農村勞動力流動與城鄉收入差距分析

李 強

（1.安徽科技學院 經濟管理學院，安徽 蚌埠233100；2.南京大學 經濟學院，南京210093）

0 引言

我國經過了30年的改革開放和經濟的快速發展，2010年我國的人均收入已達到2379美元。但是在經濟和人均收入高速增長的背后是收入差距的不斷擴大，特別是城鄉收入差距的持續擴大。城鄉收入差距阻礙經濟的長期增長，不利于農村經濟的發展和農民收入水平的提高，因此，本文基于我國的總體經濟環境，通過梳理現存的文獻，對面板協整模型及其估計和檢驗方法的進行改進與擴展，揭示我國農村勞動力流動對城鄉收入差距的長期影響及其短期動態調整效應。

1 面板協整模型設定

1.1 變量選擇

（1）城鄉收入差距變量

在現有的研究中，對于城鄉收入差距的度量主要有三種方法：一是用城鎮人均可支配收入與農村人均純收入的比值，這種方法沒有包含城鄉人口所占的比重，因而不能準確度量我國的城鄉收入差距；二是基尼系數，這種方法度量的是總的收入差距，因此不能準確反映城鄉收入差距；三是泰爾指數，這種方法直接度量城鄉收入差距，而且泰爾指數對高收入和低收入階層的變動比較敏感。所以，本文選擇泰爾指數作為度量我國城鄉收入差距的變量。用符號THit表示，i表示橫截面單元，t表示時期，計算公式為：

其中，j=1，2分別表示城鎮和農村地區，Zij表示i地區城鎮或農村人口數量，zi表示i地區的總人口，pij表示i地區城鎮或農村的總收入，pi表示i地區的總收入。

（2）解釋變量

有上述的理論文獻啟示我們，基于計量模型研究我國的勞動力流動對城鄉收入差距的效應，應以我國的經濟環境為基礎，因此本文以lait表示第i個橫截面單元t時期的勞動力流動。由于數據的可得性，在本文中勞動力流動變量等于農村就業總人口減去本地就業總人口然后除以農村總人口。llait表示取自然對數后的農村勞動力流動變量，其斜率系數反映勞動力流動的相對變化而導致城鄉收入差距的變化。

定義THit·llait作為解釋變量之一，表示城鄉收入差距不同的地區農村勞動力流動是否對城鄉收入差距可能具有不同效應。

基于農村勞動力流動對于我國城鄉收入差距影響具有的階段性結構特征，本文設置一個虛擬變量Dt，若t≤2000，Dt=0；否則Dt=1。結合虛擬變量設置兩外兩個交互變量作為解釋變量為llait·Dt和THit·llait·Dt，分別表示農村勞動力流動對城鄉收入差距的階段性特征和不同的勞動力流動水平對城鄉收入差距可能產生不同的效應。

1.2 數據選取

本文樣本期間選擇為1990～2009年，橫截面是我國大陸31個省、市、自治區，把重慶市的數據合并到四川省，由于西藏自治區數據較少而沒有考慮，因此本文樣本中總的橫截面單元為29個。人口數據來自《新中國五十年統計資料匯編》和各年的《中國人口統計年鑒》，由于農村人口和城鎮人口數據不全面，因此在本文中農業人口代替農村人口，非農業人口代替城鎮人口，其他數據來自《中國統計年鑒》。

1.3 模型設定

本文以我國各省份為橫截面單位，將相應變量的時間序列數據進行組合而形成面板數據，結合本文自變量和因變量的選擇，我國農村勞動力流動與城鄉收入差距的面板協整模型設定為:

在模型（1）中，如果所有變量都服從面板單位根過程，而且εt～I（0），則模型（1）為面板協整模型。根據格蘭杰表述定理，模型（1）的面板誤差校正模型（PVECM）為：

模型（2）和（3）中的ecmi，t-1為模型（1）的面板協整殘差，Фi為誤差調節系數，表示農村勞動力流動與城鄉收入差距的長期穩定（面板協整）對城鄉收入差距的短期變化所產生的調節效應。如果Ф1i為負，則長期穩定對城鄉收入差距的短期變化具有抑制作用。從計量的角度看，Ф1i為負則模型（1）為面板協整關系。Ф2i為正表明面板協整的存在對于農村勞動力流動的變化具有促進作用。

2 模型的檢驗與估計

根據前面的分析我們可以看到，如果模型（1）能夠成為我國農村勞動力流動和城鄉收入差距的面板協整模型，模型（1）中的變量必須均為面板單位根，并且εt～I（0）。因此，在本部分中首先檢驗數據是否由面板單位根過程生成，然后估計模型（1），最后基于估計的殘差檢驗面板協整。

2.1 面板單位根檢驗

關于面板單位根的檢驗通常有3個常見的檢驗：LLC，IPS和Hadri，LLC是同質單位根檢驗，IPS和Hadri是異質單位根檢驗，一般來說很難認為面板時間序列是同質的，為得到具有穩健性的結論，本文應用Hadri（2000）的異質面板單位根檢驗。由于Hadri的檢驗結果正好和LLC的相互驗證，因此，為保證結論的準確性，本文同時應用LLC的面板單位根檢驗對上述變量進行檢驗。Hadri的檢驗過程如下，假設數據按下面的等式生成:

基于回歸方程（4）的殘差構建統計量：

其中，Si（t）為回歸方程（4）殘差項的累計和，即為零頻率殘差譜估計量fi0的平均值，即根據Hadri結論，如果原假設成立，可以將LM統計量轉化為：

運用（5）式對本文中的29個地區的llait、THit、THit·llait三個變量做面板單位根檢驗，采用Hadri和LLC兩種方法，結果如表1所示。

表1 變量的單位根檢驗

從表1的結果可知，檢驗的所有解釋變量均為I（1），變量對應的一階差分均為I（0），所以，通過檢驗進一步論證了本文中的模型（1）能夠成為我國農村勞動力流動和城鄉收入差距的面板協整模型。

2.2 面板協整檢驗與協整向量的估計

我國不同地區的勞動力流動水平和城鄉收入差距存在顯著差異，因而勞動力流動水平對于城鄉收入差距的影響具有地區差異，這就使得本文中的模型（1）為橫截面異質模型。另外，模型（1）中的交互作用項含有被解釋變量而具有內生性。為了得到準確的估計結果必須校正這種內生性，因此本文采用完全修正的最小二乘法（FMOLS）作為估計方法，并產生具有一致性的參數估計。

2.2.1 面板協整向量估計量

為了表述方便將模型（1）的解釋變量用向量的形式表示為：

在上面的表述和假定下，βi的完全修正的最小二乘法（FMOLS）估計量為：是實值函數，依賴于寬度參數M，本文中M=5?；诤停玫紽MOLS的估計殘差

2.2.2 面板協整檢驗統計量

在面板協整向量的估計量得到的FMOLS的估計殘差ε^iti的基礎上，Pedroni（2004）討論了7個面板協整檢驗的協整統計量，并證明這些統計量的極限分布均為正態分布，且不含未知參數，但其中比較有用的是Zv和Zg統計量。Pedroni首先定義：

記A22i，A21i分別為Ai的第2行，第2列和第2行，第1列元素。則Zv和Zg統計量分別為：

在上述統計量中μ和σ2分別為對應統計量的均值和方差，且ki寬度參數M，本文中M=5。

2.2.3 面板協整檢驗

從Zv和Zg統計量的表達式可以看出，應用Zv和Zg進行面板協整檢驗必須計算它們各自的均質和方差。但由于以上均值和方差收斂于隨機泛函數，因此我們無法通過普通的協整檢驗來進行本文的面板協整檢驗，必須通過大量的蒙特卡洛仿真實驗來計算它們的精確值以實現面板協整檢驗。因此，筆者參考Suzanne McCoskey（1998）的一篇面板協整檢驗的文章和該文仿真用到的GAUSS程序，通過改變參數后應用于本文的仿真實驗（具體程序如需要可索?。?。得到的Zv和Zg統計量的樣本均值和標準差如表2所示。

表2 面板協整檢驗統計量估計結果

從仿真結果可以看到，Zv=35.76其均值和標準差的仿真結果分別為-21.37和26.12。標準化后的Zv的統計值為2.73，可在5%的顯著性水平下拒絕不存在面板協整的原假設，而認為存在協整。同理對于Zg統計量也可在5%的顯著性水平下拒絕不存在協整關系的原假設。因此，可以得出結論為ε^iti～ I（0），FMOLS估計的模型（1）為面板協整關系。這一結論還說明，ε^iti～ I（0）意味著模型（1）中的解釋變量的變化有效地解釋了被解釋變量的變化，模型（1）是的適合本文的模型。

2.2.4 面板協整向量的估計

在仿真GAUSS程序中用到了FMOLS估計，產生的估計結果即為面板協整向量的FMOLS估計結果，具體結果見表3。從表3中的FMOLS估計結果我們可以得到如下結論：

（1）各省份的β1i都是小于0的，并且在5%的顯著性水平下都是顯著的。各省份的β3i都大于0并且在5%的顯著性水平下都是顯著的。而且重要的是β1i和β3i各省份之間具有很大的差異性。這一結果說明我國各省份的農村勞動力流動與城鄉收入差距之間存在長期的穩定關系，農村勞動力流動增加能夠縮小城鄉收入差距，但是這個效應在不同的省份之間大小不同。中西部地區的農村勞動力流動對于城鄉收入差距的效應要大于東部地區農村勞動力流動對于城鄉收入差距的效應。

（2）β3i的數值相對與β1i的絕對值來說較小，表明農村勞動力流動對城鄉收入差距的效應部分的取決于地區城鄉收入差距自身的水平，只是影響力度有限。但是，一個地區的城鄉收入差距增大到一定程度后，在交互項的作用下，農村勞動力流動對城鄉收入差距的效應就會發生相反的變化，農村勞動力流動增加反而會增加城鄉收入差距。這一實證結果在以前的文獻研究中并沒有被學者注意到。

表3 模型的FMOLS估計結果

（3）β2i和β4i反映不同經濟發展階段，農村勞動力流動對城鄉收入差距不同的效應。安徽、河南、湖北、四川、山西、吉林、廣西和云南等的β2i和β4i顯著不為零，表明這些地區的農村勞動力流動對城鄉收入差距具有顯著的階段性特征。

以上對面板協整的實證分析具體說明了我國農村勞動力流動對縮小城鄉收入差距產生促進效應，這個效應在不同的省份之間大小不同，而且在某些省份體現出了階段性的特點，這是本文的主要結論。這一結論我國大部分學者的理論分析相一致，也比較準確地刻畫了我國農村勞動力流動和城鄉收入差距之間的關系?；谶@一結論，從長期看，我國應鼓勵農村勞動力的合理流動，取消限制農村勞動力流動的不合理政策，這是本文的長期政策建議。另一方面，近兩年我國加大了對農村人口的人力資本投資，提高農村勞動力收益，增加農村勞動力的福利保障，免費培訓農村勞動力的工作技能以及免除農業稅等政策。因此本文的結論不僅為上述政策提供了計量證據，同時也表明我國目前所實現的上述政策體現了科學發展觀的要求，體現了科學性和適時性。

表4 面板誤差糾正模型（PVECM）的估計結果

2.3 面板誤差糾正模型（PVECM）的實證分析

面板協整模型的估計和檢驗結果證實了我國農村勞動力流動對城鄉收入差距的效應具有顯著的階段性特征，從格蘭杰的協整表述定理可知，這種長期穩定對于農村勞動力流動對城鄉收入差距的短期變化應該具有顯著的調節效應，本文的面板誤差校正模型（2）和（3）的估計結果將揭示農村勞動力流動對城鄉收入差距的短期動態調節效應，這種調節效應由估計的Φ1i和Φ2i所刻畫，具體估計過程有上文的仿真GAUSS程序完成，結果見表4。

（1）Φ1i＜0進一步表明了估計的模型（1）為面板協整模型。面板誤差糾正模型（PVECM）的估計結果顯示，伴隨著我國農村勞動力流動與城鄉收入差距的長期穩定（協整）關系，從短期來看對縮小城鄉收入差距產生抑制效應。這一結果揭示的經濟意義為：現階段我國應以更積極的政策促進農村勞動力的長期合理流動，以弱化這種短期抑制效應。從地區層面上看，安徽、河南、四川等中西部省份的抑制效應具有統計顯著性，這意味著這些地區農村勞動力流動對縮小城鄉收入差距的作用更為重要，因此應注重將促進農村勞動力的長期流動和縮小城鄉收入差距的短期政策相結合，以縮小城鄉收入差距并弱化抑制效應。城鄉收入差距相對較小的地區如北京、上海等，這種抑制作用不顯著，這意味著這類地區經濟增長主要源于非農經濟的發展。

從本文的模型和估計結果還可以看到我國不同省份具有不同的短期調節效應特征，經濟較發達和城鄉收入差距較小的省份（如北京、上海等），調節效應不顯著；而經濟相對不發達和城鄉收入差距較大的省份（如安徽、河南、四川等），其抑制效應顯著，這一結果更加證明了本文模型和估計結果的合理性。

（2）Φ2i＞0表明我國農村勞動力流動與城鄉收入差距的長期穩定（協整）關系對促進農村勞動力流動具有短期的刺激效應，由此可以解釋近幾年我國農村勞動力流動數量不斷擴大的趨勢。從地區層面上看，安徽、河南、四川等省份Φ2i具有統計顯著性，這意味著這些地區的上述刺激效應更明顯。

3 結論

本文針對我國的經濟背景而設定我國農村勞動力流動與城鄉收入差距的面板協整模型，并應用FMOLS和GAUSS仿真程序實現面板協整模型的估計與檢驗，由此所產生的結果顯示了我國城鄉收入差距與經濟增長的長期關系，并進一步估計和分析了誤差校正模型。由此產生的主要結論相互印證，互為補充。本文得到結論為:

（1）我國農村勞動力流動與城鄉收入差距之間己經形成異質（各省不同）長期穩定（面板協整）關系，特別是這種長期穩定關系由于各省份之間不同的城鄉收入差距水平和經濟發展的不同階段具有不同的特征?；诒疚牡慕Y論，我國近兩年所實行的提高農村勞動力流動的政策，具有科學性、適時性和長期性，體現了科學發展觀的內在要求。

（2）由面板協整所表現出的面板誤差校正模型的估計結果可知，我國農村勞動力流動與城鄉收入差距的長期穩定關系對短期縮小城鄉收入差距具有抑制作用，對短期農村勞動力流動的擴大具有刺激效應。因此，為落實科學發展觀的要求，我國應注重將縮小城鄉收入差距的長期和短期的政策相結合，長期內應以提高農村人力資本為重點，短期內應著力提高農民收入，以此抑制和縮小城鄉收入差距，以實現經濟的可持續發展。

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