張英麗，楊正勇

（上海海洋大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，上海201306）

0　引言

城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大與城鎮(zhèn)化滯后是中國面臨的兩大重要挑戰(zhàn)[1]。而中國城鄉(xiāng)收入差距問題實(shí)質(zhì)上反映的是資本密集型城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)部門與勞動密集型農(nóng)村經(jīng)濟(jì)部門的收入差距問題[2]。現(xiàn)階段政府推出多種惠農(nóng)金融政策來推動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，逐步寬松戶籍管理制度來加強(qiáng)勞動力流動性，但在現(xiàn)行城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)體制下，金融發(fā)展不平衡與城鎮(zhèn)化進(jìn)程受約束對城鄉(xiāng)收入差距仍然存在一定影響。

通過文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)[3-12]，金融發(fā)展不平衡與城鎮(zhèn)化進(jìn)程受約束會通過影響技術(shù)研發(fā)、融資便利、勞動力要素轉(zhuǎn)移及制度約束影響城鄉(xiāng)收入差距。首先，金融對城鄉(xiāng)技術(shù)研發(fā)支持的差異會導(dǎo)致收入差距加大。其次，政府替代市場以粗放的土地城鎮(zhèn)化推動人口城鎮(zhèn)化，導(dǎo)致金融資源向城鎮(zhèn)傾斜，農(nóng)村地區(qū)面臨更多的金融抑制，經(jīng)濟(jì)發(fā)展初始資金積累不足會導(dǎo)致農(nóng)村經(jīng)濟(jì)處于較低的均衡狀態(tài)，從而導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距加大。再者，城鎮(zhèn)化進(jìn)程中農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移至城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)部門，并不能獲得城鎮(zhèn)金融資源支持，從而無法有效縮減城鄉(xiāng)收入差距。最后，城鎮(zhèn)化進(jìn)程中多種不合理的政策與制度限制，導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距加大。農(nóng)村勞動力在城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)部門無法獲得同質(zhì)勞動力應(yīng)得的勞動報(bào)酬，更無法獲得以戶籍管理為準(zhǔn)的金融支持與福利保障，薪酬與福利的扭曲導(dǎo)致城鎮(zhèn)化發(fā)展的滯后[13，14]?；诖?，本文構(gòu)建二元經(jīng)濟(jì)分析框架，利用1978—2015年中國的縱列數(shù)據(jù)樣本，研究金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)居民收入差距之間的作用機(jī)理，并進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

1　理論模型

根據(jù)古典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，一國或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展主要受到資本、勞動力和技術(shù)的影響，因此構(gòu)建關(guān)于資本、勞動力和技術(shù)的柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型，如式（1）所示。

Yt表示在第t期一國的產(chǎn)出水平；Kt表示在第t期的資本投入水平；At表示在第t期的技術(shù)發(fā)展水平；Lt表示在第t期的勞動力水平，θ表示資本投入的邊際回報(bào)率。

新中國成立后，中國推行優(yōu)先發(fā)展城鎮(zhèn)重工業(yè)的經(jīng)濟(jì)政策，導(dǎo)致中國形成了包括城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)部門和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)部門的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，并且城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的收入差距持續(xù)加大。基于中國的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀，構(gòu)建城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)模型，如式（2）所示。

其中，Yrt和Yut分別表示第t期農(nóng)村和城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)部門的產(chǎn)出水平；Krt和Kut分別表示在第t期農(nóng)村和城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)部門的資本投入水平；Art和Aut分別表示在第t期農(nóng)村和城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)部門的技術(shù)進(jìn)步；Lrt和Lut分別表示在第t期農(nóng)村和城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)部門的勞動力水平；α和β為參數(shù)，分別表示農(nóng)村和城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)部門的資本邊際回報(bào)率；α和β的大小取決于資金對于農(nóng)村和城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)部門的重要性，如城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)部門比農(nóng)村經(jīng)濟(jì)部門更加以資本密集型產(chǎn)業(yè)為主時(shí)，則存在β大于α，當(dāng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)部門資金嚴(yán)重缺乏時(shí)，資金的邊際產(chǎn)出更大，則存在β小于α。

1．1　勞動力要素分析

在中國農(nóng)村現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展過程中，由于農(nóng)業(yè)機(jī)械化的快速發(fā)展以及多種惠農(nóng)政策的推行，農(nóng)村生產(chǎn)力水平提高，釋放出了農(nóng)村閑置的勞動力，同時(shí)政府推行了多種利好城鎮(zhèn)化的發(fā)展政策，農(nóng)村居民進(jìn)入城鎮(zhèn)工作，獲得比在農(nóng)村經(jīng)濟(jì)部門更高的勞動報(bào)酬，并促進(jìn)城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展?；谥袊擎?zhèn)化發(fā)展過程中勞動力由農(nóng)村向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移的現(xiàn)實(shí)情況，農(nóng)村和城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模型如式（3）所示。

其中，Lt表示在第t期農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移的數(shù)量，Lrt-Lt表示在第t期農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移后農(nóng)村剩余勞動力的數(shù)量，Lut+Lt表示在第t期城鎮(zhèn)化后城鎮(zhèn)勞動力數(shù)可以表示在第t期時(shí)的城鎮(zhèn)化率。

1．2　資本要素分析

基于中國不同發(fā)展階段的特點(diǎn)，政府政策導(dǎo)致了金融資源分配的非平衡發(fā)展。新中國成立初期，中國選擇了優(yōu)先發(fā)展城市戰(zhàn)略，導(dǎo)致金融資源向城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)部門傾斜，農(nóng)村金融支持有限，從而導(dǎo)致金融發(fā)展不平衡。為了防止因金融發(fā)展不平衡帶來城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大，推出了多種惠農(nóng)金融政策來便利農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展融資活動。因此，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)部門不僅依賴于資本存量與勞動力水平，還與城鄉(xiāng)資本投入差距有關(guān)，當(dāng)城鄉(xiāng)資本投入差距過大時(shí)，則會提高農(nóng)村資本投入來防止城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大，城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)部門資本投資增長依賴于其資本存量與勞動力投入?；诖?，城鎮(zhèn)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)部門的資本投入增長寫為式（4）。

基于城鎮(zhèn)和農(nóng)村金融發(fā)展差距仍然存在這一現(xiàn)實(shí)情況，城鎮(zhèn)和農(nóng)村金融發(fā)展不平衡可以利用式（5）表示。

對式（5）兩邊求微分，可以得到城鎮(zhèn)和農(nóng)村金融發(fā)展水平差異的關(guān)系，如式（6）所示。

當(dāng)城鎮(zhèn)金融發(fā)展和農(nóng)村金融發(fā)展水平達(dá)到一定的均衡狀態(tài)時(shí)，得到相對增長率F˙=0，聯(lián)立式（4）和式（6），得到城鎮(zhèn)化和金融發(fā)展的關(guān)系，如式（7）所示。

utrt

rtt村資金投入差異，表示參數(shù)?？梢缘贸?，金融發(fā)展與金融融資差異可以影響城鎮(zhèn)化發(fā)展，同樣，城鎮(zhèn)化發(fā)展可以影響城鄉(xiāng)金融發(fā)展水平。

1．3　收入與收入差距分析

城鎮(zhèn)和農(nóng)村金融發(fā)展水平主要受到國家發(fā)展政策的影響，而城鎮(zhèn)化的主要動力之一是農(nóng)村勞動力進(jìn)入城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)部門工作可以獲得更高的勞動報(bào)酬，金融發(fā)展主要通過影響城鎮(zhèn)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)部門的資本投入而影響產(chǎn)出和收入水平，城鎮(zhèn)化主要是通過勞動力要素的轉(zhuǎn)移來影響產(chǎn)出和收入水平。因此，在考慮金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化時(shí)，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)部門和城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)部門勞動力的報(bào)酬可以寫做式（8）。

基于前文，可以得出金融發(fā)展對城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收入的具體影響，如式（9）所示。

由于0＜α，β＜1，且Lrt＞Lt，因此，式（9）說明無論是對于城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民，金融發(fā)展可以提高城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的收入水平。

城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的收入差距水平如式（10）所示。

進(jìn)一步整理可以得到城鄉(xiāng)收入差距關(guān)于城鄉(xiāng)金融發(fā)展差異以及城鎮(zhèn)化的關(guān)系，如式（11）所示。

根據(jù)式（11）可以得出，城鄉(xiāng)金融發(fā)展差異越大，城鄉(xiāng)收入差距越大，且城鎮(zhèn)化進(jìn)程可以縮小城鄉(xiāng)收入差距。但現(xiàn)實(shí)中由于戶籍制度等的存在，農(nóng)村勞動力在城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)部門提供同質(zhì)勞動獲得的報(bào)酬相對較低，因此會出現(xiàn)城鎮(zhèn)化發(fā)展加大城鄉(xiāng)收入差距的現(xiàn)象。

2　實(shí)證結(jié)果與分析

2．1　模型構(gòu)建、變量選取與數(shù)據(jù)來源

根據(jù)式（11），構(gòu)建金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)居民收入差距關(guān)系的計(jì)量模型，如式（12）所示。

其中，incgap為城鄉(xiāng)收入差距，finc為金融發(fā)展水平，urbn為城鎮(zhèn)化發(fā)展，ut表示時(shí)間誤差項(xiàng)，γ1、γ2和γ3為回歸系數(shù)，C表示常數(shù)項(xiàng)。為了消除量綱，本文對各變量進(jìn)行對數(shù)化處理。樣本數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》與《中國金融統(tǒng)計(jì)年鑒》，樣本區(qū)間為1978—2016年。考慮到中國的金融系統(tǒng)是以銀行業(yè)為主，尤其是國家銀行為主導(dǎo)，且絕大部分融資是間接融資，因此選取金融機(jī)構(gòu)貸款總額與GDP的比值來表示金融發(fā)展。城鎮(zhèn)化水平選取城鎮(zhèn)人口數(shù)量占總?cè)丝诘谋戎貋肀硎?。城鄉(xiāng)收入差距采用城鎮(zhèn)居民平均可支配收入與農(nóng)村居民平均收入的比值來表示。

采用向量誤差修正模型（VECM）檢驗(yàn)金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)居民收入差距之間的關(guān)系。向量誤差修正模型不需要對變量間的關(guān)系做先驗(yàn)性檢驗(yàn)，該模型采用多個(gè)方程聯(lián)立的形式，把方程中的內(nèi)生變量作為被解釋變量，對方程中其他變量以及變量自身的滯后項(xiàng)進(jìn)行回歸，從而估計(jì)出內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系。由于金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)居民收入差距這些變量具有內(nèi)生性的可能性較高，因此采用VECM來提高回歸的可靠性。

2．2　變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文采用最常用的ADF法來檢驗(yàn)各時(shí)間序列變量是否具有平穩(wěn)性。表1為變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果。由表1可知，金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的原變量的ADF統(tǒng)計(jì)量均為非平穩(wěn)序列，進(jìn)行一階差分處理后繼續(xù)采用ADF檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距均為一階滯后項(xiàng)為平穩(wěn)時(shí)間序列，因此各變量為一階單整時(shí)間序列，可以將上述內(nèi)生變量構(gòu)建向量誤差修正模型。

表1　變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

2．3　Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)之前，需要確定向量組合系統(tǒng)的最優(yōu)滯后期。向量組合的最優(yōu)滯后期檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。結(jié)果顯示，根據(jù)AIC準(zhǔn)則和HQIC準(zhǔn)則，組合的滯后3期為最優(yōu)滯后期。因此，在平穩(wěn)時(shí)間序列基礎(chǔ)上，選擇組合滯后3期來繼續(xù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

傳統(tǒng)的向量自回歸模型（VAR）理論要求每一個(gè)變量都是平穩(wěn)的，對于非平穩(wěn)時(shí)間序列需要進(jìn)行差分處理。但協(xié)整理論認(rèn)為，存在協(xié)整關(guān)系的向量可以直接建立向量誤差修正模型。因此，在基于VAR（3）系統(tǒng)基礎(chǔ)上，采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法來檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表2　VAR模型滯后期的選擇

表3　協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)表3的結(jié)果，跡檢驗(yàn)結(jié)果顯示變量間存在一個(gè)協(xié)整方程，因此變量間存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整方程如式（13）所示，其中括號內(nèi)的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)差。

由式（13）可知，金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)收入差距存在負(fù)向協(xié)整關(guān)系。系數(shù)符號為負(fù)不具有嚴(yán)格的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義，而僅具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，表明當(dāng)向量組合偏離均衡時(shí)，金融發(fā)展和城鎮(zhèn)化具有一定的調(diào)整作用。

2．4　Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)收入差距之間的長期均衡關(guān)系，但無法得知變量之間在短期內(nèi)的因果關(guān)系，為此使用Wald檢驗(yàn)法來進(jìn)行基于VECM的格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)。該方法在組合系統(tǒng)內(nèi)檢驗(yàn)變量間的因果關(guān)系，來避免傳統(tǒng)Granger因果檢驗(yàn)無法適用協(xié)整檢驗(yàn)的弊端。結(jié)果如表4所示。

表4　基于VECM的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

由表4可知，金融發(fā)展和城鎮(zhèn)化均為城鄉(xiāng)收入差距的格蘭杰原因，說明金融發(fā)展和城鎮(zhèn)化均可以在短期內(nèi)對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生影響。而城鄉(xiāng)收入差距均不是金融發(fā)展和城鎮(zhèn)化的格蘭杰原因，說明城鄉(xiāng)收入差距對金融發(fā)展和城鎮(zhèn)化的反饋影響具有一定的時(shí)滯性。這說明金融發(fā)展和城鎮(zhèn)化可以對城鄉(xiāng)收入差距短期內(nèi)產(chǎn)生影響，而城鄉(xiāng)收入差距的加大或縮減均不能對金融發(fā)展和城鎮(zhèn)化產(chǎn)生影響且做出調(diào)整。另外，金融發(fā)展和城鎮(zhèn)化互為格蘭杰因果關(guān)系，說明金融發(fā)展和城鎮(zhèn)化在短期內(nèi)可以互相影響。

2．5　脈沖響應(yīng)與方差分解分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗(yàn)用來觀測變量對其他變量與系統(tǒng)的沖擊結(jié)果。在進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗(yàn)前，對向量組合模型進(jìn)行了穩(wěn)定性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)向量組的根的倒數(shù)均小于1，說明向量組模型穩(wěn)定，可以繼續(xù)進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗(yàn)。脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果如圖1所示。

圖1變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖1（左圖）為金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的脈沖響應(yīng)函數(shù)。結(jié)果表明，金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距有著較為明顯的正向沖擊作用，即金融發(fā)展會加大城鄉(xiāng)收入差距。對于金融發(fā)展正向的沖擊，城鄉(xiāng)收入差距的響應(yīng)函數(shù)出現(xiàn)了明顯的周期性波動。響應(yīng)函數(shù)在前六期呈指數(shù)上升，出現(xiàn)較高的波峰，隨后有所下降，且在第12期之后又開始上升，在第16期左右出現(xiàn)第二個(gè)波峰?？傮w而言，金融發(fā)展對加大城鄉(xiāng)收入差距具有明顯的正向推動作用。

圖1（右圖）為城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的脈沖響應(yīng)函數(shù)。結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距也有較為明顯的正向沖擊作用，但相比對于金融發(fā)展沖擊的響應(yīng)數(shù)值，城鄉(xiāng)收入差距對城鎮(zhèn)化沖擊的響應(yīng)數(shù)值較小。且城鄉(xiāng)收入差距對城鎮(zhèn)化的響應(yīng)函數(shù)也出現(xiàn)了波動周期性，響應(yīng)函數(shù)第1期出現(xiàn)了較小負(fù)值，隨后變?yōu)檎蝽憫?yīng)，并且在第5期達(dá)到峰值，隨后在第10期降至波谷，隨后在第15期達(dá)到第二個(gè)波峰?？偨Y(jié)而言，城鎮(zhèn)化對加大城鄉(xiāng)收入差距具有正向推動作用。

為更好了解各沖擊對變量產(chǎn)生的影響，利用方差分解來分析來自金融發(fā)展和城鎮(zhèn)化的每一隨機(jī)新息對內(nèi)生變量及內(nèi)生變量滯后項(xiàng)效應(yīng)的重要性，衡量不同新息的沖擊影響，研究金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化是否為城鄉(xiāng)收入差距波動的來源及其相對貢獻(xiàn)度。方差分解變量自身以及向量組合沖擊的方差分解結(jié)果如表5所示。

表5　向量沖擊對向量組合系統(tǒng)方差分解

由表5可知，城鄉(xiāng)收入差距除了來自自身的沖擊影響外，從第二期開始金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生影響，并且在隨后幾期影響快速加大，且在第9期超過城鄉(xiāng)收入差距自身的影響成為影響收入差距的主要原因，但在第5期之后，金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距影響的增速顯著放緩。城鎮(zhèn)化也在第2期對城鄉(xiāng)收入差距開始產(chǎn)生影響，且在短期內(nèi)影響增長較快，但在第6期之后方差分解值有所下降，且維持在10%左右。因此，從長期來看，金融發(fā)展和城鎮(zhèn)化都可以加大城鄉(xiāng)收入差距，而與城鎮(zhèn)化的影響比，金融發(fā)展對加大城鄉(xiāng)收入差距的貢獻(xiàn)度更大，說明金融發(fā)展對加大城鄉(xiāng)收入差距影響更大。

3　結(jié)論

本文構(gòu)建了關(guān)于金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化進(jìn)程中勞動力要素轉(zhuǎn)移與城鄉(xiāng)收入差距的模型，進(jìn)行了金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的作用機(jī)制分析。并采用向量誤差修正模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，得到以下主要結(jié)論：短期內(nèi)金融發(fā)展和城鎮(zhèn)化均會對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生影響，而城鄉(xiāng)收入差距對金融發(fā)展和城鎮(zhèn)化的反饋影響則具有一定的時(shí)滯性，長期來看金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)收入差距存在有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗(yàn)表明金融發(fā)展和城鎮(zhèn)化均會加大城鄉(xiāng)收入差距，方差分解結(jié)果表明金融發(fā)展比城鎮(zhèn)化對加大城鄉(xiāng)收入差距的影響更大。研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)前金融發(fā)展和城鎮(zhèn)化更加有利于城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)部門的發(fā)展，而由于多種隔離政策和制度的限制，農(nóng)村居民獲益較少，從而導(dǎo)致金融發(fā)展和城鎮(zhèn)化進(jìn)程無法縮減城鄉(xiāng)收入差距。

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