城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系探討—以江蘇省為例

■ 楊 松 王愛峰 副教授（、淮陰師范學(xué)院經(jīng)濟管理學(xué)院、淮陰師范學(xué)院數(shù)科院 江蘇淮安 300）

城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系探討—以江蘇省為例

■ 楊 松1王愛峰2副教授（1、淮陰師范學(xué)院經(jīng)濟管理學(xué)院2、淮陰師范學(xué)院數(shù)科院 江蘇淮安 223001）

改革開放以來，江蘇省的經(jīng)濟經(jīng)過30多年的發(fā)展，各項經(jīng)濟指標(biāo)居于全國前列，居民收入水平有較大幅度提高，然而隨著經(jīng)濟發(fā)展，城鄉(xiāng)之間收入差距等問題逐漸凸顯。本文基于江蘇省1978-2013年間的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，分析了江蘇省的城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及城鄉(xiāng)收入差距之間關(guān)系。通過多元線性回歸和分位數(shù)回歸進行實證研究，總體來看，城市化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)都對城鄉(xiāng)收入差距之間關(guān)系緊密，而且都促進了城鄉(xiāng)收入差距拉大。研究結(jié)果表明：發(fā)展創(chuàng)新型農(nóng)村經(jīng)濟、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)一體化發(fā)展有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

城鄉(xiāng)收入差距 城市化 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

改革開放以來，江蘇省的經(jīng)濟經(jīng)過30多年的發(fā)展，各項經(jīng)濟指標(biāo)居于全國前列，居民收入水平有較大幅度提高，然而隨著經(jīng)濟發(fā)展，城鄉(xiāng)之間收入差距等問題逐漸凸顯。城鄉(xiāng)居民的收入比從1978年的1.86倍增加到2013年的2.39倍。由圖1可以看出，城鄉(xiāng)居民收入差距的變化總體可以分為三個階段：

第一個階段從1978-1983年，隨著1978年十一屆三中全會我國開始實行對內(nèi)改革、對外開放政策。農(nóng)村改革開始，釋放了農(nóng)村活力。城鄉(xiāng)收入差距不斷縮小，在1983年到達最低點。第二階段從1983-1995年，十二屆三中全會后，加快了以城市為重點的經(jīng)濟體制改革步伐，以及全民所有制企業(yè)改革啟動，城鄉(xiāng)收入差距不斷拉大，直到1993年發(fā)布11號文件《關(guān)于當(dāng)前農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的若干政策措施》，1994年6月國務(wù)院適當(dāng)提高國家訂購糧食收購價格等，城鄉(xiāng)收入差距才不斷縮小。第三階段從1995-2013年，1995年十四屆五中全會提出了“兩個根本轉(zhuǎn)變”，確立了社會主義市場經(jīng)濟地位，促進了第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。之后，城鄉(xiāng)收入差距又開始一直拉大，2010年達到最高點相差2.57倍，然后隨著國家實行農(nóng)業(yè)補貼政策，城鄉(xiāng)收入差距才開始略微降低。

因此，研究城鄉(xiāng)差距與城市化以及第二產(chǎn)業(yè)之間關(guān)系，對縮小城鄉(xiāng)差距，減少貧困人口，緩解社會矛盾有重要意義。

文獻綜述

關(guān)于城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響，國內(nèi)的研究成果很多。主要存在以下幾種觀點：

第一種觀點是城市化擴大城鄉(xiāng)收入差距。如余菊等（2014）認為城市化會擴大城鄉(xiāng)收入差距，可以建立城市反哺農(nóng)村機制來縮小城鄉(xiāng)收入差距。李憲?。?011）利用VAR模型分析認為我國城鄉(xiāng)收入差距擴大可以促進城市化的進程，而城市化進程反過來對城鄉(xiāng)收入差距擴大具有長期影響。

第二種觀點是城市化縮小城鄉(xiāng)收入差距。如曹裕等（2010）利用我國省際面板數(shù)據(jù)分析認為城鎮(zhèn)化縮小城鄉(xiāng)收入差距，城鄉(xiāng)收入差距不利于經(jīng)濟增長。武小龍、劉祖云（2014）利用我國省際面板數(shù)據(jù)模型分析了我國城鄉(xiāng)收入差距，認為城鎮(zhèn)化建設(shè)、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展有助于總體上縮小城鄉(xiāng)收入差距。毛其淋（2011）利用我國省際面板數(shù)據(jù)認為城市化水平是縮小我國城鄉(xiāng)收入差距的重要因素。

第三種觀點是城市化對城鄉(xiāng)收入差距的作用不確定。如郭軍華（2009）利用我國的東、中、西部的面板數(shù)據(jù)分析認為城市化對城鄉(xiāng)收入差距的作用并不是簡單的促進或抑制，其效應(yīng)取決于城鄉(xiāng)收入差距本身水平。周云波（2009）認為城市化是導(dǎo)致倒U型現(xiàn)象的主要原因。

關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系研究。這方面的研究成果總數(shù)不多，在中國知網(wǎng)檢索產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距的文獻僅僅只有5篇文章。主要有：第一種觀點是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對城鄉(xiāng)收入差距的影響是有時擴大，有時縮小。如王亞飛等（2014）利用湖北省數(shù)據(jù)，通過協(xié)整研究，認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對城鄉(xiāng)收入差距具有先擴大后逐步減小的特征。史云鵬等（2012）研究發(fā)現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)和城鄉(xiāng)差距之間符合庫茲涅茨假說。第二種觀點認為二產(chǎn)或三產(chǎn)比重增加會縮小城鄉(xiāng)收入差距。如李小玉、郭文利（2011）用東部地區(qū)數(shù)據(jù)研究認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系密切，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟中份額增加會縮小城鄉(xiāng)收入差距。盧沖等（2014）發(fā)現(xiàn)三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)收入差距的縮小有正向作用。

表2 變量URBAN、PS1、PS2、PS3間的相關(guān)系數(shù)

表1 OLS模型檢驗結(jié)果

綜上所述，專家學(xué)者們已經(jīng)得出了一些有價值的結(jié)論，但還是有些問題有必要進一步研究。一方面，基于一個省份對城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距的研究還不足，已有的研究大多是基于全國整體進行的。對江蘇省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和城鄉(xiāng)收入差距研究目前還是鳳毛麟角。另一方面，中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡，而江蘇省地處長三角，是一個經(jīng)濟大省，對其它一些省份具有一定的示范性。為了彌補不足，本文通過建立模型，分析城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)收入差距的影響。并在此基礎(chǔ)上提出一些建議和對策。

以江蘇省為例進行實證分析

基于江蘇省改革開放以來30多年的數(shù)據(jù)，本文通過計量分析的方法對城鄉(xiāng)收入差距、城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動之間的互動關(guān)系進行研究。

（一）指標(biāo)選擇及數(shù)據(jù)來源

城市化水平（URBAN）。城市化就是指人口由農(nóng)村向城市集聚，城市規(guī)模不斷擴大，人口不斷增加的過程。城市化水平是衡量城市化發(fā)展程度的重要指標(biāo)。本文采用大多數(shù)研究文獻采用的指標(biāo)，即城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎亍?/p>

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比重（PS）。使用三個產(chǎn)業(yè)的比重來衡量，PS1、PS2、PS3分別表示第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的比重。

城鄉(xiāng)收入差距（GAP）。在衡量城鄉(xiāng)收入差距時研究者使用的方法眾多，主要有變異系數(shù)、泰爾指數(shù)、基尼系數(shù)等。本文使用城鎮(zhèn)居民平均收入比上農(nóng)村居民平均收入。

文中數(shù)據(jù)來自1978-2014年的《江蘇省統(tǒng)計年鑒》，通過對數(shù)據(jù)進行整理、計算得到城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比重和城鄉(xiāng)收入差距。

（二）多元線性回歸模型的構(gòu)建

建立模型。根據(jù)確定的變量，建立以下模型：

上式中，β0是常數(shù)，β1，β2，β3，β4是回歸系數(shù)，μ是隨機變量。

參數(shù)估計。對于模型運用OLS進行參數(shù)估計，參數(shù)檢驗結(jié)果如表1所示。由表1可得估算結(jié)果為：

因為R2=0.8056，adjusted R2=0.7804，可知，方程擬合效果比較好。在給定的顯著性水平α=0.05條件下，F(xiàn)=32.1092，相應(yīng)的概率P值為0，模型解釋變量和被解釋變量之間線性關(guān)系顯著。由表1 可以看出，只有URBAN通過了t檢驗，PS1，PS2，PS3都沒有通過t檢驗。

由表2 所示的結(jié)果中可以看出，城鎮(zhèn)化水平（URBAN）與第三產(chǎn)業(yè)比重（PS3）之間的相關(guān)系數(shù)達到了0.93以上，因而兩個變量之間可能存在線性關(guān)系，即模型有多重共線性的可能。如果模型存在多重共線性，則變量的顯著性檢驗（t檢驗）就沒有了意義，用OLS估計的參數(shù)也無效。常用來處理多重共線性的方法有剔除法和逐步回歸法等。本文采用逐步回歸法來克服多重共線性。

（三）回歸模型的計量檢驗

逐步回歸消除多重共線性。分別作GAP與URBAN、PS1、PS2、PS3的回歸，通過比較發(fā)現(xiàn)，GAP與URBAN的統(tǒng)計檢驗結(jié)果較好，所以，我們首先建立GAP與URBAN之間的線性回歸方程。然后在此基礎(chǔ)上進行逐步回歸：

首先，引入PS1變量，方程通過了F檢驗，擬合度增加了1個百分點，但PS1沒有通過t檢驗，所以舍棄PS1。

其次，引入PS2變量，方程通過了F檢驗，擬合優(yōu)度增加明顯，達到了0.802744，而且PS2也通過了t檢驗。

最后，引入PS3變量，模型整體擬合優(yōu)度幾乎不變，而且PS3沒有通過t檢驗，所以舍棄PS3。因此，最后確定的參數(shù)方程的擬合結(jié)果為：

異方差檢驗。本文采用White檢驗法來檢驗異方差是否存在。White檢驗的零假設(shè)和備選假設(shè)是：

H0：隨機誤差項μt不存在異方差；H1：隨機誤差項μt存在異方差。由于White統(tǒng)計量的P值為0.2119大于給定的5%的顯著性水平，不能拒絕原假設(shè)，即不存在異方差。

序列相關(guān)檢驗。序列相關(guān)檢驗的方法有D.W.檢驗法、偏相關(guān)系數(shù)法和LM檢驗法等。由于D.W.檢驗法只能用來判斷一階序列相關(guān)性是否存在，所以這種方法使用時具有一定的局限性。本文分別用這三種方法對序列相關(guān)性進行檢驗。

第一種方法：采用D.W.檢驗法。D.W.=0.44489，給定顯著性水平α=0.05，查D.W.表，得下限臨界值dL=1.2951,上限臨界值dU=1.654，因為D.W.=0.44489

第二種方法：偏相關(guān)系數(shù)檢驗。

如圖2所示，AC列數(shù)據(jù)是相關(guān)系數(shù)，PAC列數(shù)據(jù)是偏相關(guān)系數(shù)，從圖中可以明顯看出，et與et-1、et與et-2的偏相關(guān)系數(shù)都比較大，分別為0.76和-0.346。這表明上述回歸模型中不僅存在一階自相關(guān)，而且可能存在二階自相關(guān)。

第三種方法：LM檢驗法。LM檢驗法既可以用于檢驗一階自相關(guān)，也可以用于檢驗高階自相關(guān)（見表3）。LM的統(tǒng)計量為LM=n·R2~X2（p） 。當(dāng)p=2，α=0.05時，由X2分布表查的臨界值X20.05（2）=5.99，由表3可見nR2=23.10056>5.991，所以模型存在自相關(guān)。在顯著性水平α=0.05下，resid（-1）和resid（-2）的t檢驗值都是顯著的，從而表明模型不僅存在一階自相關(guān)，而且還存在二階自相關(guān)。這與第二種方法中的偏相關(guān)系數(shù)的檢驗結(jié)果是一致的。綜上所述，模型存在一階和二階自相關(guān)。

表3 LM 檢驗

表4 分位數(shù)回歸結(jié)果

消除序列相關(guān)。當(dāng)模型出現(xiàn)序列相關(guān)時，用OLS得到的估計參數(shù)將不再有效，變量的顯著性檢驗也沒有意義，模型也失去了預(yù)測功能。所以本文采用兩階段最小二乘法（TSLS）消除序列相關(guān)，

估算結(jié)果為：

根據(jù)D.W.=2.198580，和2差距不大，并且落在區(qū)域dU =1.654<2.198580<4-dU=2.346中，可以認為模型3不存在一階自序列相關(guān)。對模型3進行高階自相關(guān)檢驗：偏相關(guān)系數(shù)表明，模型3中的偏相關(guān)系數(shù)已經(jīng)調(diào)整很低了。利用LM進行檢驗，因為nR2=1.283469< X20.05（2）=5.991，所以模型不存在自相關(guān)，由“臨界概率”0.5264，即P（X2>1.283469）=0.5264也可知模型3不存在自相關(guān)。

（四）分位數(shù)回歸

為了進一步研究城市化水平不同程度和第二產(chǎn)業(yè)比重不同程度對城鄉(xiāng)收入差距的影響，我們采用分位數(shù)回歸方法，分別在20%、50%以及80%三個不同的分位點回歸結(jié)果如表4所示。

分位數(shù)回歸給出了在城鄉(xiāng)居民收入差距處于不同分位水平時，城市化水平和第二產(chǎn)業(yè)比重對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響。從估計結(jié)果可以看出，在20%、50%和80%的分位點上城市化水平的彈性系數(shù)分別為0.019485、0.017731、0.014187，三個水平的估計都是顯著的。說明城市化水平較低的地區(qū)，其城市化程度對城鄉(xiāng)收入差距的影響較大，而城市化水平較高的地區(qū)，其城市化程度對城鄉(xiāng)收入水平影響也變小。第二產(chǎn)業(yè)比重的彈性系數(shù)分別為0.025971、0.033743、0.053935，并且后兩個水平的估計是不顯著的，說明當(dāng)?shù)诙a(chǎn)業(yè)比重較小時，其對城鄉(xiāng)收入水平影響較小，而隨著第二產(chǎn)業(yè)比重增加，其對城鄉(xiāng)收入差距的影響也相應(yīng)增大，并且是不顯著的。

結(jié)論和建議

本文基于1978-2013年的江蘇省城鄉(xiāng)收入差距和城市化以及第二產(chǎn)業(yè)比重建立了多元線性回歸模型，從該模型來看，江蘇省城鄉(xiāng)居民收入差距與城市化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動緊密相關(guān)。江蘇省城市化水平提高會導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴大，尤其是在城市化水平低的地區(qū)，城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響更大，造成這個結(jié)果可能是因為在這個階段，城市化占用了更多的政府資源，這就導(dǎo)致了政府投入到第一產(chǎn)業(yè)的資源必然減少，而農(nóng)民的收入主要來自于第一產(chǎn)業(yè)。所以城市化水平提高反而拉大了城鄉(xiāng)收入差距。第二產(chǎn)業(yè)比重增加也會增大城鄉(xiāng)收入差距，隨著比重增加，對城鄉(xiāng)收入影響也更大。

根據(jù)以上研究結(jié)論，本文提出以下建議：

（一）鼓勵農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，發(fā)展創(chuàng)新型農(nóng)村經(jīng)濟

農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)對激發(fā)農(nóng)村市場活力，促進農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟，農(nóng)民增收，縮小城鄉(xiāng)收入差距方面起了重要作用。芮正云（2014）認為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟增長存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，而且農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)對農(nóng)村經(jīng)濟增長有正向作用。所以，一方面，地方政府不僅要鼓勵和支持農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，而且要為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)在稅費減免和財政補貼等方面提供各種政策扶持。另一方面，要加強對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)金融支持力度。如張海洋等（2011）認為金融支持確實對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)有積極的促進作用。郝朝艷等（2012）認為金融約束對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的確有重要影響。所以，地方政府要引導(dǎo)和鼓勵民間資本進入農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)中去，鼓勵創(chuàng)業(yè)型農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，縮小城鄉(xiāng)收入差距。

（二）優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，縮小城鄉(xiāng)差距

改造傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，大力促進第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，走新型工業(yè)化道路，推動工業(yè)化與信息化融合發(fā)展；大力發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，推動產(chǎn)業(yè)發(fā)展，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級；加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展，提高農(nóng)業(yè)技術(shù)進步，加快農(nóng)村科技成果轉(zhuǎn)化，加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化步伐；調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，提高產(chǎn)品效益；利用現(xiàn)代信息技術(shù)和互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)實現(xiàn)城鄉(xiāng)要素自由流動，從而縮小城鄉(xiāng)差距。

（三）統(tǒng)籌城鄉(xiāng)一體化發(fā)展，縮小城鄉(xiāng)差距

城鄉(xiāng)發(fā)展一體化程度低仍然是我國面臨的主要結(jié)構(gòu)性矛盾之一。破除城鄉(xiāng)二元體制，釋放改革紅利，提高經(jīng)濟一體化程度是應(yīng)對經(jīng)濟增長速度換檔的重要途徑。破除制度和體制上的障礙，實現(xiàn)城市居民和農(nóng)村居民的自由流轉(zhuǎn)，建立雙向的城鄉(xiāng)一體化。有利于全民實現(xiàn)小康和和諧社會。所以，打破城市和農(nóng)村分割的壁壘，放寬農(nóng)村和農(nóng)業(yè)資源的流動條件，多渠道的增加農(nóng)民的收入，有利于縮小城鄉(xiāng)差距，實現(xiàn)共同富裕。

1.余菊，劉新.城市化、社會保障支出與城鄉(xiāng)收入差距—來自中國省級面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)[J].經(jīng)濟地理，2014（3）

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王愛峰（1976.3-）女，山東濰坊人，淮陰師范學(xué)院數(shù)科院，博士，副教授。

▲ 淮安市社科聯(lián)課題2015B-15-19

C812

A

楊松（1974.11－），男，江蘇宿遷人，淮陰師范學(xué)院經(jīng)濟與管理學(xué)院，碩士，講師，主要研究方向：區(qū)域經(jīng)濟。