人民幣匯率與城鄉(xiāng)收入差距

李小林，司登奎，江 春

(1.中國(guó)海洋大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 青島266100； 2. 青島銀行，山東 青島 266071；3.武漢大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 武漢 430072)

人民幣匯率與城鄉(xiāng)收入差距

李小林1,2，司登奎3，江 春3

(1.中國(guó)海洋大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 青島266100； 2. 青島銀行，山東 青島 266071；3.武漢大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 武漢 430072)

在人民幣國(guó)際化和匯率雙向波動(dòng)的背景下，人民幣匯率變動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，即人民幣匯率變動(dòng)的分配效應(yīng)不容忽視?，F(xiàn)有研究對(duì)這一問題的探討大多強(qiáng)調(diào)其線性影響，且存在重大分歧。鑒于此，文章基于開放經(jīng)濟(jì)的視角，從我國(guó)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)層面來揭示匯率變動(dòng)作用于城鄉(xiāng)收入差距的微觀機(jī)理。理論分析表明，匯率變動(dòng)會(huì)通過城鄉(xiāng)可貿(mào)易品的比重和勞動(dòng)生產(chǎn)率影響城鄉(xiāng)收入差距。為刻畫上述影響，文章進(jìn)一步采用Hansen(1999)的面板門檻模型進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明：人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響依賴于地區(qū)人均收入水平和貿(mào)易開放度，且呈現(xiàn)非對(duì)稱性和區(qū)域異質(zhì)性特征，即人民幣匯率升值有利于縮小中低收入水平地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，但會(huì)擴(kuò)大高收入水平且高貿(mào)易開放度地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，而對(duì)中高收入水平且低貿(mào)易開放度地區(qū)的影響則不明顯。因此，隨著人民幣匯率市場(chǎng)化改革的不斷推進(jìn)，因地而異地看待匯率變動(dòng)的分配效應(yīng)并因地制宜采取措施加以應(yīng)對(duì)，將是中國(guó)政府未來應(yīng)該正視的課題。

匯率；收入差距；面板門檻模型；分配效應(yīng)

一、問題的提出及文獻(xiàn)回顧

自2005年7月我國(guó)進(jìn)行人民幣匯率制度改革以來，人民幣匯率的浮動(dòng)區(qū)間在不斷擴(kuò)大，人民幣匯率彈性也在不斷增強(qiáng)，特別是2015年8月11日匯改以來，人民幣匯率的雙向波動(dòng)特征愈加明顯。值得注意的是，由于匯率是本國(guó)貨幣在國(guó)際市場(chǎng)上的價(jià)格，因此其水平高低及其變動(dòng)都會(huì)產(chǎn)生相對(duì)價(jià)格效應(yīng)和財(cái)富效應(yīng)，并進(jìn)而產(chǎn)生分配效應(yīng)。例如，匯率水平及其變動(dòng)會(huì)通過影響進(jìn)出口產(chǎn)品的物價(jià)水平(相對(duì)價(jià)格效應(yīng))而產(chǎn)生分配效應(yīng)。本國(guó)匯率升值會(huì)使進(jìn)口品的價(jià)格下降，從而導(dǎo)致本國(guó)居民的實(shí)際收入上升和本國(guó)企業(yè)的成本下降；本國(guó)匯率貶值則使進(jìn)口品的價(jià)格上升，從而導(dǎo)致本國(guó)居民的實(shí)際收入下降和本國(guó)企業(yè)的成本上升。同時(shí)，由于一國(guó)居民各自所持有的貨幣種類和數(shù)量都可能不同，因此匯率水平及其變動(dòng)會(huì)通過正的(或負(fù)的)財(cái)富效應(yīng)來影響居民之間的收入分配。更重要的是，匯率水平及其變動(dòng)會(huì)通過影響本國(guó)不同部門或不同產(chǎn)業(yè)(如進(jìn)口或出口產(chǎn)業(yè))的成本或利潤(rùn)，從而影響不同部門或不同產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)力需求、就業(yè)機(jī)會(huì)和工資水平，并最終影響收入分配。綜上所述，一國(guó)匯率的變動(dòng)會(huì)通過多種途徑對(duì)收入分配產(chǎn)生影響。

作為收入分配不均的重要方面，城鄉(xiāng)收入差距一直都是我國(guó)社會(huì)各界普遍關(guān)注的重大問題。雖然我國(guó)政府已采取多種有利于改善收入分配不公并以此促進(jìn)公平正義的政策和措施，但這一問題始終未得到根本改觀。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，20世紀(jì)80年代中期我國(guó)的基尼系數(shù)只有0.16，2000年則上升到0.44，2008年更是高達(dá)0.49左右(李實(shí)和羅楚亮，2011)。此外，2014年我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為28 844元，農(nóng)村居民純收入為9 892元，城鄉(xiāng)居民收入比達(dá)到2.92∶1。這是2002年以來我國(guó)城鄉(xiāng)收入比首次降至3倍以下，但與發(fā)達(dá)國(guó)家(甚至發(fā)展中國(guó)家的平均水平)相比，我國(guó)的城鄉(xiāng)收入比仍然偏高。

誠(chéng)然，導(dǎo)致我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)存在，甚至日益惡化的原因是多方面的，既有初次分配方面的原因，也有再分配方面的原因。從宏觀層面來看，我國(guó)長(zhǎng)期實(shí)行以大城市為依托的工業(yè)化道路以及嚴(yán)格的戶籍管理制度，這種發(fā)展模式既不利于農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，也不利于居民居住方式的改進(jìn)，從而深化了獨(dú)特的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的存在又將中國(guó)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)分割成兩種空間上的中國(guó)，即“農(nóng)村的中國(guó)”和“城市的中國(guó)”，且這兩種空間格局的存在又使得城鄉(xiāng)發(fā)展差距不斷擴(kuò)大(陳斌開和林毅夫，2013；江春等，2016)。從微觀層面來講，我國(guó)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)薄弱，農(nóng)村發(fā)展滯后，農(nóng)民增收困難，這種獨(dú)特的“三農(nóng)”問題嚴(yán)重?fù)p害了農(nóng)民的利益。與此同時(shí)，雖然大量的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力涌向城市，但由于并未真正獲得城市戶籍，因而他們無法最大程度地享受城市發(fā)展所帶來的紅利，這不僅不利于促進(jìn)商品消費(fèi)和刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，還造成了城鄉(xiāng)之間的收入分配不均等程度不斷加大。因此，厘清城鄉(xiāng)收入差距的動(dòng)態(tài)變化、影響因素及其動(dòng)態(tài)傳導(dǎo)機(jī)制，不但有利于政府選擇恰當(dāng)?shù)恼{(diào)控工具，還對(duì)當(dāng)前國(guó)家實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型、促進(jìn)居民收入分配合理化具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

需要指出的是，在影響我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的眾多因素中，人民幣匯率變動(dòng)的分配效應(yīng)不容小覷。一方面，從匯率變動(dòng)影響收入分配的相對(duì)價(jià)格效應(yīng)來說，我國(guó)農(nóng)村居民與城市居民在生產(chǎn)和消費(fèi)的貿(mào)易品上有所差異，人民幣匯率的變動(dòng)會(huì)通過影響進(jìn)出口貿(mào)易而作用于貿(mào)易結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)結(jié)構(gòu)以及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)等諸多宏觀經(jīng)濟(jì)變量，并進(jìn)而對(duì)城鄉(xiāng)收入分配格局產(chǎn)生重要影響。另一方面，從匯率變動(dòng)影響收入分配的財(cái)富效應(yīng)來說，人民幣匯率變動(dòng)會(huì)影響我國(guó)城鄉(xiāng)居民各自所持有的貨幣種類和數(shù)量，以及對(duì)跨境資本投資產(chǎn)生重要影響。特別是在人民幣國(guó)際化進(jìn)程不斷加速和金融雙向開放深入推進(jìn)的背景下，人民幣匯率的市場(chǎng)化程度會(huì)進(jìn)一步增強(qiáng)，人民幣的升值或貶值也很可能更加頻繁和快速，而這無疑會(huì)強(qiáng)化人民幣匯率變動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入分配的財(cái)富效應(yīng)。因此，深入研究人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的影響具有重大的理論及實(shí)踐意義。

目前，由于數(shù)據(jù)來源、樣本選擇區(qū)間以及研究視角的不同，已有研究在人民幣匯率升值(或貶值)是縮小城鄉(xiāng)收入差距還是擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距這一問題上存在重大分歧。一類觀點(diǎn)認(rèn)為，人民幣升值有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。例如，Jeanneney和Hua(2001)運(yùn)用1982-1996年中國(guó)各省份的年度數(shù)據(jù)，具體研究了人民幣實(shí)際有效匯率和城鄉(xiāng)人均收入比之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)人民幣貶值會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)之間的單位資本收入比，從而加劇城鄉(xiāng)收入差距。而另一類觀點(diǎn)則認(rèn)為，人民幣升值會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。例如，張琳和廉永輝(2013)采用面板VAR模型實(shí)證檢驗(yàn)了1982-2011 年人民幣匯率與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)人民幣實(shí)際匯率上升會(huì)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，進(jìn)而不利于城鄉(xiāng)收入差距的縮小。

有趣的是，國(guó)外也存在類似的分歧。一派觀點(diǎn)認(rèn)為匯率升值對(duì)農(nóng)村居民有利，實(shí)際匯率升值可以縮小城鄉(xiāng)收入差距。例如，lvarez和López(2009)發(fā)現(xiàn)，實(shí)際匯率貶值會(huì)通過影響出口企業(yè)對(duì)熟練工人的需求，并進(jìn)一步影響不同類型工人的工資水平而加劇收入分配不平等，且只有匯率升值才對(duì)農(nóng)村居民有利。而另一派觀點(diǎn)則認(rèn)為，匯率升值對(duì)農(nóng)村居民不利，實(shí)際匯率升值會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距，而匯率貶值則對(duì)農(nóng)村居民有利，并有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。例如，Bourguignon 等(1991)以O(shè)ECD國(guó)家為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)匯率升值會(huì)增加農(nóng)村地區(qū)失業(yè)率，不利于農(nóng)村居民收入的提高，從而不利于縮小收入差距；Minot(1998)在家庭預(yù)算約束的基礎(chǔ)上構(gòu)建了包含家庭和廠商的兩部門模型對(duì)匯率貶值的收入分配效應(yīng)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)匯率貶值能夠改變總需求和價(jià)格水平，從而提高工資水平，進(jìn)而對(duì)低收入者有利。

鑒于上述分析，本文基于開放經(jīng)濟(jì)的研究視角，兼顧我國(guó)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的固有特征，梳理總結(jié)匯率變動(dòng)作用于我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的微觀機(jī)理。理論分析表明，匯率變動(dòng)會(huì)通過城鄉(xiāng)可貿(mào)易品的比重和勞動(dòng)生產(chǎn)率影響城鄉(xiāng)收入差距。在此基礎(chǔ)上，本文采用Hansen(1999)提出的面板門檻模型，量化分析了1994-2016年人民幣匯率變動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的非對(duì)稱影響，然后根據(jù)衡量不同經(jīng)濟(jì)環(huán)境下的門檻變量將樣本省份進(jìn)行內(nèi)生分組，以便厘清人民幣匯率變動(dòng)影響城鄉(xiāng)收入差距的區(qū)域異質(zhì)性，并力爭(zhēng)彌合人民幣匯率升值(或貶值)究竟是縮小還是擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距這一理論上的分歧，進(jìn)而準(zhǔn)確地把握人民幣匯率變動(dòng)的收入分配效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果顯示，人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響依賴于地區(qū)人均收入水平和貿(mào)易開放度，且呈現(xiàn)非對(duì)稱性和區(qū)域異質(zhì)性特征，即人民幣匯率升值有利于縮小中低收入水平地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，但會(huì)擴(kuò)大高收入水平且高貿(mào)易開放度地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，而對(duì)中高收入水平且低貿(mào)易開放度地區(qū)的影響并不明顯。由于面板門檻回歸模型考慮了變量之間的關(guān)系可能存在區(qū)域異質(zhì)性，因此它對(duì)于刻畫匯率影響城鄉(xiāng)收入差距的非對(duì)稱性和區(qū)域異質(zhì)性特征具有一定的適用性。

與以往研究相比，本文可能的貢獻(xiàn)在于：(1)目前關(guān)于城鄉(xiāng)收入分配的文獻(xiàn)大多關(guān)注宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展、政策差異和歷史遺留等因素的影響，而本文則從匯率變動(dòng)層面考察影響城鄉(xiāng)收入差距的機(jī)制。(2)在技術(shù)處理層面，本文首先基于匯率變動(dòng)影響城鄉(xiāng)收入差距的門檻效應(yīng)，然后依據(jù)門檻值對(duì)樣本內(nèi)的省份進(jìn)行內(nèi)生分組，并進(jìn)一步考察匯率變動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的區(qū)域異質(zhì)性特征，這有助于綜合客觀地考察匯率變動(dòng)所帶來的分配效應(yīng)。(3)本文有助于我們深入認(rèn)識(shí)匯率變動(dòng)影響城鄉(xiāng)收入差距的內(nèi)在機(jī)理與外在表現(xiàn)，進(jìn)而為中國(guó)制定有利于改善城鄉(xiāng)收入分配狀況的相關(guān)政策提供啟示。

二、理論分析與研究方法

(一)理論分析

在匯率變動(dòng)影響城鄉(xiāng)收入差距的渠道中，城市與農(nóng)村貿(mào)易品份額及價(jià)格的相對(duì)變動(dòng)是影響收入分配的重要因素。鑒于此，我們從二元經(jīng)濟(jì)層面分析匯率變動(dòng)影響城鄉(xiāng)收入分配的機(jī)制。對(duì)于地區(qū)i而言，其總收入(Yi)等于總產(chǎn)量(Qi)與價(jià)格(Pi)的乘積，也即：

Yi=Qi×Pi

(1)

其中，我們?cè)O(shè)定產(chǎn)量是關(guān)于勞動(dòng)人口(Li)和資本(Ki)的函數(shù)，因此可以將其表達(dá)為柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的形式，具體如下：

(2)

其中，A表示技術(shù)水平，α與β分別表示勞動(dòng)與資本要素的彈性或份額。在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中，生產(chǎn)要素的需求取決于其相對(duì)價(jià)格。首先，我們將商品分為貿(mào)易品與非貿(mào)易品，如下式所示：

Yi=(QTi,PTi)+(QNTi,PNTi)

(3)

其中，QTi與QNTi分別表示i地區(qū)貿(mào)易品和非貿(mào)易品的產(chǎn)量，PTi與PNTi則分別表示i地區(qū)貿(mào)易品和非貿(mào)易品的生產(chǎn)價(jià)格。為了獲得i地區(qū)的實(shí)際人均收入，我們先計(jì)算出i地區(qū)的總收入與總?cè)丝诘谋戎?，并進(jìn)一步除以居民消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)PCi。同時(shí)，記貿(mào)易品份額為ai=QTi/Qi，因此我們有如下等式成立：

(4)

給定每個(gè)地區(qū)的實(shí)際匯率，*Edwards (1989) 認(rèn)為均衡實(shí)際匯率是同時(shí)實(shí)現(xiàn)外部和內(nèi)部均衡的貿(mào)易品價(jià)格和非貿(mào)易品價(jià)格之比；同時(shí)，根據(jù)巴拉薩-薩繆爾森效應(yīng)，由于貿(mào)易品滿足“一價(jià)定律”，因此非貿(mào)易品相對(duì)于貿(mào)易品價(jià)格的波動(dòng)能夠在一定程度上解釋兩國(guó)實(shí)際匯率水平的波動(dòng)。因此，本文也將實(shí)際匯率定義為貿(mào)易品和非貿(mào)易品的相對(duì)價(jià)格，且假定貿(mào)易品采取外幣定價(jià)，即實(shí)際匯率為間接標(biāo)價(jià)法。即γi=PTi/PNTi，因此有：

(5)

假設(shè)在該經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中貿(mào)易品占地區(qū)i消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)的權(quán)重系數(shù)為δi，且貿(mào)易品和非貿(mào)易品的消費(fèi)價(jià)格分別為PCTi與PCNTi，則我們有下式成立：

(6)

不妨設(shè)ψ=PCTi/PCNTi，進(jìn)一步可將式(6)重新表達(dá)如下：

PCi=ψδiPCNTi

(7)

此時(shí)，我們可將式(5)重新表達(dá)如下：

(8)

此外，我們假設(shè)非貿(mào)易品中包含消費(fèi)品，且有PNTi=PCNTi，因此上式可寫成：

(9)

如果記城市家庭為u，農(nóng)村家庭為r，則城市家庭與農(nóng)村家庭的相對(duì)收入可表示為：

(10)

從上式可以看出，如果城市地區(qū)比農(nóng)村地區(qū)生產(chǎn)出更高比重的可貿(mào)易品(au>ar)，實(shí)際匯率貶值將會(huì)不利于城鄉(xiāng)收入差距的縮?。煌瑫r(shí)從上式也可看出，城鄉(xiāng)收入分配的變動(dòng)還在一定程度上取決于其勞動(dòng)生產(chǎn)率的相對(duì)變動(dòng)。本文認(rèn)為，實(shí)際匯率升值在很大程度上可以促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，因?yàn)閰R率升值可以相對(duì)減少進(jìn)口設(shè)備品的價(jià)格以及提高工人工資，從而有利于資本生產(chǎn)和技術(shù)創(chuàng)新。進(jìn)一步地，企業(yè)會(huì)關(guān)閉生產(chǎn)效率較低的工廠，從而不可避免地出現(xiàn)創(chuàng)造性破壞，即放棄低效率的生產(chǎn)或減少對(duì)傳統(tǒng)勞動(dòng)力的依賴。從這一角度來講，勞動(dòng)生產(chǎn)率是連接實(shí)際匯率與收入分配的重要變量。

(二)方法介紹

為了考察實(shí)際有效匯率變動(dòng)影響城鄉(xiāng)收入差距的非對(duì)稱性和區(qū)域異質(zhì)性，我們采用面板門檻模型進(jìn)行實(shí)證分析。在對(duì)門檻模型進(jìn)行估計(jì)時(shí)，首先要對(duì)變量是否存在門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。由于門檻模型的原假設(shè)為不存在門檻效應(yīng)，倘若無法顯著拒絕原假設(shè)，則意味著門檻效應(yīng)不存在(司登奎，2015)。Hansen(1999)通過最大似然比檢驗(yàn)法(Likelihoodratiotest)模擬出檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的漸進(jìn)分布，并進(jìn)而判斷面板模型是否存在門檻特征。遵照Hansen(1999)的研究，我們可以將面板門檻模型設(shè)定如下：

(11)

其中，vit為被解釋變量，dit為門檻變量，γ則為門檻變量的估計(jì)值，而hit為控制變量向量，μi則代表固定效應(yīng)，誤差項(xiàng)εit是期望值為0且方差為σ2的獨(dú)立同分布。

依前文所述，面板模型的原假設(shè)為不存在門檻效應(yīng)，即式(11)中的“α1=α2”成立，相應(yīng)的備擇假設(shè)即為α1≠α2。據(jù)此，我們構(gòu)造如下檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，并采用bootstrap法對(duì)該統(tǒng)計(jì)量的漸進(jìn)分布進(jìn)行模擬：

(12)

(13)

三、指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)來源

在度量城鄉(xiāng)收入差距的指標(biāo)選取上，現(xiàn)有研究常將城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均純收入之比作為我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的度量指標(biāo)(歐陽志剛，2009；張琳和廉永輝，2013；鈔小靜和沈坤榮，2014)。雖然該方法計(jì)算相對(duì)簡(jiǎn)便，但該度量方法并沒有反映城鄉(xiāng)人口所占比重的動(dòng)態(tài)變化。由于我國(guó)是一個(gè)發(fā)展中的農(nóng)業(yè)大國(guó)，且農(nóng)業(yè)人口比重在近年來發(fā)生了較大的變動(dòng)，倘若忽視人口變動(dòng)所帶來的影響，將不利于準(zhǔn)確度量我國(guó)的城鄉(xiāng)收入差距(歐陽志剛，2009)。此外，基尼系數(shù)也是國(guó)際上通用的測(cè)量收入差距的指標(biāo)，但由于其是根據(jù)洛倫茨曲線所劃分的收入階層計(jì)算得到的，因此更適合于刻畫總體收入的不均等程度，而并不適合作為城鄉(xiāng)收入差距的度量指標(biāo)(歐陽志剛，2009)。Theil(1967)所提出的泰爾指數(shù)不僅同時(shí)考慮了人群組內(nèi)與組間的收入差距，而且還涵蓋了收入差距的變動(dòng)幅度，因此對(duì)于衡量城鄉(xiāng)收入差距具有一定的適用性(王少平和歐陽志剛， 2008；歐陽志剛，2014；江春等，2016)。計(jì)算公式具體如下：

(14)

其中，gap表示城鄉(xiāng)收入差距，Wut與Wrt分別代表城鎮(zhèn)與農(nóng)村地區(qū)的總收入水平，而Mut與Mrt分別代表城鎮(zhèn)與農(nóng)村地區(qū)的總?cè)丝跀?shù)量。不難發(fā)現(xiàn)，泰爾指數(shù)將收入比例作為衡量收入差距的權(quán)重，對(duì)城鄉(xiāng)收入的份額進(jìn)行加權(quán)得到城鄉(xiāng)收入差距，這符合我國(guó)城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的發(fā)展背景(王少平和歐陽志剛，2008)。此外，泰爾指數(shù)的算法還綜合考慮了城鄉(xiāng)居民收入和人口結(jié)構(gòu)的變化(趙永平和徐盈之，2014)。因此，本文定義的泰爾指數(shù)能夠較好地反映我國(guó)城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)的發(fā)展背景，也能夠綜合考慮城市和農(nóng)村的人口與收入的整體變化，將其用于度量我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距具有一定的準(zhǔn)確性和合理性。

對(duì)于實(shí)際有效匯率而言，本文首先計(jì)算出各省與其發(fā)生貿(mào)易往來的國(guó)家(地區(qū))之間的雙邊實(shí)際匯率，然后以各省與其貿(mào)易對(duì)象之間的貿(mào)易份額為權(quán)重進(jìn)行加權(quán)平均求得。值得注意的是，兼顧到數(shù)據(jù)的代表性和可得性，本文僅選取各省排名前10位的貿(mào)易對(duì)象進(jìn)行實(shí)際有效匯率指標(biāo)的測(cè)算。因此，各省實(shí)際有效匯率的測(cè)算公式可以表述為：

(15)

其中，eij,t表示人民幣與i省貿(mào)易對(duì)象j的貨幣在t時(shí)期的雙邊名義匯率(以間接標(biāo)價(jià)法表示)，CPIit與CPIij,t則分別代表t時(shí)期i省及其貿(mào)易對(duì)象j的消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(均以2010年為基期)，wij表示i省與其貿(mào)易對(duì)象j之間的貿(mào)易額在其總貿(mào)易額(該省與其前10位貿(mào)易對(duì)象之間的貿(mào)易總額)中所占的比重。因此，根據(jù)式(15)計(jì)算出的實(shí)際有效匯率上升則意味著升值，反之則意味著貶值。值得指出的是，雖然公式中不同省份與相同貿(mào)易對(duì)象之間的雙邊名義匯率是一樣的，但由于各省份面臨的貿(mào)易對(duì)象不盡相同，且這些貿(mào)易對(duì)象在不同省份中所占的貿(mào)易份額也有差異，加上各省份的消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)各不相同，因此最終各省份所面對(duì)的實(shí)際有效匯率存在顯著差異。這在一定程度上也反映了同一時(shí)期各省份之間經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)的不同，因此從省際視角分析實(shí)際有效匯率對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響具有一定的合理性。

如前文所述，城鄉(xiāng)貿(mào)易品份額的相對(duì)變動(dòng)是影響城鄉(xiāng)收入差距的重要因素之一，且貿(mào)易開放度對(duì)貿(mào)易品份額的影響至關(guān)重要。因此，本文借鑒Jaumotte等(2013)的研究，采用各省份的進(jìn)出口總額與GDP比值來衡量貿(mào)易開放度(TradeOpenness,TO)。同時(shí)，在居民向企業(yè)提供資本時(shí)，一個(gè)不可忽略的因素便是企業(yè)對(duì)其資源的使用具有異質(zhì)性。貿(mào)易部門可以使用本國(guó)的資本要素，也可以選擇使用國(guó)外的資本要素，因此金融開放指標(biāo)的選擇尤為必要。該指標(biāo)不僅能夠影響企業(yè)生產(chǎn)要素的配置與收入，還是衡量區(qū)域金融發(fā)展的代表性指標(biāo)，因此本文還借鑒Jaumotte等(2013)的研究，采用各省的外商直接投資(FDI)與GDP的比值來衡量金融開放度(FinancialOpenness,FO)。城鄉(xiāng)相對(duì)生產(chǎn)率(URR)采用第二產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率與第一產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率之比來表示，其中第二產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率采用第二產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)之比來表示，第一產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率采用第一產(chǎn)業(yè)增加值與第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)之比來表示；人均收入水平(PGDP)用人均GDP表示。

值得注意的是，由于本文所關(guān)注的對(duì)象是人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，因此下文分析中所使用的人民幣實(shí)際有效匯率均是采用實(shí)際有效匯率的差分值來表示。我們使用的樣本包含全國(guó)28個(gè)省份(由于黑龍江、西藏、海南和港澳臺(tái)地區(qū)的數(shù)據(jù)缺失，故本文沒有對(duì)其進(jìn)行分析)，時(shí)間跨度為1994-2016年。除各省份實(shí)際有效匯率經(jīng)筆者計(jì)算之外，其余數(shù)據(jù)來源于各省統(tǒng)計(jì)年鑒、Wind數(shù)據(jù)庫和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。

四、實(shí)證分析

在量化分析人民幣匯率變動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響時(shí)，為避免“偽回歸”問題的出現(xiàn)，有必要對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。實(shí)證分析中較常用的面板平穩(wěn)性檢驗(yàn)主要有Levin-Lin-Chu(LLC)、Im-Pesaran-Shin(IPS)和Fisher-AugmentDickey-Fuller(FADF)等檢驗(yàn)，但如果變量遭遇特殊事件的沖擊(如相關(guān)政策的出臺(tái)等)，則很可能會(huì)使得數(shù)據(jù)存在結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)(StructuralBreaks)，此時(shí)將會(huì)導(dǎo)致傳統(tǒng)方法的檢驗(yàn)“勢(shì)”大大降低。鑒于此，為了提高檢驗(yàn)結(jié)果的可信度，本文借鑒Chortareas和Kapetanios(2009)所提出的能捕捉結(jié)構(gòu)突變的異質(zhì)性面板單位根方法，具體表達(dá)如下：

(16)

其中，yi,t表示截面單位i在時(shí)刻t的變量數(shù)據(jù)，T代表傅立葉函數(shù)的周期；正弦與余弦sin(2πkt/T)和cos(2πkt/T)用來捕捉數(shù)據(jù)的變動(dòng)特征，包括可能發(fā)生的突變點(diǎn)的個(gè)數(shù)和位置；k表示突變點(diǎn)個(gè)數(shù)，[ai,bi]′為波動(dòng)的振幅和位移的分量。當(dāng)原假設(shè)“ai=bi=0”成立時(shí)，式(16)便演化為一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)的線性模型；而當(dāng)拒絕原假設(shè)時(shí)，則意味著變量的數(shù)據(jù)生成過程呈現(xiàn)非線性特征。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果(含截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng))

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。下同。

表2 門檻模型檢驗(yàn)

從表2可以看出，當(dāng)選擇貿(mào)易開放、金融開放、城鄉(xiāng)相對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率和人均收入作為門檻變量時(shí)，只有貿(mào)易開放與人均收入存在門檻效應(yīng)，而金融開放和城鄉(xiāng)相對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率則不存在門檻效應(yīng)，這表明貿(mào)易開放與人均收入水平都可能是實(shí)際有效匯率影響城鄉(xiāng)收入差距的門檻變量。因此，在內(nèi)生分組時(shí)，我們首先將人均收入水平作為第一輪分組的門檻變量，然后以貿(mào)易開放度作為第二輪分組的門檻變量。具體情況如下：

1.以人均收入水平為門檻變量的第一輪分組

我們參照郭桂霞和彭艷(2016)的研究，通過設(shè)定不存在門檻、一個(gè)門檻和兩個(gè)門檻的遞進(jìn)假設(shè)對(duì)面板模型進(jìn)行估計(jì)，從而得到F統(tǒng)計(jì)量。與此同時(shí)，我們還采用bootstrap法模擬出伴隨概率P值。結(jié)果顯示，單一門檻模型在1%的顯著水平上顯著，雙重門檻模型在10%的顯著性水平上顯著。由此我們認(rèn)為，匯率變動(dòng)的收入分配效應(yīng)在人均收入水平為門檻變量時(shí)具有雙重門檻特征，通過參數(shù)估計(jì)還可得到兩個(gè)門檻值分別是19 265元/人和33 969元/人，且均處于95%的置信區(qū)間。因此，我們根據(jù)1994-2016年各省人均收入水平的平均值，并結(jié)合估計(jì)出來的雙重門檻值，將28個(gè)省份劃分為18個(gè)較低收入水平的省份、7個(gè)中等收入水平的省份和3個(gè)較高收入水平的省份。具體結(jié)果如表3所示。

表3 各省份依據(jù)人均收入水平進(jìn)行分組的結(jié)果

2.以貿(mào)易開放度為門檻變量的第二輪分組

類似地，我們采用貿(mào)易開放度作為門檻變量，考察人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的非對(duì)稱性影響。從表2的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，貿(mào)易開放度的單一門檻模型在10%的顯著性水平上顯著，且不存在雙重門檻。因此我們判斷貿(mào)易開放具有單一門檻，且門檻值為10.343%。在此基礎(chǔ)上，我們將1994-2016年28個(gè)省份的貿(mào)易開放度平均值與門檻值進(jìn)行對(duì)比，進(jìn)一步將其中的25個(gè)省份劃分為低貿(mào)易開放度省份，而只有北京、上海和廣東屬于高開放程度的省份，具體的分組結(jié)果如表4所示。

表4 各省份依據(jù)貿(mào)易開放水平進(jìn)行分組的結(jié)果

3.樣本省份的內(nèi)生分組結(jié)果

從以上兩輪分組結(jié)果可以看出，人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的非對(duì)稱影響依賴于人均收入水平和貿(mào)易開放環(huán)境的變化，而且人均收入水平在樣本省份中具有雙重門檻效應(yīng)，對(duì)外貿(mào)易開放程度具有單一門檻效應(yīng)。我們結(jié)合人均收入水平和對(duì)外貿(mào)易開放進(jìn)一步將樣本省份進(jìn)行內(nèi)生分組，結(jié)果如表5所示。

為了考察人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)影響城鄉(xiāng)收入差距所產(chǎn)生的區(qū)域異質(zhì)性，我們根據(jù)表5中的內(nèi)生分組結(jié)果，進(jìn)一步采用面板模型考察人民幣實(shí)際有效匯率、對(duì)外貿(mào)易開放、金融開放、城鄉(xiāng)相對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率和人均收入水平對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。具體回歸結(jié)果如表6所示。

表6 分組省份實(shí)際有效匯率變動(dòng)的收入分配效應(yīng)

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

從表6可以發(fā)現(xiàn)，在第1組(低人均收入水平且低貿(mào)易開放度)的18個(gè)省份中，實(shí)際有效匯率的系數(shù)為-0.001，且通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，這表明人民幣實(shí)際有效匯率升值(貶值)能夠縮小(擴(kuò)大)該組的城鄉(xiāng)收入差距。同時(shí)，貿(mào)易開放的系數(shù)顯著為負(fù)，這表明貿(mào)易開放程度的增加(下降)能夠縮小(擴(kuò)大)該組的城鄉(xiāng)收入差距。相反，對(duì)于金融開放和城鄉(xiāng)相對(duì)生產(chǎn)率而言，其系數(shù)顯著且分別為0.036和0.010，這意味著金融開放程度和城鄉(xiāng)相對(duì)生產(chǎn)率的提高不但不利于縮小低收入水平且低貿(mào)易開放度省份的城鄉(xiāng)收入差距，反而會(huì)使其城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大。

在第2組(中等人均收入且低貿(mào)易開放度)的6個(gè)省份中，實(shí)際有效匯率的系數(shù)為0.0004，但不顯著，這表明實(shí)際有效匯率變動(dòng)對(duì)中等收入水平且低貿(mào)易開放度省份的城鄉(xiāng)收入差距的影響不明顯。對(duì)于金融開放而言，其系數(shù)為-0.050，且通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，這表明金融開放有利于中等收入水平且低貿(mào)易開放度省份城鄉(xiāng)收入差距的縮小。相反，貿(mào)易開放和城鄉(xiāng)相對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高不但不會(huì)對(duì)中等收入水平且低貿(mào)易開放度省份的城鄉(xiāng)收入差距起到一定的縮小作用，反而會(huì)繼續(xù)加劇其收入差距的擴(kuò)大。

在第3組(中等收入水平且高貿(mào)易開放度)中的廣東省，人民幣實(shí)際有效匯率系數(shù)為-0.002，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，這表明人民幣實(shí)際有效匯率升值能夠縮小中等收入水平且高貿(mào)易開放度省份的城鄉(xiāng)收入差距，而且貿(mào)易開放與金融開放的系數(shù)顯著，分別為-0.0003和-0.018，這意味著貿(mào)易開放與金融開放均能夠?qū)χ械仁杖胨角腋哔Q(mào)易開放度省份的城鄉(xiāng)收入差距起到一定的縮小作用。

在第4組和第5組(高收入水平下的低貿(mào)易開放度和高貿(mào)易開放度省份)的回歸結(jié)果中，人民幣實(shí)際有效匯率的系數(shù)顯著為正，這表明人民幣實(shí)際有效匯率升值(貶值)均會(huì)擴(kuò)大(縮小)城鄉(xiāng)收入差距。同樣地，貿(mào)易開放程度與城鄉(xiāng)相對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高不但不會(huì)縮小該樣本下的城鄉(xiāng)收入差距，反而會(huì)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大起到一定的加劇作用。

綜合以上結(jié)果，我們可得出：首先，人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的影響具有顯著的區(qū)域異質(zhì)性，其中，在低收入水平且低貿(mào)易開放度、中等收入水平且高貿(mào)易開放度的省份中，人民幣匯率升值(貶值)均能縮小(擴(kuò)大)其城鄉(xiāng)收入差距。而對(duì)于高收入水平的省份而言，人民幣匯率升值(貶值)卻會(huì)擴(kuò)大(縮小)其城鄉(xiāng)收入差距。從匯率變動(dòng)作用于城鄉(xiāng)收入差距的渠道來看，我國(guó)在世界貿(mào)易市場(chǎng)中主要用以出口或進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)的貿(mào)易部門主要分布在城市，而我國(guó)農(nóng)業(yè)部門的開放程度相對(duì)較低，即農(nóng)村居民消費(fèi)的貿(mào)易產(chǎn)品遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于城市居民，實(shí)際匯率升值會(huì)相對(duì)有利于生產(chǎn)非貿(mào)易農(nóng)產(chǎn)品的農(nóng)村居民，這意味著實(shí)際匯率升值對(duì)城市消費(fèi)價(jià)格所帶來的降低程度要強(qiáng)于農(nóng)村地區(qū)。由于匯率變動(dòng)對(duì)生產(chǎn)與消費(fèi)更多貿(mào)易品的城市居民影響較大，因此人民幣實(shí)際有效匯率升值有利于我國(guó)低收入水平且低貿(mào)易開放度、中等收入水平且高貿(mào)易開放度的19個(gè)省份城鄉(xiāng)收入差距的縮小。其次，貿(mào)易開放度的擴(kuò)大對(duì)低收入水平和低貿(mào)易開放度省份縮小城鄉(xiāng)收入差距也能起到一定的促進(jìn)作用；同時(shí)，廣東省作為中等收入水平及高貿(mào)易開放度的省份，其城鄉(xiāng)收入差距的縮小也得益于貿(mào)易開放的發(fā)展。由于我國(guó)貿(mào)易品和非貿(mào)易品的生產(chǎn)及分布存在典型的區(qū)域差異性，因此相對(duì)于高收入水平的省份來說，低收入和中等收入水平的省份工業(yè)品占比較低，而農(nóng)產(chǎn)品占比則相對(duì)較高，而此時(shí)若采取擴(kuò)大貿(mào)易開放的政策，則有利于擴(kuò)大貿(mào)易品中農(nóng)產(chǎn)品的份額，從而有利于提高農(nóng)村居民的收入水平，進(jìn)而有利于低收入和中等收入水平的省份(包括低貿(mào)易開放度和高貿(mào)易開放度)縮小城鄉(xiāng)收入差距。再次，金融開放不利于低收入水平且低貿(mào)易開放度省份縮小城鄉(xiāng)收入差距，只有9個(gè)省份受惠于金融開放，這是因?yàn)槌青l(xiāng)金融資源分配存在不公，金融開放所產(chǎn)生的紅利更多地流向城市部門，使得城鄉(xiāng)部門無法同等獲益于金融開放。最后，城鄉(xiāng)相對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的擴(kuò)大不利于所有地區(qū)縮小城鄉(xiāng)收入差距。事實(shí)上，自1990年以來，我國(guó)工業(yè)生產(chǎn)率提高的速度明顯快于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，可見城市偏向發(fā)展的政策紅利并沒有惠及農(nóng)村居民，而是進(jìn)一步擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。

五、結(jié)論與啟示

本文基于我國(guó)二元經(jīng)濟(jì)背景，梳理了匯率變動(dòng)影響城鄉(xiāng)收入差距的微觀機(jī)理，進(jìn)一步選取1994-2016年我國(guó)28個(gè)省份的數(shù)據(jù)，采用面板門檻模型(結(jié)合內(nèi)生分組)對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)的收入分配效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響并非固定不變，而是呈現(xiàn)顯著的非線性門檻效應(yīng)和區(qū)域異質(zhì)性特征，具體表現(xiàn)為：(1)在低收入水平且低貿(mào)易開放度、中等收入水平且高貿(mào)易開放度的19個(gè)省份中，人民幣實(shí)際有效匯率升值(貶值)均能夠縮小(擴(kuò)大)城鄉(xiāng)收入差距；而對(duì)于高收入水平的省份而言，人民幣實(shí)際有效匯率升值(貶值)卻會(huì)擴(kuò)大(縮小)其城鄉(xiāng)收入差距。(2)貿(mào)易開放的擴(kuò)大對(duì)低收入水平且低貿(mào)易開放度、中等收入水平且高貿(mào)易開放度的19個(gè)省份城鄉(xiāng)收入差距的縮小起到一定的促進(jìn)作用，但會(huì)擴(kuò)大其余地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。(3)金融開放不利于低收入水平且低貿(mào)易開放度的19個(gè)省份縮小城鄉(xiāng)收入差距，但有利于其余9個(gè)地區(qū)縮小城鄉(xiāng)收入差距。(4)城鄉(xiāng)相對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的擴(kuò)大不利于所有地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的縮小。

基于上述研究結(jié)果，我們可以得到以下啟示：(1)由于人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的影響具有顯著的非對(duì)稱性和區(qū)域異質(zhì)性，因此我國(guó)政府在制定縮小收入差距的政策時(shí)，要結(jié)合各地區(qū)自身發(fā)展特征而采取有差異和針對(duì)性的政策以應(yīng)對(duì)匯率變動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的沖擊。(2)由于城鄉(xiāng)相對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的擴(kuò)大不利于所有地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的縮小，因此縮小城鄉(xiāng)相對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率是各地區(qū)緩解收入差距的重要方向之一，如加快傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的轉(zhuǎn)型、促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新、改善農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施落后局面、完善農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展激勵(lì)機(jī)制等。(3)金融開放和對(duì)外貿(mào)易開放并非有利于所有地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的縮小，因此各地區(qū)在擴(kuò)大金融開放與貿(mào)易開放的進(jìn)程中，要注重農(nóng)村金融發(fā)展資源和貿(mào)易環(huán)境的改善，以突破農(nóng)村地區(qū)無法或不能較大程度地享受金融開放與對(duì)外貿(mào)易開放紅利的局面，從而為縮小城鄉(xiāng)收入差距提供條件。(4)隨著人民幣匯率市場(chǎng)化改革的不斷推進(jìn)，人民幣匯率對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響或許會(huì)產(chǎn)生更為復(fù)雜的效果，特別是當(dāng)農(nóng)業(yè)市場(chǎng)被完全放開、農(nóng)產(chǎn)品成為國(guó)際貿(mào)易商品時(shí)，人民幣匯率變動(dòng)對(duì)農(nóng)民收入的影響或許會(huì)發(fā)生變化。因此，無論是為了促進(jìn)社會(huì)和諧發(fā)展，還是為了縮小城鄉(xiāng)收入差距，中國(guó)政府都應(yīng)充分認(rèn)識(shí)和理解人民幣匯率變動(dòng)所帶來的收入分配效應(yīng)。

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Summary： The reform of RMB exchange rate formation mechanism has been advanced constantly and RMB exchange rate flexibility also has been enhanced orderly since July 2015, when China adopted a managed, floating exchange rate regime with reference to a basket of currencies instead of fixed exchange rate regime being pegged to the US dollar. In August 2015, China once again carried out the reform aiming at improving the central parity rate mechanism of RMB exchange rate against US dollar. Since then, the two-way volatility of RMB exchange rate has been normalized. As the price of home currency in the international market, the exchange rate can produce price and wealth effects along with its fluctuations, thereby resulting in distributional effect. On the one hand, owing to differentiated trade goods produced and consumed between rural and urban residents, the RMB exchange rate changes play a role in trade structure, industrial structure, employment structure and economic growth, and further in urban-rural income distribution pattern, by affecting import and export trade. On the other hand, the RMB exchange rate changes can affect types & amount of currencies that are possessed by urban-rural residents, and then have an important effect on cross-border capital investment. Especially with the internationalization of the RMB and the two-way opening-up of the financial market, the marketization of RMB exchange rate will be further heightened, thus it is no doubt that the effect of RMB exchange rate changes on income distribution will be strengthened.

As an important aspect of unequal income distribution, urban-rural income gap has always been a major concern of all circles in China. Under the dual urban and rural economic background, this paper theoretically depicts micro mechanism concerning the effect of RMB exchange rate changes on urban-rural income gap. Then it applies panel threshold regression model proposed by Hansen(1999)with provincial data during the period of 1994 to 2016 and endogenous grouping to empirically investigate asymmetric and regional heterogeneous features of the effect of RMB exchange rate changes on urban-rural income gap in 28 Chinese provinces. Our results show that the effect of real effective RMB exchange rate changes on urban-rural income gap is not fixed, but depends on changes in regional per capita income and the degree of trade openness, thereby being featured by asymmetry and regional heterogeneity. Specifically speaking, the appreciation (depreciation) of real effective RMB exchange rate can reduce (expand) the urban-rural income gap in the provinces with low income level & low trade openness as well as middle income level & high trade openness, but will expand (reduce) the urban-rural income gap in the provinces with high income level and high trade openness. However, the changes in the real effective RMB exchange rate do not have an obvious effect on the urban-rural income gap in the provinces with middle and high income levels and low trade openness.

Based on the conclusions of this paper, we can get the following enlightenment. Firstly, when formulating policies narrowing down the urban-rural income gap, Chinese governments should look upon the distribution effect of exchange rate changes and take different measures in different regions, to respond to the shock of exchange rate changes to urban-rural income gap. Secondly, to narrow down relative labor productivity gap between urban and rural areas is one of the important directions to alleviate income gap. Thirdly, in the process of expanding financial opening-up and trade openness, local governments should pay attention to the improvement of rural financial development and trade environment, and change the situation that rural areas cannot or will not enjoy the dividends of financial opening-up and trade openness to a greater extent, thereby providing conditions for narrowing down urban-rural income gap.

The contributions of this paper are as follows: firstly, the existing literature investigates urban-rural income gap mainly from the perspectives of macroeconomic development, policy differences and historical legacy, while this paper focuses on exchange rate changes, which would enrich the previous research; secondly, we utilize the panel threshold approach and further explore the regional heterogeneous feature of the effect of RMB exchange rate changes on urban-rural income gap through endogenous grouping according to the threshold value, which is helpful to examine the income distribution effect resulting from real exchange rate changes more comprehensively & objectively; thirdly, the theoretical and empirical analysis of this paper helps us to understand the intrinsic mechanism and external manifestation of the effect of RMB exchange rate changes on urban-rural income gap, and then provides some enlightenment for governments to make relevant policies to reduce urban-rural income gap.

RMBExchangeRateandUrban-ruralIncomeGap

Li Xiaolin1,2, Si Dengkui3, Jiang Chun3

(1.SchoolofEconomics,OceanUniversityofChina,Qingdao266100,China;2.BankofQingdao,Qingdao266071,China;3.SchoolofEconomicsandManagement,WuhanUniversity,Wuhan430072,China)

exchange rate; income gap; panel threshold model; distribution effect

F126.2；F832.6

A

1001-9952(2017)11-0004-13

10.16538/j.cnki.jfe.2017.11.001

2017-06-23

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金青年項(xiàng)目(16CJY069)

李小林(1983-)(通訊作者)，女，湖北黃岡人，中國(guó)海洋大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院講師，青島銀行博士后；司登奎(1989-)，男，河南商丘人，武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院博士研究生；江 春(1960-)，男，湖北鄂州人，武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師。

(責(zé)任編輯 景 行)