■ 劉 慧 博士（蘇州工業(yè)職業(yè)技術(shù)學院經(jīng)貿(mào)管理系 江蘇蘇州 215104）

問題的提出

居民收入差距尤其是城鄉(xiāng)居民收入差距擴大是我國近年來經(jīng)濟運行中存在的突出問題，影響著社會公平和穩(wěn)定和諧。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律的客觀要求，城市化是社會發(fā)展的趨勢，研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化與城鄉(xiāng)收入差距之間的動態(tài)關(guān)系就顯得尤為重要。

關(guān)于城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響，學者們主要有三種不同的觀點：林毅夫等（2003）、陳迅等（2007）、程開明等（2007）利用面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)城市化的程度對城鄉(xiāng)收入差距存在正的影響；陸銘等（2004）利用省級面板數(shù)據(jù)、姚耀軍（2005）基于VAR模型、曹裕等（2010）運用面板協(xié)整模型研究發(fā)現(xiàn)城市化進程對縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用顯著；莫亞琳等（2011）運用動態(tài)面板GMM模型研究表明城市化進程對城鄉(xiāng)收入差距的影響將呈現(xiàn)出先惡化后改善的倒“U”關(guān)系。關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系問題，蘇雪串（2002）認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級是影響收入分配的重要因素；馬正兵（2008）、蔣智華（2010）研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和優(yōu)化是彌合區(qū)域收入差距的重要途徑；史云鵬等（2012）基于固定效應面板數(shù)據(jù)模型研究發(fā)現(xiàn)第二、三產(chǎn)業(yè)之和與第二產(chǎn)業(yè)自身的發(fā)展同城鄉(xiāng)收入差距間的關(guān)系均符合庫茲涅茨假說；李小玉等（2011）基于面板數(shù)據(jù)研究表明中部地區(qū)第二、第三產(chǎn)業(yè)比重的增加會促進城鄉(xiāng)收入差距縮小。

由上述分析可知，國內(nèi)學者們對城市化與城鄉(xiāng)收入差距兩者的關(guān)系研究較為豐富，而對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系研究比較薄弱，且采用的方法以線性回歸分析為主；已有研究基本上都是基于全國的宏觀視角，區(qū)域研究并不充分。本文在已有研究的基礎(chǔ)上，基于江蘇省的時間數(shù)列數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建向量自回歸（VAR）模型來研究江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和城市化對城鄉(xiāng)收入差距的動態(tài)影響。

研究方法與變量選取

（一）方法闡述

本文試圖從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和城市化等方面來對江蘇省城鄉(xiāng)收入差距的變動進行研究，以第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)比重和城市化水平作為內(nèi)生變量，將影響城鄉(xiāng)收入差距的其他諸多因素作為隨機項，建立向量自回歸（VAR）模型，并且在VAR模型的基礎(chǔ)上通過Johansen協(xié)整檢驗、Granger因果檢驗、脈沖響應函數(shù)和方差分解，以及運用向量誤差修正（VEC）模型，來考察和分析城鄉(xiāng)收入差距和其他四個因素間的長期均衡、短期動態(tài)及因果關(guān)系。

（二）指標選取及數(shù)據(jù)來源

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比重（IS）是指國民經(jīng)濟各產(chǎn)業(yè)部門之間以及各產(chǎn)業(yè)部門內(nèi)部的構(gòu)成的變化，一般采用三次產(chǎn)業(yè)比重來衡量，本文分別以IS1、IS2、IS3分別表示第一、第二和第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重。城市化水平（UR）采用城鎮(zhèn)人口占常住總?cè)丝诘谋戎貋砗饬?，該方法得到多?shù)學者的認同，并且數(shù)據(jù)也容易從統(tǒng)計年鑒中獲得。城鄉(xiāng)收入差距（IG）的衡量指標有多種，本文采用多數(shù)學者的研究方法，利用城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入與農(nóng)村居民家庭人均純收入之比來度量城鄉(xiāng)收入差距。

本文所有數(shù)據(jù)均來源于各年的《江蘇省統(tǒng)計年鑒》，時間跨度為1978-2011年，筆者通過對各年的數(shù)據(jù)進行計算得到各產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比重、城市化水平和城鄉(xiāng)收入差距。為了消除異方差和指數(shù)化趨勢，對納入模型的相關(guān)變量均進行了取對數(shù)處理，分別記為lnIG、lnIS1、lnIS2、lnIS3。本文計量分析均采用EViews7.0軟件進行。

基于江蘇省的實證分析

（一）變量的平穩(wěn)性檢驗

在建立VAR模型之前，首先必須進行變量的平穩(wěn)性檢驗，如果變量是平穩(wěn)的，則直接建立VAR模型，如果變量是不平穩(wěn)的，則要進行協(xié)整檢驗。表1是采用ADF檢驗方法對lnIS1、lnIS2、lnIS3、lnUR和lnIG進行單位根檢驗的結(jié)果，可見在給定10%的顯著性水平下變量lnIS1、lnIS2、lnIS3、lnUR和lnIG都是非平穩(wěn)序列，而各個變量的一階差分在1%的顯著性水平下都是平穩(wěn)序列。

表1 變量的ADF檢驗結(jié)果

表2 VAR 模型滯后階數(shù)選擇

表3 各變量之間協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果

表5 城鄉(xiāng)收入差距的方差分解表

表4 各組變量的Granger檢驗結(jié)果

圖1 lnIG對自身信息的響應

圖2 lnIG對lnIS1信息的響應

（二）Johansen協(xié)整檢驗

根據(jù)平穩(wěn)性檢驗結(jié)果，lnIS1、lnIS2、lnIS3、lnUR和lnIG各變量都是一階單整的，符合協(xié)整檢驗的前提條件。本文選擇Johanson 檢驗方法，對變量進行協(xié)整檢驗。首先利用AIC、SC信息準則選擇協(xié)整的最優(yōu)滯后階數(shù)，反復試驗后確定最優(yōu)滯后階為2階（見表2）。基于該最優(yōu)滯后期，可以進行Johansen協(xié)整檢驗。表3的檢驗結(jié)果表明：在給定5%顯著性水平下，跡檢驗和最大特征根檢驗的結(jié)果剛好一致，均接受至少存在兩個協(xié)整方程的原假設(shè)，表明lnIG、lnIS1、lnIS2、lnIS3和lnUR五個變量序列之間至少存在2個協(xié)整關(guān)系，反映了變量之間存在長期的均衡關(guān)系。估計出經(jīng)過標準化的協(xié)整關(guān)系式如下：

上式所示協(xié)整系數(shù)下方括號內(nèi)的數(shù)字為漸進標準誤，表明各變量在協(xié)整關(guān)系中顯著。對lnIG進行ADF檢驗，結(jié)果表明它是一個平穩(wěn)序列。由協(xié)整方程式可知，從長期來看，第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)比重以及城市化水平與城鄉(xiāng)收入之間呈負相關(guān)，第三產(chǎn)業(yè)比重與城鄉(xiāng)收入差距呈正相關(guān)。從彈性系數(shù)來看，第一產(chǎn)業(yè)比重每增加1%，lnIG將減少-0.748%；第二產(chǎn)業(yè)比重每增加1%，lnIG將減少-1.078%；第三產(chǎn)業(yè)比重每增加1%，lnIG將增加0.124%；城市化水平每增加1%，lnIG將減少0.527%。

（三）Granger因果檢驗

為了進一步驗證產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化和城鄉(xiāng)收入差距之間是否構(gòu)成因果關(guān)系，需要利用格蘭杰因果關(guān)系檢驗作進一步的驗證。由表4可知，在給定10%的置信水平下，三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化率和城市化水平的變化率都是城鄉(xiāng)收入差距變化的格蘭杰原因。這說明，對江蘇省而言，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和城市化是城鄉(xiāng)收入差距變動的重要原因，從另一個側(cè)面也說明本文采用這些變量進行實證分析的合理性。

（四）脈沖響應函數(shù)和方差分解

利用脈沖響應函數(shù)可以分析VAR模型中每個內(nèi)生變量對它自身及其他內(nèi)生變量的擾動所做的反應，從而了解VAR模型的動態(tài)特征。圖1至圖5顯示城鄉(xiāng)收入差距對各變量的一個標準差信息的脈沖響應?？梢钥闯觯旱谝唬青l(xiāng)收入差距對自身影響在前4期具有強烈的拉動作用，即前期的收入差距大于下一時期的收入差距，第2期達到最大值后拉動效應快速減弱，第5期后變?yōu)樨?，即對城鄉(xiāng)收入差距具有縮減效應，到第6期達到最大負效應后逐漸上升并趨于穩(wěn)定。第二，第一產(chǎn)業(yè)有助于收入差距擴大問題的解決，但隨著滯后期的延長，城鄉(xiāng)收入差距縮減效應逐漸減弱，第6期后趨于穩(wěn)定，呈現(xiàn)微弱的縮減效應；第二產(chǎn)業(yè)對城鄉(xiāng)收入差距也具有縮減作用，第4期出現(xiàn)最大值縮減效應后逐漸減弱，第7期后縮減效應趨于零；第三產(chǎn)業(yè)在初期縮減了城鄉(xiāng)收入差距，第4期后出現(xiàn)拉動作用，并逐漸趨于穩(wěn)定。第三，城市化對城鄉(xiāng)收入差距的作用與第三產(chǎn)業(yè)比重相似，即在初期降低了城鄉(xiāng)收入差距，第5期后出現(xiàn)拉動作用，并逐漸穩(wěn)定。

根據(jù)VAR模型進行方差分解，可以分析各個結(jié)構(gòu)沖擊對城鄉(xiāng)收入差距增長變化（通常用方差來度量）的貢獻度，以進一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。表5顯示：長期來看城鄉(xiāng)收入差距的方差主要由自身擾動所解釋，但解釋力度隨滯后期的延長逐漸變?nèi)?，?0期維持在60.6%以上；第一產(chǎn)業(yè)對城鄉(xiāng)收入差距的貢獻率從第三期起長期維持在3.3%左右；第二產(chǎn)業(yè)增長率的貢獻度從第3期開始上升后長期穩(wěn)定在11%以上，第三產(chǎn)業(yè)和城市化對城鄉(xiāng)收入差距的貢獻度隨滯后期延長逐漸增強，且城市化的貢獻水平高于第三產(chǎn)業(yè)。

（五）向量誤差修正（VEC）模型

由于各變量均為 I（1）序列，且存在協(xié)整關(guān)系，根據(jù) Engle、Granger（1987）提出的Granger 定理，可建立誤差修正模型?；谡`差修正模型，可以進一步了解這些變量之間的短期動態(tài)關(guān)系。本文建立的向量誤差修正模型如下：

圖3 lnIG對lnIS2信息的響應

圖4 lnIG對lnIS3信息的響應

圖5 lnIG對lnUR信息的響應

上述VEC 模型反映了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化與城鄉(xiāng)收入差距變量之間的短期波動關(guān)系。模型中誤差修正系數(shù)是表示誤差修正項對城鄉(xiāng)收入差距的調(diào)整速度，其系數(shù)是負數(shù)，說明誤差修正機制是一個負反饋過程；并且系數(shù)通過顯著性檢驗，表明城鄉(xiāng)收入差距在短期具有向長期均衡水平調(diào)整的動態(tài)調(diào)節(jié)機制。當短期波動偏離長期均衡時，將以1.026單位的修正速度進行調(diào)整，以保證產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化與城鄉(xiāng)收入差距變量回到長期均衡狀態(tài)。從模型的系數(shù)可以看出，滯后一期與二期的第一產(chǎn)業(yè)比重對城鄉(xiāng)收入差距的彈性系數(shù)分別是-0.03和-0.27，總效應為負；滯后一期和滯后二期的第二產(chǎn)業(yè)比重對城鄉(xiāng)收入差距的彈性系數(shù)分別是0.23和1.61，總效應為正；滯后一期和滯后二期的第三產(chǎn)業(yè)比重對城鄉(xiāng)收入差距影響的彈性系數(shù)分別是-0.45和-0.09，總效應為負；滯后一期和滯后二期的城市化率對城鄉(xiāng)收入差距影響的彈性系數(shù)分別是0.32和0.79，總效應為正。由此可見，在短期第二產(chǎn)業(yè)比重和城市化率對城鄉(xiāng)收入差距的貢獻更為顯著。另外，模型的AIC和SC值分別為-20.56和 -17.55，都很小，說明VEC模型的整體效果良好。

結(jié)論和建議

（一）結(jié)論

通過對江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化對城鄉(xiāng)收入差距影響的計量檢驗，可以得到如下結(jié)論：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化與城鄉(xiāng)收入差距三個經(jīng)濟變量之間存在著長期的均衡關(guān)系；Grange 因果關(guān)系檢驗顯示，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和城市化水平的變化是引起江蘇省城鄉(xiāng)收入差距變化的主要原因；脈沖響應分析說明，第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化短期內(nèi)有助于城鄉(xiāng)收入差距的縮減，第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和城市化水平長期內(nèi)使城鄉(xiāng)收入差距問題趨于惡化，但效應較??；方差分解結(jié)果表明，城鄉(xiāng)收入差距的方差主要由自身擾動所解釋，城市化的貢獻水平高于第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，第一產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的貢獻水平最低；VEC模型顯示短期來看第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化以及城市化率對城鄉(xiāng)收入差距的貢獻更為顯著。

（二）建議

綜合實證分析得出的結(jié)論，針對江蘇省城鄉(xiāng)收入差距現(xiàn)狀，本文提出以下的政策建議以促進江蘇省城鄉(xiāng)區(qū)域間的協(xié)調(diào)發(fā)展。

一是要以發(fā)展小城鎮(zhèn)為抓手，進一步有序推進城市化進程?？焖俪鞘谢m然短期內(nèi)能挖掘經(jīng)濟增長的巨大潛能，但卻會出現(xiàn)資源配置失衡和分配不公等現(xiàn)象導致城鄉(xiāng)收入差距的不斷拉大。江蘇省在推進城市化的過程中應該重點發(fā)展小城鎮(zhèn)，采取各種措施增加對小城鎮(zhèn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投資，增加對小城鎮(zhèn)居民生產(chǎn)和消費的信貸，改革和完善小城鎮(zhèn)的管理體制和機制。通過大城市反哺周圍小城鎮(zhèn)，把大城市的經(jīng)濟勢能輻射到這些地區(qū)，增加農(nóng)民收入，縮小城鄉(xiāng)收入的差距。

二是發(fā)展農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、創(chuàng)新農(nóng)村金融服務(wù)。目前江蘇省應依托科技進步和技術(shù)創(chuàng)新，以高附加值的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)項目為導向，通過股份合作、家庭農(nóng)場、專業(yè)合作等多種形式發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，走精細化和產(chǎn)業(yè)化的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)道路。同時應積極發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，發(fā)揮其對農(nóng)村勞動力的吸納作用。政府應通過引導民間金融的合理健康運行、深化農(nóng)村信用合作社改革、探索建立形式多樣的農(nóng)村保險機構(gòu)等形式創(chuàng)新農(nóng)村的金融體制，為“三農(nóng)”發(fā)展提供更廣闊的空間，增加提高農(nóng)民收入的渠道，不斷縮小城鄉(xiāng)收入差距。

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