黃可人韋廷柒(首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)，豐臺　100070)　(廣西科技大學(xué)，柳州　545006)

經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷與城鄉(xiāng)居民收入差距——基于PVAR模型的動態(tài)分析

黃可人1，2韋廷柒21(首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)，豐臺100070)2(廣西科技大學(xué)，柳州545006)

〔摘要〕本文運用PVAR模型研究了我國1998～2012年的經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷與城鄉(xiāng)居民收入差距之間的動態(tài)關(guān)系。研究結(jié)果顯示:經(jīng)濟增長短期內(nèi)對城鄉(xiāng)收入差距的影響具有縮小作用，但是長期來看，經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距的變動存在相互促進作用;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系并不一致。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化調(diào)整有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距，而城鄉(xiāng)收入差距的變動也存在促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化調(diào)整的推動力，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化缺乏縮小城鄉(xiāng)收入差距變動的效果，同樣當(dāng)前城鄉(xiāng)收入差距的變動不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化發(fā)展。

〔關(guān)鍵詞〕經(jīng)濟增長產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)城鄉(xiāng)收入差距面板VAR脈沖響應(yīng)GMM估計

引言

有關(guān)經(jīng)濟增長與收入分配的關(guān)系在Kuznets (1955)的研究中已有所揭示。Kuznets通過對18個國家經(jīng)濟增長與收入分配的統(tǒng)計資料進行實證分析后提出“倒U”型假說，之后，眾多學(xué)者對Kuznets假說展開了廣泛的爭論，在實證分析基礎(chǔ)上進行了檢驗，證實或否定了該假說，但是，經(jīng)濟增長與收入分配之間存在著密切關(guān)聯(lián)的認(rèn)識在經(jīng)濟學(xué)界已形成共識。Kuznets的研究還注意到經(jīng)濟增長過程中就業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，勞動力在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)布局中不斷呈現(xiàn)第一產(chǎn)業(yè)比重下降，而第二、三產(chǎn)業(yè)比重不斷上升的趨勢，這又將反作用于收入的使用和經(jīng)濟增長與發(fā)展機制中的其他環(huán)節(jié)。

作為發(fā)展中國家，中國自改革開放和體制轉(zhuǎn)型的進程啟動以來，經(jīng)濟實現(xiàn)了迄今為止持續(xù)30多年的快速增長，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中農(nóng)業(yè)在國民經(jīng)濟中所占比重不斷下降，工業(yè)和服務(wù)業(yè)比重持續(xù)上升。經(jīng)濟增長以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化促進居民收入和生活水平較大幅度的提升。與此同時，居民內(nèi)部收入的城鄉(xiāng)差距卻呈現(xiàn)出持續(xù)擴大的態(tài)勢，以城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民的人均純收入之比衡量的城鄉(xiāng)收入差距在1978年為2. 57，到了2013年這一比值達(dá)到了3. 03?；谶@一典型事實背景，對我國經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及城鄉(xiāng)居民收入差距變化之間存在的動態(tài)關(guān)系進行研究，有助于清晰了解經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)收入差距變動的影響是否符合“倒U”型假說的規(guī)律;以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化和高級化調(diào)整對城鄉(xiāng)收入差距的影響作用及程度。

1　相關(guān)研究文獻(xiàn)的回顧

收入分配失衡是我國當(dāng)前經(jīng)濟發(fā)展中所面臨的重要的社會經(jīng)濟問題。而城鄉(xiāng)居民收入差距的持續(xù)對總體收入分配失衡的影響較大，是導(dǎo)致中國地區(qū)收入差距不斷擴大的主要原因(陸銘、陳釗，2004，Sieular等，2007，Ravallion和Chen，2007)。在學(xué)術(shù)界，許多學(xué)者從不同角度對城鄉(xiāng)分割的二元結(jié)構(gòu)下的收入差距問題進行了大量的研究。

Lewis (1954)的二元經(jīng)濟理論認(rèn)為城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展的不平等將會導(dǎo)致經(jīng)濟中儲蓄的提升進而促進經(jīng)濟增長。而Kuznets (1955)的經(jīng)驗研究則進一步觸發(fā)了國內(nèi)外眾多學(xué)者對經(jīng)濟增長與收入分配問題的廣泛的討論(如Frank和Webb，1977，Adelman和Robinson，1988，Anand和Kanbur，1993)。另一方面，作為最大的發(fā)展中國家，中國顯著的經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距的持續(xù)擴大的典型特征事實，吸引國內(nèi)外學(xué)者在Kuznets假說的啟發(fā)下，以中國為研究樣本，對中國自1978年改革開放政策實施后的經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距問題進行了大量的研究。Li和Zou (1998)、Forbes (2000)等的研究認(rèn)為收入差距能夠顯著促進經(jīng)濟增長。張定勝(2000)從城鄉(xiāng)非均衡發(fā)展出發(fā)，認(rèn)為經(jīng)濟的快速發(fā)展使城鄉(xiāng)之間出現(xiàn)明顯的交易效率差異，導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距的擴大。樊綱、王小魯(2005)實證檢驗了Kuznets曲線在中國的存在性，發(fā)現(xiàn)收入再分配會導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距的擴大。汪同三，蔡躍洲(2006)通過協(xié)整理論和格蘭杰因果檢驗，認(rèn)為城鄉(xiāng)收入差距擴大導(dǎo)致重工業(yè)投資比重上升，從而加快了經(jīng)濟的增長速度。陳釗、陸銘、萬廣華(2005)在1987～2001年省級面板數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上，運用聯(lián)立方程和分布滯后模型進行實證研究，結(jié)論顯示居民城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)負(fù)向相關(guān)關(guān)系。劉榮添(2006)運用面板數(shù)據(jù)廣義矩估計(GMM)的自回歸方法，對城鄉(xiāng)居民收入差距與人均GDP以及人均GDP對數(shù)的關(guān)系分別進行回歸，實證分析結(jié)果表明城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)出“倒U”變化趨勢，符合Kuznets假說。王德文(2005)的分析以1978～2003年全國和分省數(shù)據(jù)為依據(jù)，進行回歸分析后得到的結(jié)論認(rèn)為，經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)收入差距的影響在不同時間段具有不同的特征。在1980～1990年間，經(jīng)濟增長具有縮小收入差距的效應(yīng)，而1990～2003年的時間段內(nèi)經(jīng)濟增長卻擴大了收入差距。張紅玲(2013)的研究證實經(jīng)濟增長縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距。

通常來說，經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在著較強的關(guān)聯(lián)性。在中國經(jīng)濟增長進程中，經(jīng)濟總量不斷增加的同時，原來以農(nóng)業(yè)為主的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)體系也相應(yīng)地進行了調(diào)整。國內(nèi)學(xué)者結(jié)合改革開放后中國經(jīng)濟發(fā)展進程中三次產(chǎn)業(yè)的變化情況，從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷研究視角出發(fā)，對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)動態(tài)發(fā)展變化與城鄉(xiāng)居民的收入差距進行了研究。高霞(2011)根據(jù)1952～2008年的數(shù)據(jù)，在協(xié)整檢驗和Granger因果檢驗基礎(chǔ)上，得到了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動與城鄉(xiāng)收入差距之間存在長期穩(wěn)定的正向均衡關(guān)系和雙向因果關(guān)系的結(jié)論。蔡窻、楊濤(2000)認(rèn)為1978年以前的計劃經(jīng)濟時期實施的重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略造成了城鄉(xiāng)收入差距的持續(xù)擴大。林毅夫、劉明興(2003)強調(diào)了忽視比較優(yōu)勢，實施趕超為目的的產(chǎn)業(yè)政策，導(dǎo)致缺乏競爭力的少數(shù)資本密集型得到保護，勞動密集型產(chǎn)業(yè)又因為資金投入不足而發(fā)展緩慢，加上政府推行趕超戰(zhàn)略而實施的歧視性社會政策將會導(dǎo)致了更高的城鄉(xiāng)收入差距。林毅夫、陳斌開(2013)的進一步分析認(rèn)為政府部門推行優(yōu)先發(fā)展重工業(yè)的趕超戰(zhàn)略，導(dǎo)致單位資本對勞動力吸納能力減少，降低勞動力的需求水平，農(nóng)業(yè)從業(yè)人員增加導(dǎo)致均衡工資水平下降，擴大了城鄉(xiāng)收入差距。畢先萍、簡新華(2002)的實證研究認(rèn)為在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期，所有制結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的結(jié)構(gòu)性反差是收入差距擴大的重要原因。蘇雪串(2002)則將收入差距擴大的重要原因歸結(jié)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。劉叔申，呂凱波(2011)對我國省際面板數(shù)據(jù)的實證分析表明第一、二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能夠有效縮小城鄉(xiāng)收入差距。

從上述研究文獻(xiàn)來看，一方面，關(guān)于經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)聯(lián)關(guān)系的研究并未形成普遍一致的結(jié)論，研究者選取研究視角的不同、實證分析選取數(shù)據(jù)的差異等都會帶來不同甚至對立的研究結(jié)論;另一方面，在研究方法上，主要集中于經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距兩者間靜態(tài)的實證分析，有的文獻(xiàn)即使采用時間序列數(shù)據(jù)，也是通過協(xié)整等方法考察相關(guān)變量之間存在的長期動態(tài)關(guān)系。與已有文獻(xiàn)不同，本文所選取的PVAR的實證方法，融合了面板數(shù)據(jù)分析和VAR模型的優(yōu)點，控制了不可觀測的個體異質(zhì)性。同時，PVAR模型的構(gòu)建特征既能通過脈沖響應(yīng)研究經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整變動與城鄉(xiāng)收入差距變化的短期動態(tài)關(guān)聯(lián)性，可以較好地研究變量的動態(tài)調(diào)整過程，提供選取的變量之間的脈沖響應(yīng)圖也可以直觀考察某一變量變化給其他變量帶來的沖擊的傳導(dǎo)機制;方差分解還能研究相關(guān)變量的長期貢獻(xiàn)。

2　模型設(shè)定、變量選取與數(shù)據(jù)說明

2. 1模型及方法

相對于時間序列分析中VAR模型需要具備較長時間跨度的要求，PVAR模型能夠處理現(xiàn)實中大量存在的時間跨度較短的短面板數(shù)據(jù)(“大N 小T”型面板數(shù)據(jù))，因此在許多研究領(lǐng)域得到了廣泛應(yīng)用。此外，PVAR模型還能在控制模型中不可觀測的個體異質(zhì)性的同時，分析面對沖擊時模型各變量的動態(tài)反應(yīng)，揭示相關(guān)變量之間存在的動態(tài)關(guān)聯(lián)關(guān)系。面板VAR模型的研究發(fā)端于Chamberlain (1983)基于混合數(shù)據(jù)進行的開創(chuàng)性研究，Holz－Eakin等(1988)、Peasan和Smith (1995)、McCoskey和Kao (1998)、Blinder等(2003)理論計量經(jīng)濟學(xué)家對模型估計方法做出了進一步的發(fā)展和完善。PVAR模型的一般形式如下所示:

式中，i代表不同個體，t表示不同時期;α0為截距，Φj，Ψκ為回歸系數(shù)矩陣，p代表變量的滯后階數(shù);ηi和γt為固定效應(yīng)和時間效應(yīng)，εi，t為模型的隨機擾動項; Yi，t為內(nèi)生變量，Xκ，t為外生變量。通常情況下，在實證分析中對研究涉及的相關(guān)變量不再區(qū)分為內(nèi)生變量還是外生變量，均視為內(nèi)生變量，因此實證分析采用的PVAR模

PVAR模型的估計方法包括3個部分:模型參數(shù)的GMM估計、脈沖響應(yīng)函數(shù)(IRF)以及預(yù)測誤差的方差分解。對于模型參數(shù)的GMM估計，考慮PVAR模型的結(jié)構(gòu)特征，對其進行估計時，需要先消除模型的固定效應(yīng)ηi和時間效應(yīng)γt。首先通過面板數(shù)據(jù)的截面均值差分方法消除時間效應(yīng);其次，考慮到PVAR模型中滯后變量與隨機擾動項之間存在相關(guān)性，采納Arellano和Bover (1995)提出的“前向均值差分”方法(Helmert過程)消除個體效應(yīng)，以避免通常使用的“平均值差分”方法可能帶來的偏誤，并且使得轉(zhuǎn)換后的變量與內(nèi)生滯后變量的正交性不變，進而與隨機擾動項無關(guān)。之后，將滯后變量作為工具變量(IV)，采用廣義矩估計(GMM)對PVAR模型進行估計，分析模型各變量之間在長期內(nèi)相互影響的關(guān)系。進一步地，在PVAR模型參數(shù)估計基礎(chǔ)上，通過脈沖響應(yīng)函數(shù)(IRF)可以觀察內(nèi)生變量的沖擊對變量自身及其他內(nèi)生變量的影響;預(yù)測誤差的方差分解的方法衡量引起內(nèi)生變量變動的誤差變異數(shù)中每一個內(nèi)生變量正交單位沖擊的貢獻(xiàn)比例。脈沖響應(yīng)函數(shù)(IRF)以及預(yù)測誤差的方差分解更加直觀反映各個變量之間存在的動態(tài)關(guān)系以及影響程度的大小。

2. 2變量選取

本文研究重點在于分析經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)居民收入差距的動態(tài)關(guān)系，結(jié)合已有研究文獻(xiàn)，選擇的變量及說明如下:

城鄉(xiāng)居民收入差距(urgap)，在本文的實證分析中，我們采用多數(shù)文獻(xiàn)的方法，以城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比，也即是城鄉(xiāng)居民收入比來測度城鄉(xiāng)收入差距。

經(jīng)濟增長水平(rgdp)，本文采用GDP增長率衡量經(jīng)濟增長水平。為了消除通脹因素的干擾，在計算時將GDP名義增長率減去同期通貨膨脹率型如下:

上式中，Y與L表示產(chǎn)值和就業(yè)水平，i表示三次產(chǎn)業(yè)。上式計算得到的rind值越小，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化程度越高。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的動態(tài)升級使用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化水平(upind)來反映，主要表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的服務(wù)業(yè)化傾向(產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的軟化)，在本文中使用第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值之比來反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化水平。

2. 3數(shù)據(jù)說明

本文的實證分析收集了中國大陸除西藏以外的各省、直轄市以及自治區(qū)1998～2012年的省級面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)主要來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、歷年《中國統(tǒng)計年鑒》以及各省、直轄市、自治區(qū)各年份的統(tǒng)計年鑒，部分?jǐn)?shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站以及各省區(qū)統(tǒng)計局的統(tǒng)計網(wǎng)站。所選取變量的統(tǒng)計特征描述如表1所示。得到真實的GDP增長率，以此來反映經(jīng)濟的實際增長水平。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷是一個長期的動態(tài)演進過程，主要表現(xiàn)為國民經(jīng)濟中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化調(diào)整以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化。為了全面刻畫這一動態(tài)過程，本文引入兩個變量進行描述。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化(rind)衡量了三次產(chǎn)業(yè)之間的協(xié)調(diào)程度，使用三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)的偏離程度進行衡量，計算公式如下:

表1　變量的統(tǒng)計特征描述

3　　實證分析

3. 1面板單位根檢驗

在進行實證分析前，為了避免出現(xiàn)偽回歸或虛假回歸，面板數(shù)據(jù)必須滿足平穩(wěn)性的前提條件，因此需要對PVAR模型中所涉及的各個變量進行面板單位根檢驗。本文采用LLC檢驗和IPS檢驗這兩種面板數(shù)據(jù)單位根檢驗方法，在這兩種檢驗方法中，LLC檢驗屬于同質(zhì)面板單位根檢驗，IPS檢驗屬于異質(zhì)面板單位根檢驗。采用上述兩種方法進行檢驗時，根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(AIC)值最小的原則來確定最佳的滯后期數(shù)。從表2所示的檢驗結(jié)果可以看出，4個變量的原序列不能完全通過LLC和IPS檢驗，是非平穩(wěn)的，但經(jīng)過一階差分后平穩(wěn)。因此這4個變量存在一階單整。在接下來的PVAR模型估計中，將上述一階差分后4個變量Durgap、Drgdp、Drind、Dupind引入PVAR模型。就經(jīng)濟意義來看，一階差分后的4個變量與原變量相比并未發(fā)生改變。

表2　向量單位根檢驗結(jié)果

3. 2 PVAR模型GMM估計結(jié)果

通過單位根檢驗各變量的平穩(wěn)性之后，對PVAR模型進行GMM估計還需首先確定模型滯后階數(shù)。對滯后階數(shù)的選擇綜合考慮AIC、SIC準(zhǔn)則以及PVAR模型的收斂趨勢，選取滯后階數(shù)為二階對PVAR模型進行估計。估計過程在stata12. 0軟件中完成，方法與運行程序參考了Inessa Love (2006)及其編寫的stata程序。在進行helmert變換后通過GMM估計得到的結(jié)果如表3所示:

表3　PVAR模型的GMM估計結(jié)果

在表3所列的PVAR模型進行GMM估計結(jié)果中，hDurgap、hDrgdp、hDrind以及hDupind分別為各相應(yīng)變量經(jīng)過helmert變換，消除個體效應(yīng)后的序列; bGMM和tGMM分別為被解釋變量相對于解釋變量的回歸系數(shù)及t統(tǒng)計值。

表3第2列反映了經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對城鄉(xiāng)收入差距的影響?？梢钥闯?，Drgdp的滯后二期與當(dāng)期的Durgap有正向關(guān)系，其影響值為0. 007，在5%的水平下顯著，但是Drgdp的滯后一期與當(dāng)期Durgap存在負(fù)向關(guān)系; Drind滯后一期和滯后二期對城鄉(xiāng)收入差距的影響為正，但是鑒于Drind的數(shù)值特征(數(shù)值越大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越不合理)，表明了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化調(diào)整在滯后一期和滯后二期均對城鄉(xiāng)收入差距起到了抑制作用;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化Dupind對城鄉(xiāng)收入差距Durgap的影響在滯后一期是具有負(fù)效應(yīng)，而在滯后二期時產(chǎn)生正向沖擊效應(yīng)，兩者之間的變化表現(xiàn)出一定的復(fù)雜性。

從表3的其他列系數(shù)中，我們可以看出城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟增長以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的動態(tài)影響，從第4列可以看出，Durgap的滯后一期在1%的顯著性水平上對Drgdp產(chǎn)生正向影響，Durgap的滯后二期在10%的顯著性水平上對Drgdp產(chǎn)生負(fù)向影響。第6列和第8列反映了城鄉(xiāng)收入差距的變化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整變動的影響。從GMM回歸系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，在滯后一期內(nèi)，城鄉(xiāng)收入差距的變化會對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化調(diào)整產(chǎn)生負(fù)向影響，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化發(fā)揮正向效應(yīng);從較長的滯后期來看，城鄉(xiāng)收入差距的變化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化均產(chǎn)生正向影響。

然而，就結(jié)構(gòu)特征來說，PVAR模型是動態(tài)的模型，因而表3中單個變量系數(shù)的意義以及其變化對其他變量產(chǎn)生的影響是很難確認(rèn)的，也即是表中系數(shù)的大小以及顯著性水平并不能完全反應(yīng)變量間的相互關(guān)系。因此在實證分析中需要進一步對PVAR模型進行脈沖響應(yīng)和方差分解分析。

3. 3脈沖響應(yīng)分析

通過脈沖響應(yīng)函數(shù)，可以直觀刻畫出某個變量的沖擊對其他變量帶來的影響以及相關(guān)變量對沖擊的反應(yīng)。圖1為PVAR模型的脈沖響應(yīng)圖，該圖通過蒙特卡洛(Monte Carlo)實驗?zāi)M500次后得到。具體分析了各個內(nèi)生變量隨機擾動項上加上一個標(biāo)準(zhǔn)差單位大小的沖擊對其他內(nèi)生變量當(dāng)期值和未來期值產(chǎn)生的影響。圖中各個脈沖響應(yīng)圖的橫軸表示沖擊作用的響應(yīng)期數(shù)，本文和大部分文獻(xiàn)一樣，考察了響應(yīng)期數(shù)為6期的變化情況，縱軸則代表了內(nèi)生變量對相應(yīng)變量沖擊的響應(yīng)程度，從脈沖響應(yīng)圖可以看出，所有變量的脈沖響應(yīng)經(jīng)過6期后均呈現(xiàn)收斂趨勢，表明本文所構(gòu)建的PVAR模型是穩(wěn)健的。

圖1　PVAR模型的脈沖響應(yīng)圖

在圖1的脈沖響應(yīng)圖中，第一行反映了變量Durgap一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊下對其自身的影響以及其他3個內(nèi)生變量Drgdp、Drind、Dupind的一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對Durgap產(chǎn)生的影響。從脈沖響應(yīng)圖可知，Durgap在自身一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊下，經(jīng)過6期后影響趨向于0。Drgdp的脈沖沖擊對Durgap產(chǎn)生負(fù)向影響在第一期的效應(yīng)達(dá)到－0. 0077后出現(xiàn)回調(diào)，呈現(xiàn)正向影響但逐步減弱，累積的沖擊效應(yīng)為0. 0016，表明經(jīng)濟增長盡管短期內(nèi)可能縮小城鄉(xiāng)收入差距，但是從整體來看經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)收入差距擴大沒有起到較強的抑制作用。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對城鄉(xiāng)收入差距變化的影響方面，Drind的沖擊對Durgap產(chǎn)生的影響始終為正，在第二期達(dá)到最大效應(yīng)0. 0065后隨時間推移收斂于正的均衡值，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化有助于持續(xù)抑制城鄉(xiāng)收入差距，Dupind的沖擊在第1期對Durgap產(chǎn)生負(fù)向的影響，效應(yīng)為－0. 0027，之后在第2期開始產(chǎn)生正向變化，經(jīng)過一定調(diào)整在第3期后逐步收斂于正的均衡值，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化對城鄉(xiāng)收入差距的影響在短期內(nèi)具有不確定性，但是沖擊累積效應(yīng)達(dá)到0. 0013，表明長期內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化缺乏縮小城鄉(xiāng)收入差距變動的效果。

從其它各行的脈沖響應(yīng)圖中，可以觀察城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化及高級化調(diào)整產(chǎn)生的影響。第二行第一列的脈沖響應(yīng)圖反映Drgdp對Durgap的一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊的反應(yīng)。從圖可知，正向沖擊效應(yīng)在第一期達(dá)到最大值0. 3788后逐步下降至第六期的0. 0693，意味著城鄉(xiāng)收入差距的擴大促進了經(jīng)濟的增長。第三行以及第四行的第一列的脈沖響應(yīng)圖分別反映了Drind、Dupind對Durgap的一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊的反應(yīng)。Drind對Durgap的沖擊效應(yīng)從初始階段的0. 0103下降至第一期的－0. 0204，經(jīng)過6期后，累積效應(yīng)為－0. 0618，表明城鄉(xiāng)收入差距的變動在一定程度上促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化調(diào)整; Dupind對Durgap的沖擊效應(yīng)表現(xiàn)出持續(xù)下降的收斂趨勢，表明城鄉(xiāng)收入差距的變動阻礙了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化調(diào)整的進程。

3. 4方差分解

方差分解結(jié)果能夠反映出對模型中內(nèi)生變量產(chǎn)生沖擊的隨機擾動的相對重要性，可以進一步度量結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度大小。從表4的方差分解結(jié)果可以看出，就城鄉(xiāng)收入差距而言，除了自身影響外，經(jīng)濟的快速增長對城鄉(xiāng)收入差距的貢獻(xiàn)度達(dá)到了5. 2%左右，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化對城鄉(xiāng)收入差距的貢獻(xiàn)度達(dá)到1. 4%，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對城鄉(xiāng)收入差距的貢獻(xiàn)度較小;從城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟增長以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整來看，其對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)度基本穩(wěn)定在1. 37%，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化的貢獻(xiàn)度分別為1. 36%以及0. 006%，表明城鄉(xiāng)收入差距的持續(xù)擴大，未能有效改變我國城鄉(xiāng)分割的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，對經(jīng)濟增長以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進作用還不太明顯。

表4　方差分解表

4　結(jié)論與政策建議

本文通過構(gòu)建PVAR模型，對1998～2012年全國各省區(qū)(除西藏外)的經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動與城鄉(xiāng)收入差距的動態(tài)變化進行研究。通過GMM估計和脈沖響應(yīng)分析以及方差分解可以概括得到如下的結(jié)論: (1)經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距之間具有雙向關(guān)系，盡管短期內(nèi)經(jīng)濟增長可能抑制城鄉(xiāng)收入差距的擴大，但是長期來看，經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距的變動存在相互促進作用，在一定程度上表明目前我國經(jīng)濟增長與收入分配還處于Kuznets“倒U”型曲線的上升階段; (2)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化和高級化調(diào)整與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系并不一致。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化調(diào)整有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距，而城鄉(xiāng)收入差距的變動也存在促使合理化調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的推動力;從脈沖響應(yīng)和方差分解結(jié)果來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化缺乏縮小城鄉(xiāng)收入差距變動的效果，同樣當(dāng)前城鄉(xiāng)收入差距的變動不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化發(fā)展; (3)經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與城鄉(xiāng)收入差距的相互影響程度還不太顯著。盡管黨的十六大之后推行城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略，但是城鄉(xiāng)二元分割經(jīng)濟結(jié)構(gòu)并未產(chǎn)生根本性改變，而戶籍制度的存在阻礙了勞動力在城鄉(xiāng)之間的自由流動，城鄉(xiāng)的差距依舊是我國當(dāng)前改革面臨的最大社會問題;在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)上，經(jīng)過多年經(jīng)濟發(fā)展，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中比重穩(wěn)步上升，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整促進了三次產(chǎn)業(yè)之間的發(fā)展趨向合理化，但是除北京、上海等少數(shù)省市外，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化和高級化程度并不高，因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化對縮小城鄉(xiāng)收入差距的推動作用并不顯著。

基于此，在今后經(jīng)濟發(fā)展進程中，要改變當(dāng)前城鄉(xiāng)收入差距不斷擴大的局面，需要綜合考慮經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整的影響，有效利用三者之間具有的內(nèi)在聯(lián)系，制定針對性的政策，才能獲得滿意的效果。具體而言，在推動經(jīng)濟進一步發(fā)展的同時，還需持續(xù)改變城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，推進城鄉(xiāng)經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展，在經(jīng)濟增長中促進城鄉(xiāng)居民收入差距的收斂;在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面，應(yīng)在堅持市場主體地位的同時，充分發(fā)揮市場功能，在政府制定科學(xué)合理的產(chǎn)業(yè)政策的指引下，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進行優(yōu)化調(diào)整，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化和高級化，在此基礎(chǔ)上改善當(dāng)前城鄉(xiāng)收入差距的現(xiàn)狀。

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(責(zé)任編輯:王平)

Economic Growth，Industrial Structure Change and the Income Gap between Urban and Rural Residents——Dynamic Analysis Based on PVAR Model

Huang Keren1，2Wei Tingqi2
(1．Capital University of Economics and Business，F(xiàn)engtai 100070，China; 2．Guangxi University of Science and Technology，Liuzhou 545006，China)

〔Abstract〕This article uses the PVAR model to study the dynamic relationship between economic growth，industrial structure change and the income gap between urban and rural residents in China during 1998－2012．Research results show: economic growth has reduced the short－term impact on the income gap between urban and rural areas，but in the long term，changes in economic growth and income gap between urban and rural areas promote each other; however，industrial structure adjustment is not consistent with the income gap between urban and rural areas．Industrial structure rationalization can help to narrow the income gap between urban and rural areas，and changes in the income gap between urban and rural areas also have driving force to promote the rationalization of industrial structure; industrial structure upgrading lacks the effect of narrowing the income gap between urban and rural areas，and the change of income gap between urban and rural areas is not conducive to the upgrading of the industrial structure．

〔Key words〕economic growth; industrial structure; urban and rural income gap; panel VAR; impulse response; GMM estimation

作者簡介:黃可人，首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院博士研究生，廣西科技大學(xué)教師。研究方向:經(jīng)濟增長與收入分配理論。韋廷柒，廣西科技大學(xué)社會科學(xué)學(xué)院教授，碩士生導(dǎo)師。研究方向:社會主義市場經(jīng)濟理論。

基金項目:國家社科基金一般項目(項目編號: 12BDJ028)。

收稿日期:2016—01—08

〔中圖分類號〕F121. 3; F224

〔文獻(xiàn)標(biāo)識碼〕A

DOI:10．3969/j．issn．1004－910X．2016．04．018