城鄉收入差距對我國經濟增長的非線性作用研究

陳博 賈占標 倪志良

摘要：文章通過門限面板模型得出經濟發展水平是城鄉收入差距的倒U形狀函數，該函數頂點所對應的泰爾指數（門限值）為0.026 895。通過動態面板模型得出我國城鄉收入差距雖然在擴大，但有收斂的趨勢，收斂上限的估計值是0.136 562 5。最后提出增加農村人力資本投資，完善農村金融服務體系等縮小城鄉收入差距的政策建議。

關鍵詞：城鄉收入差距；泰爾指數；收斂；動態面板模型；門限面板模型

一、 引言

改革開放以來，我國經濟取得了高速發展。2014年我國GDP首次突破10萬億美元大關，成為世界上僅有的兩個進入“10萬億美元俱樂部”的國家。但是我國城鄉二元結構依然存在，城鄉收入差距仍在繼續擴大。我國城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均純收入之比由1995年的2.715上升為2013年的3.031，絕對收入差距由1995年的2 705元擴大為2013年的18 059元。如果將教育、醫療與通貨膨脹等因素也納入考慮范圍，那么我國實際的城鄉收入差距將會更大。

二、 我國城鄉收入差距的收斂性分析

1. 城鄉收入差距的衡量。本文使用泰爾指數作為衡量城鄉收入差距的指標。考慮到數據的可獲得性，本文使用Shorrocks（1980）的方法來計算泰爾指數，表達式如下：

本文將使用方程（2）對我國城鄉收入差距問題進行研究，由于該模型中包含了被解釋變量的滯后項，即該模型存在內生性問題，所以使用動態面板模型去估計該方程。Arellano和Bond（1991）提出了估計動態面板模型的一階差分GMM方法，但是這種估計方法存在一些缺點，例如：（1）弱工具變量問題，（2）無法估計不隨時間變化的變量的系數。于是Blundell和Bond（1998）為了解決以上問題提出了系統GMM估計方法。

3. 計量模型的實證結果。本文運用我國28個省市1995年～2013年的數據進行分析，其中剔除了重慶、四川和西藏。

對泰爾指數的動態面板分析結果見表1。該表呈現了差分GMM的一步和兩步估計以及系統GMM的一步和兩步估計結果，同時根據AIC準則選取因變量的滯后階數。本文用Abond1、Abond2表示差分GMM的一步與兩步估計，用Sys1和Sys2表示系統GMM的一步與兩步估計。如表1中所示，theili，t-1的系數？酌都是處在區間（-1，0），說明我國城鄉收入差距是收斂的。在估計結果的顯著性方面，一步差分GMM與兩步差分GMM的顯著性相同，兩步系統GMM比一步系統GMM的估計結果顯著。對于兩步估計結果，系統GMM比差分GMM顯著。在系數估計結果大小比較方面，對于常數項、？酌和？漬1，一步差分GMM都小于一步系統GMM的估計結果（帶有負號的系數指的是絕對值），兩步差分GMM與兩步系統GMM也滿足同樣的規律。對于系數？漬2，一步差分GMM大于一步系統GMM的估計結果，兩步差分GMM與兩步系統GMM也滿足同樣的規律。

城鄉收入差距中易出現截面相關與異方差問題，而該問題在兩步GMM估計中能夠得到更好的解決，同時Windmeijer（2005）通過蒙特卡洛模擬發現兩步估計比一步估計具有更好的無偏性。從工具變量有效性的Sargan檢驗來看，兩步GMM估計要優于一步GMM估計。從殘差序列相關性的Abond檢驗來看，兩步差分GMM與兩步系統GMM都存在一階序列相關，二階序列不相關，但是在二階序列不相關中兩步系統GMM顯著性要高于兩步差分GMM。基于以上分析，本文將選取兩步系統GMM作為對本模型的最終估計結果。

現在將兩步系統GMM的估計結果帶入到方程（2）中，并整理為水平方程的形式，得到以下方程：

theili，t=0.043 7+0.627 7theili，t-1+0.146 7theili，t-2-0.094 4t-heili，t-3（3）

使用方程（3）進行迭代運算，得到2053年的全國泰爾指數0.136 562 5，將2053年的指數除以2013年的指數得到結果1.095，上文中提所以可近似的認為a等于1.095。因為a>1，所以說明我國的城鄉收入差距是在擴大趨勢下收斂。將新得到的50年全國泰爾指數（2014年開始）與2013年的全國泰爾指數相除，得到的結果繪制成圖1，該圖再次表明了我國城鄉收入差距在繼續擴大，但是擴大的速度逐漸放緩。

縱坐標是第t年全國泰爾指數與2013年全國泰爾指數的比值，橫坐標是年份。

三、 城鄉收入差距與經濟發展水平的非線性機理分析

1. 對門限面板模型的介紹。現在使用門限面板模型來分析城鄉收入差距對經濟發展水平的影響。門限面板模型由Hansen于1999年提出，模型的具體形式如下（單一門限面板模型）：

yit=？滋i+？琢1xitI（qit？燮？茲）+？琢2xitI（？茲在該模型中yit為因變量，qit為門限變量，I（·）為示性函數，Xit為控制變量，？著it為服從獨立同分布的隨機擾動項。

2. 變量與樣本的選擇。本文選用居民消費價格指數（CPI）、政府干預程度（GI）、人力資本投資率（HCI）、固定資產投資比重（IFA）、對外開放度（SO）和城鎮化水平（UL）作為控制變量。

3. 門限面板模型的構建與估計結果分析。為了防止偽回歸的出現，下面對本文所用變量進行單位根檢驗。由表2中的檢驗結果可知，居民消費價格指數與固定資產投資比重都通過了三個檢驗，泰爾指數、政府干預度、人力資本投資率與城鎮化水平都通過了LLC與Breitung檢驗，但是都沒有通過IPS檢驗。經濟發展水平與對外開放度都通過了IPS與LLC檢驗，但是都沒有通過Breitung檢驗。根據以上的分析，可認為該8個變量都是零階單整序列，即都是平穩的。

為分析城鄉收入差距與經濟發展水平的非線性關系，將門限面板模型設為以下形式：

lnGDPit=？滋i+？琢1theilitI（theilit？燮？茲）+？琢2theilitI（？茲其中lnGDPit表示第i個個體第t年的經濟發展水平；因為要研究經濟發展水平與城鄉收入差距的非線性關系，所以將城鄉收入差距設為門限變量。Xit為控制變量。

根據表3，對門限變量的估計結果進行分析。在門限模型的第一個假設中，得到的F1統計量結果顯示應該拒絕原假設，接受備擇假設。在第二個假設中，得到的F1統計量結果顯示應該接受原假設，拒絕備擇假設。根據以上的分析結果，可以認為該模型只存在一個門限值，該門限值為0.026 895，其置信區間為（0.016 739，0.037 051）。在門限值？茲的左側，系數？琢1為正值，說明城鄉收入差距與經濟發展水平具有正向關系，即隨著城鄉收入差距的擴大經濟呈現增長趨勢。這是因為當存在一定程度的城鄉收入差距時，生產要素和財富逐漸向城鎮集中，從而推動了城市化和工業化的進程，最終促進了經濟發展。同時，一定程度的城鄉收入差距也會增加城鄉居民消費需求的多元化，對于我國產業結構的升級與多樣化發展起到了重要作用，從而推動經濟全面和快速的發展。在門限值？茲1的右側，系數？琢2為負數，說明城鄉收入差距與經濟發展水平具有負向關系，即隨著城鄉收入差距的擴大經濟呈現下降趨勢。一方面，較高的城鄉收入差距長期存在會產生收入差距上的累積效應。城鎮居民與農村居民對教育等人力資本的投入差距逐漸擴大，導致城鄉居民的收入能力有顯著差異，于是使城鄉經濟增長與城鄉收入差距陷入惡性循環中。另一方面，農民收入水平低，不能及時獲得有效的金融服務，導致農村經濟投入不足，進而抑制經濟的長期增長。

四、 政策建議

前文的分析也提供了一定的政策啟示。緩解城鄉收入差距對經濟增長的抑制作用應從以下兩個方面著力：

1. 加大對農村居民的人力資本投入。城鄉居民收入差距帶來人力資本投資的巨大差異，進而形成城鄉居民收入能力的差距，即城鄉差距的累積效應。另外，我國現階段結構性失業較為明顯，因此，需要合理配置城鄉教育資源，加大農村居民職業教育和培訓。城鄉基礎教育資源的不平衡突出體現為教育質量差異。要進一步提高鄉村教師待遇，加強鄉村教師定期培訓，建立中小學教師城鄉交流機制；同時，保證進城務工隨遷子女在當地接受義務教育的權利。從存量和增量兩個層面推進農村職業教育和培訓；對于完成基礎教育后不久即進入就業市場的農村勞動力，政府為其提供廉價的職業培訓，使其充分轉化為社會稀缺的技術工人；對于有外出務工傾向的農村中年勞動力，可以在戶籍所在地或工作地接受技能培訓。通過政策激勵，引導高素質人才尤其是農村大學生在農村就業、創業。

2. 完善農村金融服務體系，降低農民的“金融門檻”，提高農民融資能力和抵御風險能力。“金融門檻”即進入并使用金融服務的成本，它將獲取金融服務的居民區分為不同的群體。長期以來，“城市偏向”的經濟發展戰略，導致我國城鎮與農村金融市場發展不均衡。農村大量儲蓄資金流向城市而形成“資金洼地”，農民融資難問題逐步顯現。金融壓抑成為制約農村經濟發展、農民增收的重要因素。政府應進一步加強農村金融服務體系的建設，推進“普惠金融”發展，減少農村金融資源的“漏損”。為此，需要完善農村金融基礎設施建設，促進農村金融服務形式多元化，發展農村金融衍生工具，適當降低農村信貸門檻，規范民間金融等。此外，農村居民相對于城鎮居民而言，由于其收入水平的限制以及信用水平的低下，無法享受金融門檻較高的金融服務，往往只能以儲蓄存款等手段來降低財富貶值速度。因此，需要激勵金融機構為農民提供多樣化的金融服務，提高農民財產性收入，規避財產貶值風險，實現財產保值甚至升值。

參考文獻：

[1] Shorrocks A F.The class of Additively Decomposable Inequality Measures[J].Econometrica，1980，（3）：613-625.

[2] Evans P and Karras G.Convergence Revisited[J].Journal of Monetary Economics，1996，（2）：249-265.

[3] Barro R and Sala-i-Martin X.Convergence[J].The Journal of Political Economy，1992，（2）：223-251.

[4] Beyaert A.Output Convergence： The Case of Current and Forthcoming Members of the European Union[M].Science Publishers，2008，（1）：20-32.

基金項目：教育部人文社會科學重點研究基地重大項目“我國經濟社會協調發展與縮小收入分配差距研究”（項目號：11JJD790038）。

作者簡介：倪志良（1966-），男，漢族，內蒙古自治區赤峰市人，南開大學經濟學院財政學系主任、教授、博士生導師，研究方向為政府預算、稅收與公共支出管理和幸福經濟學；陳博（1986-），男，漢族，天津市人，南開大學經濟學院博士生，研究方向為收入分配、稅收與公共支出管理；賈占標（1988-），男，漢族，山東省棗莊市人，南開大學經濟學院博士生，研究方向為稅收與公共支出管理和幸福經濟。

收稿日期：2015-06-13。