吳 姍， 葉金龍

(安徽財經大學 國際經濟與貿易學院，安徽 蚌埠233000)

一、問題的提出

縮小城鄉(xiāng)收入差距在我國今后一段時期內是經濟發(fā)展的重點，農村市場已經成為我國擴大內需的重要一部分，根據(jù)亞當·斯密的絕對優(yōu)勢理論和李嘉圖的比較優(yōu)勢理論，充分發(fā)揮農村的比較優(yōu)勢，增加農村居民收入，能夠有效地促進我國產業(yè)結構升級。

收入分配對產業(yè)結構的影響主要表現(xiàn)在:一方面城鎮(zhèn)的高收入階層在總收入中的比重增加使高檔品消費需求上升;另一方面農村中低收入階層尤其低收入階層在總收入比重下降導致基本消費品需求增長速度緩慢，最終使得高檔品行業(yè)迅速發(fā)展，帶動相關鋼鐵、水泥、建筑及金融服務業(yè)等行業(yè)發(fā)展，導致產業(yè)結構變化［1］。農村在追求高邊際報酬率的驅使下，會減少農村地區(qū)的閑置勞動力，提高農業(yè)領域的勞動生產率，進而大大提高了國民經濟中資源要素的配置效率。同時農村收入的提高會帶動第二、三產業(yè)的發(fā)展，特別是促進了第三產業(yè)的發(fā)展，產業(yè)結構升級更加顯著。

在研究收入分配與產業(yè)結構理論研究方面，國內外學者通過實證分析得到很多可靠性結論，楊天宇(2014)利用省級面板數(shù)據(jù)和HAC－GMM、SYS－GMM 方法，研究我國收入差距的擴大對產業(yè)結構升級的影響，結果表明，收入差距的擴大會減慢產業(yè)結構的升級速度［2］。而殷鳳(2013)則認為收入分配會通過消費和要素供給作用于產業(yè)結構，深入分析了收入分配對產業(yè)結構的影響機制［3］。林毅夫(2013)則從宏觀上討論了政府發(fā)展戰(zhàn)略對產業(yè)結構的影響，進而通過勞動力的調整影響收入分配，我國重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展的背景下，收入差距則會進一步擴大［4］。

以上研究文獻及其主要觀點是本研究的理論參照與邏輯起點，但仍具有較大的改善空間。已有的研究表明，收入差距的擴大會影響產業(yè)結構升級，且收入差距越大，產業(yè)結構升級速度越慢，但城鎮(zhèn)和農村收入對產業(yè)結構升級具體的影響大小還未涉及，本文利用VAR 模型和方差分解方法，得出了安徽省農村和城鎮(zhèn)收入水平的提高對產業(yè)結構升級水平的影響，農村和城鎮(zhèn)收入對產業(yè)結構升級的貢獻值大小，結論表明，安徽省農村和城鎮(zhèn)收入水平的提高對產業(yè)結構升級都具有正向促進作用，但城鎮(zhèn)收入水平的提高對產業(yè)結構升級影響小于農村收入水平。

二、指標的選取和數(shù)據(jù)處理

(一)數(shù)據(jù)的選取

本文把收入水平分為城鎮(zhèn)居民人均收入和農村居民人均收入兩大部分，加入變量最終消費率，通過查找安徽省統(tǒng)計年鑒，選取了1995—2012年城鄉(xiāng)居民人均收入和最終消費率的數(shù)據(jù)，作為本文的自變量。

(二)產業(yè)結構升級的測度

從定義上講，產業(yè)結構是指各產業(yè)的構成及各產業(yè)之間的聯(lián)系和比例關系，從測量上看，常用的標準有:庫茲涅茨的“標準結構”，錢納里的“產業(yè)結構標準模式”，但這種方法只能得出粗略的判斷。近年來，國內一些學者使用其他的產業(yè)結構水平測度方法，主要有兩類:一是第二產業(yè)或第三產業(yè)在國民經濟中所占的比重，還有一類是用單個測度指標去解釋。

本文選取第二種方法，在均衡條件下，經濟增長和產業(yè)結構升級之間都遵循一個唯一的路徑，存在一一對應的關系，那么產業(yè)結構升級度就可以測定" 由于產業(yè)結構高度化的特征是第三產業(yè)的地位越來越突出，第一產業(yè)所占比重越來越小，所以指標設計中，給第三產業(yè)賦值最大，第一產業(yè)賦值最小)［5］。其中Pi為第i 產業(yè)占國民經濟的比重，R 表示產業(yè)結構水平，R 越接近于1，說明產業(yè)結構水平越低，如果R 值越接近于3，表明產業(yè)結構水平越高。目前我國產業(yè)結構水平即R 值在2 和3 之間，是一種以重工業(yè)為主的狀態(tài)。

三、實證分析

(一)模型的設定

在進行計量分析時，采用它們的對數(shù)形式來考察。因為采用它們的對數(shù)形式可以消除可能存在的異方差。本文基于向量自回歸模型，建立農村人均收入水平，城鎮(zhèn)居民收入水平，最終消費率與產業(yè)結構升級的系統(tǒng)關系，分析城鄉(xiāng)收入水平對產業(yè)結構的影響，并假定內部變量全部內生，所有滯后變量都納入模型之中，從而建立變量之間的關系，本文利用VAR 模型［7］:

式子中，Yt= (R，LNINCOME1，LNINCOME2，LNFC)，即四個內生變量，產業(yè)結構水平，農村人均收入水平，城鎮(zhèn)人均收入水平，最終消費率，k為滯后階數(shù)，本文使用的計量軟件為eviews6.0。

表1 ADF 檢驗結果

從檢驗結果來看，如表1，在10%這個顯著水平下，單位很檢驗的臨界臨界值為－2.67、－2.66、－2.66、－ 2.68，ADF 統(tǒng)計量值分別為－ 1.44、3.51、1.93、0.40 分別大于相應的臨界值，從而不能拒絕原假設H0，表明存在單位根，是非平穩(wěn)序列。為了得到單整序列，我們利用計量方法做出二階差分序列的ADF 檢驗結果，如表2。

從檢驗結果來看，5%這個顯著水平下，ADF 統(tǒng)計量值分別為－7.99、－4.61、－2.95、－2.16，單位很檢驗的臨界臨界值為－2.67、－3.34、－2.69、－1.60 分別小于相應的臨界值，從而不能拒絕原假設H0，表明不存在單位根，是一階平穩(wěn)序列。

表2 ADF 檢驗結果

本文為了滿足建立VAR 的條件，除了需要平穩(wěn)性之外，還需要合適的滯后期k，本文根據(jù)AIS 和SI取最小值的準則，經過多次嘗試，最終所確定的滯后期為2 階，在這個條件下，被估計的VAR 模型所有根的模均在單位圓內，模型穩(wěn)定，其回歸結果如下:

如上述結果所示，效果顯著，產業(yè)升級系數(shù)的變化跟城鄉(xiāng)居民收入的變化基本呈正向的變動關系，且農村居民收入的提高對產業(yè)升級系數(shù)的影響更大。

(二)協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗

為了進一步檢驗四者之間的關系，我們需要進一步進行協(xié)整檢驗，經過一階差分后的變量是平穩(wěn)的，滿足進行協(xié)整的前提條件，本文采用Johansen極大似然協(xié)整檢驗方法，在5%的顯著性水平下，四個變量至少存在一個長期協(xié)整關系即:

上述各變量都經過對數(shù)處理，所以不能直接從系數(shù)直接描述變量之間的變動關系，但這可以反映變量之間的長期彈性，從符號來看，城鄉(xiāng)居民人均收入對產業(yè)結構呈正相關關系，且農村居民收入影響系數(shù)更大?？傮w說，城鄉(xiāng)居民收入與產業(yè)結構存在長期穩(wěn)定的關系，但這種關系是否能構成因果關系還需進行格蘭杰因果檢驗。

既然存在長期協(xié)整關系，表明他們之間可能存在某種因果關系，本文利用格蘭杰提出的格蘭杰因果假設檢驗實現(xiàn)，檢驗結果如表3 所示:

表3 格蘭杰因果檢驗結果

如表3 所示，農村居民人均收入，城鎮(zhèn)居民人均收入和最終消費率都是產業(yè)結構的格蘭杰原因，農村居民人均收入和城鎮(zhèn)居民收入的變化都能引起產業(yè)結構的變化，同時最終消費率跟產業(yè)結構之間存在雙向因果關系，但城鎮(zhèn)居民收入，農村居民收入與產業(yè)結構升級系數(shù)之間之存在單項因果關系，即城鄉(xiāng)居民收入的增加能夠促進產業(yè)結構升級，但反過來不能成立。

圖1 農村居民人均收入，城鎮(zhèn)居民人均收入，最終消費率對產業(yè)結構的脈沖響應效果圖

(三)脈沖響應

下面對給出三個自變量一個正的沖擊，采用廣義脈沖法得到關于產業(yè)結構的脈沖響應，如圖1，橫軸表示滯后期間數(shù)，縱軸表示產業(yè)結構升級的響應。

從圖1 可知:當本期給予三個變量一個正向沖擊后，產業(yè)結構對其反映各不相同，農村人均收入的提高對產業(yè)結構升級的脈沖影響最為明顯，在第一期接近0，在第十期為最大值，呈直線上升趨勢，且在初期由于農村居民收入水平較低，且增長速度慢，所以脈沖響應函數(shù)波折上升，在后期，由于農村居民收入增長迅速，國家政策偏向等原因，農村收入對產業(yè)結構升級脈沖影響迅速上升，相對于農村人均收入，城鎮(zhèn)居民人均收入的提高對產業(yè)結構升級的效果從第一期開始就有正向效果，后呈上升趨勢，在后期，比農村人均收入對產業(yè)結構升級的脈沖影響低，最后，最終消費率對產業(yè)結構升級呈下降趨勢，在第一期為0，在第五期達到最小值，然后上升，在第十期接近0。這說明，城鄉(xiāng)居民收入對產業(yè)結構有長期的正向影響。說明城鄉(xiāng)居民收入對產業(yè)結構升級具有長期正向關系。

(四)方差分解

脈沖響應函數(shù)是對一個內生變量的沖擊效果，而方差分解是講系統(tǒng)的均方誤差，分解為各個變量沖擊所做的貢獻［7］，為進一步評價不同要素沖擊的重要性，通過方差分解分析每個結構沖擊對產業(yè)結構升級的貢獻度。

表4 產業(yè)結構升級的方差貢獻結果

表4 表明，不考慮產業(yè)結構對自身的貢獻率，農村居民收入，城鎮(zhèn)居民收入和消費對產業(yè)結構的貢獻率從第二期開始顯現(xiàn)出來，且在滯后六期的情況下，農村居民收入的提高的貢獻率最大為43.42%，其次是消費率提高對產業(yè)結構為30.68%，城鎮(zhèn)居民收入的貢獻率僅為9.42%，所以，相比較城鎮(zhèn)居民收入而言，農村居民收入對產業(yè)結構升級的貢獻率較大?？傮w來說，與協(xié)整結果，脈沖響應效果基本一致。

四、政策建議

當前產業(yè)結構不合理和收入分配差距的擴大是我國經濟發(fā)展過程中的兩個亟需解決的問題。解決上述問題可以采取以下三個方面的措施。

1.隨著農村收入的增加，農村居民收入對產業(yè)結構升級影響系數(shù)逐漸較大，所以應該保障農村居民收入的穩(wěn)定性，增強農村在產業(yè)結構升級中的作用，利用多種渠道增加農民收入，保障農民合法權利。國家應該通過多種手段對農民進行補貼，鼓勵農民開辦、進入鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)，有關部門應該切實保障他們的正當權利。鼓勵農村居民就地就業(yè)，大力發(fā)展農村特色產業(yè)和旅游業(yè)，加增收入。

2.在建設我國新型城鎮(zhèn)化進程中，應保障城鎮(zhèn)居民收入，使農村地區(qū)的低收入群體，迅速向非農業(yè)產業(yè)大規(guī)模轉移，擴大城鎮(zhèn)居民就地就業(yè)，減少城鎮(zhèn)高素質勞動力的流出，促進第二、第三產業(yè)的發(fā)展，特別帶動第三產業(yè)的發(fā)展，使第一、二、三產業(yè)發(fā)展更加協(xié)調，優(yōu)化產業(yè)結構。

3.經過計算，安徽省產業(yè)結構升級系數(shù)一直穩(wěn)定在2.3 ～2.4 之間，產業(yè)結構水平還不高，與其他省份差距在進一步擴大，所以國家通過相關政策支持中西部經濟發(fā)展，縮小地區(qū)之間的差距。

［1］馮素杰．論產業(yè)結構與收入分配狀況關系［J］．經濟管理，2008 (8):50－56．

［2］楊天宇．中國居民收入分配對產業(yè)結構升級的影響——基于省級面板數(shù)據(jù)的GMM 估計［J］．產經論，2014 (1):58－71．

［3］殷鳳，陳憲．中國收入分配差距與產業(yè)結構轉型［J］．上海大學學報，2013 (4):70－83．

［4］林毅夫，陳斌開．發(fā)展戰(zhàn)略、產業(yè)結構與收入分配［J］．經濟學家，2013 (4):1109－1139

［5］徐德云．產業(yè)結構均衡的決定及其測度:理論解釋及驗證［J］．產業(yè)經濟研究，2011 (3):56－63．

［6］高鐵梅．計量經濟分析方法與建模［M］．北京:清華大學出版社，2006．

［7］鄭妍妍．脈沖響應函數(shù)理論及其在宏觀經濟中的應用［D］．天津:南開大學學報，2010 (2):21－121．