金成國　李達(dá)耀

摘 要：基于多變量框架下的狀態(tài)空間模型，運(yùn)用卡爾曼濾波法研究廣西1990—2017年的城鄉(xiāng)收入差距與金融發(fā)展、貿(mào)易依存度、基礎(chǔ)設(shè)施、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。研究結(jié)果顯示，基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響具有雙向的正負(fù)最大波動(dòng)幅度的特征;金融發(fā)展及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有穩(wěn)定地縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用;貿(mào)易依存度對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響較為平穩(wěn)，呈現(xiàn)出平穩(wěn)的小幅度持續(xù)縮小城鄉(xiāng)收入差距的趨勢(shì)。

關(guān)鍵詞：城鄉(xiāng)收入差距;協(xié)整檢驗(yàn);狀態(tài)空間模型;卡爾曼濾波

中圖分類號(hào)：F126.2? ? ? ? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A? ? ? 文章編號(hào)：1673-291X（2019）28-0050-07

引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了舉世矚目的成就，已形成中國經(jīng)濟(jì)的四十年增長奇跡。但在經(jīng)濟(jì)高速增長的同時(shí)，我國基尼系數(shù)從1978年的0.18增至2017年的0.46，已大大超過國際公認(rèn)警戒線0.4的水平，收入不平等的問題也變得日益突出，中國收入不平等的很大一部分原因可以歸因于地區(qū)差距和城鄉(xiāng)收入差距[1]。因此，我國東、中、西部地區(qū)間平衡發(fā)展及縮小城鄉(xiāng)收入差距問題的研究具有重要意義。

目前，在中西部省份勞動(dòng)力回流的形勢(shì)下[2]，城鄉(xiāng)收入差距問題的改善成為廣西經(jīng)濟(jì)健康持續(xù)發(fā)展的基本驅(qū)動(dòng)力之一。

一、文獻(xiàn)綜述

長期以來，國內(nèi)外學(xué)者對(duì)城鄉(xiāng)收入差距問題進(jìn)行了大量的研究。Kuznets（1955）開創(chuàng)性地對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與收入分配問題進(jìn)行了研究，該研究認(rèn)為一國隨著經(jīng)濟(jì)的快速增長向工業(yè)文明轉(zhuǎn)型的早起階段，收入差距會(huì)呈擴(kuò)大態(tài)勢(shì)，在度過一定的穩(wěn)定階段后，后期階段收入差距會(huì)逐步縮小[3]。這也被學(xué)術(shù)界稱為“收入分配的庫茲涅茨倒U曲線關(guān)系”。Todaro（1969）的研究認(rèn)為，在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，通過勞動(dòng)力的流動(dòng)使得要素報(bào)酬不斷地向均等化發(fā)展，進(jìn)而縮小城鄉(xiāng)收入差距[4]。Lucas（1985）的研究表明，農(nóng)村勞動(dòng)力遷移有利于平衡城鄉(xiāng)收入，促使城鄉(xiāng)收入差距縮小[5]。Anderson&Kym （1986）等對(duì)發(fā)展中國家工業(yè)化過程中城鄉(xiāng)收入差距問題進(jìn)行了研究，認(rèn)為發(fā)展中國家的政府會(huì)創(chuàng)造一種扭曲農(nóng)產(chǎn)品及生產(chǎn)要素價(jià)格的政策環(huán)境，以實(shí)現(xiàn)該國的工業(yè)化過程，進(jìn)而導(dǎo)致發(fā)展中國家城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大[6]。Barro and Sala-i-Martin（1995）基于1900—1990年的美國數(shù)據(jù)及1955—1990年的日本數(shù)據(jù)對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)問題進(jìn)行了研究，認(rèn)為地區(qū)間的勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)于縮小城鄉(xiāng)收入差距沒有顯著作用[7]。與此相反，Lin，Wang&Zhao（2003）對(duì)中國勞動(dòng)力流動(dòng)問題進(jìn)行了研究，指出城鎮(zhèn)化即使在初始階段也會(huì)縮小城鄉(xiāng)收入差距，但因中國戶籍制度的存在在一定程度上限制了勞動(dòng)力的流動(dòng)，致使城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大[8]。關(guān)于財(cái)政支出與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系的研究中，Aaron（1970）認(rèn)為，城鄉(xiāng)收入差距與政府財(cái)政支出的增加呈正相關(guān)關(guān)系[9]。與之相反，Dodge（1975）運(yùn)用加拿大財(cái)政支出數(shù)據(jù)進(jìn)行分析的結(jié)果表明，城鄉(xiāng)收入差距與政府財(cái)政支出的增加呈負(fù)相關(guān)關(guān)系[10]。Hao（2010）對(duì)中國的政府財(cái)政支出與城鄉(xiāng)收入差距問題進(jìn)行了研究，研究認(rèn)為，相對(duì)于集權(quán)財(cái)政，中國城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的主要因素為財(cái)政分權(quán)的財(cái)政體制[11]。

國內(nèi)學(xué)者針對(duì)我國實(shí)際，也就城鄉(xiāng)收入差距問題進(jìn)行了大量的研究。陸銘、陳釗（2004）基于1987—2001年中國省際面板數(shù)據(jù)對(duì)我國城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距問題進(jìn)行分析，研究結(jié)果顯示，在統(tǒng)計(jì)意義上城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)縮小城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的影響[12]。廖信林（2012）基于財(cái)政支出及城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)泰爾指數(shù)的影響機(jī)理構(gòu)建了理論模型，并運(yùn)用1978—2009年時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，結(jié)果顯示城鎮(zhèn)化對(duì)泰爾指數(shù)的擴(kuò)大具有負(fù)向的沖擊[13]。

與上述研究相反，程開明、李金昌（2007）運(yùn)用中國1978—2004年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析表明，城鎮(zhèn)化與城鎮(zhèn)偏向?qū)Τ青l(xiāng)收入差距具有正向沖擊[14]。陳迅、童華建（2007）運(yùn)用中國1985—2003年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行多元回歸分析，認(rèn)為城市化的擴(kuò)大因?yàn)橥恋馗母镏贫燃俺青l(xiāng)二元結(jié)構(gòu)戶籍制度改革的滯后而使得城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大[15]。陳斌開、林毅夫（2010）從落后國家優(yōu)先發(fā)展重工業(yè)的視角分別在靜態(tài)和動(dòng)態(tài)框架下闡釋了城鄉(xiāng)收入差距的形成機(jī)理，認(rèn)為重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略將導(dǎo)致落后國家的城市化進(jìn)程提高緩慢并拉大城鄉(xiāng)收入差距[16]。

另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，城鄉(xiāng)收入差距隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)出先擴(kuò)大后縮小的非線性關(guān)系。莫亞琳、張志強(qiáng)（2009）運(yùn)用1995—2006年中國的省際數(shù)據(jù)進(jìn)行動(dòng)態(tài)面板GMM模型分析，認(rèn)為我國城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入分配呈現(xiàn)出先擴(kuò)大后縮小的倒U型的曲線關(guān)系[17]。周云波（2009）通過運(yùn)用兩部門理論模型分析及1979—2007年時(shí)間序列數(shù)據(jù)的實(shí)證分析，認(rèn)為我國城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間呈現(xiàn)倒U型曲線關(guān)系[18]。歐陽志剛（2014）基于1986—2011年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系問題的研究，認(rèn)為加速城鄉(xiāng)一體化進(jìn)程，可以有效地縮小中國城鄉(xiāng)收入差距，其對(duì)城鄉(xiāng)收入差距效應(yīng)的非線性轉(zhuǎn)換則先后由東部、中部、西部地區(qū)的順序發(fā)生于上世紀(jì)末及本世紀(jì)初[19]。任元明、王小華（2014）運(yùn)用過我國29省份1985—2011年面板數(shù)據(jù)，對(duì)東中西部地區(qū)區(qū)域內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距問題進(jìn)行實(shí)證分析，認(rèn)為東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)及城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距具有正向的擴(kuò)大趨勢(shì)影響，而中部地區(qū)城鎮(zhèn)化及對(duì)外開放對(duì)城鄉(xiāng)收入差距具有負(fù)向的縮小趨勢(shì)的影響，西部地區(qū)城鎮(zhèn)化及金融發(fā)展對(duì)縮小城鄉(xiāng)收入差距具有負(fù)向的縮小趨勢(shì)的影響[20]。姚旭兵、羅光強(qiáng)等（2016）運(yùn)用門檻模型，基于我國30省份1997—2014年面板數(shù)據(jù)對(duì)我國東中西部地區(qū)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距問題進(jìn)行研究，認(rèn)為城鎮(zhèn)化對(duì)東部地區(qū)及中部地區(qū)具有擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距的影響，而西部地區(qū)則具有縮小城鄉(xiāng)收入差距的影響[21]。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的研究按照經(jīng)濟(jì)發(fā)展不同階段認(rèn)為，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初始階段，城鎮(zhèn)部門因具更高的邊際生產(chǎn)力，從而使得農(nóng)村部門的高技能勞動(dòng)者及資本向城市部門聚集，導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距逐漸拉大。進(jìn)入后工業(yè)化階段隨著農(nóng)村部門的勞動(dòng)力和資本的不斷向城市部門涌入，農(nóng)業(yè)部門的勞動(dòng)力及資本的稀缺性不斷加劇，其邊際報(bào)酬開始增加，最終城鄉(xiāng)收入差距將趨于縮小。區(qū)域?qū)用嫔系难芯縿t認(rèn)為我國城鄉(xiāng)收入縮小的地區(qū)，先后為東部、中部、西部地區(qū)。制度層面上的研究認(rèn)為，我國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)戶籍制度改革、土地改革制度和城市化偏向政策是導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入擴(kuò)大的因素。財(cái)政視角上的研究則認(rèn)為，財(cái)政分權(quán)的財(cái)政體制導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大。

目前我國已跨越劉易斯第一拐點(diǎn)，向劉易斯第二拐點(diǎn)靠近，中西部省份勞動(dòng)力回流趨勢(shì)逐步增強(qiáng)，廣西作為西部地區(qū)勞動(dòng)力回流省份之一，在新型城鎮(zhèn)化建設(shè)及振興鄉(xiāng)村戰(zhàn)略實(shí)施的背景下，探究出改善城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的具體因素具有迫切性。本研究與已有文獻(xiàn)不同之處在于基于多變量框架下的狀態(tài)空間模型首次分析了金融發(fā)展、貿(mào)易依存度、基礎(chǔ)設(shè)施、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的動(dòng)態(tài)關(guān)系，從而梳理出新形勢(shì)下城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的具體影響因素排序、定量的影響程度及提出相應(yīng)的政策建議，以期為政府制定相關(guān)的經(jīng)濟(jì)政策提供理論依據(jù)。

二、模型提出

（一）狀態(tài)空間模型概述

本研究運(yùn)用狀態(tài)空間模型來擬合變量之間的動(dòng)態(tài)相關(guān)關(guān)系。該模型主要用來估計(jì)不可觀測(cè)的時(shí)間變量：理性預(yù)期、長期收入及不可觀測(cè)的趨勢(shì)和循環(huán)要素等。模型首先把時(shí)間序列數(shù)據(jù)構(gòu)造成狀態(tài)空間模型形式，利用狀態(tài)向量來描述時(shí)間序列的動(dòng)態(tài)變動(dòng)特征，隨后采用卡爾曼迭代算法對(duì)狀態(tài)向量進(jìn)行估算和外推預(yù)測(cè)。卡爾曼濾波迭代算法具有可以過濾出變量中不可觀測(cè)因素的影響，并用被解釋變量過去的觀測(cè)值所提供的信息進(jìn)行估算以得到狀態(tài)變量的最佳近似值的優(yōu)點(diǎn)。

式中，I為1的矩陣，單模型的單測(cè)量為I=1。系統(tǒng)運(yùn)行至k+1狀態(tài)時(shí)，P（k|k）就是式（4）的P（k-1|k-1）。系統(tǒng)進(jìn)行自回歸運(yùn)算直至系統(tǒng)過程結(jié)束。

三、變量說明及模型建立

本部分旨在通過構(gòu)建狀態(tài)空間模型，嘗試尋找影響廣西城鄉(xiāng)收入差距的主要影響因素。為了更加全面地考察廣西城鄉(xiāng)收入差距的影響因素，本研究運(yùn)用金融發(fā)展水平、貿(mào)易依存度、基礎(chǔ)設(shè)施、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)四個(gè)方面來綜合分析對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。本研究實(shí)證分析所用數(shù)據(jù)為1990—2017年廣西時(shí)間序列數(shù)據(jù)，所有原始數(shù)據(jù)來自于《廣西統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國海關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒》《廣西國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》《廣西統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)》。

（一）變量說明

1.城鄉(xiāng)收入差距指標(biāo)（CJ）。本研究選取具有連續(xù)性及可比性的扣除價(jià)格因素后的廣西城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與廣西農(nóng)村人均純收入之比衡量城鄉(xiāng)收入差距，即CJ=城鎮(zhèn)居民人均可支配收入/農(nóng)村人均純收入。

2.貿(mào)易依存度指標(biāo)（OPEN）。本研究選取廣西對(duì)外貿(mào)易總規(guī)模與廣西國內(nèi)生產(chǎn)總值來衡量對(duì)外貿(mào)易依存度指標(biāo)，即OPEN=進(jìn)出口總額/國內(nèi)生產(chǎn)總值。廣西作為西部省份中唯一沿海省份，并且作為中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)的樞紐省份，該變量具有重要意義。

3.金融發(fā)展水平指標(biāo)（FIR）。本研究基于廣西數(shù)據(jù)選取Goldsmith（1969）提出的衡量一國金額結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展水平的存量和流量指標(biāo)的金融相關(guān)比率作為金融發(fā)展水平指標(biāo)，即FIR=金融機(jī)構(gòu)年末存貸款余額/國內(nèi)生產(chǎn)總值。

4.基礎(chǔ)設(shè)施指標(biāo)（PL）。本研究選取廣西公路里程與年末總?cè)丝跀?shù)作為衡量基礎(chǔ)設(shè)施的指標(biāo)，即PL=公路里程/年末總?cè)丝跀?shù)。基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)生產(chǎn)力及經(jīng)濟(jì)增長具有重要的作用，在經(jīng)濟(jì)研究中被廣泛運(yùn)用。

5.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)（ST）。本研究選取廣西第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重作為衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)，即ST=第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員/就業(yè)總?cè)丝?。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是影響城鄉(xiāng)收入差距諸要素中的一個(gè)重要因素，在工業(yè)化階段，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變遷將農(nóng)業(yè)部門剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)部門進(jìn)而影響城鄉(xiāng)收入差距。

（二）模型構(gòu)建

本研究運(yùn)用城鄉(xiāng)收入差距、金融發(fā)展水平、貿(mào)易依存度、基礎(chǔ)設(shè)施、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)5個(gè)時(shí)間序列變量建立了式（1）和式（2）狀態(tài)空間模型后，運(yùn)用卡爾曼濾波算法，狀態(tài)空間模型的估計(jì)語句如下：

@signal DLCJ=sv1×DLFIR+sv2×DLOPEN+sv3×DLPL+sv4×DLST+[var=exp（c（1））]

@state sv1=sv1（-1）

@state sv2=sv2（-1）

@state sv3=sv3（-1）

@state sv4=sv4（-1）

四、實(shí)證研究及結(jié)果分析

本研究在進(jìn)行估計(jì)狀態(tài)空間模型前，為避免出現(xiàn)偽回歸，需首先對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)及協(xié)整檢驗(yàn)。

平穩(wěn)性檢驗(yàn)，即測(cè)算被解釋變量和各解釋變量是否具有相同的單整階數(shù)。本研究采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析中的主要檢驗(yàn)方法ADF單位根檢驗(yàn)法。ADF單位根檢驗(yàn)法為左側(cè)單邊檢驗(yàn)，原假設(shè)為“變量為非平穩(wěn)序列”，備選假設(shè)為“變量為平穩(wěn)序列”。在不改變數(shù)據(jù)性質(zhì)及其經(jīng)濟(jì)意義的前提下，本研究對(duì)各變量序列進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理以避免異方差現(xiàn)象。表1為各變量的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果，從表1中可知，變量lnCJ在10%的顯著水平下平穩(wěn)、lnST在5%的顯著水平下平穩(wěn)，其余3個(gè)變量序列均為不平穩(wěn)。再次對(duì)變量進(jìn)行一階差分后進(jìn)行檢驗(yàn)，除變量dlnCJ在5%顯著水平下平穩(wěn)，其余變量序列均在1%顯著水平下平穩(wěn)。因此，各變量為一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的要求。

協(xié)整檢驗(yàn)根據(jù)檢驗(yàn)對(duì)象的不同可分為兩類，一類為基于回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn)，另一類為基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗(yàn)。前者為E-G兩步檢驗(yàn)法，后者為Johanson檢驗(yàn)法。鑒于Johanson檢驗(yàn)法可以在多變量情形時(shí)較好地進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，因此本研究使用Johanson檢驗(yàn)法。