崔炳坤　宋龍菲　劉宏偉　張英杰

摘要：基于山東省臨沂市九個(gè)縣2001-2017年的縣域年度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，在控制了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化、固定資產(chǎn)投資、地方財(cái)政支出以及金融發(fā)展水平等其它影響城鄉(xiāng)居民收入差距因素的基礎(chǔ)上，構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，實(shí)證研究縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與其城鄉(xiāng)居民收入差距動(dòng)態(tài)演化的關(guān)系。實(shí)證結(jié)果表明，在樣本期內(nèi)，縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的提升在統(tǒng)計(jì)意義上顯著地縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距。并據(jù)此提出加強(qiáng)縣域二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展以及農(nóng)民工市民化的戶籍制度改革等政策建議，旨在縮小其城鄉(xiāng)居民收入差距，推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。

關(guān)鍵詞：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu);城鄉(xiāng)居民收入差距;臨沂市

中圖分類號(hào)：F062.5? ? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1005-913X（2019）12-0031-03

一、引言

改革開放四十多年，我國取得了舉世矚目的成就，國民經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展，農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民的收入均呈現(xiàn)為迅速增長的勢頭。但是毋庸諱言，城鄉(xiāng)居民收入差距較大仍是我國當(dāng)今面對的一大挑戰(zhàn)。[1]

理論研究表明，區(qū)域的城鄉(xiāng)居民收入差距與其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間有著較為密切的聯(lián)系，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比重的不斷變化，會(huì)引致三次產(chǎn)業(yè)間居民收入差距發(fā)生變動(dòng)。鑒于此，研究區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)及其規(guī)律性，對平抑城鄉(xiāng)居民收入差距具有較強(qiáng)的理論意義和實(shí)踐意義。

基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)視角的城鄉(xiāng)居民收入差距的研究的前期文獻(xiàn)較多，就近年來二者依存關(guān)系的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析而言，王江濤（2018）基于1978-2012年間的我國省級(jí)行政區(qū)劃的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，建立城鄉(xiāng)居民收入差距與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等影響因素的計(jì)量回歸分析模型，實(shí)證研究后者對前者的影響作用;[2]崔文瑞等（2018）利用了甘肅省 1990-2016年時(shí)間序列相關(guān)數(shù)據(jù)，分析甘肅省城鄉(xiāng)收入差距與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)關(guān)系;[3]頓珠羅布等（2017）運(yùn)用VAR模型，基于西藏 1978-2014 年的數(shù)據(jù)，實(shí)證分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)居民收入差距間的協(xié)整關(guān)系;[4]景守武和陳紅蕾（2017）利用我國2002-2014年間30個(gè)省際面板數(shù)據(jù)，建立城鄉(xiāng)居民收入差距與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系的動(dòng)態(tài)面板模型，基于系統(tǒng) GMM的估計(jì)方法，實(shí)證研究前者對后者的影響作用;[5]羅明華（2009）以貴州為案例，通過計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析模型，研究了城鄉(xiāng)收入差距的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)。[6]

已有的前期相關(guān)研究，主要是基于省級(jí)層面的樣本數(shù)據(jù)，少數(shù)是采用地級(jí)層面的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，少有基于縣級(jí)數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究，因此，本文利用2001-2017年山東臨沂市的縣級(jí)行政區(qū)劃的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，建立縣域城鄉(xiāng)居民收入差距與其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，探析后者對前者的作用效果，旨在降低城鄉(xiāng)居民收入差距，推動(dòng)臨沂市區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。

二、計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的建立、度量指標(biāo)的選擇及樣本數(shù)據(jù)說明

（一）計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的建立

已有研究的文獻(xiàn)表明，城鄉(xiāng)居民收入差距是多層面、多因素共同作用而形成的效果，按照哲學(xué)“重點(diǎn)論”和“兩點(diǎn)論”相統(tǒng)一的思想，本文既要重點(diǎn)注意臨沂市縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（核心解釋變量）對城鄉(xiāng)居民收入差距（被解釋變量）的作用效果，又要關(guān)注其它關(guān)鍵的影響因素（控制變量）對城鄉(xiāng)居民收入差距（被解釋變量）的作用效果，也就是說，建立城鄉(xiāng)居民收入差距與核心解釋變量及控制變量的回歸分析模型。鑒于城鄉(xiāng)居民收入差距（被解釋變量）可能存在動(dòng)態(tài)慣性特征，即前期被解釋變量的狀況對當(dāng)期被解釋變量的變動(dòng)引發(fā)影響，可將城鄉(xiāng)居民收入差距（被解釋變量）的一階滯后項(xiàng)納入模型;為消除臨沂市的縣域空間單元之間可能會(huì)有的異方差，把計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型選擇的各個(gè)變量均取對數(shù)。

筆者在前期理論分析及易于獲取經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，建立式（1）所示的動(dòng)態(tài)面板模型：

其中，i =1，2，...，9指代臨沂市九個(gè)縣的行政區(qū)劃單元;t = 2001，2002，...，2017代表樣本數(shù)據(jù)的觀測年份;Differenceit為被解釋變量，指代第i個(gè)縣級(jí)行政區(qū)劃單元第t觀測年的城鄉(xiāng)居民收入差距;Differenceit-1指代滯后一期的城鄉(xiāng)居民收入差距（被解釋變量）;Structureit是解釋變量，指代第i個(gè)縣級(jí)行政區(qū)劃單元第t觀測年的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu);Mit指代第i個(gè)縣級(jí)行政區(qū)劃單元第t觀測年選擇的控制變量;j=2，3...，6指代五個(gè)選定的控制變量;α為截距項(xiàng);β0、β1和βj表示模型中的待估參數(shù);uit乃擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）度量指標(biāo)的選擇

1.被解釋變量

城鄉(xiāng)居民收入差距（被解釋變量）作為本文的研究對象，用符號(hào)Difference表示，其度量指標(biāo)有多種選擇，本文使用常規(guī)的方法，即基于“城鎮(zhèn)居民人均可支配收入”與“農(nóng)村居民人均純收入”的比值來加以測度。因我國官方統(tǒng)計(jì)年鑒中只公布省市層面的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，卻沒有發(fā)布縣域?qū)用娴某擎?zhèn)居民人均可支配收入，借鑒楊志海等（2013）的思想和方法，[7]采用臨沂市縣域城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員的平均工資作為縣域城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的代理變量。

2.解釋變量

解釋變量Structure表示縣域的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)?？h域非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的快速推進(jìn)，給農(nóng)村地區(qū)剩余勞動(dòng)力的鄉(xiāng)—城轉(zhuǎn)移創(chuàng)造了較多的創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)和就業(yè)崗位，進(jìn)而有利于提高農(nóng)村居民收入，平抑城鄉(xiāng)居民收入差距。筆者利用臨沂市縣域二產(chǎn)增加值占比來測度產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)。

3.控制變量

筆者選取了如下五個(gè)控制變量，即經(jīng)濟(jì)實(shí)力（P-economy）、城鎮(zhèn)化（Urbanization）、投資（Investment）、地方財(cái)政支出水平（Finance）和金融發(fā)展水平（Banking）。

本文模型選擇的上述變量的測度方式見表1。

（三）數(shù)據(jù)的來源及數(shù)據(jù)處理說明

本文模型利用的全部樣本數(shù)據(jù)均來自我國官方發(fā)布的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，即歷年《臨沂統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國縣（市）社會(huì)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》（《中國縣域統(tǒng)計(jì)年鑒》）和《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》。并借鑒前期文獻(xiàn)的數(shù)據(jù)處理方法和手段，將原始數(shù)據(jù)做了一些預(yù)處理。原始數(shù)據(jù)的處理方法是：第一，2004年我國開展了第一次全國經(jīng)濟(jì)普查，該年份的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)同其他年份的數(shù)據(jù)不連續(xù)。借鑒陳芳和龍志和（2011）[8]的作法，對其作了平滑處理，即用2002、2003、2005、2006四年年度數(shù)據(jù)的算術(shù)平均數(shù)作為2004年年度數(shù)據(jù)的替代值;第二，縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變量P-economy用的是實(shí)際值，將歷年的人均縣域名義地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）用2000年為基期的歷年GDP平減指數(shù)消除價(jià)格膨脹因素而獲得;第三，模型中指標(biāo)定義為比值的變量用的是名義值;第四，縣域總?cè)丝冢?001-2012年為縣域年末總?cè)丝冢?013-2017年為縣域戶籍人口。

三、城鄉(xiāng)居民收入差距與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系的實(shí)證分析

（一）面板數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)

即單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，因?yàn)榻?jīng)濟(jì)領(lǐng)域中大多數(shù)經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列是非平穩(wěn)的，用非平穩(wěn)的時(shí)間序列進(jìn)行傳統(tǒng)的回歸分析容易導(dǎo)致偽回歸。為避免偽回歸，面板數(shù)據(jù)模型在回歸分析之前要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)。

兩次單位根檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，本文模型中選定變量的原始序列和一階差分序列依次為不平穩(wěn)、平穩(wěn)，即均為一階單整序列，即I（1），符合其協(xié)整檢驗(yàn)的基本前提條件;借助Pedroni檢驗(yàn)，結(jié)果驗(yàn)證了協(xié)整關(guān)系的存在。

（二）面板模型形式的確認(rèn)及效應(yīng)的識(shí)別

面板數(shù)據(jù)模型回歸分析要涉及到模型具體形式的識(shí)別（包括不變系數(shù)模型、變截距模型和變系數(shù)模型）和模型效應(yīng)的確定（包括固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)），不同的模型選擇對應(yīng)著不同的模型估計(jì)方法，[9]前者利用使用協(xié)方差構(gòu)造的F統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行F 檢驗(yàn)，后者使用豪斯曼（Hausman）檢驗(yàn)。

基于前后依次進(jìn)行的Hausman（豪斯曼）檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)，其聯(lián)合檢驗(yàn)結(jié)果顯示，本文建立的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型應(yīng)采用固定效應(yīng)變截距面板模型

（三）面板模型參數(shù)估計(jì)及結(jié)果分析

1.動(dòng)態(tài)面板模型參數(shù)估計(jì)

基于固定效應(yīng)變截距動(dòng)態(tài)面板模型，利用EViews10.0統(tǒng)計(jì)軟件，采用2001-2017年間臨沂市9個(gè)縣域的年度面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。因建立的該動(dòng)態(tài)模型導(dǎo)入了城鄉(xiāng)居民收入差距（被解釋變量）的一階滯后項(xiàng)，致使該模型出現(xiàn)內(nèi)生性。因此，為消除內(nèi)生性，基于DIFF-GMM（差分廣義矩）估計(jì)方法。該估計(jì)方法需要選取合適的工具變量，引入適量的矩約束條件，并通過Sargan檢驗(yàn)來檢驗(yàn)是否接受或拒絕過度約束正確的原假設(shè)。本文選取被解釋變量的二階滯后和四階滯后作為該模型的工具變量。使得模型參數(shù)估計(jì)量呈現(xiàn)為無偏性和一致性的優(yōu)良性質(zhì)。表2為該模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。

2. 實(shí)證結(jié)果分析

（1）從表2所示的山東省臨沂市縣域城鄉(xiāng)居民收入差距的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的實(shí)證分析結(jié)果的統(tǒng)計(jì)推斷來看，其動(dòng)態(tài)影響是顯著的，印證了前述的理論分析和預(yù)測，因此，建立的面板數(shù)據(jù)模型引入動(dòng)態(tài)效應(yīng)是合理的、有效的。

（2）動(dòng)態(tài)模型的參數(shù)估計(jì)值顯示，臨沂市縣域城鄉(xiāng)居民收入差距的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)為顯著的負(fù)效應(yīng)，即縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的提升在樣本期內(nèi)顯著地降低了城鄉(xiāng)居民收入差距，具體而言，在其它條件保持不變的情況下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)每提升1個(gè)百分點(diǎn)，縣域城鄉(xiāng)居民收入差距平均降低0.0231個(gè)百分點(diǎn)。模型中的五個(gè)控制變量對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響效應(yīng)，與已有的文獻(xiàn)結(jié)論大致相同。

四、結(jié)論及政策建議

本文以山東省臨沂市為案例，基于其9個(gè)縣2001-2017 年的年度面板數(shù)據(jù)，利用固定效應(yīng)變截距動(dòng)態(tài)面板模型，采用差分廣義矩估計(jì)，探究了縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)居民收入差距的作用效果。實(shí)證分析結(jié)論為，在統(tǒng)計(jì)意義上，縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的提升顯著地降低了樣本觀測期內(nèi)的城鄉(xiāng)居民收入差距。

基于上述結(jié)論，提出如下的政策建議。

一是加快縣域非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，為農(nóng)村地區(qū)剩余勞動(dòng)力的鄉(xiāng)—城遷移創(chuàng)造非農(nóng)創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)和就業(yè)崗位，從而提高縣域農(nóng)村居民收入，進(jìn)而降低其城鄉(xiāng)居民收入差距。

二是加快并推進(jìn)縣域以“農(nóng)民工市民化”為核心的戶籍制度改革，做實(shí)以人為本的新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，讓改革發(fā)展的成果普惠城鄉(xiāng)居民，從而降低臨沂市縣域城鄉(xiāng)居民收入差距。

參考文獻(xiàn)：

[1] 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(huì)科學(xué)，2013（4）.

[2] 王江濤.我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對城鄉(xiāng)收入影響的多元分析[J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)，2018（5）.

[3] 崔文瑞，周長軍，趙雪絨，鄒海雙.產(chǎn)業(yè)升級(jí)對城鄉(xiāng)收入差距影響的實(shí)證分析：以甘肅省為例[J].財(cái)政科學(xué)，2018（6）.

[4] 頓珠羅布，孫自保，曾維蓮.經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)居民收入差距的實(shí)證檢驗(yàn)：基于西藏1978-2014年的數(shù)據(jù)[J].青海農(nóng)林科技，2017（4）.

[5] 景守武，陳紅蕾. FDI、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對我國城鄉(xiāng)居民收入差距的影響： 基于省際面板數(shù)據(jù)分析[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2017（10）.

[6] 羅明華.加快貴州產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整 縮小城鄉(xiāng)收入差距[J].貴州財(cái)經(jīng)學(xué)院學(xué)報(bào)，2009（5）.

[7] 楊志海，劉雪芬，王雅鵬.縣域城鎮(zhèn)化能縮小城鄉(xiāng)收入差距嗎？——基于1523個(gè)縣（市）面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)[J].華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2015（4）.

[8] 陳 芳，龍志和.中國縣域經(jīng)濟(jì)差距的收斂性研究——基于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的GMM方法[J].中國科技論壇，2011（4）.

[9] 高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模：EViews 應(yīng)用及實(shí)例[M].北京：清華大學(xué)出版社，2009.

[責(zé)任編輯：金永紅]