城鎮(zhèn)化、對外開放與城鄉(xiāng)收入差距關系研究

張東陽，彭志遠

(云南財經(jīng)大學 財政與經(jīng)濟學院，云南 昆明 650221)

一、引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟保持穩(wěn)定快速發(fā)展的態(tài)勢，2011年我國GDP達到7．6萬億美元，繼續(xù)堅守世界第二大經(jīng)濟體的地位。伴隨著經(jīng)濟的發(fā)展，我國的城鎮(zhèn)化進程和對外開放水平也不斷提升，但是收入分配結構嚴重失衡，表現(xiàn)在城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)出不斷擴大的趨勢，1978年我國的城鄉(xiāng)收入比為2．57∶1，而2011年我國的城鄉(xiāng)收入比已達到3．11∶1，城鄉(xiāng)居民的絕對收入差距達到了14832．5元，這一問題影響到我國經(jīng)濟發(fā)展的質量和速度，關系到社會的穩(wěn)定和國家的長治久安，已引起了全社會的廣泛關注，特別是學術界對于引起我國城鄉(xiāng)收入差距的原因更是存在諸多爭論。那么我國的城鎮(zhèn)化進程、對外開放水平是否與城鄉(xiāng)收入差距到底存在著怎樣的關系呢?基于這樣的理論背景和實踐發(fā)展的需要，本文對我國的城鄉(xiāng)收入差距問題展開研究，試圖找出城鎮(zhèn)化、對外開放與城鄉(xiāng)收入差距之間的作用機制及相互間的動態(tài)關系，并就存在的問題提出相關政策建議，具有十分重要的理論價值和實際指導意義。

二、相關文獻綜述

20世紀90年代以來，由于中國的城鄉(xiāng)收入差距問題日益突出，自然也成為了學術界研究的熱點問題，眾多的學者從不同的角度，利用不同的方法就城鄉(xiāng)收入差距的影響因素進行了大量的理論研究與實證分析，得出的結論不盡相同，下面就相關文獻進行梳理。

城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距。關于二者關系的研究主要存在三種觀點:一是城鎮(zhèn)化縮小了城鄉(xiāng)收入差距，是我國走向共同富裕之路的必然選擇。陳釗、陸銘(2004)通過理論與實證分析，發(fā)現(xiàn)我國的城鎮(zhèn)化發(fā)展水平滯后于經(jīng)濟發(fā)展水平且城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距存在雙重效應，但通過檢驗得出了城鎮(zhèn)化總體上有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距的結論;姚耀軍(2005)、曹裕等(2010)、潘文軒(2010)也都通過實證研究得出了城鎮(zhèn)化無論在短期還是長期都對縮小城鄉(xiāng)收入差距起積極作用的結論。二是城鎮(zhèn)化擴大了城鄉(xiāng)收入差距。蘇雪串(2002)的研究表明我國的城鎮(zhèn)化發(fā)展水平滯后，這必然制約了農(nóng)民收入的增長，從而造成城鄉(xiāng)收入差距的擴大;程開明、李金昌(2007)通過實證分析發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)差距的擴大產(chǎn)生了正向效應，證明了城鎮(zhèn)化是造成城鄉(xiāng)收入差距擴大的原因，而陳曉毅(2010)研究表明城鎮(zhèn)化在短期內擴大了城鄉(xiāng)收入差距，但這種影響將在長期內逐步消失。三是城鎮(zhèn)化的發(fā)展從短期來看擴大了城鄉(xiāng)收入差距，但從長期來看城鎮(zhèn)化縮小了城鄉(xiāng)收入差距直至城鄉(xiāng)收入差距消失。李靜(2007)利用省級面板數(shù)據(jù)對二者的關系進行了實證分析，結果表明城鎮(zhèn)化在短期使得城鄉(xiāng)收入差距擴大，在中長期則有利于城鄉(xiāng)收入差距的縮小，因此得出了提升城鎮(zhèn)化水平是解決我國城鄉(xiāng)收入差距擴大問題的主要途徑。

對外開放與城鄉(xiāng)收入差距。關于二者關系的研究主要存在三種觀點:一是對外開放可以縮小城鄉(xiāng)收入差距。國外學者薩繆爾森認為，對外開放使得一國大量出口其要素稟賦豐裕的產(chǎn)品，這必然導致對豐裕要素需求的增加從而使其價格上升，與其相反，對外開放使得一國稀缺要素的價格下降，而發(fā)展中國家豐裕的要素是非熟練的勞動力，相對稀缺的要素是熟練的的勞動力，因此發(fā)展中國家擴大對外貿易將縮小收入差距。國內大多學者運用省級面板數(shù)據(jù)對二者關系進行研究，如魏尚進(2001)對中國100多個城市的面板數(shù)據(jù)進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)對外開放有利于城鄉(xiāng)收入差距的縮小;孫素梅(2008)運用回歸分析法對我國的省級面板數(shù)據(jù)進行了定量研究，證明了對外開放有利于城鄉(xiāng)收入差距的縮小。二是對外開放會使城鄉(xiāng)收入差距擴大。國外學者Wood(1997)指出，發(fā)展中國家為了提升自身出口產(chǎn)品的技術含量以占領更廣大的市場，必然會增加對熟練勞動力的需求，減少對非熟練勞動力的需求，從而論證了對外開放會加劇發(fā)展中國家的收入差距問題，而Birdsall(1999)、Mazur(2000)和Branko(2005)通過實證研究也證實了對外開放會使得我國的收入差距擴大。國內學者范言慧、段軍山(2003)指出，對外貿易中的FDI會通過引起外資部門的產(chǎn)業(yè)升級、就業(yè)增加和資本積累等途徑來擴大外商投資活躍與稀少地區(qū)之間的收入差距，王海軍(2010)等的研究也證實了此結論;其他的學者如沈毅俊(2008)、賀建風(2010)分別利用全國各省的省級面板數(shù)據(jù)和廣東省的時間序列數(shù)據(jù)進行實證分析，發(fā)現(xiàn)對外開放是造成城鄉(xiāng)收入差距擴大的主要原因。三是對外貿易在短期縮小了城鄉(xiāng)收入差距，但在長期卻擴大了城鄉(xiāng)收入差距。周華(2006)、張廣勝等(2009)通過實證分析發(fā)現(xiàn)，在短期FDI通過產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構的調整縮小了東道國的收入差距，但在長期FDI通過技術進步、貿易自由化等途徑擴大了東道國的收入差距。

此外，很多學者也從其他方面對我國的城鄉(xiāng)收入差距原因展開了研究。蔡繼明(1998)指出城鄉(xiāng)比較生產(chǎn)力差別是造成城鄉(xiāng)收入差距的一個重要原因;楊濤(2000)則認為重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略、城市利益集團、制度障礙是造成我國城鄉(xiāng)收入差距的原因;Shi等(2002)則從勞動力市場扭曲、戶籍制度等方面揭示了城鄉(xiāng)收入差距的原因;Lu(2002)，李實(1999，2003)則從農(nóng)副產(chǎn)品價格、城鄉(xiāng)勞動力市場分割及對農(nóng)村勞動力的歧視等方面闡述了其對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生的影響;劉敏樓(2006)、孫力軍(2009)的研究表明金融發(fā)展水平與我國的城鄉(xiāng)收入差距呈“倒U型”的非線性關系;而王浩(2013)則指出城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構是造成我國城鄉(xiāng)收入差距的根本原因。

通過對國內外研究現(xiàn)狀的梳理可以看到，已有的研究觀點各異，也都通過一定的理論和實證分析驗證了各自的觀點，但存在著一些值得商榷之處:第一，現(xiàn)有研究大多將城鎮(zhèn)化、對外開放作為單獨的變量來對城鄉(xiāng)收入差距展開分析，而將城鎮(zhèn)化、對外開放與城鄉(xiāng)收入差距作為一個整體進行系統(tǒng)研究的文獻較少;第二，國內學者的研究多是從實證的角度檢驗相關變量間的關系，未從理論上深入地解釋所選變量對中國城鄉(xiāng)收入差距的作用機制，且大多實證分析方法存在著變量的選取指標不合理，只注重靜態(tài)分析而忽視動態(tài)分析等問題。

基于以上考慮，本文最大限度地從以上幾個方面做出改進，在國內外研究的基礎上，利用向量自回歸模型對我國1978—2011年的時間序列數(shù)據(jù)進行動態(tài)分析，主要是對城鎮(zhèn)化、對外開放與城鄉(xiāng)收入差距的關系進行理論與實證研究，并將金融發(fā)展水平和財政農(nóng)業(yè)支出作為控制變量納入分析框架，以期能對縮小我國的城鄉(xiāng)收入差距提出有參考性的政策啟示。

三、變量選擇、數(shù)據(jù)說明與模型構建

(一)變量選擇

1．被解釋變量—城鄉(xiāng)收入差距(TL)

目前衡量城鄉(xiāng)收入差距的指標主要有四種:一是最常用的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比，如潘文軒(2010)、賀建風(2010)、惠寧(2012);二是城鄉(xiāng)消費支出水平之比，如程開明(2007);三是基尼系數(shù)，如王小魯(2005);四是泰爾指數(shù)，如王少平(2008)、賀建清(2012)。因為前三種指標沒有把各地區(qū)農(nóng)村人口和城鎮(zhèn)人口所占的比重考慮到度量城鄉(xiāng)收入差距的因素當中，這必然會導致在度量城鄉(xiāng)收入差距時存在誤差，而泰爾指數(shù)對低收入階層和高收入階層的收入變動比較敏感，既考慮了城鄉(xiāng)居民絕對收入的變化，也考慮了城鄉(xiāng)人口的結構變化，已有的研究也表明其能更好的度量我國的城鄉(xiāng)收入差距，所以本文用泰爾指數(shù)(TL)來度量我國的城鄉(xiāng)收入差距，其定義和計算公式為:

其中，t表示年份，i=1，2分別代表農(nóng)村地區(qū)和城鎮(zhèn)地區(qū)，Mt表示t時期農(nóng)村居民總收入與城鎮(zhèn)居民總收入之和，Mit表示農(nóng)村或城鎮(zhèn)t時期的收入。Nt表示t時期農(nóng)村人口數(shù)量與城鎮(zhèn)人口數(shù)量之和，Nit表示t時期農(nóng)村或城鎮(zhèn)的人口數(shù)量。由此公式得出的泰爾指數(shù)越大，說明城鄉(xiāng)收入差距越大。

2．解釋變量

(1)城鎮(zhèn)化(UR)。目前對于城鎮(zhèn)化的衡量主要有城鎮(zhèn)人口比重、非農(nóng)人口的比重、城鎮(zhèn)面積比重等指標，考慮到變量數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選擇非農(nóng)人口比重來衡量我國的城鎮(zhèn)化水平。

(2)對外開放(OP)。現(xiàn)有的研究大多采用對外貿易依存度(一定時期一國或是一個地區(qū)進出口總額與GDP之比)來衡量一國的對外開放水平，也有部分學者采用進出口總額與利用外資總額之和與GDP之比作為指標對其進行衡量。由于前者僅關注了對外貿易，沒有全面考慮所有的對外經(jīng)濟活動，而后者僅從量上反映了一國的經(jīng)濟活動，沒有從結構上對一國的經(jīng)濟活動進行反映。因此本文借鑒賀建清(2012)的做法，利用主成分分析方法對外資占GDP比重和外貿依存度兩個指標進行不同的加權，從而得到一個能夠較為全面反映我國對外開放水平的指標，其計算公式為:

其中，t表示年份，TR表示外貿依存度，F(xiàn)D表示利用外資占GDP的比重，α和β分別表示TR和FD在我國對外開放水平中的權重。TRmax、TRmin分別表示所選時期內內外貿依存度的最大值和最小值，F(xiàn)Dmax、FDmin分別表示所選時期內FD的最大值和最小值。

3．控制變量

(1)金融發(fā)展水平(FD)。金融發(fā)展既包括連續(xù)時期內金融交易量的變化也包括不同時點上金融結構的比較變化，而衡量金融發(fā)展水平的指標較多，本文使用眾多學者所采用的金融相關率來度量金融發(fā)展水平，根據(jù)美國經(jīng)濟學家戈德史密斯的研究，金融相關率等于一定時期的存貸款余額與GDP之比。

(2)財政農(nóng)業(yè)支出(FA)。財政農(nóng)業(yè)支出①主要包括支援農(nóng)村生產(chǎn)和水利氣象部門支出、支援農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)、農(nóng)業(yè)基本建設和農(nóng)業(yè)科技三項費用支出。因為財政支農(nóng)在一定程度上增加了農(nóng)民的收入，因此加大財政農(nóng)業(yè)支出可能會對縮小我國的城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生一定的積極影響，本文選取財政農(nóng)業(yè)支出與GDP之比來作為此變量的指標。

(二)數(shù)據(jù)說明

本文選取變量的原始數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒2012》和國家統(tǒng)計局網(wǎng)站上發(fā)布的統(tǒng)計公報，樣本區(qū)間為1978—2011年。對數(shù)據(jù)進行以下兩方面的處理:第一，由于FDI的數(shù)值在統(tǒng)計年鑒中是以美元計價，因此用相應年份的平均匯率將其轉化為以人民幣計價的數(shù)據(jù);第二，為了消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差和避免因數(shù)據(jù)變化帶來的劇烈波動，對各變量取自然對數(shù)，變換后的變量城鄉(xiāng)收入差距、城鎮(zhèn)化、對外開放、金融發(fā)展水平、財政農(nóng)業(yè)支出取對數(shù)后分別用LTL、LUR、LOP、LFD、LFA表示。本文所用的計量軟件為Eviews7．0。

(三)模型構建

由于一般傳統(tǒng)的回歸模型都以經(jīng)濟理論為基礎，應用模型對經(jīng)濟主體的行為做出適當?shù)拿枋觯缓蠓治鐾馍兞咳绾斡绊憙壬兞俊５沁@種模型存在一些缺陷，一種缺陷是把一些變量看成是內生的，而把另一些看成外生的的，這種決定往往是主觀的，因為有可能這兩個變量是互為因果的;另一種缺陷是在構造聯(lián)立方程模型時，為了使模型可識別，必須在某個方程中舍去某些變量［7］。而Sims(1980)提出的向量自回歸模型(VAR)把每個內生變量作為系統(tǒng)中所有內生變量滯后值的函數(shù)來構造模型，從而避免了結構建模方法中需要對系統(tǒng)每個內生變量關于所有內生變量滯后值的建模問題，其核心思想就是不以嚴格的經(jīng)濟理論為依據(jù)，而直接考慮時間序列的各經(jīng)濟變量間的關系，常被用于解釋不同經(jīng)濟沖擊對經(jīng)濟變量造成的影響。基于此，本文構建了VAR模型，其一般形式為:

其中，Y是內生變量向量，代表自變量和因變量，X是外生變量向量，代表趨勢項，常數(shù)項等確定性趨勢，內生變量向量和外生變量向量分別有p階和r階滯后期，α，β，γ是待估參數(shù)，εt是隨機擾動項。基于VAR模型，我們可以進行協(xié)整分析，格蘭杰因果關系檢驗以及脈沖響應來分析變量之間在短期和長期的相互動態(tài)關系。

四、實證分析

(一)變量的單位根檢驗

在建立時間序列的計量模型時，要求所采用的數(shù)據(jù)必須具有平穩(wěn)性，即對于對于隨機過程{Xt}，必須經(jīng)過n次差分后才能變換成一個平穩(wěn)的ARMA過程，而當進行n－1次差分后仍然是一個非平穩(wěn)過程，也稱此過程具有n階單整性，從而保證了殘差不具有時間趨勢，不然就會導致“偽回歸”。由于現(xiàn)實經(jīng)濟往往具有一定的方向變動性，會使數(shù)據(jù)顯示不平穩(wěn)性的特征，因此要使建立的模型具有理論意義，就必須首先對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)化處理。本文采用Dickey和Fuller在1974年提出的ADF方法對各變量進行單位根檢驗，同時依據(jù)各變量檢驗方程中截距項和時間趨勢項的系數(shù)顯著性來判斷方程設定的合理性，滯后階數(shù)的選擇是基于AIC確定，檢驗方程形式為:△yt=αyt－1+∑βΔyt－1+μt，檢驗結果見表1。

表1 單位根檢驗結果

結果顯示:在5%的顯著性水平下，各變量都是非平穩(wěn)序列，而其一階差分序列都是平穩(wěn)的，屬于序列I(1)，基于ADF檢驗我們可以進行下面的實證分析。

(二)VAR模型的建立與Johansen協(xié)整檢驗

為了進行后面一系列實證分析，必須首先構建VAR模型。根據(jù)AIC準則，同時考慮到樣本容量問題來進行滯后階數(shù)的選擇，經(jīng)檢驗最佳滯后期為3。從圖1所示的AR根的測試結果可以看出，模型對應的所有根的值均小于1，所以建立的模型是穩(wěn)定的;對殘差項進行的檢驗顯示，在5%的顯著性水平下，各方程的回歸殘差項均滿足正態(tài)性，不存在自相關性和異方差現(xiàn)象，且所建模型的五個方程擬合優(yōu)度較高，都達到了0．96以上，即模型的統(tǒng)計性質良好，可以作為進一步分析的依據(jù)。

圖1 VAR模型的根表

在VAR模型結果的基礎上，采用Johansen協(xié)整檢驗法對變量進行檢驗，以判別變量是否存在協(xié)整關系。通過對初始數(shù)據(jù)的形態(tài)分析，確定協(xié)整方程 中有截距項，但無趨勢項，檢驗結果見表2。

表2 變量的Johansen協(xié)整檢驗結果

由表2可知，在5%的顯著性水平上，跡檢驗和最大特征根檢驗都表明上述五個變量之間至少存在2個協(xié)整關系。選擇最大的特征值對應的協(xié)整方程，并將其進行標準化，得到協(xié)整方程的具體形式如下:

在5%的顯著水平下，此方程各解釋變量系數(shù)都通過了顯著性檢驗，在對Ecm進行單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)它已經(jīng)是平穩(wěn)序列，并且取值在0附件上下波動，驗證了協(xié)整關系是正確的。由協(xié)整方程可以看出，變量之間存在著長期的均衡關系。具體來說，城鎮(zhèn)化率每增加1%，泰爾指數(shù)降低0．98%;對外開放水平每提高1%，泰爾指數(shù)提高1．03%;金融發(fā)展水平每提高1%，泰爾指數(shù)提高0．96%;財政農(nóng)業(yè)支出水平每提高1%，泰爾指數(shù)降低0．84%。

(三)Granger因果檢驗

協(xié)整檢驗結果只是證明了各變量之間存在長期的均衡關系，但這種均衡關系是否構成因果關系還需要進一步驗證，利用Granger因果檢驗可以描述這種關系的方向性，其一般檢驗模型為:

其中t代表時間，k代表變量的最大滯后長度，u代表隨機誤差項。根據(jù)此式分別建立變量之間的因果關系模型，而由于Granger因果關系檢驗對滯后期長度的變化比較敏感，即選擇不同的滯后期，可能會得到不一致的結果。因此，在檢驗過程中應選取多個不同的滯后期，若檢驗結果一致，則得出的結論較為可信，本文在檢驗過程中選取8個不同的滯后期，檢驗結果如表3所示。

表3 Granger 因果檢驗結果

從表5中的Granger因果檢驗結果我們可以看 出:

城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距。針對“LUR不是LTL的原因”的原假設，在滯后2期和滯后5期時的p值在10%的顯著性水平下可以拒絕原假設，而其他滯后期時的p值在顯著性水平為1%的情況下可以拒絕原假設。對于“LTL不是LUR的原因”的原假設，在滯后的前四期都可以接受原假設，而滯后后四期的p值則在5%的顯著性水平下可以拒絕原假設。因此可以說，無論是短期還是長期，城鎮(zhèn)化進程對城鄉(xiāng)收入差距的影響都是顯著的，而城鄉(xiāng)收入差距在短期不是城鎮(zhèn)化的Granger原因，而在長期對城鎮(zhèn)化有顯著影響。

對外開放與城鄉(xiāng)收入差距。針對“LOP不是LTL的原因”的原假設，在滯后的前四期可以在10%的顯著性水平下拒絕原假設，在其他滯后期時則可以接受原假設。針對“LTL不是LOP的原因”的原假設，在所有的滯后期則都可以接受。

因此可以說，對外開放水平在短期對城鄉(xiāng)收入差距的影響是顯著的。根據(jù)同樣的原理可以得出:金融發(fā)展水平和財政農(nóng)業(yè)支出與城鄉(xiāng)收入差距之間存在著單向的格蘭杰原因，即金融發(fā)展水平和財政農(nóng)業(yè)支出對城鄉(xiāng)收入差距有顯著的影響。

(四)脈沖響應分析

為了更具體的展現(xiàn)Granger因果關系的過程，以及更為形象地說明變量之間的動態(tài)關系，下面將利用基于VAR模型的脈沖響應函數(shù)來分析它們的動態(tài)特征。脈沖響應函數(shù)描述了來自隨機擾動項的一個標準差大小的新息沖擊對變量當前和未來取值的影響，它能夠形象地刻畫出變量之間動態(tài)交互作用及其效應的路徑變化，因此本文建立的脈沖響應函數(shù)為:

其中k是滯后期數(shù)，ut為隨機新息。圖2是基于VAR(3)模型采用正交化方法和Cholesk分解技術模擬的脈沖響應函數(shù)圖。圖中的橫軸表示新息沖擊作用的滯后期數(shù)(單位:年)，縱軸表示因變量對解釋變量的響應程度，實線為脈沖響應函數(shù)的計算值，兩側的虛線為脈沖響應函數(shù)值正負兩倍標準差的偏離帶，在模型中將新息沖擊作用的滯后期設定為10年。

圖2 LTL對LUR、LOP、LFD、LFA—單位標準差沖擊的響應路徑

由圖1可知，LTL對來自LUR、LOP、LFD、LFA的新息沖擊，其響應路徑表現(xiàn)為:城鄉(xiāng)收入差距對城鎮(zhèn)化的沖擊效應在前8年呈現(xiàn)出波動變化的態(tài)勢，但卻一直是負向效應，在第8年之后這種負向效應轉變正向效應，但是比較微弱，這說明城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距具有雙重作用:在短期城鎮(zhèn)化的發(fā)展有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，而在長期隨著城鎮(zhèn)化水平的發(fā)展會擴大城鄉(xiāng)收入差距。

城鄉(xiāng)收入差距對我國的對外開放水平的沖擊效應在前5年呈現(xiàn)出正向效應，在第2年達到最大值，而在第6年之后效應趨于零，因此可以認為對外開放水平對擴大城鄉(xiāng)收入差距只具有短期效應。城鄉(xiāng)收入差距對于來自金融發(fā)展水平的沖擊呈現(xiàn)出先上升后下降的態(tài)勢，在第4年達到最大值，但一直呈現(xiàn)出較大的正向效應，而城鄉(xiāng)收入差距對于來自財政農(nóng)業(yè)支出的沖擊則是一直呈現(xiàn)出負向效應，因此可以說金融發(fā)展水平是城鄉(xiāng)收入差距擴大的原因，而財政農(nóng)業(yè)支出是城鄉(xiāng)收入差距縮小的原因。

五、結論分析與政策啟示

(一)結論分析

通過單位根檢驗發(fā)現(xiàn)，各變量的時間序列都不具有穩(wěn)定性，但協(xié)整分析表面城鄉(xiāng)收入差距與城鎮(zhèn)化、對外開放水平、金融發(fā)展水平和財政農(nóng)業(yè)支出之間存在著長期的均衡關系，其中城鎮(zhèn)化和財政農(nóng)業(yè)支出對城鄉(xiāng)收入差距的擴大起著負向的作用，而對外開放水平和金融發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的擴大起著正向效應。這一結果只是從整體的角度度量了各變量對城鄉(xiāng)收入差距的作用，而Granger因果檢驗和脈沖響應分析則是從短期和長期的角度更準確的描述各變量的作用，這些結論可以概括如下。

1．城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距

結論表明城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的作用并非簡單地促進或者抑制，而是具有雙重作用:在在經(jīng)濟發(fā)展的初期(短期)城鎮(zhèn)化對縮小城鄉(xiāng)收入差距具有積極作用，而隨著經(jīng)濟發(fā)展到一定的程度之后(長期)，城鎮(zhèn)化對擴大城鄉(xiāng)收入差距具有收斂性質的小幅正向拉動效果。由于我國各地經(jīng)濟發(fā)展水平差異較大，因此這一結論應因地而用。

結合我國的現(xiàn)實分析可知，改革開放以來我國的經(jīng)濟發(fā)展雖取得了驕人的成績，但橫向比較起來離發(fā)達水平還相差很遠，因此發(fā)展城鎮(zhèn)化可以縮小城鄉(xiāng)收入差距，這是因為我國是典型的二元經(jīng)濟結構，與城市勞動力相比，農(nóng)村勞動力可以看做是被扭曲的生產(chǎn)要素，這必然會導致城鄉(xiāng)勞動生產(chǎn)率的差異進而導致工資的差異，而提高城鎮(zhèn)化水平則可以解決這一問題。其一，提高城鎮(zhèn)化水平可以促使農(nóng)村剩余勞動力向城鎮(zhèn)轉移，這也可以為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、經(jīng)營的規(guī)模化和產(chǎn)業(yè)化創(chuàng)造條件，從而可以促進農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級和提高農(nóng)村的勞動生產(chǎn)率，增加農(nóng)民收入。其二，由于大量的農(nóng)村勞動力流入城市，增加了城市的勞動力供給，可以使城市勞動力的均衡工資下降，且由于受到城鎮(zhèn)化的積極影響，城市先進的經(jīng)營管理理念、技術會被引進到農(nóng)村，從而可以開發(fā)農(nóng)村市場，帶動農(nóng)村居民收入的提高。其三，由于城鎮(zhèn)化要投入大量的資金，這部分資金不僅可以用于農(nóng)村基礎設施建設，而且可以改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，有利于縮小了城鄉(xiāng)收入的差距。

而當經(jīng)濟達到發(fā)達程度后，例如我國東部地區(qū)的一些發(fā)達城市的經(jīng)濟，城鎮(zhèn)化則會擴大城鄉(xiāng)收入差距，這是因為:其一，在一個城市或地區(qū)的經(jīng)濟達到發(fā)達水平后，農(nóng)村居民必然會想成為其中一員，在農(nóng)轉非的過程中，一般只有富裕的農(nóng)民和高素質的人才才能成為城市一員，而這部分農(nóng)民成為城市居民肯定會降低農(nóng)村生產(chǎn)效率，加大城鄉(xiāng)收入差距。其二，在一個城市或地區(qū)的經(jīng)濟達到發(fā)達水平后，由于銷售市場以及發(fā)展?jié)摿Φ男枨螅髽I(yè)一般會選擇落戶于此，而這必然會形成產(chǎn)業(yè)的集群效應和規(guī)模經(jīng)濟，使生產(chǎn)成本降低，對于來自農(nóng)村的勞動力得到的收入一般較低，加之城市高額的消費水平，會進一步加大城鄉(xiāng)的收入差距。

2．對外開放與城鄉(xiāng)收入差距

結論表明，對外開放對城鄉(xiāng)收入差距具有短期的正向效應。這是因為:其一，隨著對外開放程度的提高，我國的貿易結構不斷優(yōu)化，對外貿易中工業(yè)制成品的比重不斷上升，2011年我國進出口工業(yè)制品已占進出口總額的80%，而由于農(nóng)產(chǎn)品的出口競爭力較弱使其出口比重不斷下降，這必然導致城鄉(xiāng)收入差距的擴大。其二，由于農(nóng)村地區(qū)在區(qū)位、基礎設施、資金技術及發(fā)展環(huán)境等方面與城市都有較大的差距，這必然制約了農(nóng)村地區(qū)利用外資的能力，且由于我國的對外開放順序是城市地區(qū)優(yōu)先于農(nóng)村地區(qū)，更加劇了我國的城鄉(xiāng)收入差距。其三，由于城市地區(qū)的對外貿易和利用外資數(shù)量遠遠大于農(nóng)村地區(qū)，而對外貿易和利用外資的技術溢出效應會引起產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構的變化，即會使城市地區(qū)大力發(fā)展技術密集型企業(yè)，增加對技術性勞動力的相對需求和工資收入，減少對非技術性勞動力(絕大多數(shù)為農(nóng)村勞動力)的需求，從而造成結構性失業(yè)，從而擴大城鄉(xiāng)收入差距。隨著經(jīng)濟的發(fā)展和外貿結構的調整，這種正向效應會消失。

3．城鎮(zhèn)化水平、對外開放水平對城鄉(xiāng)收入差距的效果受制于金融發(fā)展水平和財政農(nóng)業(yè)支出

(1)金融發(fā)展水平阻礙了城鄉(xiāng)收入差距縮小的步伐

實證結果表明，雖然改革開放以來我國的金融水平得到了很大的提高，但總體上看其對城鄉(xiāng)收入差距的擴大產(chǎn)生了正向作用，結合我國的現(xiàn)實情況可知其中的原因:其一，我國的金融發(fā)展水平還比較低，金融機制不健全，治理結構和金融市場不完善，金融效率低下，這必然會導致城鄉(xiāng)之間經(jīng)濟發(fā)展水平和城鄉(xiāng)收入差距之間的差異，這也與Greenwood和Jovanovic(1990)二人的研究結果一致，即金融發(fā)展水平和收入分配之間的關系是呈倒“U”型的。其二，我國城鄉(xiāng)之間的金融發(fā)展水平差異較大，具有很大的不均衡性，在城市地區(qū)的金融機構的存貸款總額遠遠大于農(nóng)村地區(qū)，導致農(nóng)村地區(qū)獲得的金融資源遠遠無法與城市相比，加之我國農(nóng)村金融發(fā)展在一定程度上具有外生性和壟斷性，這也導致其對經(jīng)濟發(fā)展的支撐作用不及城鎮(zhèn)金融對經(jīng)濟發(fā)展的作用，進而導致城鄉(xiāng)收入差距。

(2)財政農(nóng)業(yè)支出有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距

實證結果表明，財政農(nóng)業(yè)支出對城鄉(xiāng)收入差距的擴大整體上看起著負向的作用，只是這種作用總體上看還比較小，其原因在于:一方面我國的財政支農(nóng)資金雖然一直都在增長，但在總量上仍有待加強;另一方面根據(jù)李普亮(2012)的研究，在我國相當數(shù)量的財政農(nóng)業(yè)支出未能直接用于農(nóng)業(yè)和農(nóng)民，反而是以工資、福利或獎金的形式轉換為了城鎮(zhèn)居民的收入，即在我國財政農(nóng)業(yè)支出的“非農(nóng)化”現(xiàn)象比較嚴重。如果沒有這些不利因素的影響，財政農(nóng)業(yè)支出對縮小城鄉(xiāng)收入差距會起到更加積極的作用。

(二)政策啟示

通過總結本文的研究結論，對于縮小我國當前的城鄉(xiāng)收入差距有以下啟示。

第一，由于城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距具有雙重作用，因此應具體問題具體分析，理性推動我國的城鎮(zhèn)化進程。對于我國大多數(shù)省市或地區(qū)來說，加快城市化進程能有效地縮小城鄉(xiāng)收入差距，因此對于這些地區(qū)而言應該大力推動城鎮(zhèn)化進程，使工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)，城市反哺農(nóng)村，同時要深化戶籍制度改革，早日消除二元經(jīng)濟結構，以此徹底改變工農(nóng)產(chǎn)品的“剪刀差”現(xiàn)象，從根本上縮小我國的城鄉(xiāng)收入差距;而對于我國東部的一些發(fā)達地區(qū)，城鎮(zhèn)化水平已處于較高水平，應加強對貧困地區(qū)的支援力度，防止自身出現(xiàn)過度城市化問題。

第二，從對外開放層面縮小我國當前的城鄉(xiāng)收入差距，一方面我國應繼續(xù)推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程，加強農(nóng)產(chǎn)品的競爭力，積極開拓農(nóng)產(chǎn)品貿易市場，從而增加農(nóng)產(chǎn)品在我國出口產(chǎn)品中的比重，同時對于出口的農(nóng)產(chǎn)品要進行政策支持，如減少稅費，降低農(nóng)產(chǎn)品的交易成本，以此增加農(nóng)民收入;另一方面要加強對農(nóng)村地區(qū)基礎設施的改善和資金、技術的支持，改善農(nóng)村地區(qū)的投資環(huán)境，從而增強其利用外資的能力，以此促進農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展，改善城鄉(xiāng)收入差距。

第三，從金融發(fā)展層面縮小我國當前的城鄉(xiāng)收入差距，最根本的就是要深化金融體系改革，改善城市與農(nóng)村金融市場的非均衡發(fā)展的現(xiàn)狀。具體來說，一是政府要對農(nóng)村金融的發(fā)展提供政策支持。一方面政府要放寬農(nóng)村金融市場的準入條件，引導村鎮(zhèn)銀行、小額貸款公司、民間金融組織在農(nóng)村金融市場合理、健康發(fā)展;另一方面政府要對農(nóng)村金融的發(fā)展實行優(yōu)惠的財稅政策，如對于農(nóng)村金融機構的存貸款實行稅收優(yōu)惠，對于農(nóng)民的貸款在利息上給與一定的補貼，降低農(nóng)村金融結構的融資成本和農(nóng)民的借貸成本。二是要加強對農(nóng)村金融資源的供給，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)金融平衡發(fā)展。一方面可以借鑒國外解決農(nóng)村金融發(fā)展的成功經(jīng)驗，在注重風險性和盈利性的前提下引導大型金融機構融如商業(yè)銀行、政策性銀行適當加大對“三農(nóng)”資金的投入力度，同時要對其加強引導和監(jiān)管，防止其到農(nóng)村設立分支機構只起到“抽水機”作用，防止農(nóng)村資金的外流，以此來帶動農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展;另一方面要對農(nóng)村居民進行關于投資理念的宣傳教育，豐富廣大農(nóng)民的投資渠道和投資產(chǎn)品，讓其充分享受到金融發(fā)展的紅利。

從財政農(nóng)業(yè)支出層面縮小我國當前的城鄉(xiāng)收入差距，政府應繼續(xù)加大對“三農(nóng)”的資金支持力度，調整優(yōu)化財政農(nóng)業(yè)支出的結構，同時要保證各項支農(nóng)惠農(nóng)政策落實到位，使財政農(nóng)業(yè)支出真正用于解決“三農(nóng)”問題，以此推動農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展和農(nóng)村居民收入的增長。

［注 釋］

① 自2003年起，財政農(nóng)業(yè)支出中的支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費支出和農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)支出改為農(nóng)業(yè)支出、林業(yè)支出和農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費．

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