城市化、产业结构变动与城乡收入差距动态分析(修改稿)

城市化、产业结构变动与城乡收入差距动态分析 基于湖北省的实证研究 傅振邦傅振邦 1 陈先勇 陈先勇 2 （1北京大学 光华管理学院，北京 100871； 2武汉大学 经济与管理学院，武汉 430072）1 摘要：本文以城市化、产业结构变动与城乡收入差距的相互影响的机理出发， 通过湖北省 19782011 年的时间序列数据，对这三者进行动态计量分析。结论 表明，城市化水平和产业结构变动是影响湖北省城乡收入差距的主要因素，城 市化和第二产业变动对城乡收入差距的扩大都具有长期的正的冲击效应；但城 乡收入差距对城市化和产业结构变动没有明显的冲击效应，城市化推进了产业 结构的调整变化，但产业结构的变动对城市化的冲击效应并不明显。 关键词：城市化；产业结构变动；城乡收入差距 中文分类号：中文分类号： 文献标识码：文献标识码： 文章编号：文章编号： 一、引言 在全球城市化进程与经济全球化进程加快的国际大背景下，我国城市化进 程不断向前推进，产业结构不断调整，随着城市化不断优化第一产业，提升第 二产业和带动第三产业的发展，城乡收入差距也在不断扩大，城乡二元经济结 构问题越来越突出。在此方面，自上世纪 90 年代以来国内不少学者就进行了大 量的研究，研究成果颇多。杨涛认为，改革开放前的城乡收入差距与国家重工 优先发展战略及相关的城市偏向政策有关，改革开放后城乡收入差距在于城乡 不平衡发展战略和制度障碍；赵晓雷认为中国社会经济发展引起收入水平提 高，进而引起收入分配格局和国民储蓄格局变化，收入分配向个人倾斜，国民 储蓄以居民储蓄为主题2；赵莹研究了中国改革开放对收入差距的影响，认为 中国的贸易开放倾向于扩大中国的个人之间的收入差距；胡晓群，薛新伟基 于投入产出模型从最终需求的角度分析了消费、投资和出口扩张对收入水平及 收入差距的影响作用，研究表明，相比扩大投资和出口，扩大消费需求不仅对 1收稿日期： 作者介绍：付正邦（1976） ，男，湖北荆州人，北京大学光华管理学院应用经济学博士后； 陈先勇（1974） ，男，湖北荆州人，武汉大学经济与管理学院教师，联系电话： 提高收入水平有显著作用，而且对缩小收入差距有积极的作用。 综述以上研究，学者们主要从国家宏观发展战略角度、城市化发展的角度、 消费、投资和出口等不同方面来研究城乡收入差距，为研究收入差距提供了很 多新视角。本文基于湖北的数据，从城市化、产业结构调整的角度来研究城乡 收入差距。 湖北地处中国中部，是中国中部崛起战略的支撑点，也是承接东部产业转 移和自身产业结构调整的前沿阵地，而“两圈一带”发展战略的构建又成为湖 北跨越发展的支撑点。在湖北的不断城市化进程中，对湖北城乡收入差距的研 究有利于将后发崛起区域的发展过程中的经验和教训向中西部其他欠发达地区 推广。湖北处于承接东部产业继而向西部转移的中部节点位置，本文将产业结 构变动因素考虑进来，同时考虑城市化与城乡收入差距之间的动态关系，在理 论和实证两方面都有一定的研究价值。 二、城市化、产业结构变动与城乡收入差距 1.1.城市化与城乡收入差距城市化与城乡收入差距 一个国家和地区城市化发展阶段是与经济发展的阶段性规律相适应的，超 越经济发展阶段或滞后于经济发展阶段的城市化都是不健康的。纵观我国城市 化发展大致走过了两个阶段。一是城市化起步阶段（1949-1995） 。其中经历了 曲折、经受了动荡、走过了漫长，1949 年我国城市化水平为 10.64%，1984 年 为 20.16%，1996 年达到 30.48%，按照城市化水平达到 30%为城市化起步阶段的 国际标准，我国用了将近 50 年的漫长时间才完成城市化起步，主要是受国家政 治、经济、社会等众多不稳定因素综合影响。二是城市化中期阶段（1996 年以 来） 。此阶段为我国城市化快速发展阶段，19962006 年的 10 年间，城市化水 平净提高了 13.42%，平均每年增长 1.34%，这主要得益于国家城市发展方针的 转变，到 2011 年我国城市化水平引进达到了 47%。 按城市化发展的一般理论，随着城市化的不断推进，经济发展水平的不断 提高，城乡收入差距会不断的缩小，而随着我国上世纪 90 年代以来高速城市化 发展，城乡收入差距却在不断的扩大。这是由于在我国城乡二元经济结构下， 城市化对城乡收入差距将产生双重效应。 一方面，城市化有扩大城乡收入差距的效应。首先，我国严格的城乡户籍 管理制度限制了农村人口流向城市，而城市的工资水平和社会福利待遇又大大 的高于农村，这种限制必然导致城乡收入差距的扩大；其次，在农转非的过程 中，一般只有较富裕的农民才有可能成为城市居民，这部分富裕农民进城在统 计上必然导致城乡收入的进一步的扩大；再次，随着农村剩余劳动力转移到城 市，城市的集聚效应凸显出来，一方面是劳动力的集聚，一方面是产业的集聚， 形成产业集群，提高了城市工业的效率，降低了生产管理成本，从而增加了城 市居民的收入水平，而转移到城市的农民工，由于各种因素的限制，他们只能 在非正规部门临时就业，工作强度大，收入低，并且他们还要支付昂贵的城市 生活成本和背土离乡的情感成本，这样使得城乡收入差距被拉大；另外，随着 大量农村剩余劳动的转移，城市基础设施的承载压力不断增大，为了缓解压力， 政府将更多的资金投入到城市的基础设施建设，这样就相对减少了本来应该投 向农村的资金，从而导致城乡收入差距的扩大。 另一方面，城市化有助于缩小城乡收入的差距。首先，大量农村剩余劳动 力是被扭曲了的生产要素，配置效率低下，让这部分劳动力流向高收入的城市， 有利于提高农村劳动力的生产效率和人均拥有的耕地面积，从而提高农民收入； 同时城市由于大量农村劳动力的流入，增加了城市劳动力的供给，最终将导致 城市均衡工资水平下降。其次，转移到城市的农村劳动力把在城市获得的收入 转移到农村消费和储蓄，这部分资金不仅可以活跃农村消费市场，而且可以用 于农村基础设施建设，改善农业生产条件，有利于提高农民收入，缩小了城乡 收入的差距；再者，随着城市化进程的不断推进，城市数量和规模不断扩大， 广大农村地区越来越多的开始接受到了城市的辐射能量，城市先进的技术，资 金不断引进到周边农村，带动了广大农村地区的发展，从而缩小了城乡收入差 距。 反过来，城乡收入差距对城市化发展和产业结构调整也有双重作用。一方 面不断扩大的城乡收入差距更加激发了农村居民向城市转移的动力，这将加快 城市化发展的进程；另一方面，随着农村居民不断迁移到城市，导致过度城市 化催生城市病的发生，对城市化的推进产生消极的影响。 湖北城乡居民收入差距呈现出明显的“W”形走势,大体上经历了从缩小到 拉大、再缩小再拉大的四个阶段。第一阶段从 1978 年城镇居民可支配收入与农 村居民可支配收入比的 2.97 缩小到到 1984 年的 1.51；第二阶段从 1984 年的 1.51 增加到 1995 年的 3.49；第三阶段从 1995 年到 1998 年，下降到 2.22；第 四阶段从 1999 年到 2010 年，不断增加到 2.91。就整体而言，湖北城乡收入比 呈增长趋势并且数值较大，远远高于世界劳工组织 1995 年所发布的 16 的水 平。因此，在全国整体经济高速发展的背景下，我们不能忽视日益扩大的城乡 收入差距问题，在不断的城市化进程中，要不断进行产业结构调整，制定合理 的政策，让更多的农村居民享受到改革开放的成果。 2.2.产业结构调整与城乡收入差距产业结构调整与城乡收入差距 国内外学者关于产业结构对经济发展和收入差距的影响机制及其作用效果 进行了很多研究。早在 15 世纪威廉配第就第一次提出世界各国收入水平的差 距和经济发展不同阶段在于产业结构的差异；20 世纪克拉克提出随着经济的增 长，劳动力会从农业部门流向工业部门进而转移到服务业。国内的毕先萍、简 新华指出经济后发国家在产业结构转变过程异于发达国家的循序过程，致使产 业间的产业比重与就业比重严重偏离，导致产业间收入差距的不断扩大；陈 嫣妮分析了城乡收入差距对产业结构的影响，指出城乡之间收入差距的扩大， 从市场需求与市场供给两方面影响产业结构的合理性，对产业结构产生不利的 影响。 湖北是我国中部崛起的战略要地，是产业承接转移的承东启西的关键结合 部。30 多年来湖北产业结构比重从 1978 年的 40.5:42.2:17.3，到 2011 年变为 13.1:50.1:36.8。第一产业比重呈直线下降，第二产业比重呈起伏波动，总体 上升的趋势，第三产业比重则逐年上升直到 2002 年以后趋于平稳。 随着产业结构的演进，就业结构也发生了重大变化。由于数据的缺乏，本 文只获得了 1990 年到 2011 年湖北的就业结构比，从 1990 年的 61.2:20.7:18.1 变为 2011 年的 45.8:20.5:33.7。 综观产业结构和就业结构的变化，就业结构变动与产业结构变动严重偏离， 第一产业比重下降的幅度大于第一产业就业下降的比重，第二产业比重上升的 幅度大于第二产业就业上升的幅度。这说明劳动力在社会各个产业间转移障碍 较大，农业与非农业之间劳动生产率差距在不断扩大，这将导致由劳动生产率 决定的农业部门的收入水平越来越低于非农部门的收入水平，并最终导致城乡 居民收入水平差距的拉大。 三、基于湖北的实证分析 利用湖北省改革开放以来 30 多年的数据，通过动态计量分析的方法对城市 化、产业结构变动与城乡收入差距之间的相互作用进行分析。 1.1.指标选择及来源说明指标选择及来源说明 城市化水平（UR）：采用城镇人口占常住人口总和，非农人口占户籍总人 口比重等，其中城镇人口占常住人口比来衡量城市化水平得到了众多学者的认 同，并且数据很容易从统计部门的统计资料中得到。产业结构比重（IS）:即国 民经济各产业部门之间以及各产业部门内部的构成的变化，这个指标我们一般 采用三次产业比重来衡量，IS1、IS2、IS3 分别表示第一、第二、第三产业比 重。城乡收入差距（IG）：衡量城乡收入差距的指标有多种。本研究用城乡收 入比来衡量城乡收入差距。 本文所有数据均来源于各年的湖北省统计年鉴 ，时间跨度为 1978 2011 年，笔者通过对各年的数据进行整理、计算，得到城市化率、产业结构比 重、城乡收入差距。 2.2.模型设定模型设定 本文采用向量自回归(VAR)模型测定随机扰动对变量系统的动态影响。VAR 模型数学表达式为： （1） 11 pr tjtjit it ji yyxu 其中: 是内生变量，是滞后内生变量，为滞后阶数； 为滞后 t y it y p it x 外生变量， 为滞后阶数。，和是待估参数， r 12 , tttp 12 , ttt i 是随机误差项。滞后期长度和 的选取，一般足够长的滞后阶数能够较好 t upr 的反映模型的动态特征，但待估参数会增多，模型自由度会减少，则可能会出 现多重共线问题，导致每个系数不一定都显著。因此，应合理选择滞后长度， 找到滞后期与自由度的一种平衡。 3.3.变量的单位根检验变量的单位根检验 变量时间序列是否平稳是建立传统计量经济模型的内在要求，首先对时间 序列进行单位根检验，判断其平稳性和单整阶数，避免出现“伪回归”的现象。 我们对变量分别取对数进行单位根检验，检验结果如下表 1。 表 1 ADF 单位根检验结果 变量检验形式（C,T,L）ADF t 统计量临界值结论 LnUR(C,O,1)-1.058-2.617* 不平稳 LnUR (0,0,1） -2.585-1.952* 平稳 LnIS1(0,0,1)-2.371-1.951* 平稳 LnIS2(C,0,1)-1.255-2.616* 不平稳 LnIS2(C,T,1)-6.424-4.285* 平稳 LnIS3(C,0,1)-1.501-2.619* 不平稳 LnIS3 (C,T,1） -6.639-4.273* 平稳 LnIG(C,T,1)-3.372-3.553* 不平稳 LnIG(C,T,1)-6.264-4.273* 平稳 说明：LnUR 表示 LnUR 的一阶差分,下同；(C,T,L)表示检验模型含有截距项、趋势 项及滞后阶数；*、*、*分别表示在 10%、5%、1%显著水平下的临界值。 由表 1 可知，除1 外，其他变量对数的原始序列都是非平稳的，而他 t LnIS 们的一阶差分序列都是平稳的，因此，除1 外各变量对数序列都是一阶单 t LnIS 整的，即是 I(1)时间序列。 4.4.格兰杰因果关系检验格兰杰因果关系检验 格兰杰因果关系检验可以用来确定变量之间是否存在因果关系及相互影响 的方向，本文利用此检验来判断、三者之间的因果关系及 t LnUR t LnIS t LnIG 影响的方向，构建一般检验回归方程： （2） 10111 11 20222 11 kk tit iit it ii kk tit iit it ii LnYaa LnYb LnXu LnXaa LnXb LnYu 式(2)中各变量的下标 代表时间，代表变量最大滞后长度，代表随机tk t u 误差项。根据上式分别建立城市化()、产业结构（）与城乡收入差 t LnUR t LnIS 距()之间的格兰杰因果关系模型,检验结果见表 2。 t LnIG （1）城市化与城乡收入差距。表 2 的检验结果表明：滞后 1 期、4 期的 不是的格兰杰原因的 P 值分别为 0.0015、0.0095，在显著性水平 t LnUR t LnIG 为 1%的情况下，可以拒绝原假设，并且在滞后 2 期、3 期的不是的 t LnUR t LnIG 格兰杰原因的 P 值都小于 5%，因此，可以拒绝原假设。而滞后 1-4 期的 不是的格兰杰原因的 P 值都在 5%以上，在 5%的显著性水平下可以 t LnIG t LnUR 接受原假设。因此，可以认为改革开放以来，湖北省的城市化发展是导致城乡 收入差距拉大的原因，而城乡收入差距的加大不是城市化发展的原因。 表 2 城市化与城乡收入差距序列之间的因果关系检验结果 原假设滞后期样本观测值个数F-统计值P-值 LNIG 不是 LNUR 的格兰杰原因 LNUR 不是 LNIG 的格兰杰原因 133 0.01896 12.1631 0.8914 0.0015 LNIG 不是 LNUR 的格兰杰原因 LNUR 不是 LNIG 的格兰杰原因 232 3.06754 4.88539 0.0630 0.0155 LNIG 不是 LNUR 的格兰杰原因 LNUR 不是 LNIG 的格兰杰原因 331 1.22184 3.53159 0.3233 0.0300 LNIG 不是 LNUR 的格兰杰原因 LNUR不是LNIG的格兰杰原因 430 0.59104 4.42235 0.6728 0.0095 （2）产业结构变化与城乡收入差距。由表 3 的检验结果可知，滞后 1 期的 1 不是的格兰杰原因的 P 值为 0.0127，小于 0.05，而滞后 2 期的 P t LnIS t LnIG 值为 0.1446，则可认为拒绝原假设；滞后 1-2 期的不是1 的格兰杰 t LnIG t LnIS 原因的 P 值均大于 0.2 以上，则不能拒绝。因此，可认为第一产业比重的变化 是城乡收入差距的格兰杰原因，没有充分理由说明城乡收入差距的拉大是引起 第一产业比重变化的原因。同理，我们通过表 3，可得出，第二产业比重的变化 与城乡收入差距并无明显的因果关系；第三产业比重的变化是城乡收入差距拉 大的格兰杰原因，而城乡收入差距的拉大不是第三产业比重变化的原因。综合 以上分析，可看出改革开放以来湖北第一、第三产业比重的变化是引起城乡收 入差距拉大的原因，而第二产业比重的增加与城乡收入差距扩大并无明显的原 因。 表 3 产业结构变化与城乡收入差距序列之间的因果关系检验结果 原假设滞后期样本观测值个数F-统计值P-值 LNIG 不是 LNIS1 的格兰杰原因 LNIS1 不是 LNIG 的格兰杰原因 133 1.47586 7.01799 0.2339 0.0127 LNIG 不是 LNIS1 的格兰杰原因 LNIS1 不是 LNIG 的格兰杰原因 232 0.28092 2.07889 0.7573 0.1446 LNIG 不是 LNIS2 的格兰杰原因 LNIS2 不是 LNIG 的格兰杰原因 133 0.25264 0.08159 0.6189 0.7771 LNIG 不是 LNIS2 的格兰杰原因 LNIS2不是LNIIG的格兰杰原因 430 2.18876 1.05028 0.1053 0.4053 LNIG 不是 LNIS3 的格兰杰原因 LNIS3 不是 LNIG 的格兰杰原因 1331.96649 9.67083 0.1711 0.0041 LNIG 不是 LNIS3 的格兰杰原因 LNIS3不是LNIG的格兰杰原因 4300.05548 7.41995 0.9938 0.0007 （3）产业结构变化与城市化。由表 4 的检验结果可知，在 5%的显著性水 平 下，城市化是第一，第三产业结构变化的原因，而第一、第三产业结构变化不是 推进城市化的原因；在 10%的显著性水平下城市化是第二产业结构变化的原因， 而第二产业结构变化并不是推进城市化的原因。 表 4 产业结构变化与城市化序列之间因果关系检验 原假设滞后期样本观测值个数F-统计值P-值 LNUR 不是 LNIS1 的格兰杰原因 LNIS1 不是 LNUR 的格兰杰原因 133 4.49759 0.16424 0.0423 0.6882 LNUR 不是 LNIS1 的格兰杰原因 LNIS1 不是 LNUR 的格兰杰原因 331 3.78843 0.90281 0.0235 0.4543 LNUR 不是 LNIS2 的格兰杰原因 LNIS2 不是 LNUR 的格兰杰原因 133 1.10792 1.32975 0.3009 0.2580 LNUR 不是 LNIS2 的格兰杰原因 LNIS2不是LNRU的格兰杰原因 331 2.95965 0.14479 0.0525 0.9320 LNUR 不是 LNIS3 的格兰杰原因 LNIS3 不是 LNUR 的格兰杰原因 1333.94927 0.13847 0.0561 0.7124 LNUR 不是 LNIS3 的格兰杰原因 LNIS3不是LNUR的格兰杰原因 3313.38316 0.95306 0.0346 0.4308 5.5.脉冲响应函数脉冲响应函数 在实际中，分析 VAR 模型，可以利用脉冲响应函数（IRF）来分析模型中每 个内生变量对它自身及其他内生变量的扰动所做的反应，从而了解 VAR 模型的 动态特征。以下部分根据城市化、产业结构变动、城乡收入差距之间的关系， 建立脉冲响应函数为： k i k i k i titititt k i k i k i titititt k i k i k i titititt uLnIGaLnURaLnISaLnIS uLnISaLnIGaLnURaLnUR uLnISaLnURaLnIGaLnIG 111 3333231 111 2232221 111 1131211 其中表示滞后的期数，随机扰动项为新息。脉冲函数检验结果如下图k t u 1-5 所示。 图 1-5 中，各图的横轴表示冲击作用的滞后期数，纵轴表示脉冲响应变量， 实线表示脉冲响应函数大小，虚线表示正负两倍的标准差偏离带。图 1 表明， 城市化新息对城乡收入差距的冲击在开始 15 期比较敏感，到第 5 期到达顶点， 然后进入长期衰减过程，但始终保持低位正效应。 图 2 表明城乡收入差距对其自身新息开始反应较强，随后减弱，到第 5 期 为负，之后平稳的保持在低位负效应。 图 3 则表明，第一产业比重变动对城乡收入差距的冲击一开始保持在低位 正效应，第 2 期以后出现负效应，并不断递增，到第 7 期以后负效应逐步减弱， 但始终保持低位负效应。 图 4 表明，第二产业比重变动对城乡收入差距的冲击开始从 0 附近不断上 升，第 6 期到达顶点，然后逐步减弱，始终保持低位正效应状态。 图 5 则表明，第三产业比重变动对城乡收入差距的冲击从 0 开始缓慢下落， 并始终保持在 0 线以下，为负效应。 图 1 城市化冲击引起城乡收 图 2 城乡收入差距对自身 入差距的脉冲响应图 新息的脉冲响应图 图 3 第一产业比重变动冲击引起 图 4 第二产业比重变动冲击引起 城乡收入差距的脉冲响应图 城乡收入差距的脉冲响应图 图 5 第三产业比重变动冲击引起 城乡收入差距的脉冲响应图 总体来看，城市化和第二产业比重变动对城乡收入差距的扩大具有一定的 正效应，第一产业比重变动对城乡收入差距的扩大开始具有正效应，之后一直 为负效应，第三产业比重变动对城乡收入差距的扩大一直是负效应。大概经过 9 到 10 期以后城市化、城乡收入差距、三次产业比重变化对城乡收入差距的冲 击都开始减弱，变得稳定。这表明城市化、产业结构变动对城乡收入差距的拉 大具有长期效应，而短期效应比长期效应更明显。 四、结论与政策建议 通过上面的动态分析表明，城市化水平和产业结构变动是影响湖北省城乡 收入差距的主要因素，城市化和第二产业变动对城乡收入差距的扩大都具有长 期的正的冲击效应；而反之，城乡收入差距对城市化和产业结构变动没有明显 的冲击效应，不构成城市化和产业结构变动的原因；城市化推进了产业结构的 调整变化，但产业结构的变动对城市化的冲击效应并不明显。 根据研究结论，提出几点政策建议： 1.在城市化发展的中后期阶段要以科学发展观统筹城乡和谐发展。虽然高 速城市化能在短期内能发掘经济增长的巨大潜能，但在其过程中，出现的资源 配置失衡、分配不公将导致城乡收入差距不断拉大，长期内会增加全面改革开 放的成本。城市化是必然趋势，但不能盲目，否则会欲速而不达。在推进城市 化的过程中不能把资源严重的偏向大城市，应该加强小城镇建设，通过小城镇 化来缩小城乡收入差距，重点在于通过大城市反哺周围小城镇、农村的建设， 把大城市的经济势能辐射到这些地区，增加农民收入，缩小城乡收入的差距。 2.加快推进产业结构的调整，以产业结构高级化、现代化作为湖北经济再 次腾飞的推进器。传统的资源密集型、粗放型产业的发展，由于技术门槛低， 容易引起盲目投资，重复建设的局面，资源环境压力大，对有效拉动经济健康 增长的贡献不大。因此，目前阶段湖北省应通过产业结构的调整来转变经济增 长方式，通过产业结构的高级化、现代化为城市化发展注入新的活力，为农村 剩余劳动力的转移提供更广阔的空间，增加提高农民收入的渠道，不断的缩小 城乡收入差距。 参考文献： 蔡昉，杨涛.城乡收入差距的政治经济学 J,中国社会科学，2000（4）：1121。 2赵晓雷.中国现阶段收入差距扩大的经济学分析J.财经研究，2001（4）：3235。 赵莹.中国的对外开放和收入差距J.世界经济文汇，2003（4）：5562。 胡晓群，薛新伟.最终需求扩张对收入及收入差距的影响研究J.系统工程理论与实践， 2007（4）：7273。 毕先萍，简新华.论中国经济结构变动与收入分配差距的关系J.经济评论，2002（4）: 5960。 陈嫣妮.我国城乡收入差距对产业结构的效应分析J.企业技术开发，2009（5）:34 35。 Urbanization, Industrial restructuring and Urban-rural Inequality:based on the empirical research of Hu