張傳勇

(華東師范大學商學院,上海 200241)

一、引言與文獻回顧

改革開放以來,隨著我國經濟的快速發(fā)展,農村居民收入水平有明顯提高,城鄉(xiāng)關系局部得到改善,但城鄉(xiāng)分割的二元經濟結構并沒有從根本上得到解決。近年來,政府和學界都指出,推進城鄉(xiāng)一體化發(fā)展是突破城鄉(xiāng)二元結構、實現(xiàn)國民經濟持續(xù)快速健康發(fā)展和經濟社會協(xié)調發(fā)展的根本路徑。城鄉(xiāng)一體化發(fā)展必然帶來土地、資金、勞動力等生產要素在城鄉(xiāng)之間加速流動,但當前我國城鄉(xiāng)資源要素配置存在的諸多矛盾和問題,卻抑制了城鄉(xiāng)一體化的發(fā)展。城鄉(xiāng)資源要素的合理流動和優(yōu)化配置,是統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展的重要任務,也是實現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的基礎。城鄉(xiāng)之間資源占有、流動和組合的狀況,直接決定著城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的進程與效果[1]。

國外較早涉及城鄉(xiāng)資源要素配置與城鄉(xiāng)一體化研究的是庫茲涅茨 (1955),他在繼承劉易斯農業(yè)部門和非農業(yè)部門二元結構假設前提下,提出了反映經濟增長與收入差距的庫茨涅茨曲線(Kuznets Curve,也稱倒U曲線),并將此運用于分析城鄉(xiāng)發(fā)展差異與經濟增長率之間的關系,認為城鄉(xiāng)資源配置從隔離不均到流通均衡是出現(xiàn)倒U曲線的原因[2]。之后,哈里斯和托達羅 (1970)提出了反映農村勞動力向城市遷移決策和就業(yè)概率的勞動力流動行為模型 (即著名的城鄉(xiāng)勞動力遷徙模型),探討了人力資本流動與城鄉(xiāng)差距的關聯(lián)性[3]。Fan和Stark(2008)通過建構城鄉(xiāng)一體化、人均收入和集聚經濟的一般均衡模型,證實發(fā)展中國家勞動力無限制地從農村向城市遷移降低了農村和城鎮(zhèn)居民的平均收入[4]。近年來,國內一些學者也針對要素資源配置與城鄉(xiāng)一體化做了大量研究。楊曉娜、曾菊新 (2004)指出,城鄉(xiāng)要素已由城市流向鄉(xiāng)村或由鄉(xiāng)村流向城市的單向流動發(fā)展成為城鄉(xiāng)之間各種要素網絡化的雙向互動,對區(qū)域城市化的發(fā)展發(fā)揮著極其重要的作用[5]。張泓(2007)、趙彩云 (2008)等學者指出,只有健全市場配置城鄉(xiāng)要素的機制,促進城鄉(xiāng)之間的要素合理流動和優(yōu)化配置,才可能實現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化目標[6][7]。在研究單一要素流動配置對城鄉(xiāng)經濟發(fā)展的影響方面較具代表性的學者有:章奇等 (2004)發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展 (以信貸規(guī)模在GDP中比重為指標)是導致城鄉(xiāng)差距擴大的一個顯著因素[8];李文政 (2006)、張愛婷 (2009)認為在城鄉(xiāng)一體化進程中,人力資源的配置是建構城鄉(xiāng)經濟社會發(fā)展一體化新格局的關鍵問題之一,勞動力邊際生產力的明顯改善是我國經濟增長的一個重要源泉[9][10];黎翠梅 (2009)指出,東部和中部地區(qū)的農村金融發(fā)展影響農村經濟的增長,而在西部地區(qū)并非如此[11]。

二、理論探討

為了分析資源要素流動配置與城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的關系,本文假定一個由城市 (u)和農村 (r)組成的小型開放經濟體:有效勞動與充足資本是僅有的兩種生產要素,且要素市場完全競爭。城市勞動生產率較高且勞動力稀缺,農村勞動生產率較低且勞動力過剩;城市資本雖比農村豐富,但并不多余,農村資本依然緊缺。假定某一地區(qū)s(s=u,r),城市和農村之間各產品的生產技術、廠商支付的勞動工資率、產品的邊際流量資本成本、單位產品的勞動投入量 (勞動生產率,as)以及流量資本投入量 (資本產出率Cs)均相同。s地區(qū)總體生產函數(shù)滿足柯布-道格拉斯函數(shù)Qs=As(Ls)α(Ks)β,其中As代表技術水平,α、β為既定參數(shù)。假設ki、Kf分別為城鄉(xiāng)固有內部資本和外部投入資本,L為勞動力數(shù)量,城市和農村的勞動力凈流量、內部資本凈流量為Lur、Kur,Lu、Lr為城市和農村原有的勞動力流量,為城市和農村的內資流量,分別為流向城市和農村的外資流量。該經濟體在要素發(fā)生流動前、后的總產出Qur和Qur′分別為:

根據(jù)以上假設,要素總是由回報率低的地區(qū)向回報率高的地區(qū)流動,即在規(guī)模收益遞增假定下,要素城鄉(xiāng)流動會提高流入地的要素回報率,降低流出地的要素回報率,最終實現(xiàn)在城鄉(xiāng)之間不存在要素回報率差異。因此,我們可以用流動勞動力的邊際產出來代替流動勞動力回報率,流動資本的邊際產出代替資本回報率,表達形式分別如下:

流動勞動力的邊際產出 (MPLur)為:

流動內部資本的邊際產出 (MPkiur)為:

其中,uiu′、uir′為內部資本發(fā)生流動后城鄉(xiāng)的內資-產出比;yu′、yr′為城鄉(xiāng)勞動力流動后城市和農村的勞均產出 , 且yu′=Qu′/(Lu+Lur),Yr′=Qr′/(Lr-Lur)。

流動外部資本的邊際產出 (MPkfu、MPkfr)為:

其中,ufu′,ufr′分別為外部資本流入后城鄉(xiāng)的外資-產出比。

可見,在要素能夠自由流動的城鄉(xiāng)經濟體內,流動要素的流量越大,要素流動帶來的經濟增長也越大。在城鄉(xiāng)要素資源配置非均勻的前提下,除外部資金流入可能對城鄉(xiāng)一體化發(fā)展產生貢獻外,城鄉(xiāng)之間的勞動力投入量、城市和農村的資金存量、城市與農村地區(qū)的勞均產出、資本-產出比等對城鄉(xiāng)一體化經濟發(fā)展都將產生一定的影響。

三、研究模型、數(shù)據(jù)選取與實證檢驗

(一)檢驗模型的建構與說明

為了真實考察不同地區(qū)要素資源配置對城鄉(xiāng)一體化所產生的動態(tài)效應,本文擬采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸模型,即在解釋變量中包含因變量的一階滯后期,具體模型表示如下:

其中,yit為衡量城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的指標,是被解釋變量,估計模型中將yit的滯后一期的值作為yit的一個解釋變量,因而該模型具有動態(tài)特征;表示包含影響和反映城鄉(xiāng)資金、勞動力流動配置等在內的一系列解釋變量;μi為不可觀測的地區(qū) (個體)效應,用于控制地區(qū)固定效應;υt為隨機時間效應;ξit為回歸殘差項。為了消除回歸模型之外難以考量的時間效應、個體效應以及解釋變量的內生性問題,本文采用Arellano和Bond(1991)提出的動態(tài)面板數(shù)據(jù)廣義矩估計(Generalized Method of Moments,GMM)方法[12],通過差分和加入工具變量來控制未觀測效應,同時使用前期的解釋變量和滯后期的被解釋變量作為工具變量克服內生性。原模型相應變?yōu)?

其中,α′=(a+1),α′、β為系數(shù)。為了降低過度擬合偏差的風險,本文采用一階差分廣義矩估計方法,即解釋變量的一期滯后值和二期滯后期作為解釋變量一階差分的工具變量。同時,為了識別模型設定是否有效,我們采用Sargan檢驗來識別工具變量的有效性及Arellano-Bond檢驗來判斷殘差項ξi,t非自相關假設,如果各式的檢驗值均不能否定原假設,則說明模型設置是合理的。

(二)檢驗模型的確定及變量描述

目前,測量城鄉(xiāng)一體化發(fā)展程度多用城鄉(xiāng)統(tǒng)籌度來表示,城鄉(xiāng)統(tǒng)籌度的高低,綜合反映了城鄉(xiāng)關系發(fā)展的程度,即城鄉(xiāng)之間要素流轉、協(xié)調程度[13]。由于人均收入和人均消費是一個具有高度綜合性的指標,城鄉(xiāng)統(tǒng)籌度在很大程度上又可以由城鄉(xiāng)人均收入 (或消費)統(tǒng)籌度來反映,因而本文采用真實的城鄉(xiāng)生活消費支出比來表示城鄉(xiāng)一體化發(fā)展程度。一般來說,城市的消費支出遠高于農村,所以用農村人均消費支出與城市人均消費支出的比值CEi,t來構造被解釋變量。數(shù)據(jù)的變化值與城鄉(xiāng)統(tǒng)籌度指標大小相一致,即當該指標較小時,對應統(tǒng)籌度較低,該指標較大時,對應的統(tǒng)籌度較高。具體計量模型表示為:

其中,下標i和t(t=1999,…,2008)分別表示第i個城市和第t年,解釋變量為一系列影響或反映城鄉(xiāng)資源要素流動配置的因素,主要包括衡量城鄉(xiāng)勞動力流動和反映城市資金流動配置的變量,變量及其說明依次為:城鄉(xiāng)勞動生產率之比 (lp),指農村與城市的勞均GDP之比;城鄉(xiāng)勞動力流動性 (lm),指農村非農從業(yè)人數(shù)占農村就業(yè)總人數(shù)的比重;城鄉(xiāng)勞動力投入之比 (li),指第一產業(yè)從業(yè)人數(shù)與第二、三產業(yè)的從業(yè)人數(shù)和之比;涉農投資比 (ri),指農村固定資產投資額占全社會固定資產投資額的比值;涉農稅收比 (rt),指農村稅收收入占財政總收入的比重;農村存貸比 (rdl),指農村存款與農村貸款之比,這里用農村信用社存貸款比值表示;財政支農比 (rfi),指涉農支出占全部財政支出的比重,財政支農的總額由 《中國統(tǒng)計年鑒》中各省財政支農三個項目的數(shù)據(jù)加總而得。此外,μi表示不可觀測的個體效應,通常是由某省、市或自治區(qū)沒有觀測到的因素所引起的;υt表示不可觀察的時間效應,通常是時間因素引起的;ξit為隨機誤差項。

(三)數(shù)據(jù)來源與處理

本文引入我國31個省、自治區(qū)和直轄市1999-2008年共計10年的面板數(shù)據(jù)進行檢驗。數(shù)據(jù)來源為2000-2009年的 《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國財政統(tǒng)計年鑒》、《中國區(qū)域經濟年鑒》、《中國金融統(tǒng)計年鑒》以及 《中國農村統(tǒng)計年鑒》等 (見表1所示)。

表1 相關變量的描述性統(tǒng)計

為避免出現(xiàn) “偽回歸”結果,需對面板數(shù)據(jù)的殘差進行單位根檢驗,以診斷結果是否平穩(wěn)。遵循IPS檢驗,即Im、Pesaran和Shin于1995年提出的用Z統(tǒng)計量表示面板數(shù)據(jù)殘差的平穩(wěn)性,本文采用stata11對面板數(shù)據(jù)進行Harris-Tzavalis單位根檢驗。結果顯示,各變量的檢驗結果全部拒絕零假設 (見表2所示),因此該面板數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。

表2 面板數(shù)據(jù)Harris-Tzavali單位根檢驗

(四)檢驗結果與說明

利用動態(tài)面板模型一階差分廣義矩的方法對模型 (8)式進行估計,具體結果如表3所示。在表3中,我們給出了工具變量估計量、一階差分廣義矩的一步估計量 (1-step estimation)、檢驗模型顯著性的估計量 (Wald(joint))、工具變量過度識別的檢驗統(tǒng)計量 (Sargan test)以及一階差分方程誤差項自相關的檢驗統(tǒng)計量 (AR(1)test和AR(2)test)。采用的計量軟件為Pcgive10.0。

從估計結果來看,該檢驗均通過Wald(joint)檢驗、Sargan檢驗和Arellano-Bond AR(2)檢驗,這表明模型選擇的工具變量是有效的;殘差項雖存在一階序列相關,但不存在二階序列相關,因而結論比較穩(wěn)健。結果顯示,農村與城市勞動生產率之比 (lp)、農村勞動力的流動性 (lm)、農村投資力度 (ri)、財政支農比 (rfi)與城鄉(xiāng)統(tǒng)籌度符號一致;而農村與城市勞動力投入之比 (-li)、涉農稅收比 (-rt)、農村存貸比 (-rdl)與城鄉(xiāng)統(tǒng)籌度變化方向相反。同時,當年的城鄉(xiāng)一體化發(fā)展程度受上一年城鄉(xiāng)一體化發(fā)展程度影響較大 (彈性系數(shù)為0.3997);而在影響城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的因素中,農村固定資產投資力度 (ri)、農村勞動生產率提高 (lp)、財政對農業(yè)的支持 (rfi)對城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的作用較為明顯 (彈性系數(shù)依次為0.1047、0.0833、0.0610),農村勞動力的流動性 (lm)等對城鄉(xiāng)一體化發(fā)展影響較小 (彈性系數(shù)為0.0098)。

表3 資源要素流動配置對城鄉(xiāng)一體化影響的GMM估計

四、主要結論與啟示

本文假定一個僅含有勞動力和資本兩種生產要素、要素市場充分競爭的城鄉(xiāng)經濟體,選取我國31個省、自治區(qū)和直轄市1999-2008年的面板數(shù)據(jù),采用一階差分廣義矩的計量方法,實證分析了資源要素流動配置對城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的影響。研究表明,農村勞動生產率的提高、農村勞動流動性增加、對農村的投資力度加大以及財政對農業(yè)的支持提升等都將對城鄉(xiāng)一體化發(fā)展起到促進作用,且影響程度相對較大;而農村勞動力的投入增加、農村稅收加重、農村存款快于貸款增長雖對城鄉(xiāng)一體化發(fā)展有抑制作用,但影響程度相對較小。這一結論給我們的啟示如下:

首先,應建立保障農村勞動力有效外流的相應制度,并提高農村勞動力的素質和技能。一方面,由于農村勞動力流向城市后收入增加減少了城鄉(xiāng)差距;另一方面,農村勞動力流向城市釋放了農村過剩的勞動力,提高了農村勞動產出率,對促進城鄉(xiāng)一體化發(fā)展有積極作用。而提高農村勞動力的素質和技能也能提高農村勞動產出率,亦有助于促進城鄉(xiāng)一體化發(fā)展。

其次,政府財政對農村、農業(yè)的支持,包括對農村、農業(yè)的各種稅收減免以及增加農村固定資產投資力度等政策,對促進城鄉(xiāng)一體化發(fā)展都有著明顯的促進作用。

最后,當前農村資金需求還存在不小缺口,應相應放松農村貸款的限制條件。我國農村流動資金來源還主要依賴于政府投入和財政補貼,銀行信貸提供給農村的長期貸款很少。只有為農村提供健全完善的金融服務加快城鄉(xiāng)一體化發(fā)展,才有可能從根本上消除二元經濟結構。

由于本文研究中存在一個隱含的限制性條件,即未考慮城鄉(xiāng)資源要素流動配置中可能存在的土地流轉、技術進步及信息不完全等對城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的影響,尚未能全面分析資源要素流動配置與城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的效應機制,這是本文研究的不足,同時這也是后續(xù)研究的一個重要方向。

[1]姜作培.資源配置:城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的關鍵 [J].福建論壇 (人文社會科學版),2005,(2).

[2]Kuznets S.Economic Growth and Income Inequality[J].American Economic Review,1955,Vol.45,pp.1-28.

[3]Harris R.,Todaro P.Migration,Unemployment and Development:A Two-sector Analysis[J].American Economic Review,1970,Vol.60,pp.127-142.

[4]Fan C.,Stark O.Rural-to-urban Migration,Human Capital and Agglomeration[J].Journal of Economic Behavior&Organization,2008,Vol.68,pp.234-247.

[5]楊曉娜,曾菊新.城鄉(xiāng)要素互動與區(qū)域城市化的發(fā)展[J].開發(fā)研究,2004,(1).

[6]張泓,柳秋紅,肖怡然.基于要素流動的城鄉(xiāng)一體化協(xié)調發(fā)展新思路 [J].經濟體制改革,2007,(6).

[7]趙彩云.我國城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展及其影響要素研究[D].中國農業(yè)科學院博士學位論文,2008,91-97.

[8]章奇,劉明興,陶然.中國金觸發(fā)展與城鄉(xiāng)收人差距[C].林毅夫發(fā)展論壇工作論文,2003.

[9]李文政.城鄉(xiāng)一體化與人力資源配置問題探究[J].安徽農業(yè)科學,2009,(5).

[10]張愛婷.中國農村勞動力流動與增長效應研究 [M].北京:經濟科學出版社,2009.100-103.

[11]黎翠梅.農村金融發(fā)展對農村經濟增長影響的區(qū)域差異分析 [J].湘潭大學學報 (哲學社會科學版),2009,(5).

[12]Arellano M.,Bond S.Some Tests of Specification for Panel Data:Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equations[J].Review of Economic Studies,1991,Vol.58,pp.277-297.

[13]漆莉莉.中部地區(qū)城鄉(xiāng)融合度的綜合評價與分析[J].江西財經大學學報,2007,(4).