李小林，司登奎，江 春

(1.中國海洋大學 經(jīng)濟學院，山東 青島266100； 2. 青島銀行，山東 青島 266071；3.武漢大學 經(jīng)濟與管理學院，湖北 武漢 430072)

人民幣匯率與城鄉(xiāng)收入差距

李小林1,2，司登奎3，江 春3

(1.中國海洋大學 經(jīng)濟學院，山東 青島266100； 2. 青島銀行，山東 青島 266071；3.武漢大學 經(jīng)濟與管理學院，湖北 武漢 430072)

在人民幣國際化和匯率雙向波動的背景下，人民幣匯率變動對城鄉(xiāng)收入差距的影響，即人民幣匯率變動的分配效應不容忽視?，F(xiàn)有研究對這一問題的探討大多強調其線性影響，且存在重大分歧。鑒于此，文章基于開放經(jīng)濟的視角，從我國二元經(jīng)濟結構層面來揭示匯率變動作用于城鄉(xiāng)收入差距的微觀機理。理論分析表明，匯率變動會通過城鄉(xiāng)可貿易品的比重和勞動生產(chǎn)率影響城鄉(xiāng)收入差距。為刻畫上述影響，文章進一步采用Hansen(1999)的面板門檻模型進行實證分析，結果表明：人民幣實際有效匯率變動對城鄉(xiāng)收入差距的影響依賴于地區(qū)人均收入水平和貿易開放度，且呈現(xiàn)非對稱性和區(qū)域異質性特征，即人民幣匯率升值有利于縮小中低收入水平地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，但會擴大高收入水平且高貿易開放度地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，而對中高收入水平且低貿易開放度地區(qū)的影響則不明顯。因此，隨著人民幣匯率市場化改革的不斷推進，因地而異地看待匯率變動的分配效應并因地制宜采取措施加以應對，將是中國政府未來應該正視的課題。

匯率；收入差距；面板門檻模型；分配效應

一、問題的提出及文獻回顧

自2005年7月我國進行人民幣匯率制度改革以來，人民幣匯率的浮動區(qū)間在不斷擴大，人民幣匯率彈性也在不斷增強，特別是2015年8月11日匯改以來，人民幣匯率的雙向波動特征愈加明顯。值得注意的是，由于匯率是本國貨幣在國際市場上的價格，因此其水平高低及其變動都會產(chǎn)生相對價格效應和財富效應，并進而產(chǎn)生分配效應。例如，匯率水平及其變動會通過影響進出口產(chǎn)品的物價水平(相對價格效應)而產(chǎn)生分配效應。本國匯率升值會使進口品的價格下降，從而導致本國居民的實際收入上升和本國企業(yè)的成本下降；本國匯率貶值則使進口品的價格上升，從而導致本國居民的實際收入下降和本國企業(yè)的成本上升。同時，由于一國居民各自所持有的貨幣種類和數(shù)量都可能不同，因此匯率水平及其變動會通過正的(或負的)財富效應來影響居民之間的收入分配。更重要的是，匯率水平及其變動會通過影響本國不同部門或不同產(chǎn)業(yè)(如進口或出口產(chǎn)業(yè))的成本或利潤，從而影響不同部門或不同產(chǎn)業(yè)的勞動力需求、就業(yè)機會和工資水平，并最終影響收入分配。綜上所述，一國匯率的變動會通過多種途徑對收入分配產(chǎn)生影響。

作為收入分配不均的重要方面，城鄉(xiāng)收入差距一直都是我國社會各界普遍關注的重大問題。雖然我國政府已采取多種有利于改善收入分配不公并以此促進公平正義的政策和措施，但這一問題始終未得到根本改觀。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，20世紀80年代中期我國的基尼系數(shù)只有0.16，2000年則上升到0.44，2008年更是高達0.49左右(李實和羅楚亮，2011)。此外，2014年我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為28 844元，農村居民純收入為9 892元，城鄉(xiāng)居民收入比達到2.92∶1。這是2002年以來我國城鄉(xiāng)收入比首次降至3倍以下，但與發(fā)達國家(甚至發(fā)展中國家的平均水平)相比，我國的城鄉(xiāng)收入比仍然偏高。

誠然，導致我國城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)存在，甚至日益惡化的原因是多方面的，既有初次分配方面的原因，也有再分配方面的原因。從宏觀層面來看，我國長期實行以大城市為依托的工業(yè)化道路以及嚴格的戶籍管理制度，這種發(fā)展模式既不利于農村勞動力就業(yè)結構的優(yōu)化，也不利于居民居住方式的改進，從而深化了獨特的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構。二元經(jīng)濟結構的存在又將中國的社會經(jīng)濟分割成兩種空間上的中國，即“農村的中國”和“城市的中國”，且這兩種空間格局的存在又使得城鄉(xiāng)發(fā)展差距不斷擴大(陳斌開和林毅夫，2013；江春等，2016)。從微觀層面來講，我國農業(yè)基礎薄弱，農村發(fā)展滯后，農民增收困難，這種獨特的“三農”問題嚴重損害了農民的利益。與此同時，雖然大量的農村剩余勞動力涌向城市，但由于并未真正獲得城市戶籍，因而他們無法最大程度地享受城市發(fā)展所帶來的紅利，這不僅不利于促進商品消費和刺激經(jīng)濟增長，還造成了城鄉(xiāng)之間的收入分配不均等程度不斷加大。因此，厘清城鄉(xiāng)收入差距的動態(tài)變化、影響因素及其動態(tài)傳導機制，不但有利于政府選擇恰當?shù)恼{控工具，還對當前國家實現(xiàn)經(jīng)濟轉型、促進居民收入分配合理化具有重要的現(xiàn)實意義。

需要指出的是，在影響我國城鄉(xiāng)收入差距的眾多因素中，人民幣匯率變動的分配效應不容小覷。一方面，從匯率變動影響收入分配的相對價格效應來說，我國農村居民與城市居民在生產(chǎn)和消費的貿易品上有所差異，人民幣匯率的變動會通過影響進出口貿易而作用于貿易結構、產(chǎn)業(yè)結構、就業(yè)結構以及經(jīng)濟增長等諸多宏觀經(jīng)濟變量，并進而對城鄉(xiāng)收入分配格局產(chǎn)生重要影響。另一方面，從匯率變動影響收入分配的財富效應來說，人民幣匯率變動會影響我國城鄉(xiāng)居民各自所持有的貨幣種類和數(shù)量，以及對跨境資本投資產(chǎn)生重要影響。特別是在人民幣國際化進程不斷加速和金融雙向開放深入推進的背景下，人民幣匯率的市場化程度會進一步增強，人民幣的升值或貶值也很可能更加頻繁和快速，而這無疑會強化人民幣匯率變動對城鄉(xiāng)收入分配的財富效應。因此，深入研究人民幣匯率變動對我國城鄉(xiāng)收入差距的影響具有重大的理論及實踐意義。

目前，由于數(shù)據(jù)來源、樣本選擇區(qū)間以及研究視角的不同，已有研究在人民幣匯率升值(或貶值)是縮小城鄉(xiāng)收入差距還是擴大城鄉(xiāng)收入差距這一問題上存在重大分歧。一類觀點認為，人民幣升值有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。例如，Jeanneney和Hua(2001)運用1982-1996年中國各省份的年度數(shù)據(jù)，具體研究了人民幣實際有效匯率和城鄉(xiāng)人均收入比之間的關系，發(fā)現(xiàn)人民幣貶值會擴大城鄉(xiāng)之間的單位資本收入比，從而加劇城鄉(xiāng)收入差距。而另一類觀點則認為，人民幣升值會擴大城鄉(xiāng)收入差距。例如，張琳和廉永輝(2013)采用面板VAR模型實證檢驗了1982-2011 年人民幣匯率與產(chǎn)業(yè)結構、城鄉(xiāng)收入差距之間的關系，發(fā)現(xiàn)人民幣實際匯率上升會影響產(chǎn)業(yè)結構變化，進而不利于城鄉(xiāng)收入差距的縮小。

有趣的是，國外也存在類似的分歧。一派觀點認為匯率升值對農村居民有利，實際匯率升值可以縮小城鄉(xiāng)收入差距。例如，lvarez和López(2009)發(fā)現(xiàn)，實際匯率貶值會通過影響出口企業(yè)對熟練工人的需求，并進一步影響不同類型工人的工資水平而加劇收入分配不平等，且只有匯率升值才對農村居民有利。而另一派觀點則認為，匯率升值對農村居民不利，實際匯率升值會擴大城鄉(xiāng)收入差距，而匯率貶值則對農村居民有利，并有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。例如，Bourguignon 等(1991)以OECD國家為研究對象，發(fā)現(xiàn)匯率升值會增加農村地區(qū)失業(yè)率，不利于農村居民收入的提高，從而不利于縮小收入差距；Minot(1998)在家庭預算約束的基礎上構建了包含家庭和廠商的兩部門模型對匯率貶值的收入分配效應進行分析，發(fā)現(xiàn)匯率貶值能夠改變總需求和價格水平，從而提高工資水平，進而對低收入者有利。

鑒于上述分析，本文基于開放經(jīng)濟的研究視角，兼顧我國二元經(jīng)濟結構的固有特征，梳理總結匯率變動作用于我國城鄉(xiāng)收入差距的微觀機理。理論分析表明，匯率變動會通過城鄉(xiāng)可貿易品的比重和勞動生產(chǎn)率影響城鄉(xiāng)收入差距。在此基礎上，本文采用Hansen(1999)提出的面板門檻模型，量化分析了1994-2016年人民幣匯率變動對城鄉(xiāng)收入差距的非對稱影響，然后根據(jù)衡量不同經(jīng)濟環(huán)境下的門檻變量將樣本省份進行內生分組，以便厘清人民幣匯率變動影響城鄉(xiāng)收入差距的區(qū)域異質性，并力爭彌合人民幣匯率升值(或貶值)究竟是縮小還是擴大城鄉(xiāng)收入差距這一理論上的分歧，進而準確地把握人民幣匯率變動的收入分配效應。實證結果顯示，人民幣實際有效匯率變動對城鄉(xiāng)收入差距的影響依賴于地區(qū)人均收入水平和貿易開放度，且呈現(xiàn)非對稱性和區(qū)域異質性特征，即人民幣匯率升值有利于縮小中低收入水平地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，但會擴大高收入水平且高貿易開放度地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，而對中高收入水平且低貿易開放度地區(qū)的影響并不明顯。由于面板門檻回歸模型考慮了變量之間的關系可能存在區(qū)域異質性，因此它對于刻畫匯率影響城鄉(xiāng)收入差距的非對稱性和區(qū)域異質性特征具有一定的適用性。

與以往研究相比，本文可能的貢獻在于：(1)目前關于城鄉(xiāng)收入分配的文獻大多關注宏觀經(jīng)濟發(fā)展、政策差異和歷史遺留等因素的影響，而本文則從匯率變動層面考察影響城鄉(xiāng)收入差距的機制。(2)在技術處理層面，本文首先基于匯率變動影響城鄉(xiāng)收入差距的門檻效應，然后依據(jù)門檻值對樣本內的省份進行內生分組，并進一步考察匯率變動對城鄉(xiāng)收入差距影響的區(qū)域異質性特征，這有助于綜合客觀地考察匯率變動所帶來的分配效應。(3)本文有助于我們深入認識匯率變動影響城鄉(xiāng)收入差距的內在機理與外在表現(xiàn)，進而為中國制定有利于改善城鄉(xiāng)收入分配狀況的相關政策提供啟示。

二、理論分析與研究方法

(一)理論分析

在匯率變動影響城鄉(xiāng)收入差距的渠道中，城市與農村貿易品份額及價格的相對變動是影響收入分配的重要因素。鑒于此，我們從二元經(jīng)濟層面分析匯率變動影響城鄉(xiāng)收入分配的機制。對于地區(qū)i而言，其總收入(Yi)等于總產(chǎn)量(Qi)與價格(Pi)的乘積，也即：

Yi=Qi×Pi

(1)

其中，我們設定產(chǎn)量是關于勞動人口(Li)和資本(Ki)的函數(shù)，因此可以將其表達為柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的形式，具體如下：

(2)

其中，A表示技術水平，α與β分別表示勞動與資本要素的彈性或份額。在市場經(jīng)濟中，生產(chǎn)要素的需求取決于其相對價格。首先，我們將商品分為貿易品與非貿易品，如下式所示：

Yi=(QTi,PTi)+(QNTi,PNTi)

(3)

其中，QTi與QNTi分別表示i地區(qū)貿易品和非貿易品的產(chǎn)量，PTi與PNTi則分別表示i地區(qū)貿易品和非貿易品的生產(chǎn)價格。為了獲得i地區(qū)的實際人均收入，我們先計算出i地區(qū)的總收入與總人口的比值，并進一步除以居民消費者價格指數(shù)PCi。同時，記貿易品份額為ai=QTi/Qi，因此我們有如下等式成立：

(4)

給定每個地區(qū)的實際匯率，*Edwards (1989) 認為均衡實際匯率是同時實現(xiàn)外部和內部均衡的貿易品價格和非貿易品價格之比；同時，根據(jù)巴拉薩-薩繆爾森效應，由于貿易品滿足“一價定律”，因此非貿易品相對于貿易品價格的波動能夠在一定程度上解釋兩國實際匯率水平的波動。因此，本文也將實際匯率定義為貿易品和非貿易品的相對價格，且假定貿易品采取外幣定價，即實際匯率為間接標價法。即γi=PTi/PNTi，因此有：

(5)

假設在該經(jīng)濟系統(tǒng)中貿易品占地區(qū)i消費者價格指數(shù)的權重系數(shù)為δi，且貿易品和非貿易品的消費價格分別為PCTi與PCNTi，則我們有下式成立：

(6)

不妨設ψ=PCTi/PCNTi，進一步可將式(6)重新表達如下：

PCi=ψδiPCNTi

(7)

此時，我們可將式(5)重新表達如下：

(8)

此外，我們假設非貿易品中包含消費品，且有PNTi=PCNTi，因此上式可寫成：

(9)

如果記城市家庭為u，農村家庭為r，則城市家庭與農村家庭的相對收入可表示為：

(10)

從上式可以看出，如果城市地區(qū)比農村地區(qū)生產(chǎn)出更高比重的可貿易品(au>ar)，實際匯率貶值將會不利于城鄉(xiāng)收入差距的縮?。煌瑫r從上式也可看出，城鄉(xiāng)收入分配的變動還在一定程度上取決于其勞動生產(chǎn)率的相對變動。本文認為，實際匯率升值在很大程度上可以促進技術進步，因為匯率升值可以相對減少進口設備品的價格以及提高工人工資，從而有利于資本生產(chǎn)和技術創(chuàng)新。進一步地，企業(yè)會關閉生產(chǎn)效率較低的工廠，從而不可避免地出現(xiàn)創(chuàng)造性破壞，即放棄低效率的生產(chǎn)或減少對傳統(tǒng)勞動力的依賴。從這一角度來講，勞動生產(chǎn)率是連接實際匯率與收入分配的重要變量。

(二)方法介紹

為了考察實際有效匯率變動影響城鄉(xiāng)收入差距的非對稱性和區(qū)域異質性，我們采用面板門檻模型進行實證分析。在對門檻模型進行估計時，首先要對變量是否存在門檻效應進行檢驗。由于門檻模型的原假設為不存在門檻效應，倘若無法顯著拒絕原假設，則意味著門檻效應不存在(司登奎，2015)。Hansen(1999)通過最大似然比檢驗法(Likelihoodratiotest)模擬出檢驗統(tǒng)計量的漸進分布，并進而判斷面板模型是否存在門檻特征。遵照Hansen(1999)的研究，我們可以將面板門檻模型設定如下：

(11)

其中，vit為被解釋變量，dit為門檻變量，γ則為門檻變量的估計值，而hit為控制變量向量，μi則代表固定效應，誤差項εit是期望值為0且方差為σ2的獨立同分布。

依前文所述，面板模型的原假設為不存在門檻效應，即式(11)中的“α1=α2”成立，相應的備擇假設即為α1≠α2。據(jù)此，我們構造如下檢驗統(tǒng)計量，并采用bootstrap法對該統(tǒng)計量的漸進分布進行模擬：

(12)

(13)

三、指標選取和數(shù)據(jù)來源

在度量城鄉(xiāng)收入差距的指標選取上，現(xiàn)有研究常將城鎮(zhèn)人均可支配收入與農村人均純收入之比作為我國城鄉(xiāng)收入差距的度量指標(歐陽志剛，2009；張琳和廉永輝，2013；鈔小靜和沈坤榮，2014)。雖然該方法計算相對簡便，但該度量方法并沒有反映城鄉(xiāng)人口所占比重的動態(tài)變化。由于我國是一個發(fā)展中的農業(yè)大國，且農業(yè)人口比重在近年來發(fā)生了較大的變動，倘若忽視人口變動所帶來的影響，將不利于準確度量我國的城鄉(xiāng)收入差距(歐陽志剛，2009)。此外，基尼系數(shù)也是國際上通用的測量收入差距的指標，但由于其是根據(jù)洛倫茨曲線所劃分的收入階層計算得到的，因此更適合于刻畫總體收入的不均等程度，而并不適合作為城鄉(xiāng)收入差距的度量指標(歐陽志剛，2009)。Theil(1967)所提出的泰爾指數(shù)不僅同時考慮了人群組內與組間的收入差距，而且還涵蓋了收入差距的變動幅度，因此對于衡量城鄉(xiāng)收入差距具有一定的適用性(王少平和歐陽志剛， 2008；歐陽志剛，2014；江春等，2016)。計算公式具體如下：

(14)

其中，gap表示城鄉(xiāng)收入差距，Wut與Wrt分別代表城鎮(zhèn)與農村地區(qū)的總收入水平，而Mut與Mrt分別代表城鎮(zhèn)與農村地區(qū)的總人口數(shù)量。不難發(fā)現(xiàn)，泰爾指數(shù)將收入比例作為衡量收入差距的權重，對城鄉(xiāng)收入的份額進行加權得到城鄉(xiāng)收入差距，這符合我國城鄉(xiāng)二元結構的發(fā)展背景(王少平和歐陽志剛，2008)。此外，泰爾指數(shù)的算法還綜合考慮了城鄉(xiāng)居民收入和人口結構的變化(趙永平和徐盈之，2014)。因此，本文定義的泰爾指數(shù)能夠較好地反映我國城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟的發(fā)展背景，也能夠綜合考慮城市和農村的人口與收入的整體變化，將其用于度量我國城鄉(xiāng)收入差距具有一定的準確性和合理性。

對于實際有效匯率而言，本文首先計算出各省與其發(fā)生貿易往來的國家(地區(qū))之間的雙邊實際匯率，然后以各省與其貿易對象之間的貿易份額為權重進行加權平均求得。值得注意的是，兼顧到數(shù)據(jù)的代表性和可得性，本文僅選取各省排名前10位的貿易對象進行實際有效匯率指標的測算。因此，各省實際有效匯率的測算公式可以表述為：

(15)

其中，eij,t表示人民幣與i省貿易對象j的貨幣在t時期的雙邊名義匯率(以間接標價法表示)，CPIit與CPIij,t則分別代表t時期i省及其貿易對象j的消費者價格指數(shù)(均以2010年為基期)，wij表示i省與其貿易對象j之間的貿易額在其總貿易額(該省與其前10位貿易對象之間的貿易總額)中所占的比重。因此，根據(jù)式(15)計算出的實際有效匯率上升則意味著升值，反之則意味著貶值。值得指出的是，雖然公式中不同省份與相同貿易對象之間的雙邊名義匯率是一樣的，但由于各省份面臨的貿易對象不盡相同，且這些貿易對象在不同省份中所占的貿易份額也有差異，加上各省份的消費者價格指數(shù)各不相同，因此最終各省份所面對的實際有效匯率存在顯著差異。這在一定程度上也反映了同一時期各省份之間經(jīng)濟與貿易結構的不同，因此從省際視角分析實際有效匯率對城鄉(xiāng)收入差距的影響具有一定的合理性。

如前文所述，城鄉(xiāng)貿易品份額的相對變動是影響城鄉(xiāng)收入差距的重要因素之一，且貿易開放度對貿易品份額的影響至關重要。因此，本文借鑒Jaumotte等(2013)的研究，采用各省份的進出口總額與GDP比值來衡量貿易開放度(TradeOpenness,TO)。同時，在居民向企業(yè)提供資本時，一個不可忽略的因素便是企業(yè)對其資源的使用具有異質性。貿易部門可以使用本國的資本要素，也可以選擇使用國外的資本要素，因此金融開放指標的選擇尤為必要。該指標不僅能夠影響企業(yè)生產(chǎn)要素的配置與收入，還是衡量區(qū)域金融發(fā)展的代表性指標，因此本文還借鑒Jaumotte等(2013)的研究，采用各省的外商直接投資(FDI)與GDP的比值來衡量金融開放度(FinancialOpenness,FO)。城鄉(xiāng)相對生產(chǎn)率(URR)采用第二產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率與第一產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率之比來表示，其中第二產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率采用第二產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)之比來表示，第一產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率采用第一產(chǎn)業(yè)增加值與第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)之比來表示；人均收入水平(PGDP)用人均GDP表示。

值得注意的是，由于本文所關注的對象是人民幣實際有效匯率變動對城鄉(xiāng)收入差距的影響，因此下文分析中所使用的人民幣實際有效匯率均是采用實際有效匯率的差分值來表示。我們使用的樣本包含全國28個省份(由于黑龍江、西藏、海南和港澳臺地區(qū)的數(shù)據(jù)缺失，故本文沒有對其進行分析)，時間跨度為1994-2016年。除各省份實際有效匯率經(jīng)筆者計算之外，其余數(shù)據(jù)來源于各省統(tǒng)計年鑒、Wind數(shù)據(jù)庫和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

四、實證分析

在量化分析人民幣匯率變動對城鄉(xiāng)收入差距的影響時，為避免“偽回歸”問題的出現(xiàn)，有必要對變量進行平穩(wěn)性檢驗。實證分析中較常用的面板平穩(wěn)性檢驗主要有Levin-Lin-Chu(LLC)、Im-Pesaran-Shin(IPS)和Fisher-AugmentDickey-Fuller(FADF)等檢驗，但如果變量遭遇特殊事件的沖擊(如相關政策的出臺等)，則很可能會使得數(shù)據(jù)存在結構突變點(StructuralBreaks)，此時將會導致傳統(tǒng)方法的檢驗“勢”大大降低。鑒于此，為了提高檢驗結果的可信度，本文借鑒Chortareas和Kapetanios(2009)所提出的能捕捉結構突變的異質性面板單位根方法，具體表達如下：

(16)

其中，yi,t表示截面單位i在時刻t的變量數(shù)據(jù)，T代表傅立葉函數(shù)的周期；正弦與余弦sin(2πkt/T)和cos(2πkt/T)用來捕捉數(shù)據(jù)的變動特征，包括可能發(fā)生的突變點的個數(shù)和位置；k表示突變點個數(shù)，[ai,bi]′為波動的振幅和位移的分量。當原假設“ai=bi=0”成立時，式(16)便演化為一個標準的線性模型；而當拒絕原假設時，則意味著變量的數(shù)據(jù)生成過程呈現(xiàn)非線性特征。檢驗結果如表1所示。

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗結果(含截距項和趨勢項)

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。下同。

表2 門檻模型檢驗

從表2可以看出，當選擇貿易開放、金融開放、城鄉(xiāng)相對勞動生產(chǎn)率和人均收入作為門檻變量時，只有貿易開放與人均收入存在門檻效應，而金融開放和城鄉(xiāng)相對勞動生產(chǎn)率則不存在門檻效應，這表明貿易開放與人均收入水平都可能是實際有效匯率影響城鄉(xiāng)收入差距的門檻變量。因此，在內生分組時，我們首先將人均收入水平作為第一輪分組的門檻變量，然后以貿易開放度作為第二輪分組的門檻變量。具體情況如下：

1.以人均收入水平為門檻變量的第一輪分組

我們參照郭桂霞和彭艷(2016)的研究，通過設定不存在門檻、一個門檻和兩個門檻的遞進假設對面板模型進行估計，從而得到F統(tǒng)計量。與此同時，我們還采用bootstrap法模擬出伴隨概率P值。結果顯示，單一門檻模型在1%的顯著水平上顯著，雙重門檻模型在10%的顯著性水平上顯著。由此我們認為，匯率變動的收入分配效應在人均收入水平為門檻變量時具有雙重門檻特征，通過參數(shù)估計還可得到兩個門檻值分別是19 265元/人和33 969元/人，且均處于95%的置信區(qū)間。因此，我們根據(jù)1994-2016年各省人均收入水平的平均值，并結合估計出來的雙重門檻值，將28個省份劃分為18個較低收入水平的省份、7個中等收入水平的省份和3個較高收入水平的省份。具體結果如表3所示。

表3 各省份依據(jù)人均收入水平進行分組的結果

2.以貿易開放度為門檻變量的第二輪分組

類似地，我們采用貿易開放度作為門檻變量，考察人民幣實際有效匯率對城鄉(xiāng)收入差距的非對稱性影響。從表2的檢驗結果可以看出，貿易開放度的單一門檻模型在10%的顯著性水平上顯著，且不存在雙重門檻。因此我們判斷貿易開放具有單一門檻，且門檻值為10.343%。在此基礎上，我們將1994-2016年28個省份的貿易開放度平均值與門檻值進行對比，進一步將其中的25個省份劃分為低貿易開放度省份，而只有北京、上海和廣東屬于高開放程度的省份，具體的分組結果如表4所示。

表4 各省份依據(jù)貿易開放水平進行分組的結果

3.樣本省份的內生分組結果

從以上兩輪分組結果可以看出，人民幣實際有效匯率對城鄉(xiāng)收入差距的非對稱影響依賴于人均收入水平和貿易開放環(huán)境的變化，而且人均收入水平在樣本省份中具有雙重門檻效應，對外貿易開放程度具有單一門檻效應。我們結合人均收入水平和對外貿易開放進一步將樣本省份進行內生分組，結果如表5所示。

為了考察人民幣實際有效匯率變動影響城鄉(xiāng)收入差距所產(chǎn)生的區(qū)域異質性，我們根據(jù)表5中的內生分組結果，進一步采用面板模型考察人民幣實際有效匯率、對外貿易開放、金融開放、城鄉(xiāng)相對勞動生產(chǎn)率和人均收入水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響。具體回歸結果如表6所示。

表6 分組省份實際有效匯率變動的收入分配效應

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

從表6可以發(fā)現(xiàn)，在第1組(低人均收入水平且低貿易開放度)的18個省份中，實際有效匯率的系數(shù)為-0.001，且通過了1%的顯著性水平檢驗，這表明人民幣實際有效匯率升值(貶值)能夠縮小(擴大)該組的城鄉(xiāng)收入差距。同時，貿易開放的系數(shù)顯著為負，這表明貿易開放程度的增加(下降)能夠縮小(擴大)該組的城鄉(xiāng)收入差距。相反，對于金融開放和城鄉(xiāng)相對生產(chǎn)率而言，其系數(shù)顯著且分別為0.036和0.010，這意味著金融開放程度和城鄉(xiāng)相對生產(chǎn)率的提高不但不利于縮小低收入水平且低貿易開放度省份的城鄉(xiāng)收入差距，反而會使其城鄉(xiāng)收入差距進一步擴大。

在第2組(中等人均收入且低貿易開放度)的6個省份中，實際有效匯率的系數(shù)為0.0004，但不顯著，這表明實際有效匯率變動對中等收入水平且低貿易開放度省份的城鄉(xiāng)收入差距的影響不明顯。對于金融開放而言，其系數(shù)為-0.050，且通過了1%的顯著性水平檢驗，這表明金融開放有利于中等收入水平且低貿易開放度省份城鄉(xiāng)收入差距的縮小。相反，貿易開放和城鄉(xiāng)相對勞動生產(chǎn)率的提高不但不會對中等收入水平且低貿易開放度省份的城鄉(xiāng)收入差距起到一定的縮小作用，反而會繼續(xù)加劇其收入差距的擴大。

在第3組(中等收入水平且高貿易開放度)中的廣東省，人民幣實際有效匯率系數(shù)為-0.002，且通過了1%的顯著性檢驗，這表明人民幣實際有效匯率升值能夠縮小中等收入水平且高貿易開放度省份的城鄉(xiāng)收入差距，而且貿易開放與金融開放的系數(shù)顯著，分別為-0.0003和-0.018，這意味著貿易開放與金融開放均能夠對中等收入水平且高貿易開放度省份的城鄉(xiāng)收入差距起到一定的縮小作用。

在第4組和第5組(高收入水平下的低貿易開放度和高貿易開放度省份)的回歸結果中，人民幣實際有效匯率的系數(shù)顯著為正，這表明人民幣實際有效匯率升值(貶值)均會擴大(縮小)城鄉(xiāng)收入差距。同樣地，貿易開放程度與城鄉(xiāng)相對勞動生產(chǎn)率的提高不但不會縮小該樣本下的城鄉(xiāng)收入差距，反而會對城鄉(xiāng)收入差距的擴大起到一定的加劇作用。

綜合以上結果，我們可得出：首先，人民幣實際有效匯率對我國城鄉(xiāng)收入差距的影響具有顯著的區(qū)域異質性，其中，在低收入水平且低貿易開放度、中等收入水平且高貿易開放度的省份中，人民幣匯率升值(貶值)均能縮小(擴大)其城鄉(xiāng)收入差距。而對于高收入水平的省份而言，人民幣匯率升值(貶值)卻會擴大(縮小)其城鄉(xiāng)收入差距。從匯率變動作用于城鄉(xiāng)收入差距的渠道來看，我國在世界貿易市場中主要用以出口或進口競爭的貿易部門主要分布在城市，而我國農業(yè)部門的開放程度相對較低，即農村居民消費的貿易產(chǎn)品遠遠小于城市居民，實際匯率升值會相對有利于生產(chǎn)非貿易農產(chǎn)品的農村居民，這意味著實際匯率升值對城市消費價格所帶來的降低程度要強于農村地區(qū)。由于匯率變動對生產(chǎn)與消費更多貿易品的城市居民影響較大，因此人民幣實際有效匯率升值有利于我國低收入水平且低貿易開放度、中等收入水平且高貿易開放度的19個省份城鄉(xiāng)收入差距的縮小。其次，貿易開放度的擴大對低收入水平和低貿易開放度省份縮小城鄉(xiāng)收入差距也能起到一定的促進作用；同時，廣東省作為中等收入水平及高貿易開放度的省份，其城鄉(xiāng)收入差距的縮小也得益于貿易開放的發(fā)展。由于我國貿易品和非貿易品的生產(chǎn)及分布存在典型的區(qū)域差異性，因此相對于高收入水平的省份來說，低收入和中等收入水平的省份工業(yè)品占比較低，而農產(chǎn)品占比則相對較高，而此時若采取擴大貿易開放的政策，則有利于擴大貿易品中農產(chǎn)品的份額，從而有利于提高農村居民的收入水平，進而有利于低收入和中等收入水平的省份(包括低貿易開放度和高貿易開放度)縮小城鄉(xiāng)收入差距。再次，金融開放不利于低收入水平且低貿易開放度省份縮小城鄉(xiāng)收入差距，只有9個省份受惠于金融開放，這是因為城鄉(xiāng)金融資源分配存在不公，金融開放所產(chǎn)生的紅利更多地流向城市部門，使得城鄉(xiāng)部門無法同等獲益于金融開放。最后，城鄉(xiāng)相對勞動生產(chǎn)率的擴大不利于所有地區(qū)縮小城鄉(xiāng)收入差距。事實上，自1990年以來，我國工業(yè)生產(chǎn)率提高的速度明顯快于農業(yè)生產(chǎn)率，可見城市偏向發(fā)展的政策紅利并沒有惠及農村居民，而是進一步擴大了城鄉(xiāng)收入差距。

五、結論與啟示

本文基于我國二元經(jīng)濟背景，梳理了匯率變動影響城鄉(xiāng)收入差距的微觀機理，進一步選取1994-2016年我國28個省份的數(shù)據(jù)，采用面板門檻模型(結合內生分組)對人民幣實際有效匯率變動的收入分配效應進行實證分析，發(fā)現(xiàn)人民幣實際有效匯率變動對城鄉(xiāng)收入差距的影響并非固定不變，而是呈現(xiàn)顯著的非線性門檻效應和區(qū)域異質性特征，具體表現(xiàn)為：(1)在低收入水平且低貿易開放度、中等收入水平且高貿易開放度的19個省份中，人民幣實際有效匯率升值(貶值)均能夠縮小(擴大)城鄉(xiāng)收入差距；而對于高收入水平的省份而言，人民幣實際有效匯率升值(貶值)卻會擴大(縮小)其城鄉(xiāng)收入差距。(2)貿易開放的擴大對低收入水平且低貿易開放度、中等收入水平且高貿易開放度的19個省份城鄉(xiāng)收入差距的縮小起到一定的促進作用，但會擴大其余地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。(3)金融開放不利于低收入水平且低貿易開放度的19個省份縮小城鄉(xiāng)收入差距，但有利于其余9個地區(qū)縮小城鄉(xiāng)收入差距。(4)城鄉(xiāng)相對勞動生產(chǎn)率的擴大不利于所有地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的縮小。

基于上述研究結果，我們可以得到以下啟示：(1)由于人民幣實際有效匯率對我國城鄉(xiāng)收入差距的影響具有顯著的非對稱性和區(qū)域異質性，因此我國政府在制定縮小收入差距的政策時，要結合各地區(qū)自身發(fā)展特征而采取有差異和針對性的政策以應對匯率變動對城鄉(xiāng)收入差距的沖擊。(2)由于城鄉(xiāng)相對勞動生產(chǎn)率的擴大不利于所有地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的縮小，因此縮小城鄉(xiāng)相對勞動生產(chǎn)率是各地區(qū)緩解收入差距的重要方向之一，如加快傳統(tǒng)農業(yè)向現(xiàn)代農業(yè)的轉型、促進農業(yè)技術創(chuàng)新、改善農業(yè)基礎設施落后局面、完善農村經(jīng)濟發(fā)展激勵機制等。(3)金融開放和對外貿易開放并非有利于所有地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的縮小，因此各地區(qū)在擴大金融開放與貿易開放的進程中，要注重農村金融發(fā)展資源和貿易環(huán)境的改善，以突破農村地區(qū)無法或不能較大程度地享受金融開放與對外貿易開放紅利的局面，從而為縮小城鄉(xiāng)收入差距提供條件。(4)隨著人民幣匯率市場化改革的不斷推進，人民幣匯率對城鄉(xiāng)收入差距的影響或許會產(chǎn)生更為復雜的效果，特別是當農業(yè)市場被完全放開、農產(chǎn)品成為國際貿易商品時，人民幣匯率變動對農民收入的影響或許會發(fā)生變化。因此，無論是為了促進社會和諧發(fā)展，還是為了縮小城鄉(xiāng)收入差距，中國政府都應充分認識和理解人民幣匯率變動所帶來的收入分配效應。

[1]鈔小靜，沈坤榮.城鄉(xiāng)收入差距、勞動力質量與中國經(jīng)濟增長[J].經(jīng)濟研究，2014，(6)：30-43.

[2]陳斌開,林毅夫.發(fā)展戰(zhàn)略、城市化與中國城鄉(xiāng)收入差距 [J].中國社會科學, 2013,(4)： 81-102.

[3]郭桂霞，彭艷.我國資本賬戶開放的門檻效應研究[J].金融研究，2016，(3)：42-58.

[4〗江春，司登奎，蘇志偉.中國城鄉(xiāng)收入差距的動態(tài)變化及影響因素研究 [J].數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2016，(2)：41-57.

[5]李實,羅楚亮.中國收入差距究竟有多大？——對修正樣本結構偏差的嘗試 [J].經(jīng)濟研究，2011，(4)：68-79.

[6]歐陽志剛.中國城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化的推進是否阻滯了城鄉(xiāng)收入差距的擴大[J].世界經(jīng)濟，2014，(2)：116-135.

[7]司登奎. 匯率預期對資產(chǎn)價格的非線性影響研究[D]. 青島: 中國海洋大學, 2015.

[8]王少平，歐陽志剛.中國城鄉(xiāng)收入差距對實際經(jīng)濟增長的閾值效應[J].中國社會科學，2008，(2)：54-66.

[9]張琳，廉永輝.實際匯率、產(chǎn)業(yè)結構和城鄉(xiāng)收入差距 [J].西安交通大學學報(社會科學版)，2013，(6)：7-15.

[10]趙永平，徐盈之. 新型城鎮(zhèn)化對縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用——基于城鄉(xiāng)二元收入的理論模型與實證檢驗[J].中南大學學報(社會科學版)，2014， (4)：37-42.

[12]Bourguignon F, De Melo J, Morrisson C. Poverty and income distribution during adjustment: Issues and evidence from the OECD project [J]. World Development，1991，19(11): 1485-1508.

[13]Chortareas G, Kapetanios G. Getting PPP right: Identifying mean-reverting real exchange rates in panels[J].Journal of Banking & Finance, 2009, 33(2): 390-404.

[14]Hansen B E. Threshold effects in non-dynamic panels: Estimation, testing, and inference[J]. Journal of Econometrics, 1999, 93(2): 345-368.

[15]Jaumotte F, Lall S, Papageorgiou C. Rising income inequality: Technology, or trade and financial globalization? [J]. IMF Economic Review，2013，61(2)：271-309.

[16]Jeanneney S G, Hua P. How does real exchange rate influence income inequality between urban and rural areas in China?[J]. Journal of Development Economics, 2001, 64(2): 529-545.

[17]Minot N W. Distributional and nutritional impact of devaluation in Rwanda [J]. Economic Development and Cultural Change，1998，46(2)：379-402.

[18]Theil H. Economics and information theory [M]. Amsterdam: North-Holland，1967.

Summary： The reform of RMB exchange rate formation mechanism has been advanced constantly and RMB exchange rate flexibility also has been enhanced orderly since July 2015, when China adopted a managed, floating exchange rate regime with reference to a basket of currencies instead of fixed exchange rate regime being pegged to the US dollar. In August 2015, China once again carried out the reform aiming at improving the central parity rate mechanism of RMB exchange rate against US dollar. Since then, the two-way volatility of RMB exchange rate has been normalized. As the price of home currency in the international market, the exchange rate can produce price and wealth effects along with its fluctuations, thereby resulting in distributional effect. On the one hand, owing to differentiated trade goods produced and consumed between rural and urban residents, the RMB exchange rate changes play a role in trade structure, industrial structure, employment structure and economic growth, and further in urban-rural income distribution pattern, by affecting import and export trade. On the other hand, the RMB exchange rate changes can affect types & amount of currencies that are possessed by urban-rural residents, and then have an important effect on cross-border capital investment. Especially with the internationalization of the RMB and the two-way opening-up of the financial market, the marketization of RMB exchange rate will be further heightened, thus it is no doubt that the effect of RMB exchange rate changes on income distribution will be strengthened.

As an important aspect of unequal income distribution, urban-rural income gap has always been a major concern of all circles in China. Under the dual urban and rural economic background, this paper theoretically depicts micro mechanism concerning the effect of RMB exchange rate changes on urban-rural income gap. Then it applies panel threshold regression model proposed by Hansen(1999)with provincial data during the period of 1994 to 2016 and endogenous grouping to empirically investigate asymmetric and regional heterogeneous features of the effect of RMB exchange rate changes on urban-rural income gap in 28 Chinese provinces. Our results show that the effect of real effective RMB exchange rate changes on urban-rural income gap is not fixed, but depends on changes in regional per capita income and the degree of trade openness, thereby being featured by asymmetry and regional heterogeneity. Specifically speaking, the appreciation (depreciation) of real effective RMB exchange rate can reduce (expand) the urban-rural income gap in the provinces with low income level & low trade openness as well as middle income level & high trade openness, but will expand (reduce) the urban-rural income gap in the provinces with high income level and high trade openness. However, the changes in the real effective RMB exchange rate do not have an obvious effect on the urban-rural income gap in the provinces with middle and high income levels and low trade openness.

Based on the conclusions of this paper, we can get the following enlightenment. Firstly, when formulating policies narrowing down the urban-rural income gap, Chinese governments should look upon the distribution effect of exchange rate changes and take different measures in different regions, to respond to the shock of exchange rate changes to urban-rural income gap. Secondly, to narrow down relative labor productivity gap between urban and rural areas is one of the important directions to alleviate income gap. Thirdly, in the process of expanding financial opening-up and trade openness, local governments should pay attention to the improvement of rural financial development and trade environment, and change the situation that rural areas cannot or will not enjoy the dividends of financial opening-up and trade openness to a greater extent, thereby providing conditions for narrowing down urban-rural income gap.

The contributions of this paper are as follows: firstly, the existing literature investigates urban-rural income gap mainly from the perspectives of macroeconomic development, policy differences and historical legacy, while this paper focuses on exchange rate changes, which would enrich the previous research; secondly, we utilize the panel threshold approach and further explore the regional heterogeneous feature of the effect of RMB exchange rate changes on urban-rural income gap through endogenous grouping according to the threshold value, which is helpful to examine the income distribution effect resulting from real exchange rate changes more comprehensively & objectively; thirdly, the theoretical and empirical analysis of this paper helps us to understand the intrinsic mechanism and external manifestation of the effect of RMB exchange rate changes on urban-rural income gap, and then provides some enlightenment for governments to make relevant policies to reduce urban-rural income gap.

RMBExchangeRateandUrban-ruralIncomeGap

Li Xiaolin1,2, Si Dengkui3, Jiang Chun3

(1.SchoolofEconomics,OceanUniversityofChina,Qingdao266100,China;2.BankofQingdao,Qingdao266071,China;3.SchoolofEconomicsandManagement,WuhanUniversity,Wuhan430072,China)

exchange rate; income gap; panel threshold model; distribution effect

F126.2；F832.6

A

1001-9952(2017)11-0004-13

10.16538/j.cnki.jfe.2017.11.001

2017-06-23

國家社會科學基金青年項目(16CJY069)

李小林(1983-)(通訊作者)，女，湖北黃岡人，中國海洋大學經(jīng)濟學院講師，青島銀行博士后；司登奎(1989-)，男，河南商丘人，武漢大學經(jīng)濟與管理學院博士研究生；江 春(1960-)，男，湖北鄂州人，武漢大學經(jīng)濟與管理學院教授，博士生導師。

(責任編輯 景 行)