摘 要：長(zhǎng)三角一體化高質(zhì)量發(fā)展背景下，城鄉(xiāng)收入差距問(wèn)題愈發(fā)凸顯。本文通過(guò)1990—2020年長(zhǎng)三角三省一市30年的年度數(shù)據(jù)，構(gòu)造VAR模型實(shí)證檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響關(guān)系。結(jié)果表明：產(chǎn)業(yè)同構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，從長(zhǎng)期來(lái)看，長(zhǎng)三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度與城鄉(xiāng)收入差距呈正向影響關(guān)系，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理布局會(huì)有效縮小該地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。

關(guān)鍵詞：產(chǎn)業(yè)同構(gòu)；城鄉(xiāng)收入差距；VAR模型

本文索引：鄭真.<變量 2>[J].中國(guó)商論，2023（06）：-151.

中圖分類號(hào)：F127 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：2096-0298（2023）03（b）--05

1 引言

2018年在第一屆中國(guó)國(guó)際進(jìn)口博覽會(huì)上，習(xí)近平主席指出，為了更好地發(fā)揮上海等地區(qū)在對(duì)外開(kāi)放中的重要作用，決定支持長(zhǎng)江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展并上升為國(guó)家戰(zhàn)略，這標(biāo)志著長(zhǎng)三角區(qū)域一體化發(fā)展進(jìn)入新時(shí)代。

長(zhǎng)三角地區(qū)是我國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)力最強(qiáng)的區(qū)域，其無(wú)論在城鎮(zhèn)居民人均收入還是農(nóng)村居民人均收入上都長(zhǎng)期領(lǐng)先于全國(guó)平均水平。以2020年為例，長(zhǎng)三角地區(qū)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入達(dá)57920元，農(nóng)村居民人均可支配收入達(dá)26915元，而同期全國(guó)的平均值分別為43834元和17131元，長(zhǎng)三角地區(qū)城鄉(xiāng)收入之比達(dá)2.15，全國(guó)之比為2.56，是全國(guó)同年平均值的1.2倍，但是仍然高于國(guó)際上反映城鄉(xiāng)收入差距過(guò)大的2.0標(biāo)準(zhǔn)線。2019年12月1日，中共中央國(guó)務(wù)院印發(fā)的《長(zhǎng)三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》明確要求，長(zhǎng)三角地區(qū)在減少收入分配差距和推進(jìn)一體化發(fā)展上，為全國(guó)做出示范和表率。

理論上，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級(jí)是影響收入分配的重要因素。我國(guó)經(jīng)濟(jì)具有二元經(jīng)濟(jì)特征，農(nóng)村地區(qū)以第一產(chǎn)業(yè)為主，第二、第三產(chǎn)業(yè)分布在農(nóng)村及城鎮(zhèn)地區(qū)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整使生產(chǎn)要素得到重新配置，勞動(dòng)力資源在各產(chǎn)業(yè)間自由流動(dòng)，農(nóng)業(yè)剩余人口向第二、第三產(chǎn)業(yè)流動(dòng)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率得到很大提高，進(jìn)而影響城鄉(xiāng)收入差距?；诖?，本文利用實(shí)證分析探討長(zhǎng)三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。

2 文獻(xiàn)綜述

20世紀(jì)30年代，大量國(guó)外學(xué)者圍繞產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與收入分配、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)展開(kāi)了大量的理論研究。Lewis（1954）最早提出的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)理論，認(rèn)為在發(fā)展中國(guó)家存在以傳統(tǒng)生產(chǎn)方式為主的農(nóng)業(yè)和以制造業(yè)為主的現(xiàn)代化部門(mén)，傳統(tǒng)部門(mén)和現(xiàn)代化部門(mén)之間的生產(chǎn)率差距導(dǎo)致兩個(gè)部門(mén)之間的收入差距，以及勞動(dòng)力的“理性”性質(zhì)，從而導(dǎo)致傳統(tǒng)部門(mén)的勞動(dòng)力向現(xiàn)代化部門(mén)轉(zhuǎn)移，形成農(nóng)業(yè)人口的非農(nóng)轉(zhuǎn)移，逐漸削減二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。隨后，Kuznets（1955）提出了“倒U型曲線”，表示在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的初期，收入不平等會(huì)逐步擴(kuò)大，但是隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，這種不平等會(huì)逐漸削減。

國(guó)內(nèi)有關(guān)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與城鄉(xiāng)收入差距的影響關(guān)系的研究，主要分為兩種：

第一種觀點(diǎn)認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距，如程莉（2014）認(rèn)為，我國(guó)特殊的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)體制，城鎮(zhèn)與鄉(xiāng)村之間不可逾越的壁壘，加上農(nóng)村地區(qū)落后的人力資本使得產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越高極化，收入差距越擴(kuò)大。李政等（2016）采用杜賓模型研究了中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷與城鄉(xiāng)收入差距的影響，研究結(jié)果表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)會(huì)抑制城鄉(xiāng)收入差距收斂。持有相同觀點(diǎn)的還有王悅等（2017）、張玉昌等（2018）。

第二種觀點(diǎn)認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)縮小了城鄉(xiāng)收入差距。如馬正兵（2008）通過(guò)計(jì)量分析各省區(qū)市城鄉(xiāng)收入結(jié)構(gòu)，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)可以促進(jìn)城鄉(xiāng)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。吳萬(wàn)宗等（2018）利用1978—2014年的面板數(shù)據(jù)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與收入分配關(guān)系的研究表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)可以減少收入不平等。持有類似觀點(diǎn)的還有楊晶等（2018）、藍(lán)管秀鋒等（2021）基于金融“脫實(shí)向虛”視角，實(shí)證檢驗(yàn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)可以有效緩解城鄉(xiāng)收入差距。

3 實(shí)證分析

本文以1990—2020年長(zhǎng)三角三省一市的時(shí)間序列數(shù)據(jù)為研究樣本，分析產(chǎn)業(yè)同構(gòu)對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響。VAR模型通常用于預(yù)測(cè)相關(guān)時(shí)間序列，分析隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響，而長(zhǎng)三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同和城鄉(xiāng)收入差距收斂具有動(dòng)態(tài)時(shí)間序列的演化。因此本文采用VAR作為研究的實(shí)證模型。

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源和變量說(shuō)明

本文主要研究長(zhǎng)三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，因此本文的被解釋變量城鄉(xiāng)收入差距指標(biāo)選擇用泰爾指數(shù)來(lái)標(biāo)識(shí)。在大多數(shù)文獻(xiàn)中多選用城鄉(xiāng)收入比作為衡量城鄉(xiāng)收入差距的指標(biāo)，但這一指標(biāo)存在一個(gè)重要的缺陷，即并未反映城鄉(xiāng)人口所占比重?；嵯禂?shù)將人口劃分為不同的收入階層，其反映的也不是城鄉(xiāng)收入差距，而泰爾指數(shù)依據(jù)其定義能直接度量城鄉(xiāng)收入差距。

其中， j表示地區(qū)，1表示城鎮(zhèn)地區(qū)，2表示農(nóng)村， Zi表示i地區(qū)人口總數(shù)量， Pij表示i地區(qū)城鎮(zhèn)或農(nóng)村的總收入，其等于相應(yīng)的人口乘以人均收入。 pi表示i地區(qū)的總收入。泰爾指數(shù)的取值范圍在0～1之間，指數(shù)越大說(shuō)明城鄉(xiāng)收入差距越大。

本文的解釋變量選用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)來(lái)衡量長(zhǎng)三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)是1979年聯(lián)合國(guó)工業(yè)發(fā)展組織國(guó)際工業(yè)研究中心提出的，用以測(cè)量各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似度，其表達(dá)式如下：

其中， Sij表示i地區(qū)和j地區(qū)之間的結(jié)構(gòu)相似系數(shù)， i和j分別表示不同的地區(qū)， Xik表示的是i區(qū)域k產(chǎn)業(yè)占整個(gè)地區(qū)產(chǎn)業(yè)的比重， Xjk表示的是j區(qū)域k產(chǎn)業(yè)占整個(gè)地區(qū)產(chǎn)業(yè)的比重， Sij的取值范圍在0～1之間，當(dāng)Sij取到1時(shí)則表示兩個(gè)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)完全相同， Sij的值越大則產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度越大。因?yàn)閿?shù)據(jù)的可得性，以及三次產(chǎn)業(yè)之間的比重關(guān)系是衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)最基本和最重要的指標(biāo)，因此本文選取長(zhǎng)三角地區(qū)從1990年以來(lái)三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)為指標(biāo)。

本文所有數(shù)據(jù)均來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《新中國(guó)55年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，以及由于浙江省1990—1999年城鄉(xiāng)人口的缺失，選擇了《浙江省統(tǒng)計(jì)年鑒》中的部分?jǐn)?shù)據(jù)。

3.2 描述性統(tǒng)計(jì)

本文對(duì)1990—2020年的TL、Sij進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

3.3 VAR模型的構(gòu)建

VAR系統(tǒng)及格蘭杰因果檢驗(yàn)得以成立的前提是時(shí)間序列具有同階平穩(wěn)性，本文為了減少數(shù)據(jù)的異方差影響，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理，ADF的檢驗(yàn)結(jié)果表明，lnSij在5%的顯著下平穩(wěn)，但lnSij在5%的顯著下不能拒絕原假設(shè)，存在單位根，為非平穩(wěn)時(shí)間序列。

因此分別進(jìn)行一階差分，差分后結(jié)果如表2所示，在5%的置信水平下，皆拒絕原假設(shè)，為一階單整，滿足同階單整可以進(jìn)行協(xié)整回歸。

3.3.1 最優(yōu)滯后階數(shù)選擇

確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)是為了保證充分的自由度。而根據(jù)LR、FPE、AIC、SC和HQIC信息原則進(jìn)行判定，選擇最優(yōu)滯后階數(shù)為4階，如表3所示。

3.3.2 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

在確定好最優(yōu)滯后階數(shù)后，lnTL變量與lnSij變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系。采用Jonhansen協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果表明，在5%置信區(qū)間下，只有一個(gè)協(xié)整關(guān)系，如表4所示。

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同與城鄉(xiāng)收入差距之間具有長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。協(xié)整方程表明，產(chǎn)業(yè)同構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距存在正相關(guān)關(guān)系，即當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)每上升1%則城鄉(xiāng)收入差距就會(huì)擴(kuò)大12.363%。

進(jìn)一步檢驗(yàn)系統(tǒng)的穩(wěn)定性，本文對(duì)其進(jìn)行AR根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明，各變量的特征值都在單位圓之內(nèi)，因此該VAR系統(tǒng)是穩(wěn)定的（見(jiàn)圖1）。

3.3.3 格蘭杰因果檢驗(yàn)

Jonhansen檢驗(yàn)雖然能檢驗(yàn)變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但無(wú)法解釋兩變量之間是否存在因果關(guān)系，因此通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)lnTL、lnSij之間是否存在因果關(guān)系，結(jié)果表明，在95%的置信水平下，拒絕了“l(fā)nSij不是lnTL的Granger因”，但接受了“l(fā)nTL不是lnSij的Granger因”（見(jiàn)表5）。

3.3.4 脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)主要用于測(cè)量隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)具有一個(gè)單位的標(biāo)準(zhǔn)差影響時(shí)，相關(guān)內(nèi)生變量當(dāng)前和未來(lái)的響應(yīng)。本文設(shè)定響應(yīng)期為20期來(lái)觀測(cè)脈沖響應(yīng)的趨勢(shì)。橫軸表示20年的滯后期間數(shù)，縱軸表示響應(yīng)變量對(duì)脈沖變量的響應(yīng)大?。ㄒ?jiàn)圖1）。

圖2表示的是城鄉(xiāng)收入差距TL對(duì)來(lái)自產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似指數(shù)Sij的脈沖響應(yīng)函數(shù)，其結(jié)果表明，在此期間，城鄉(xiāng)收入差距將在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似指數(shù)的正向沖擊后顯現(xiàn)出正向影響。之后城鄉(xiāng)之間收入差距越來(lái)越小，并在第4期達(dá)到負(fù)向峰值0.1。而第5期之后又開(kāi)始回升并達(dá)到正向最大峰值0.02，5期之后這種影響開(kāi)始逐漸削弱，并在第20期開(kāi)始逐漸收斂于0。

圖3表示的是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)Sij對(duì)來(lái)自城鄉(xiāng)收入差距TL指數(shù)的脈沖響應(yīng)函數(shù)，結(jié)果表明，當(dāng)本期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似指數(shù)在受到城鄉(xiāng)收入差距的一個(gè)正向沖擊后，即當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大，會(huì)帶來(lái)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似程度的加深，并在第2期達(dá)到峰值，之后開(kāi)始回落，但這種影響一直都保持著正向影響，說(shuō)明城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大會(huì)加劇長(zhǎng)三角地區(qū)間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的趨同，但隨著時(shí)間的推移，這種影響會(huì)逐漸減弱。

3.3.5 方差分解

脈沖響應(yīng)追蹤的是系統(tǒng)對(duì)于一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊效果，而方差分解是將模型中某個(gè)變量的方差分解為各個(gè)擾動(dòng)項(xiàng)，用于分析各個(gè)擾動(dòng)項(xiàng)因子對(duì)模型中各個(gè)變量的相對(duì)影響程度，而本文僅探究產(chǎn)業(yè)同構(gòu)的沖擊對(duì)城鄉(xiāng)收入差距程度的影響，結(jié)果如表6所示。從表6可知，對(duì)lnTL進(jìn)行向前1個(gè)時(shí)期的預(yù)測(cè)，其方差完全來(lái)自TL自身，但是從第2期開(kāi)始，產(chǎn)業(yè)同構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的貢獻(xiàn)程度加強(qiáng)，到了第20期產(chǎn)業(yè)同構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的解釋度大約在31.6%。說(shuō)明從長(zhǎng)期來(lái)看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化布局將減緩城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。

4 結(jié)語(yǔ)

綜上所述，長(zhǎng)三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距之間存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，并且產(chǎn)業(yè)同構(gòu)是城鄉(xiāng)收入差距的格蘭杰原因。長(zhǎng)三角地區(qū)的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度越深，該地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距將越大。反過(guò)來(lái)，城鄉(xiāng)收入差距過(guò)大會(huì)加劇產(chǎn)業(yè)同構(gòu)。

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