龔新蜀+王曼+潘明明

內容提要：借助中國2000-2014年省際面板數(shù)據(jù)，本文運用面板門檻模型探討產(chǎn)業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距的影響，并分析人力資本及其兩個維度在其中的調節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)：整體而言，產(chǎn)業(yè)結構升級縮小了城鄉(xiāng)收入差距，但其影響存在空間分異，而人力資本在其中發(fā)揮著重要的調節(jié)作用；在不同區(qū)域層面，東部地區(qū)呈現(xiàn)負向“U”型非線性影響；中部地區(qū)不存在統(tǒng)計意義上的門檻效應；西部地區(qū)人力資本存量可顯著抑制產(chǎn)業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距的擴大效應，人力資本結構卻加劇了此效應。進一步分析發(fā)現(xiàn)，僅有北京、遼寧、上海處于人力資本的最優(yōu)區(qū)間，提高人力資本存量、優(yōu)化人力資本結構仍是目前絕大多數(shù)省份促進產(chǎn)業(yè)結構升級縮小城鄉(xiāng)收入差距的重要著力點。

關鍵詞：產(chǎn)業(yè)結構升級；城鄉(xiāng)收入差距；人力資本；門檻效應

中圖分類號：F062.9；F126.2 文獻標識碼：A 文章編號：1001-148X（2017）10-0139-06

一、引言

2009年以來，我國居民收入基尼系數(shù)雖然實現(xiàn)七連降，但2015年依然高達0.462①，高于國際警戒線15個百分點，成為我國階級固化、社會不穩(wěn)定的重要隱患。大量實證研究表明，中國收入差距在很大程度上表現(xiàn)為城鄉(xiāng)收入差距[1-2]，縮小城鄉(xiāng)收入差距，實現(xiàn)居民收入分配公平成為當前我國經(jīng)濟體制改革的主要任務之一。

城鄉(xiāng)收入差距實質上是資本、勞動力、技術等生產(chǎn)要素在城鄉(xiāng)之間配置的不均衡[3]，而通過加快產(chǎn)業(yè)結構調整步伐，可有效實現(xiàn)生產(chǎn)要素在城鄉(xiāng)和產(chǎn)業(yè)之間合理配置。因此，調整產(chǎn)業(yè)結構，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構升級，常被視為縮小城鄉(xiāng)收入差距的關鍵手段。然而，在二者關系的研究中有三種截然不同的觀點。一種觀點認為重工業(yè)和資本密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，降低了農(nóng)村勞動者的就業(yè)水平，拉大了城鄉(xiāng)收入差距[4-5]。另一種觀點認為，在二元經(jīng)濟結構下，農(nóng)村勞動力為追求高收入，從勞動力報酬低的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門流向勞動報酬高的工業(yè)和現(xiàn)代服務業(yè)部門，縮小了城鄉(xiāng)收入差距[6-7]。也有部分學者研究發(fā)現(xiàn)由于時滯性，產(chǎn)業(yè)結構升級短期內暫時拉大了城鄉(xiāng)收入差距，但隨著產(chǎn)業(yè)結構升級的深化，有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距，即產(chǎn)業(yè)結構升級與城鄉(xiāng)收入差距呈倒“U”型關系[8-9]。

產(chǎn)業(yè)結構升級的城鄉(xiāng)收入分配效應主要通過就業(yè)結構的遷移來實現(xiàn)，而人力資本在勞動力一二三產(chǎn)業(yè)間順利轉移起到關鍵性作用?；谶@一推論，學者們試圖從人力資本投資的視角，分析產(chǎn)業(yè)結構升級的城鄉(xiāng)收入分配效應。靳衛(wèi)東（2010）[10] 和張國強等（2011）[11]研究發(fā)現(xiàn)人力資本作為產(chǎn)業(yè)結構升級的基礎，決定了產(chǎn)業(yè)結構升級的速度、方向和效果，其數(shù)量、結構與產(chǎn)業(yè)結構不匹配是造成失業(yè)增加、城鄉(xiāng)收入差距擴大的重要原因。由此可見，人力資本在產(chǎn)業(yè)結構升級與收入差距之間發(fā)揮著重要的調節(jié)作用，但具體的調節(jié)方式和程度如何，還鮮有學者展開系統(tǒng)研究。有鑒于此，本文試圖利用全國30個省區(qū)（西藏除外）2000-2014年面板數(shù)據(jù)，運用面板門檻模型，從人力資本水平和人力資本結構兩個維度出發(fā)，探究產(chǎn)業(yè)結構升級與城鄉(xiāng)收入差距的邏輯關系，梳理人力資本在其中的調節(jié)方式及影響程度，從而最大限度發(fā)揮產(chǎn)業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距的縮減效應。

二、模型構建、變量選擇與數(shù)據(jù)說明

（一）模型構建

其中，theilit表示i省份在t時期的城鄉(xiāng)收入差距指標；upgradeit 表示i省份在t時期的產(chǎn)業(yè)結構層次系數(shù)；thr表示門檻變量；x為控制變量；μ為省區(qū)個體效應，反映各地區(qū)特有的因素影響；εit為隨機誤差項。

人力資本包括人力資本存量和人力資本結構。人力資本存量的提升表現(xiàn)為勞動力整體素質的提升，其直接效應使農(nóng)村剩余勞動力迅速適應產(chǎn)業(yè)結構的變動，緩解結構性失業(yè)的摩擦，促進產(chǎn)業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距的縮減效應。而人力資本結構是指人力資本內部構成及其各組成部分的比例關系，反映人力資本內部的穩(wěn)定聯(lián)系。農(nóng)村人力資本水平較低是造成人力資本結構不平衡的重要原因，其分布的不平衡，導致其無法與產(chǎn)業(yè)結構升級相匹配，制約產(chǎn)業(yè)結構升級縮小城鄉(xiāng)收入差距。因此，本文將人力資本水平和人力資本結構作為門檻變量引入模型，構建產(chǎn)業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距的分段函數(shù)，并分別對門檻值和門檻效應進行檢驗和估計。

4.控制變量。為了更客觀地揭示產(chǎn)業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距的影響，在控制變量中考慮了如下因素：（1）政策偏向因素（inv）。這里選取固定資產(chǎn)投資占全社會固定資產(chǎn)投資比重來反映。（2）金融發(fā)展水平（fin）用金融機構存貸款之和占GDP比重來衡量。（3）城鎮(zhèn)發(fā)展水平（ur）采用城鎮(zhèn)人口占地區(qū)總人口的比重來表示。（4）經(jīng)濟開放程度（open）選取進出口總額占GDP的比重來反映。

（三）數(shù)據(jù)來源與描述統(tǒng)計

本文以2000-2014年為研究時段，以省級為決策單元，樣本包含了全國范圍內除西藏外的其他30個省、自治區(qū)和直轄市。各變量原始數(shù)據(jù)主要來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國人口統(tǒng)計年鑒》和《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》以及因上述資料部分數(shù)據(jù)缺漏、統(tǒng)計不準確而參考的部分年份的地方統(tǒng)計年鑒。數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計如表1所示。

三、實證結果與分析

本部分主要報告具體的實證分析結果。首先，對全樣本進行門檻檢驗和門檻估計，探究整體上產(chǎn)業(yè)結構升級與城鄉(xiāng)收入差距的關系，以及人力資本在其中的調節(jié)作用；其次，分別對東、中、西區(qū)域層面進行分樣本分析，比較不同區(qū)域人力資本在產(chǎn)業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距影響的門檻效應；最后進行擴展性分析。為了消除異方差的影響，對所有變量進行對數(shù)化處理。

（一）門檻效應檢驗

從表2門檻檢驗結果可以發(fā)現(xiàn)，無論以人力資本存量（hc）還是以人力資本結構（hs）為門檻變量，均在5%的顯著性水平下通過了單門檻和雙門檻檢驗，而未通過三門檻效應的檢驗，因此本文選擇雙門檻效應模型進行估計。其中，人力資本存量的門檻值為2.190和2.292；人力資本結構的門檻值為-1.790和-1.873，且各門檻值均在似然比值小于5%的顯著性水平的臨界值，說明模型的門檻值與實際估計相符。endprint

（二）門檻估計

1.整體樣本估計

全樣本下產(chǎn)業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距的門檻效應估計結果如表3所示。為了與非線性模型進行比較，本文先基于全國層面的數(shù)據(jù)估計了線性模型（1）和（2），為了能更好地校正各省市異方差及時期異方差帶來的影響，采用GLS方法進行估計。模型（3）和（4）分別是以人力資本水平和人力資本結構為門檻變量的面板門檻模型估計結果。

從控制變量的參數(shù)估計結果來看，在線性模型和非線性模型中，控制變量表現(xiàn)高度的一致性，說明模型估計較為穩(wěn)健。固定資產(chǎn)投資在1%的顯著性水平下為正值，說明偏城鎮(zhèn)化的固定資產(chǎn)投資會擴大城鄉(xiāng)收入差距，與程開明（2008）[15]得出的結論一致。金融發(fā)展水平的系數(shù)顯著為負，說明隨著金融規(guī)模的擴大，金融體系的不斷完善，農(nóng)村居民也逐漸從金融服務中獲益，小額信貸和包容性金融的發(fā)展為農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展提供了金融支持，縮小了城鄉(xiāng)收入差距。城市化率顯著為負，表明城市化的集聚和輻射效應對城鄉(xiāng)收入差距有明顯的改善效應。經(jīng)濟開放程度的系數(shù)為負值，說明我國現(xiàn)階段實施的對外開放政策有利于城鄉(xiāng)收入差距的縮減。

如表3所示，在不同模型設定下，產(chǎn)業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距的影響，始終在5%的顯著性水平下為負（模型（1）除外）。結果表明，就全國而言，產(chǎn)業(yè)結構升級縮小城鄉(xiāng)收入差距，也表明現(xiàn)階段產(chǎn)業(yè)結構升級有利于城鄉(xiāng)收入合理分配。另外，從回歸結果中不難看出，產(chǎn)業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距的縮減效應不僅僅是簡單的線性關系，而呈復雜的非線性關聯(lián)。模型（3）估計結果表明，隨著人力資本存量（hc）的提高，產(chǎn)業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距存在顯著的邊際效率遞增的負向影響，其各階段系數(shù)為-1.563、-1.847、-2.259。這主要是因為，人力資本存量的直接效應在一定程度上提高了農(nóng)村勞動者的知識和技能水平，增強了其就業(yè)的能力與機會，緩解了農(nóng)村勞動者在產(chǎn)業(yè)結構轉型升級過程中結構性失業(yè)的摩擦，促進產(chǎn)業(yè)結構升級縮小城鄉(xiāng)收入差距。此外，人力資本的存量增長提高了產(chǎn)業(yè)結構重新配置資源的能力，有利于資源在城鄉(xiāng)間合理分配，促進產(chǎn)業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距的縮減效應。而隨著人力資本基尼系數(shù)的增加，產(chǎn)業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距的縮減效應逐漸減弱，顯著性水平也逐漸降低。這表明人力資本結構（hs）抑制產(chǎn)業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距的縮減效應，人力資本分布不均衡，尤其是農(nóng)村低端勞動力占比過高，阻礙了農(nóng)村剩余勞動力向城鎮(zhèn)集聚，導致農(nóng)村勞動力無法從產(chǎn)業(yè)結構升級中獲益，從而抑制產(chǎn)業(yè)結構升級縮小城鄉(xiāng)收入差距。

2.區(qū)域差異化樣本估計

城鄉(xiāng)收入差距不僅揭示了工業(yè)部門與農(nóng)業(yè)部門之間發(fā)展效率差異，同時也揭示了因區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構異質性造成的對區(qū)域城鄉(xiāng)收入差距的不同效果。因此，本文為了探究產(chǎn)業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距影響的區(qū)域差異，并進一步驗證人力資本在產(chǎn)業(yè)結構升級與城鄉(xiāng)收入差距間的調節(jié)效應，將全部樣本劃分為東部、中部和西部三個區(qū)域③，分別進行門檻檢驗④和門檻估計。具體參數(shù)估計結果見表4。

如表4所示，對于東部地區(qū)，在人力資本存量和人力資本結構的門檻約束下，產(chǎn)業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距的影響均呈現(xiàn)負向“U”型規(guī)律，與整體樣本估計存在偏差。原因可能是東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構轉型升級的速度較快，而人力資本無法及時適應產(chǎn)業(yè)結構的變動，導致人力資本在中區(qū)位水平時，削弱了產(chǎn)業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距的縮減效應。但當人力資本結構逐漸適應產(chǎn)業(yè)結構的調整變動，仍會促進產(chǎn)業(yè)結構升級縮小城鄉(xiāng)收入差距。對于中部地區(qū)，人力資本未通過單一門檻檢驗，表明產(chǎn)業(yè)結構升級與城鄉(xiāng)收入差距在統(tǒng)計意義上不存在以人力資本為門檻變量的非線性關系。而線性模型估計結果顯示，中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級擴大了城鄉(xiāng)收入差距。對于西部地區(qū)，人力資本存量抑制了產(chǎn)業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距的擴大效應，而人力資本結構卻加劇了此效應。進一步說明，人力資本存量促進產(chǎn)業(yè)結構升級縮小城鄉(xiāng)收入差距，而人力資本結構恰恰相反。不同于全國和東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級縮小城鄉(xiāng)收入差距，中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級擴大了城鄉(xiāng)收入差距。可能存在的解釋是，東部地區(qū)經(jīng)濟基礎較好，市場化程度較高，第三產(chǎn)業(yè)尤其是現(xiàn)代服務業(yè)的發(fā)展吸納了大量農(nóng)村剩余勞動力，增加了農(nóng)村居民的非農(nóng)收入，縮小了城鄉(xiāng)收入差距。而中部和西部地區(qū)仍處于工業(yè)化的中后期階段，產(chǎn)業(yè)結構層次不高，機械化的普及和使用，導致工業(yè)化階段對勞動力的需求不足，降低了農(nóng)村勞動者的就業(yè)水平，拉大了城鄉(xiāng)收入差距。

（三）擴展性分析

為了進一步探究目前我國各地區(qū)人力資本水平是否處于最優(yōu)區(qū)間，根據(jù)全樣本門檻檢驗結果，將人力資本存量和人力資本結構劃分為三個區(qū)間，觀測2014年各地區(qū)人力資本水平的區(qū)間分布。如表5所示，分別以人力資本存量和人力資本結構為門檻變量時，各省份呈大致相反的區(qū)間分布，即人力資本存量較高的地區(qū)人力資本結構較低?？紤]到人力資本結構為負向指標，高水平的人力資本存量與低水平的人力資本結構意味著人力資本較高的綜合水平。以從2014年各省的截面數(shù)據(jù)可以看出，北京、遼寧、上海、天津人力資本整體水平較高。而其他地區(qū)均處于并將長期處于人力資本較低的水平，人力資本對產(chǎn)業(yè)結構升級縮減城鄉(xiāng)收入差距的調節(jié)作用有限。其中，河北、安徽、福建、河北、江西、廣西、四川、貴州、云南、甘肅、青海、寧夏的人力資本整體水平處于全國底端，這也為中西部產(chǎn)業(yè)結構升級擴大城鄉(xiāng)收入差距提供了一個合理的解釋，即“低端偏向”的人力資本水平帶來的產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的失衡，正是產(chǎn)業(yè)結構升級擴大城鄉(xiāng)收入差距的重要原因。

四、結論與啟示

本文利用Hansen提出的面板門檻效應模型，以我國30個省市的面板數(shù)據(jù)作為研究對象，深入分析了產(chǎn)業(yè)結構升級與城鄉(xiāng)收入差距的關系，并探究人力資本在其中的調節(jié)效應，得到以下結論：（1）總體而言，產(chǎn)業(yè)結構升級有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，且人力資本在其中發(fā)揮著重要的調節(jié)作用。人力資本存量的提升顯著促進產(chǎn)業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距的縮減效應；而人力資本結構分布不平衡，抑制產(chǎn)業(yè)結構升級縮小城鄉(xiāng)收入差距。（2）從區(qū)域層面來看，人力資本對產(chǎn)業(yè)結構升級與城鄉(xiāng)收入差距間的調節(jié)作用存在空間異質性。東部地區(qū)呈負向“U”型非線性關系；中部地區(qū)不存在統(tǒng)計意義上的門檻效應；而西部地區(qū)人力資本存量顯著抑制產(chǎn)業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距的擴大效應，人力資本結構卻加劇了此效應。（3）進一步分析發(fā)現(xiàn)，僅有北京、遼寧、上海和天津人力資本整體水平較高，其他地區(qū)均處于并將長期處于人力資本較低的水平，人力資本對產(chǎn)業(yè)結構升級縮小城鄉(xiāng)收入差距的調節(jié)作用有限。endprint

基于上述結論得到如下政策啟示：（1）產(chǎn)業(yè)結構升級在一定程度上縮小了城鄉(xiāng)收入差距，但重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略和城市偏向政策，導致生產(chǎn)要素向城市集聚，擴大了城鄉(xiāng)收入差距。因此，產(chǎn)業(yè)結構在升級的過程中，首先應重視現(xiàn)代服務業(yè)的發(fā)展，增強輕工業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)吸納能力，鼓勵中小企業(yè)發(fā)展，促進農(nóng)村剩余勞動力向城市轉移，增加農(nóng)民的非農(nóng)收入。其次，政府應引導資源向農(nóng)村地區(qū)傾斜，促進城鄉(xiāng)資源合理配置。推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、農(nóng)業(yè)服務化和農(nóng)業(yè)工業(yè)化，釋放農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力，提高農(nóng)業(yè)邊際生產(chǎn)率，進而增加農(nóng)民的農(nóng)業(yè)收入，縮小城鄉(xiāng)收入差距。（2）重視人力資本在產(chǎn)業(yè)結構升級與城鄉(xiāng)收入差距間的調節(jié)作用。各地區(qū)應根據(jù)人力資本狀況制定產(chǎn)業(yè)政策，同時根據(jù)產(chǎn)業(yè)結構升級的需要，在提升人力資本存量的同時對人力資本結構加以優(yōu)化，以實現(xiàn)就業(yè)結構與產(chǎn)業(yè)結構升級的動態(tài)匹配，減少生產(chǎn)要素在城鄉(xiāng)間重新配置的摩擦，充分發(fā)揮產(chǎn)業(yè)結構升級的城鄉(xiāng)收入分配效應。尤其是西部地區(qū)，應加大農(nóng)村教育資源的投入，努力使教育資源配置均等化，提高高端人力資本占比，改變目前人力資本“低端偏向”的現(xiàn)狀。

注釋：

① 國家統(tǒng)計局公布數(shù)據(jù)顯示。

② 本文將受教育水平分為5個層次：不識字或識字較少、小學、初中、高中、大專及以上，并定義各層次受教育年限為0年、6年、9年、12年和16年。教育基尼系數(shù)的數(shù)值越大，表明人力資本結構分布越不平等。考慮到統(tǒng)計資料的可得性與一致性，平均受教育年限和教育基尼系數(shù)計算的是6歲及以上人口（做法與楊俊等（2007）相類似）。

③ 東部沿海地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南11個??；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省區(qū)；西部地區(qū)包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆共11個省區(qū)。

④ 限于篇幅，未列出分樣本門檻檢驗結果，備索。

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Abstract：Based on the inter-provincial panel data of China from 2000 to 2014， this paper discusses the impact of upgrading of industrial structure on the urban-rural income gap by using the panel threshold model， and analyzes the regulatory role of human capital in its two dimensions. The study finds that， as a whole， the upgrading of industrial structure narrows the urban-rural income gap， but its influence has spatial differentiation， and human capital plays an important regulatory role；the result of sub-regional study shows that the eastern region has a negative “U”-shaped of non-linear effect； the central region does not exist the statistical sense of the threshold effect； the western region of human capital stock can significantly inhibit the expansion effect of upgrading of industrial structure on urban- rural income gap， but human capital structure has exacerbated this effect. Further analysis shows that only Beijing， Liaoning and Shanghai are in the optimal range of human capital， thus improving the human capital stock and optimizing the human capital structure is still an important focus for the vast majority of provinces to promote the upgrading of industrial structure to narrow urban-rural income gap.

Key words：upgrading of industrial structure； urban-rural income gap； human capital； threshold effect

（責任編輯：周正）endprint