量差異。要進一步提高鄉(xiāng)村教師待遇，加強鄉(xiāng)村教師定期培訓(xùn)，建立中小學(xué)教師城鄉(xiāng)交流機制；同時，保證進城務(wù)工隨遷子女在當(dāng)?shù)亟邮芰x務(wù)教育的權(quán)利。從存量和增量兩個層面推進農(nóng)村職業(yè)教育和培訓(xùn)；對于完成基礎(chǔ)教育后不久即進入就業(yè)市場的農(nóng)村勞動力，政府為其提供廉價的職業(yè)培訓(xùn)，使其充分轉(zhuǎn)化為社會稀缺的技術(shù)工人；對于有外出務(wù)工傾向的農(nóng)村中年勞動力，可以在戶籍所在地或工作地接受技能培訓(xùn)。通過政策激勵，引導(dǎo)高素質(zhì)人才尤其是農(nóng)村大學(xué)生在農(nóng)村就業(yè)、創(chuàng)業(yè)。

2. 完善農(nóng)村金融服務(wù)體系，降低農(nóng)民的“金融門檻”，提高農(nóng)民融資能力和抵御風(fēng)險能力?！敖鹑陂T檻”即進入并使用金融服務(wù)的成本，它將獲取金融服務(wù)的居民區(qū)分為不同的群體。長期以來，“城市偏向”的經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略，導(dǎo)致我國城鎮(zhèn)與農(nóng)村金融市場發(fā)展不均衡。農(nóng)村大量儲蓄資金流向城市而形成“資金洼地”，農(nóng)民融資難問題逐步顯現(xiàn)。金融壓抑成為制約農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展、農(nóng)民增收的重要因素。政府應(yīng)進一步加強農(nóng)村金融服務(wù)體系的建設(shè)，推進“普惠金融”發(fā)展，減少農(nóng)村金融資源的“漏損”。為此，需要完善農(nóng)村金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，促進農(nóng)村金融服務(wù)形式多元化，發(fā)展農(nóng)村金融衍生工具，適當(dāng)降低農(nóng)村信貸門檻，規(guī)范民間金融等。此外，農(nóng)村居民相對于城鎮(zhèn)居民而言，由于其收入水平的限制以及信用水平的低下，無法享受金融門檻較高的金融服務(wù)，往往只能以儲蓄存款等手段來降低財富貶值速度。因此，需要激勵金融機構(gòu)為農(nóng)民提供多樣化的金融服務(wù)，提高農(nóng)民財產(chǎn)性收入，規(guī)避財產(chǎn)貶值風(fēng)險，實現(xiàn)財產(chǎn)保值甚至升值。

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基金項目：教育部人文社會科學(xué)重點研究基地重大項目“我國經(jīng)濟社會協(xié)調(diào)發(fā)展與縮小收入分配差距研究”（項目號：11JJD790038）。

作者簡介：倪志良（1966-），男，漢族，內(nèi)蒙古自治區(qū)赤峰市人，南開大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院財政學(xué)系主任、教授、博士生導(dǎo)師，研究方向為政府預(yù)算、稅收與公共支出管理和幸福經(jīng)濟學(xué)；陳博（1986-），男，漢族，天津市人，南開大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院博士生，研究方向為收入分配、稅收與公共支出管理；賈占標（1988-），男，漢族，山東省棗莊市人，南開大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院博士生，研究方向為稅收與公共支出管理和幸福經(jīng)濟。

收稿日期：2015-06-13。