歐陽(yáng)志剛

（華東交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江西 南昌330013）

1 引言

2010年中國(guó)人均GDP超過(guò)4 000美元，真正進(jìn)入了國(guó)際社會(huì)公認(rèn)的中等收入階段，但該階段同時(shí)也是社會(huì)經(jīng)濟(jì)矛盾集中以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展重要的轉(zhuǎn)折時(shí)期。國(guó)際經(jīng)驗(yàn)表明：在這個(gè)重要的轉(zhuǎn)折時(shí)期，如果不能恰當(dāng)?shù)靥幚斫?jīng)濟(jì)社會(huì)中的各種矛盾和實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型，經(jīng)濟(jì)發(fā)展可能出現(xiàn)反復(fù)震蕩，甚至倒退的局面。一些拉美發(fā)展中國(guó)家正是在這一階段由于自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展的難以克服的矛盾，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)回落或長(zhǎng)期停滯，陷入所謂“中等收入陷阱”。中國(guó)能否成功跨越“中等收入陷阱”，實(shí)現(xiàn)由生存型社會(huì)向發(fā)展型社會(huì)轉(zhuǎn)變，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)由數(shù)量型增長(zhǎng)向質(zhì)量型增長(zhǎng)的轉(zhuǎn)變，其關(guān)鍵的問(wèn)題就是要統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展一體化，阻止當(dāng)前城鄉(xiāng)收入差距的繼續(xù)擴(kuò)大。由此而提出的問(wèn)題是：如何揭示城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)？出于對(duì)上述問(wèn)題的研究動(dòng)機(jī)，本文針對(duì)中國(guó)的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型與城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)變化的背景，設(shè)定協(xié)整向量和調(diào)節(jié)系數(shù)都為非線性的閾值協(xié)整模型，基于模型的估計(jì)結(jié)果回答上述問(wèn)題。

近年來(lái)，收入差距的持續(xù)擴(kuò)大一直是中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的重要難題，而城鄉(xiāng)收入差距不僅是中國(guó)收入差距中的重要組成部分［1］，也是能否實(shí)現(xiàn)中國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的關(guān)鍵所在。許多學(xué)者從不同的角度解析了中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距變化的原因。蔡昉［2］指出，中國(guó)政府重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略和由此衍生的一整套政府干預(yù)政策是中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的主要原因。林光彬［3］認(rèn)為中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的根本原因是社會(huì)等級(jí)秩序格局、失衡的財(cái)富與收入分配格局、資源的流動(dòng)性障礙格局與市場(chǎng)等級(jí)化格局等一系列社會(huì)安排的相互作用，國(guó)家在調(diào)控城鄉(xiāng)差距的政策發(fā)生錯(cuò)位與缺位，進(jìn)一步加快了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。任太增，王現(xiàn)林［4］的研究表明，中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的真正原因是權(quán)力的不平等。陳斌開(kāi)，林毅夫［5］分析了政府重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略對(duì)城市化和城鄉(xiāng)工資差距的影響，發(fā)現(xiàn)落后國(guó)家推行重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略將導(dǎo)致更低的城市化水平和更高的城鄉(xiāng)工資差距。除了上述理論探討外，在實(shí)證研究方面：李實(shí)（1999）［6］發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村勞動(dòng)力向外流動(dòng)減少了農(nóng)村剩余勞動(dòng)力，提高了其他勞動(dòng)力的勞動(dòng)生產(chǎn)率，從而有助于提高農(nóng)村居民的收入。郭劍雄［7］將人力資本、生育率以及二者的互動(dòng)影響作為分析中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的基本變量，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村地區(qū)的高生育率和低人力資本積累率是農(nóng)民收入增長(zhǎng)困難的根本原因。陸銘，陳釗［8］基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的估計(jì)結(jié)果顯示，城市化對(duì)降低城鄉(xiāng)收入差距有顯著的作用。張立軍，湛泳［9］分析了農(nóng)村金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村資金的不斷外流和非正規(guī)金融的不規(guī)范發(fā)展，加劇了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。孫永強(qiáng)等［10］的研究表明，長(zhǎng)期內(nèi)金融發(fā)展和對(duì)外開(kāi)放均顯著擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民收入差距，且金融發(fā)展的影響大于對(duì)外開(kāi)放的影響。葉志強(qiáng)等［11］發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展顯著擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民的收入差距，金融發(fā)展與農(nóng)村居民收入負(fù)相關(guān)。

國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)僅有歐陽(yáng)志剛［12］研究了城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，但僅著重考察城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的地區(qū)效應(yīng)不同，本文著重考察城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的長(zhǎng)期效應(yīng)和短期效應(yīng)，特別是考察不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，長(zhǎng)期效應(yīng)和短期效應(yīng)的非線性特征。

2 城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距效應(yīng)的模型設(shè)定

2.1 城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化與城鄉(xiāng)收入差距的度量

中國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化包含商品市場(chǎng)一體化和要素市場(chǎng)一體化。要素市場(chǎng)一體化的進(jìn)程難以直接度量，商品市場(chǎng)一體化的度量雖有不同方法，但基于一價(jià)定律的度量方法相對(duì)較好（桂琦寒等，2006）［13］。所謂一價(jià)定律是指在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)下，如果不考慮運(yùn)輸成本、貿(mào)易壁壘和信息成本，商品套利機(jī)制將導(dǎo)致同種商品在不同國(guó)家通過(guò)匯率折算的價(jià)格相等。將一價(jià)定律運(yùn)用在國(guó)內(nèi)市場(chǎng)上，表現(xiàn)為國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的分割使同種商品在不同地區(qū)出現(xiàn)不同價(jià)格，但是市場(chǎng)的力量將使商品市場(chǎng)趨向整合，商品價(jià)格將趨同；因此，如果中國(guó)城鄉(xiāng)商品市場(chǎng)趨向整合，城鄉(xiāng)商品價(jià)格將趨于相等。本文基于一價(jià)定律度量中國(guó)城鄉(xiāng)商品市場(chǎng)一體化，以城鄉(xiāng)商品市場(chǎng)一體化近似代替城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化。以p1t表示1977年為基期城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，p2t表示對(duì)應(yīng)的農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。根據(jù)一價(jià)定律，城鄉(xiāng)商品市場(chǎng)價(jià)格趨同的度量為pt=ln(p1t/p2t)。容易看出，pt值越小表示城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化程度越高，特別是若pt約為零，表示城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)完全一體化。1978—2013年pt的計(jì)算結(jié)果見(jiàn)圖1①1985年后的數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局沒(méi)有報(bào)告1985年前的農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，因此我們無(wú)法得到1985年前的城鄉(xiāng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)趨同的數(shù)據(jù)。圖1中1978—1984年的數(shù)據(jù)是使用城鄉(xiāng)商品零售價(jià)格指數(shù)計(jì)算得到。數(shù)據(jù)來(lái)自CEIC，作者計(jì)算。。

圖1 城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化與城鄉(xiāng)收入差距的度量結(jié)果Fig.1 The measurement results of urban-rural integration and urban-rural income disparity

從城鄉(xiāng)價(jià)格趨同（經(jīng)濟(jì)一體化）的運(yùn)行態(tài)勢(shì)看，上世紀(jì)90年代后期至本世紀(jì)初是中國(guó)城鄉(xiāng)價(jià)格趨同與分離演化的轉(zhuǎn)折時(shí)期。改革開(kāi)放至上世紀(jì)90年代后期，城鄉(xiāng)價(jià)格分離呈逐步擴(kuò)大趨勢(shì)，本世紀(jì)以來(lái)城鄉(xiāng)價(jià)格呈逐步趨同趨勢(shì)。這就意味著上世紀(jì)90年代后期以前中國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化分割程度在逐步拉大，2000年后城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)逐步趨向一體化。中國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程形成上述特征的主要原因如下：中國(guó)的經(jīng)濟(jì)體制改革雖然自農(nóng)村開(kāi)始，但改革的重點(diǎn)很快轉(zhuǎn)向城市，并且在隨后的相當(dāng)長(zhǎng)一段時(shí)期內(nèi)忽視了對(duì)農(nóng)村的改革。這就直接導(dǎo)致了到上世紀(jì)末期，中國(guó)城市已初步建立較為完善的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)和現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)，而在農(nóng)村地區(qū)還仍然處于較為原始的自然經(jīng)濟(jì)狀態(tài)。這種城市偏向的發(fā)展政策使社會(huì)資源不合理地流入城市居民所在地區(qū)，加深了城、鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差距，也使得城市居民獲得的市場(chǎng)機(jī)會(huì)更多、市場(chǎng)能力更強(qiáng)，獲得的收入也越高，與此同時(shí)，改革早期典型的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和二元體制，在城鄉(xiāng)之間形成了資金、商品、技術(shù)、勞動(dòng)力進(jìn)入壁壘，這在很大程度上阻礙了生產(chǎn)要素和商品在城鄉(xiāng)之間的流動(dòng)。正是城市化、工業(yè)化的偏向政策與城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的阻礙，共同導(dǎo)致了改革初期至上世紀(jì)末期城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)分割程度的逐步加深。在上世紀(jì)90年代中期以后，由于農(nóng)民收入增長(zhǎng)遲緩，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后，“三農(nóng)”問(wèn)題成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展的“瓶頸”，中央政府開(kāi)始致力于探討并實(shí)施解決中國(guó)“三農(nóng)”問(wèn)題的政策與措施。特別是本世紀(jì)初以來(lái)，中國(guó)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和二元體制得到顯著改善，城鄉(xiāng)戶(hù)籍制度得到放松，由此形成的阻礙城鄉(xiāng)要素、商品流動(dòng)的“壁壘”明顯削弱，再加上近年來(lái)中國(guó)政府著力推進(jìn)的以城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展為目標(biāo)的城鄉(xiāng)一體化政策逐步取得顯著成效，城鄉(xiāng)商品流通的運(yùn)輸成本和信息成本得到顯著降低；因此，從本世紀(jì)開(kāi)始，中國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化程度逐步深化。上述對(duì)度量結(jié)果的分析說(shuō)明，基于城鄉(xiāng)價(jià)格趨同的方法適合近似度量中國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化。

現(xiàn)有文獻(xiàn)中，度量城鄉(xiāng)收入差距常用2種方法：城、鄉(xiāng)居民收入比和泰爾指數(shù)（Iteil）。王少平，歐陽(yáng)志剛［14］認(rèn)為泰爾指數(shù)不僅反映城鄉(xiāng)居民的收入比，而且還揭示了城鄉(xiāng)人口的變化，因此，相對(duì)而言泰爾指數(shù)更適合度量中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距。泰爾指數(shù)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)；rjt表示t時(shí)期城鎮(zhèn)或農(nóng)村人口數(shù)量；rt表示t時(shí)期的總?cè)丝?；sjt表示城鎮(zhèn)或農(nóng)村的總收入（用相應(yīng)的人口和人均收入之積表示）；st表示t時(shí)期的總收入①有關(guān)計(jì)算收入差距的原始差距來(lái)自于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《新中國(guó)50周年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，下文若未加特別說(shuō)明，所使用的數(shù)據(jù)來(lái)源與此相同。。泰爾指數(shù)計(jì)算結(jié)果見(jiàn)圖1，為便于比較，圖1中同時(shí)給出了城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比（srb）數(shù)據(jù)。從泰爾指數(shù)的整體變化軌跡看，本世紀(jì)以前Iteil雖有較大幅度的波動(dòng)，但整體呈現(xiàn)較快速度的遞增趨勢(shì)，本世紀(jì)開(kāi)始，泰爾指數(shù)雖然仍保持上升趨勢(shì)，但上升的速度明顯小于以前的平均上升速度②這一點(diǎn)在srb曲線中也可以看出。。由于城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化的度量曲線也大約在2000年前后呈先升后降的變化特征，由此是否意味著早期的城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)分割刺激了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大，現(xiàn)階段城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化的進(jìn)程阻滯城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大？針對(duì)于上述經(jīng)濟(jì)背景和數(shù)據(jù)特征，本文將使用非線性閾值協(xié)整模型進(jìn)行研究。

2.2 城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距效應(yīng)的非線性閾值協(xié)整模型

發(fā)展中國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)表明，人均GDP 達(dá)到1 000～3 000美元是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的轉(zhuǎn)型時(shí)期，伴隨著經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，一些社會(huì)矛盾如失業(yè)、貧困以及城鄉(xiāng)差距開(kāi)始凸顯出來(lái)；因此，經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期必然涉及到與社會(huì)經(jīng)濟(jì)相關(guān)的政策、制度的重新設(shè)計(jì)和安排。中國(guó)進(jìn)入經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期正好處于上世紀(jì)90年代后期與本世紀(jì)初，這一時(shí)期中國(guó)政府推出了一系列新的收入分配政策，注重解決“三農(nóng)”問(wèn)題，積極推進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展，強(qiáng)調(diào)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整。與之相伴隨的是，這一時(shí)期城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)開(kāi)始由分割轉(zhuǎn)向逐步融合，城鄉(xiāng)收入差距由快速提高轉(zhuǎn)向緩慢上升并基本穩(wěn)定。上述事實(shí)意味著，轉(zhuǎn)型期的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和相關(guān)經(jīng)濟(jì)體制的變化，可能改變了城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)。為揭示這種效應(yīng)，本文模型設(shè)定如下

式中：qt-d為人均GDP，是反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的閾值變量；d為發(fā)生機(jī)制轉(zhuǎn)移的位置參數(shù)，用于確定機(jī)制轉(zhuǎn)移發(fā)生的位置；γ為閾值。模型（2）揭示了城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的變化而具有非線性閾值效應(yīng)。特別地，若γ位于1 000～3 000美元之間，則表明這種效應(yīng)的非線性轉(zhuǎn)換發(fā)生于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期。另一方面，從現(xiàn)有實(shí)證文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，影響中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的其余它主要因素為城市化、金融發(fā)展程度、對(duì)外開(kāi)放程度等。本文參考陸銘，陳釗［8］，孫永強(qiáng)，萬(wàn)玉琳［10］等的研究，模型（2）中控制變量分別選擇對(duì)外開(kāi)放度（kf）、城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資比（tzb）和農(nóng)村金融發(fā)展（jr）①由于本文在城鄉(xiāng)收入差距泰爾指數(shù)的計(jì)算過(guò)程中，使用了城鄉(xiāng)人口比，在一定程度上反映了城市化，因此，模型(2)的控制變量中沒(méi)有加入城市化變量。引入農(nóng)村金融發(fā)展和對(duì)外開(kāi)放度為控制變量的原因見(jiàn)相關(guān)參考文獻(xiàn)，不贅述。引入城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資比為控制變量是為了反映城市偏向政策對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。后文的實(shí)證研究中農(nóng)村金融發(fā)展數(shù)據(jù)的定義與來(lái)源參照王修華，邱兆祥(2011)［18］。。進(jìn)一步地，如果模型（2）的變量均服從I(1)單位根過(guò)程，且殘差ut～I(xiàn)(0)，則模型（2）為閾值協(xié)整模型，它揭示了模型（2）中各變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。由格蘭杰表述定理，協(xié)整殘差ut將向協(xié)整系統(tǒng)短期回復(fù)，ut的短期回復(fù)必然通過(guò)協(xié)整關(guān)系對(duì)模型（2）各變量的短期變化產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應(yīng)。向量誤差校正模型（VECM）正是用來(lái)刻畫(huà)ut向均衡的回復(fù)及其對(duì)模型（2）各變量的短期調(diào)節(jié)效應(yīng)。由于模型（2）為兩機(jī)制閾值協(xié)整模型，這就意味著不同機(jī)制中的協(xié)整殘差分別向各自機(jī)制的長(zhǎng)期均衡關(guān)系回復(fù)，因此，根據(jù)歐陽(yáng)志剛［15］的推導(dǎo)，模型（2）對(duì)應(yīng)的向量誤差校正模型（TVECM）可表述為

式中：yt=(teilt,pt,kft,tzbt,jrt)′；B1,B2為誤差調(diào)節(jié)系數(shù)矩陣；A1,A2為模型（2）所表述的協(xié)整向量矩陣。B1,B2分別反映在不同機(jī)制下模型（2）中的長(zhǎng)期穩(wěn)定（協(xié)整）關(guān)系對(duì)城鄉(xiāng)收入差距、城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化的短期變化所產(chǎn)生的非線性調(diào)節(jié)效應(yīng)。

3 非線性閾值協(xié)整模型的估計(jì)與檢驗(yàn)

本文模型（2），（3）是協(xié)整向量和調(diào)節(jié)參數(shù)都為非線性的兩機(jī)制閾值協(xié)整模型，其估計(jì)和檢驗(yàn)的步驟如下：①使用通常的ADF 或PP 方法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）中的變量是否為I（1）過(guò)程，若是，使用Gonzalo，Pitarakis（2006）［16］的方法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）的協(xié)整向量是否存在非線性；②使用Choi，Saikkonen［17］的方法檢驗(yàn)是否存在協(xié)整關(guān)系；③使用非線性最小二乘法估計(jì)模型（2），并獲得閾值γ和位置參數(shù)d的估計(jì)。④根據(jù)歐陽(yáng)志剛［15］，模型（3）的閾值參數(shù)和機(jī)制轉(zhuǎn)移位置由模型（2）確定。因此，在qt-d和γ已知的條件下，使用Hansen，Seo［16］的方法估計(jì)模型（3）。

3.1 閾值效應(yīng)與協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)

本文首先使用ADF檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)模型（2）的變量都是I（1）過(guò)程。定義β=(β0,β1,λ1,λ2,λ3)′。沒(méi)有閾值效應(yīng)的原假設(shè)為β=0 ，非線性閾值效應(yīng)的備選假設(shè)為β≠0 。為表述方便，令Xt=(1,pt,kft,tzbt,jrt) ，Zt=(1,pt,kft,tzbt,jrt)I(.)，M=I-X(X′X)-1X′。Gonzalo，Pitarakis（2006）［17］提出閾值效應(yīng)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為

式中：Γ 為參數(shù)γ,d可能的取值區(qū)間；為原假設(shè)下模型（2）估計(jì)的殘差方差。由于閾值γ是刻畫(huà)中國(guó)的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型以及相應(yīng)的制度變化，因此對(duì)照前述的實(shí)際數(shù)據(jù)特征和中國(guó)的經(jīng)濟(jì)背景，選擇人均GDP 的5 000～13 000 元為其可能區(qū)間。參照現(xiàn)有多數(shù)文獻(xiàn)，參數(shù)d的可能區(qū)間為-3～0，由此構(gòu)成γ,d的二維搜索區(qū)間。使用本文樣本數(shù)據(jù)，計(jì)算得到的SupLM=100.5，該值遠(yuǎn)大于Gonzalo，Pitarakis（2006）［17］所提供的不同數(shù)據(jù)生成過(guò)程下的5%顯著性水平所對(duì)應(yīng)的臨界值①不同數(shù)據(jù)生成過(guò)程下，Gonzalo,Pitarakis(2006)［17］的5%顯著性水平的臨界值在12左右。，也大于Andrews［20］所給出的相同極限分布的1%顯著性水平的臨界值；因此，可以拒絕不存在閾值效應(yīng)的原假設(shè)，說(shuō)明城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響具有閾值效應(yīng)。基于此，本文還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）的協(xié)整關(guān)系是否成立。Choi，Saikkonen［18］提出了對(duì)模型（2）的協(xié)整檢驗(yàn)方法。基本思想是，若模型（2）的殘差平穩(wěn)，則模型（2）即為閾值協(xié)整關(guān)系。閾值協(xié)整的原假設(shè)H10:～I(xiàn)(0)，不存在閾值協(xié)整的備擇假設(shè)H11：～I(xiàn)(1)。Choi，Saikkonen［18］建議選擇模型（2）的部分殘差，由此得到的KPSS檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的極限分布不依賴(lài)未知參數(shù)，即

式中：為模型（2）中u的長(zhǎng)期方差ωu2的一致估計(jì)；b為所選擇的部分殘差樣本容量；i為部分殘差的起始點(diǎn)（i，b的選取見(jiàn)下文）；w(s)為標(biāo)準(zhǔn)布朗運(yùn)動(dòng)。使用部分殘差計(jì)算的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量雖不含未知參數(shù)，相對(duì)于使用全部殘差，其檢驗(yàn)的勢(shì)可能降低。為提高檢驗(yàn)勢(shì)，對(duì)上述不同的b和i，從中選取最大的KPSS 統(tǒng)計(jì)量

式中H為部分殘差的容量b固定時(shí)，需計(jì)算統(tǒng)計(jì)量的次數(shù)，的計(jì)算步驟如下。

第1步：給定部分殘差的容量b，確定H。

1）令H=[T/b]*，[T/b]*表示大于或等于T b的最小整數(shù)，T為樣本數(shù)量。

2）記i1,...,iH分別表示H個(gè)容量為b的部分殘差樣本的起始點(diǎn)，并令i1=1,i2=T-b+1 ，i3=b+1,i4=T-2b+1,...。這樣設(shè)定，可以確保所有的殘差都可以分別被用來(lái)計(jì)算，而又使得計(jì)算次數(shù)H最小②這里的H實(shí)質(zhì)上是將全部殘差分為H個(gè)長(zhǎng)度為b的子樣本,因此H的確定是分劃樣本,使所有樣本點(diǎn)落入不同的子樣本區(qū)間中且子樣本的個(gè)數(shù)最小。。

第2步：確定部分殘差的容量b。

1）殘差容量b應(yīng)是在其可能的區(qū)間［bsmall，bbig］進(jìn)行選擇。具體做法是，從bi=bsmall至bbig，分別計(jì)算相應(yīng)的。由于本文樣本為36，因此，選擇bsmall=17，bbig=29。

2）對(duì)每一個(gè)bi（i=small+m,...,big-m），計(jì)算統(tǒng)計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)差，本文設(shè)定m=2。

3）最小標(biāo)準(zhǔn)差所對(duì)應(yīng)的bi即為要選擇的部分殘差容量b，而其相對(duì)應(yīng)的H即為對(duì)殘差劃分子樣本的個(gè)數(shù)。

根據(jù)上述計(jì)算方法，利用中國(guó)樣本期內(nèi)數(shù)據(jù)對(duì)模型（2）做NLS，并基于估計(jì)的殘差計(jì)算統(tǒng)計(jì)量值。若該統(tǒng)計(jì)值小于其分布對(duì)應(yīng)的臨界值，則不拒絕原假設(shè)，模型（2）即為閾值協(xié)整模型。進(jìn)一步，從（6）式可以看出，應(yīng)用進(jìn)行閾值協(xié)整檢驗(yàn)，必須計(jì)算其分布的臨界值。我們通過(guò)Monte Carlo仿真試驗(yàn)來(lái)計(jì)算它的精確臨界值以實(shí)現(xiàn)有限樣本的閾值協(xié)整檢驗(yàn)。的5%臨界值，結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 閾值協(xié)整統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果Tab.1 The statistical test results of threshold cointegration

統(tǒng)計(jì)量估計(jì)值為0.082，小于其極限分布的5%臨界值14.11；因此，接受原假設(shè)，估計(jì)的模型（2）即為中國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距效應(yīng)的閾值協(xié)整模型。

3.2 閾值協(xié)整模型（2）的估計(jì)結(jié)果

基于本文前述對(duì)d，γ所確定的可能區(qū)間，對(duì)其中每一個(gè)可能的閾值γ和d，我們對(duì)模型（2）進(jìn)行非線性最小二乘估計(jì)，由此產(chǎn)生的估計(jì)量具有一致性，估計(jì)結(jié)果（括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)值）如下：

由閾值協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知，對(duì)應(yīng)模型（2）的估計(jì)（7）式即為中國(guó)的城鄉(xiāng)收入差距與城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化的長(zhǎng)期閾值協(xié)整關(guān)系。位置參數(shù)d的估計(jì)結(jié)果為1，表明城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響是隨著已有的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變化而發(fā)生機(jī)制轉(zhuǎn)移，閾值參數(shù)γ（=7 100）的估計(jì)值揭示了發(fā)生機(jī)制轉(zhuǎn)換的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。從中國(guó)的實(shí)際數(shù)據(jù)看，yt-1≥7100 對(duì)應(yīng)1999年及以后，換言之，城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的機(jī)制轉(zhuǎn)換時(shí)期是發(fā)生在上世紀(jì)末，這一結(jié)果正好對(duì)應(yīng)了中國(guó)在這一時(shí)期的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型背景，也印證了本文圖1中的數(shù)據(jù)變化特征。由此說(shuō)明，本文的估計(jì)結(jié)果較為準(zhǔn)確地刻畫(huà)了由中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型以及與之相伴隨的制度改革而導(dǎo)致的城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距效應(yīng)的改變。

參數(shù)（=0.22）的估計(jì)揭示了1978—1998年樣本期間（對(duì)應(yīng)yt-1＜7 100），城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的偏效應(yīng)，+（0.22+0.754=0.974）反映了1999—2010年樣本期間內(nèi)（對(duì)應(yīng)yt-1≥7 100），城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的偏影響。，+的估計(jì)結(jié)果都為正，意味著不同時(shí)期城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距都具有正向長(zhǎng)期效應(yīng)。從圖1的計(jì)算結(jié)果看，由于1978—1998年期間中國(guó)以城市為中心的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式以及城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)和二元社會(huì)體制的阻礙，導(dǎo)致中國(guó)在這一時(shí)期城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)的分割程度持續(xù)擴(kuò)大，根據(jù)（7）式估計(jì)結(jié)果，這一時(shí)期內(nèi)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)的分割長(zhǎng)期推動(dòng)了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大，該結(jié)果也與中國(guó)收入差距在1978—1998年期間持續(xù)較大幅度擴(kuò)大趨勢(shì)相一致。1999年及以后，隨著中國(guó)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和二元體制得到改善，城鄉(xiāng)戶(hù)籍制度逐步放松，以及中國(guó)政府著力推進(jìn)的以城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展為目標(biāo)的城鄉(xiāng)一體化政策逐步取得成顯著成效，中國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)逐步融合，一體化趨勢(shì)逐步顯現(xiàn)。城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化的推進(jìn)顯著改善了城鄉(xiāng)間的要素和商品流動(dòng)，帶動(dòng)了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，提高了農(nóng)村的收入水平。由（7）式估計(jì)結(jié)果可知，這一時(shí)期城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程顯著阻滯了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大，且這一效應(yīng)具有長(zhǎng)期性。由此意味著，當(dāng)前中國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化的持續(xù)推進(jìn)是從根本上改善城鄉(xiāng)收入差距拉大的主要措施之一。上述研究結(jié)論也吻合了中國(guó)的實(shí)際經(jīng)濟(jì)背景。中國(guó)政府早期推行的重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略，并由此形成中國(guó)城市偏向政策。城市偏向政策的直接后果就是政府采取歧視農(nóng)業(yè)和農(nóng)村的政策，如農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格剪刀差、農(nóng)產(chǎn)品和投入品流通的干預(yù)，以及偏向于工業(yè)部門(mén)的財(cái)政與金融政策，由此導(dǎo)致了改革初期城鄉(xiāng)市場(chǎng)的分割。城市偏向的政策使得收入大規(guī)模從農(nóng)村向外轉(zhuǎn)移至城市，而城鄉(xiāng)市場(chǎng)的分割又使得農(nóng)民及農(nóng)村經(jīng)濟(jì)難以分享城市經(jīng)濟(jì)相對(duì)高效率的好處，從而加速了城鄉(xiāng)收入差距。1978年的改革雖然自農(nóng)村開(kāi)始，但這種改革主要是以家庭聯(lián)產(chǎn)承包制為主，雖然解決了人民公社制度下因平均分配原則而長(zhǎng)期解決不了的激勵(lì)問(wèn)題，縮小了城鄉(xiāng)收入差距，也在一定程度上推動(dòng)了生產(chǎn)要素、產(chǎn)品在農(nóng)村內(nèi)部和城鄉(xiāng)之間流動(dòng)，但范圍相對(duì)較小，無(wú)助于顯著改善城鄉(xiāng)市場(chǎng)的分割狀態(tài)。1985年后，中央政府公開(kāi)宣布了加快城市改革步伐的計(jì)劃，改革重點(diǎn)快速轉(zhuǎn)向城市，并且所有改革方式都傾向于提高城市的相對(duì)收入（蔡昉，楊濤，2000）［22］。城市經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的相對(duì)停滯，深化了城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)的分割，擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。這一時(shí)期農(nóng)民雖然可以通過(guò)進(jìn)城務(wù)工的形式分享城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成果，但由于城市居民和農(nóng)村居民的社會(huì)等級(jí)和人力資本的差異，農(nóng)民工只能從事一些低收入的工作，難以和城市居民直接競(jìng)爭(zhēng)，無(wú)助于城鄉(xiāng)收入差距的緩解。

上世紀(jì)90年代中后期開(kāi)始，“三農(nóng)”問(wèn)題成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)、社會(huì)發(fā)展的主要“瓶頸”，中央政府開(kāi)始致力于實(shí)施解決中國(guó)“三農(nóng)”問(wèn)題的政策、措施。例如，政府實(shí)施的推進(jìn)農(nóng)村信息網(wǎng)建設(shè)、加快農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、構(gòu)建覆蓋農(nóng)村的現(xiàn)代流通網(wǎng)絡(luò)、萬(wàn)村千鄉(xiāng)市場(chǎng)工程、大力推動(dòng)農(nóng)業(yè)科技教育、著力推進(jìn)農(nóng)村實(shí)用科技入戶(hù)等等。這些措施一方面提升了農(nóng)村流通信息化水平，加強(qiáng)了農(nóng)村商品和生產(chǎn)資料的配送能力，磨平了城鄉(xiāng)商品流通過(guò)程的市場(chǎng)摩擦，降低了交易成本，促進(jìn)了城鄉(xiāng)商品市場(chǎng)的一體化進(jìn)程，另一方面，這些措施也增加了農(nóng)民所擁有的知識(shí)、技能、勞動(dòng)的熟練程度，提高了農(nóng)民的人力資本水平，從而有助于農(nóng)民收入的提高。與此同時(shí)，城鄉(xiāng)戶(hù)籍制度明顯得到放松，二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和二元體制得到顯著改善，由此形成的阻礙城鄉(xiāng)生產(chǎn)要素的“壁壘”明顯削弱，許多歧視農(nóng)民工的不合理管理制度被取消，由此推動(dòng)了城鄉(xiāng)要素市場(chǎng)的一體化。城鄉(xiāng)商品市場(chǎng)和要素市場(chǎng)的一體化推進(jìn)，以及農(nóng)民人力資本水平的提高，抑制了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大，促進(jìn)了城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

總之，中國(guó)城鄉(xiāng)收人差距持續(xù)擴(kuò)大的根本原因是政府城市偏向政策和工業(yè)化發(fā)展戰(zhàn)略，如果沒(méi)有相伴隨的城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)的分割，城市的發(fā)展將通過(guò)產(chǎn)品和要素在城鄉(xiāng)間的自由的流動(dòng)而快速帶動(dòng)農(nóng)村發(fā)展，中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距不可能持續(xù)擴(kuò)大。正是因?yàn)檎鞘衅蛘邔?dǎo)致城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差距，加上相伴隨的城鄉(xiāng)市場(chǎng)分割使得農(nóng)民無(wú)法平等參與市場(chǎng)活動(dòng)而導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距的不斷擴(kuò)大。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的變化和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化的推進(jìn)抑制了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大，這種抑制效應(yīng)具有長(zhǎng)期性。本文閾值協(xié)整模型（2）的估計(jì)結(jié)果較準(zhǔn)確地刻畫(huà)了中國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)分割與整合的變化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的長(zhǎng)期效應(yīng)。

3.3 非線性閾值協(xié)整向量誤差校正模型的估計(jì)結(jié)果

閾值協(xié)整模型（2）的估計(jì)和檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)了，中國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)具有顯著的隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段而變化的機(jī)制轉(zhuǎn)移特征。非線性閾值協(xié)整向量誤差校正模型（3）的估計(jì)結(jié)果揭示了城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化與城鄉(xiāng)收入差距的短期調(diào)節(jié)效應(yīng)，這種調(diào)節(jié)效應(yīng)由估計(jì)的B1,B2刻畫(huà)。為簡(jiǎn)便，這里僅報(bào)告模型（3）中本文關(guān)注的兩個(gè)方程

（=-0.423）＜0，+（-0.423-1.542=-1.965）＜0，從理論上進(jìn)一步印證了估計(jì)的模型（2）為閾值協(xié)整模型。這一結(jié)果表明，伴隨中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型以及制度變遷所形成的城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化與城鄉(xiāng)收入差距的長(zhǎng)期穩(wěn)定（協(xié)整）關(guān)系，對(duì)短期的城鄉(xiāng)收入差距具有抑制效應(yīng)。換言之，中國(guó)城鄉(xiāng)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律具有城鄉(xiāng)收入差距縮小的內(nèi)在要求，如果沒(méi)有政府政策和制度的阻礙，城鄉(xiāng)收入差距不會(huì)持續(xù)擴(kuò)大。這一結(jié)果再次印證了中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大是源于制度與政策因素，其揭示的經(jīng)濟(jì)意義為：當(dāng)前中國(guó)縮小城鄉(xiāng)收入差距的措施應(yīng)從制度與政策入手，切實(shí)改善農(nóng)民和農(nóng)民工的不平等待遇，加大對(duì)農(nóng)業(yè)的投入，減輕農(nóng)民負(fù)擔(dān)、增加對(duì)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼和扶持農(nóng)產(chǎn)品的加工，提高農(nóng)民工的待遇等，除此以外，政府還應(yīng)采取措施，消除城鄉(xiāng)二元體制，降低城鄉(xiāng)商品流通的交易成本，加速城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化，以此推動(dòng)城鄉(xiāng)收入差距的縮小。

（=-0.245）＜0，+（-0.245-0.068=-0.313）＜0，隱含城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化與城鄉(xiāng)收入差距的長(zhǎng)期穩(wěn)定（協(xié)整）關(guān)系對(duì)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)的分割具有短期的抑制效應(yīng)，因此，中國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期發(fā)展將推動(dòng)城鄉(xiāng)市場(chǎng)趨向整合。這一結(jié)果揭示的經(jīng)濟(jì)意義為：改革開(kāi)放初期，中國(guó)政府為追求經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度而實(shí)施的城市化偏向政策和城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)的制度分割，違背了城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的內(nèi)在經(jīng)濟(jì)規(guī)律要求。本世紀(jì)以來(lái)，中國(guó)政府所采取的一系列推動(dòng)城鄉(xiāng)商品、城鄉(xiāng)要素市場(chǎng)一體化的政策措施吻合了城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期協(xié)調(diào)發(fā)展的內(nèi)在要求，必將對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生深遠(yuǎn)而有益的影響，由此也進(jìn)一步說(shuō)明，近期推動(dòng)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化的政策具有科學(xué)性、適宜性。

4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)①由于模型(2)是本文的核心模型，這里僅列出對(duì)模型(2)穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果，本文也相應(yīng)地對(duì)模型(3)做了穩(wěn)健型檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)模型(3)的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

本文上述研究是基于泰爾指數(shù)計(jì)算城鄉(xiāng)收入差距，不同的城鄉(xiāng)收入差距度量方法也許影響本文的結(jié)論，為此，使用城鄉(xiāng)收入比（srb，見(jiàn)圖1）度量城鄉(xiāng)收入差距。使用前述方法重新對(duì)模型（2）進(jìn)行閾值協(xié)整檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)非線性SupLM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為97.45，非線性閾值協(xié)整統(tǒng)計(jì)量為0.065，檢驗(yàn)結(jié)果不改變?cè)薪Y(jié)論。本文進(jìn)而使用前述方法估計(jì)模型（2），結(jié)果如下

從模型（10）的結(jié)果容易看出，反映城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距效應(yīng)的系數(shù)都為正號(hào)，與前述結(jié)果一致，閾值參數(shù)（=7 400）與其余參數(shù)估計(jì)結(jié)果的符號(hào)也基本不變。進(jìn)一步地，為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）增加或減少控制變量是否顯著改變本文的結(jié)論，參照陸銘，陳釗［8］等的研究，我們分別在模型（2）中增加控制變量：城鄉(xiāng)就業(yè)比（jyb），高校在校人數(shù)/總?cè)丝冢╣xrs），城鎮(zhèn)人口/農(nóng)村人口（csh），此外，本文還對(duì)模型（2）中原有的控制變量分別剔除。這樣改變?cè)O(shè)定后，對(duì)模型（2）的非線性SupLM檢驗(yàn)和閾值協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果分別列于表3的第3，4行。在上述不同情形下，分別對(duì)模型（2）進(jìn)行非線性NLS估計(jì)，反映城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距效應(yīng)的參數(shù)α1，β1的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3中的第1，2行。表3結(jié)果表明，對(duì)模型（2）增、減一部分控制變量后，非線性檢驗(yàn)和閾值協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)論與原有結(jié)論相同。另外，除了剔除農(nóng)村金融發(fā)展（jr）控制變量導(dǎo)致α1估計(jì)的符號(hào)變?yōu)樨?fù)號(hào)外，其余情形下，α1，β1估計(jì)的符號(hào)與原有模型的符號(hào)相同，都為正號(hào)。上述結(jié)果說(shuō)明農(nóng)村金融發(fā)展是影響城鄉(xiāng)收入差距的重要變量，剔除后將導(dǎo)致顯著的模型設(shè)定偏誤并扭曲估計(jì)結(jié)果。不同情形下模型（2）估計(jì)與檢驗(yàn)結(jié)果基本穩(wěn)定也說(shuō)明，本文的模型設(shè)定具有較好的穩(wěn)健性，本文的估計(jì)結(jié)果基本準(zhǔn)確地揭示了城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)。

表2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果Tab.2 Robustness testing results

5 結(jié)論與注釋

本文針對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)背景和相關(guān)理論而設(shè)定中國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化與城鄉(xiāng)收入差距的閾值協(xié)整模型，應(yīng)用非線性最小二乘估計(jì)和仿真試驗(yàn)實(shí)現(xiàn)閾值整模型的檢驗(yàn)與估計(jì)，由此所產(chǎn)生的結(jié)論揭示了中國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化與城鄉(xiāng)收入差距的長(zhǎng)期關(guān)系。本文進(jìn)而基于閾值協(xié)整模型設(shè)定非線性誤差校正模型，研究長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系對(duì)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化和城鄉(xiāng)收入差距短期變動(dòng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究結(jié)論可概述為

1）本文基于一價(jià)定律和泰爾指數(shù)度量了中國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化與城鄉(xiāng)收入差距，結(jié)果表明：上世紀(jì)90年代末期以前，中國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化分割程度在逐步拉大，2000年后城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)逐步趨向一體化。泰爾指數(shù)的度量結(jié)果表明本世紀(jì)以前城鄉(xiāng)收入差距雖有較大幅度的波動(dòng)，但整體呈現(xiàn)較快速度的遞增趨勢(shì)，從本世紀(jì)開(kāi)始，泰爾指數(shù)雖然仍保持上升趨勢(shì)，但上升的速度明顯小于以前的平均上升速度。上述數(shù)據(jù)變化特征意味著城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響在上世紀(jì)末發(fā)生改變。

2）中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)生于上世紀(jì)90年代中后期，這一轉(zhuǎn)型不僅使中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新的階段，也使中國(guó)與城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相關(guān)的制度發(fā)生變化。針對(duì)這一背景，本文設(shè)定了城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距效應(yīng)的閾值協(xié)整模型。閾值協(xié)整模型的估計(jì)結(jié)果說(shuō)明，城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的長(zhǎng)期效應(yīng)因經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的變化而產(chǎn)生非線性的轉(zhuǎn)換與演變：1978—1998年，中國(guó)城鄉(xiāng)市場(chǎng)持續(xù)分割，分割的城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期推動(dòng)了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。1999年以后，中國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)逐步轉(zhuǎn)向一體化，這一時(shí)期城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大具有長(zhǎng)期抑制效應(yīng)。非線性誤差校正的估計(jì)結(jié)果印證了上述結(jié)果，也就是說(shuō)，長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系對(duì)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化與城鄉(xiāng)收入差距的短期變化具有抑制效應(yīng)。上述結(jié)果說(shuō)明，中國(guó)近幾年所實(shí)施的推動(dòng)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的政策，對(duì)于縮小中國(guó)的城鄉(xiāng)收入差距必將產(chǎn)生積極效應(yīng)?；诒疚牡慕Y(jié)果，縮小城鄉(xiāng)收入差距不僅要對(duì)農(nóng)民、農(nóng)村采取多予少取、工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)等直接增加農(nóng)民收入的政策，還要著力推進(jìn)統(tǒng)一城鄉(xiāng)市場(chǎng)的建設(shè)，徹底改變城鄉(xiāng)二元體制，有效地克服產(chǎn)品和要素流動(dòng)的障礙，使得產(chǎn)品和要素在城鄉(xiāng)自由流動(dòng)，農(nóng)民平等地進(jìn)入市場(chǎng)交換產(chǎn)品和生產(chǎn)要素，并能在等價(jià)交換的基礎(chǔ)上保障農(nóng)民收益。此外，還應(yīng)進(jìn)一步加大對(duì)農(nóng)村科技和農(nóng)村教育的投入，大力發(fā)展農(nóng)村職業(yè)教育，加大對(duì)農(nóng)村人力資本的投入，提高農(nóng)村居民的科學(xué)文化素質(zhì)和人力資本水平，以此提高農(nóng)民獲得收入的能力。

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