李 強(qiáng)

（1.安徽科技學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽 蚌埠233100；2.南京大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，南京210093）

0 引言

我國經(jīng)過了30年的改革開放和經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，2010年我國的人均收入已達(dá)到2379美元。但是在經(jīng)濟(jì)和人均收入高速增長的背后是收入差距的不斷擴(kuò)大，特別是城鄉(xiāng)收入差距的持續(xù)擴(kuò)大。城鄉(xiāng)收入差距阻礙經(jīng)濟(jì)的長期增長，不利于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和農(nóng)民收入水平的提高，因此，本文基于我國的總體經(jīng)濟(jì)環(huán)境，通過梳理現(xiàn)存的文獻(xiàn)，對(duì)面板協(xié)整模型及其估計(jì)和檢驗(yàn)方法的進(jìn)行改進(jìn)與擴(kuò)展，揭示我國農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的長期影響及其短期動(dòng)態(tài)調(diào)整效應(yīng)。

1 面板協(xié)整模型設(shè)定

1.1 變量選擇

（1）城鄉(xiāng)收入差距變量

在現(xiàn)有的研究中，對(duì)于城鄉(xiāng)收入差距的度量主要有三種方法：一是用城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均純收入的比值，這種方法沒有包含城鄉(xiāng)人口所占的比重，因而不能準(zhǔn)確度量我國的城鄉(xiāng)收入差距；二是基尼系數(shù)，這種方法度量的是總的收入差距，因此不能準(zhǔn)確反映城鄉(xiāng)收入差距；三是泰爾指數(shù)，這種方法直接度量城鄉(xiāng)收入差距，而且泰爾指數(shù)對(duì)高收入和低收入階層的變動(dòng)比較敏感。所以，本文選擇泰爾指數(shù)作為度量我國城鄉(xiāng)收入差距的變量。用符號(hào)THit表示，i表示橫截面單元，t表示時(shí)期，計(jì)算公式為：

其中，j=1，2分別表示城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)，Zij表示i地區(qū)城鎮(zhèn)或農(nóng)村人口數(shù)量，zi表示i地區(qū)的總?cè)丝冢琾ij表示i地區(qū)城鎮(zhèn)或農(nóng)村的總收入，pi表示i地區(qū)的總收入。

（2）解釋變量

有上述的理論文獻(xiàn)啟示我們，基于計(jì)量模型研究我國的勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)，應(yīng)以我國的經(jīng)濟(jì)環(huán)境為基礎(chǔ)，因此本文以lait表示第i個(gè)橫截面單元t時(shí)期的勞動(dòng)力流動(dòng)。由于數(shù)據(jù)的可得性，在本文中勞動(dòng)力流動(dòng)變量等于農(nóng)村就業(yè)總?cè)丝跍p去本地就業(yè)總?cè)丝谌缓蟪赞r(nóng)村總?cè)丝?。llait表示取自然對(duì)數(shù)后的農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)變量，其斜率系數(shù)反映勞動(dòng)力流動(dòng)的相對(duì)變化而導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距的變化。

定義THit·llait作為解釋變量之一，表示城鄉(xiāng)收入差距不同的地區(qū)農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)是否對(duì)城鄉(xiāng)收入差距可能具有不同效應(yīng)。

基于農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)于我國城鄉(xiāng)收入差距影響具有的階段性結(jié)構(gòu)特征，本文設(shè)置一個(gè)虛擬變量Dt，若t≤2000，Dt=0；否則Dt=1。結(jié)合虛擬變量設(shè)置兩外兩個(gè)交互變量作為解釋變量為llait·Dt和THit·llait·Dt，分別表示農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的階段性特征和不同的勞動(dòng)力流動(dòng)水平對(duì)城鄉(xiāng)收入差距可能產(chǎn)生不同的效應(yīng)。

1.2 數(shù)據(jù)選取

本文樣本期間選擇為1990～2009年，橫截面是我國大陸31個(gè)省、市、自治區(qū)，把重慶市的數(shù)據(jù)合并到四川省，由于西藏自治區(qū)數(shù)據(jù)較少而沒有考慮，因此本文樣本中總的橫截面單元為29個(gè)。人口數(shù)據(jù)來自《新中國五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和各年的《中國人口統(tǒng)計(jì)年鑒》，由于農(nóng)村人口和城鎮(zhèn)人口數(shù)據(jù)不全面，因此在本文中農(nóng)業(yè)人口代替農(nóng)村人口，非農(nóng)業(yè)人口代替城鎮(zhèn)人口，其他數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

1.3 模型設(shè)定

本文以我國各省份為橫截面單位，將相應(yīng)變量的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行組合而形成面板數(shù)據(jù)，結(jié)合本文自變量和因變量的選擇，我國農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)與城鄉(xiāng)收入差距的面板協(xié)整模型設(shè)定為:

在模型（1）中，如果所有變量都服從面板單位根過程，而且εt～I(xiàn)（0），則模型（1）為面板協(xié)整模型。根據(jù)格蘭杰表述定理，模型（1）的面板誤差校正模型（PVECM）為：

模型（2）和（3）中的ecmi，t-1為模型（1）的面板協(xié)整殘差，Фi為誤差調(diào)節(jié)系數(shù)，表示農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)與城鄉(xiāng)收入差距的長期穩(wěn)定（面板協(xié)整）對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的短期變化所產(chǎn)生的調(diào)節(jié)效應(yīng)。如果Ф1i為負(fù)，則長期穩(wěn)定對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的短期變化具有抑制作用。從計(jì)量的角度看，Ф1i為負(fù)則模型（1）為面板協(xié)整關(guān)系。Ф2i為正表明面板協(xié)整的存在對(duì)于農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)的變化具有促進(jìn)作用。

2 模型的檢驗(yàn)與估計(jì)

根據(jù)前面的分析我們可以看到，如果模型（1）能夠成為我國農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)和城鄉(xiāng)收入差距的面板協(xié)整模型，模型（1）中的變量必須均為面板單位根，并且εt～I(xiàn)（0）。因此，在本部分中首先檢驗(yàn)數(shù)據(jù)是否由面板單位根過程生成，然后估計(jì)模型（1），最后基于估計(jì)的殘差檢驗(yàn)面板協(xié)整。

2.1 面板單位根檢驗(yàn)

關(guān)于面板單位根的檢驗(yàn)通常有3個(gè)常見的檢驗(yàn)：LLC，IPS和Hadri，LLC是同質(zhì)單位根檢驗(yàn)，IPS和Hadri是異質(zhì)單位根檢驗(yàn)，一般來說很難認(rèn)為面板時(shí)間序列是同質(zhì)的，為得到具有穩(wěn)健性的結(jié)論，本文應(yīng)用Hadri（2000）的異質(zhì)面板單位根檢驗(yàn)。由于Hadri的檢驗(yàn)結(jié)果正好和LLC的相互驗(yàn)證，因此，為保證結(jié)論的準(zhǔn)確性，本文同時(shí)應(yīng)用LLC的面板單位根檢驗(yàn)對(duì)上述變量進(jìn)行檢驗(yàn)。Hadri的檢驗(yàn)過程如下，假設(shè)數(shù)據(jù)按下面的等式生成:

基于回歸方程（4）的殘差構(gòu)建統(tǒng)計(jì)量：

其中，Si（t）為回歸方程（4）殘差項(xiàng)的累計(jì)和，即為零頻率殘差譜估計(jì)量fi0的平均值，即根據(jù)Hadri結(jié)論，如果原假設(shè)成立，可以將LM統(tǒng)計(jì)量轉(zhuǎn)化為：

運(yùn)用（5）式對(duì)本文中的29個(gè)地區(qū)的llait、THit、THit·llait三個(gè)變量做面板單位根檢驗(yàn)，采用Hadri和LLC兩種方法，結(jié)果如表1所示。

表1 變量的單位根檢驗(yàn)

從表1的結(jié)果可知，檢驗(yàn)的所有解釋變量均為I（1），變量對(duì)應(yīng)的一階差分均為I（0），所以，通過檢驗(yàn)進(jìn)一步論證了本文中的模型（1）能夠成為我國農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)和城鄉(xiāng)收入差距的面板協(xié)整模型。

2.2 面板協(xié)整檢驗(yàn)與協(xié)整向量的估計(jì)

我國不同地區(qū)的勞動(dòng)力流動(dòng)水平和城鄉(xiāng)收入差距存在顯著差異，因而勞動(dòng)力流動(dòng)水平對(duì)于城鄉(xiāng)收入差距的影響具有地區(qū)差異，這就使得本文中的模型（1）為橫截面異質(zhì)模型。另外，模型（1）中的交互作用項(xiàng)含有被解釋變量而具有內(nèi)生性。為了得到準(zhǔn)確的估計(jì)結(jié)果必須校正這種內(nèi)生性，因此本文采用完全修正的最小二乘法（FMOLS）作為估計(jì)方法，并產(chǎn)生具有一致性的參數(shù)估計(jì)。

2.2.1 面板協(xié)整向量估計(jì)量

為了表述方便將模型（1）的解釋變量用向量的形式表示為：

在上面的表述和假定下，βi的完全修正的最小二乘法（FMOLS）估計(jì)量為：是實(shí)值函數(shù)，依賴于寬度參數(shù)M，本文中M=5?；诤停玫紽MOLS的估計(jì)殘差

2.2.2 面板協(xié)整檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量

在面板協(xié)整向量的估計(jì)量得到的FMOLS的估計(jì)殘差ε^iti的基礎(chǔ)上，Pedroni（2004）討論了7個(gè)面板協(xié)整檢驗(yàn)的協(xié)整統(tǒng)計(jì)量，并證明這些統(tǒng)計(jì)量的極限分布均為正態(tài)分布，且不含未知參數(shù)，但其中比較有用的是Zv和Zg統(tǒng)計(jì)量。Pedroni首先定義：

記A22i，A21i分別為Ai的第2行，第2列和第2行，第1列元素。則Zv和Zg統(tǒng)計(jì)量分別為：

在上述統(tǒng)計(jì)量中μ和σ2分別為對(duì)應(yīng)統(tǒng)計(jì)量的均值和方差，且ki寬度參數(shù)M，本文中M=5。

2.2.3 面板協(xié)整檢驗(yàn)

從Zv和Zg統(tǒng)計(jì)量的表達(dá)式可以看出，應(yīng)用Zv和Zg進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)必須計(jì)算它們各自的均質(zhì)和方差。但由于以上均值和方差收斂于隨機(jī)泛函數(shù)，因此我們無法通過普通的協(xié)整檢驗(yàn)來進(jìn)行本文的面板協(xié)整檢驗(yàn)，必須通過大量的蒙特卡洛仿真實(shí)驗(yàn)來計(jì)算它們的精確值以實(shí)現(xiàn)面板協(xié)整檢驗(yàn)。因此，筆者參考Suzanne McCoskey（1998）的一篇面板協(xié)整檢驗(yàn)的文章和該文仿真用到的GAUSS程序，通過改變參數(shù)后應(yīng)用于本文的仿真實(shí)驗(yàn)（具體程序如需要可索?。?。得到的Zv和Zg統(tǒng)計(jì)量的樣本均值和標(biāo)準(zhǔn)差如表2所示。

表2 面板協(xié)整檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量估計(jì)結(jié)果

從仿真結(jié)果可以看到，Zv=35.76其均值和標(biāo)準(zhǔn)差的仿真結(jié)果分別為-21.37和26.12。標(biāo)準(zhǔn)化后的Zv的統(tǒng)計(jì)值為2.73，可在5%的顯著性水平下拒絕不存在面板協(xié)整的原假設(shè)，而認(rèn)為存在協(xié)整。同理對(duì)于Zg統(tǒng)計(jì)量也可在5%的顯著性水平下拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。因此，可以得出結(jié)論為ε^iti～ I（0），F(xiàn)MOLS估計(jì)的模型（1）為面板協(xié)整關(guān)系。這一結(jié)論還說明，ε^iti～ I（0）意味著模型（1）中的解釋變量的變化有效地解釋了被解釋變量的變化，模型（1）是的適合本文的模型。

2.2.4 面板協(xié)整向量的估計(jì)

在仿真GAUSS程序中用到了FMOLS估計(jì)，產(chǎn)生的估計(jì)結(jié)果即為面板協(xié)整向量的FMOLS估計(jì)結(jié)果，具體結(jié)果見表3。從表3中的FMOLS估計(jì)結(jié)果我們可以得到如下結(jié)論：

（1）各省份的β1i都是小于0的，并且在5%的顯著性水平下都是顯著的。各省份的β3i都大于0并且在5%的顯著性水平下都是顯著的。而且重要的是β1i和β3i各省份之間具有很大的差異性。這一結(jié)果說明我國各省份的農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)與城鄉(xiāng)收入差距之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)增加能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距，但是這個(gè)效應(yīng)在不同的省份之間大小不同。中西部地區(qū)的農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)于城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)要大于東部地區(qū)農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)于城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)。

（2）β3i的數(shù)值相對(duì)與β1i的絕對(duì)值來說較小，表明農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)部分的取決于地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距自身的水平，只是影響力度有限。但是，一個(gè)地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距增大到一定程度后，在交互項(xiàng)的作用下，農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)就會(huì)發(fā)生相反的變化，農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)增加反而會(huì)增加城鄉(xiāng)收入差距。這一實(shí)證結(jié)果在以前的文獻(xiàn)研究中并沒有被學(xué)者注意到。

表3 模型的FMOLS估計(jì)結(jié)果

（3）β2i和β4i反映不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距不同的效應(yīng)。安徽、河南、湖北、四川、山西、吉林、廣西和云南等的β2i和β4i顯著不為零，表明這些地區(qū)的農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的階段性特征。

以上對(duì)面板協(xié)整的實(shí)證分析具體說明了我國農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)縮小城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生促進(jìn)效應(yīng)，這個(gè)效應(yīng)在不同的省份之間大小不同，而且在某些省份體現(xiàn)出了階段性的特點(diǎn)，這是本文的主要結(jié)論。這一結(jié)論我國大部分學(xué)者的理論分析相一致，也比較準(zhǔn)確地刻畫了我國農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)和城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系?；谶@一結(jié)論，從長期看，我國應(yīng)鼓勵(lì)農(nóng)村勞動(dòng)力的合理流動(dòng)，取消限制農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)的不合理政策，這是本文的長期政策建議。另一方面，近兩年我國加大了對(duì)農(nóng)村人口的人力資本投資，提高農(nóng)村勞動(dòng)力收益，增加農(nóng)村勞動(dòng)力的福利保障，免費(fèi)培訓(xùn)農(nóng)村勞動(dòng)力的工作技能以及免除農(nóng)業(yè)稅等政策。因此本文的結(jié)論不僅為上述政策提供了計(jì)量證據(jù)，同時(shí)也表明我國目前所實(shí)現(xiàn)的上述政策體現(xiàn)了科學(xué)發(fā)展觀的要求，體現(xiàn)了科學(xué)性和適時(shí)性。

表4 面板誤差糾正模型（PVECM）的估計(jì)結(jié)果

2.3 面板誤差糾正模型（PVECM）的實(shí)證分析

面板協(xié)整模型的估計(jì)和檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)了我國農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)具有顯著的階段性特征，從格蘭杰的協(xié)整表述定理可知，這種長期穩(wěn)定對(duì)于農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的短期變化應(yīng)該具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文的面板誤差校正模型（2）和（3）的估計(jì)結(jié)果將揭示農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的短期動(dòng)態(tài)調(diào)節(jié)效應(yīng)，這種調(diào)節(jié)效應(yīng)由估計(jì)的Φ1i和Φ2i所刻畫，具體估計(jì)過程有上文的仿真GAUSS程序完成，結(jié)果見表4。

（1）Φ1i＜0進(jìn)一步表明了估計(jì)的模型（1）為面板協(xié)整模型。面板誤差糾正模型（PVECM）的估計(jì)結(jié)果顯示，伴隨著我國農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)與城鄉(xiāng)收入差距的長期穩(wěn)定（協(xié)整）關(guān)系，從短期來看對(duì)縮小城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生抑制效應(yīng)。這一結(jié)果揭示的經(jīng)濟(jì)意義為：現(xiàn)階段我國應(yīng)以更積極的政策促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力的長期合理流動(dòng)，以弱化這種短期抑制效應(yīng)。從地區(qū)層面上看，安徽、河南、四川等中西部省份的抑制效應(yīng)具有統(tǒng)計(jì)顯著性，這意味著這些地區(qū)農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用更為重要，因此應(yīng)注重將促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力的長期流動(dòng)和縮小城鄉(xiāng)收入差距的短期政策相結(jié)合，以縮小城鄉(xiāng)收入差距并弱化抑制效應(yīng)。城鄉(xiāng)收入差距相對(duì)較小的地區(qū)如北京、上海等，這種抑制作用不顯著，這意味著這類地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長主要源于非農(nóng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

從本文的模型和估計(jì)結(jié)果還可以看到我國不同省份具有不同的短期調(diào)節(jié)效應(yīng)特征，經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)和城鄉(xiāng)收入差距較小的省份（如北京、上海等），調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著；而經(jīng)濟(jì)相對(duì)不發(fā)達(dá)和城鄉(xiāng)收入差距較大的省份（如安徽、河南、四川等），其抑制效應(yīng)顯著，這一結(jié)果更加證明了本文模型和估計(jì)結(jié)果的合理性。

（2）Φ2i＞0表明我國農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)與城鄉(xiāng)收入差距的長期穩(wěn)定（協(xié)整）關(guān)系對(duì)促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)具有短期的刺激效應(yīng)，由此可以解釋近幾年我國農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)數(shù)量不斷擴(kuò)大的趨勢(shì)。從地區(qū)層面上看，安徽、河南、四川等省份Φ2i具有統(tǒng)計(jì)顯著性，這意味著這些地區(qū)的上述刺激效應(yīng)更明顯。

3 結(jié)論

本文針對(duì)我國的經(jīng)濟(jì)背景而設(shè)定我國農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)與城鄉(xiāng)收入差距的面板協(xié)整模型，并應(yīng)用FMOLS和GAUSS仿真程序?qū)崿F(xiàn)面板協(xié)整模型的估計(jì)與檢驗(yàn)，由此所產(chǎn)生的結(jié)果顯示了我國城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長的長期關(guān)系，并進(jìn)一步估計(jì)和分析了誤差校正模型。由此產(chǎn)生的主要結(jié)論相互印證，互為補(bǔ)充。本文得到結(jié)論為:

（1）我國農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)與城鄉(xiāng)收入差距之間己經(jīng)形成異質(zhì)（各省不同）長期穩(wěn)定（面板協(xié)整）關(guān)系，特別是這種長期穩(wěn)定關(guān)系由于各省份之間不同的城鄉(xiāng)收入差距水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段具有不同的特征?；诒疚牡慕Y(jié)論，我國近兩年所實(shí)行的提高農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)的政策，具有科學(xué)性、適時(shí)性和長期性，體現(xiàn)了科學(xué)發(fā)展觀的內(nèi)在要求。

（2）由面板協(xié)整所表現(xiàn)出的面板誤差校正模型的估計(jì)結(jié)果可知，我國農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)與城鄉(xiāng)收入差距的長期穩(wěn)定關(guān)系對(duì)短期縮小城鄉(xiāng)收入差距具有抑制作用，對(duì)短期農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)的擴(kuò)大具有刺激效應(yīng)。因此，為落實(shí)科學(xué)發(fā)展觀的要求，我國應(yīng)注重將縮小城鄉(xiāng)收入差距的長期和短期的政策相結(jié)合，長期內(nèi)應(yīng)以提高農(nóng)村人力資本為重點(diǎn)，短期內(nèi)應(yīng)著力提高農(nóng)民收入，以此抑制和縮小城鄉(xiāng)收入差距，以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

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