產業結構變遷、經濟增長與城鄉收入差距

朱天星， 汪劍清， 楊曉彤

(沈陽工業大學 經濟學院， 沈陽 110870)

產業結構變遷是一個國家和地區工業化發展過程中的必然趨勢。“三去一降一補”是黨的十八大以來我國產業結構調整的主要表現形式。去產能勢必會帶來產業結構轉換和經濟增長中新舊動能的調整，從而影響就業結構，并進一步影響城鄉居民的收入水平。我國城鎮居民的人均可支配收入與農村居民人均純收入之比由2001年的2.835上升到2009年的3.330，而后呈現下降趨勢；2001年美國和日本城鎮居民和農村居民的可支配收入之比分別為1.33和1.21。由此可知，與發達國家相比我國城鄉收入差距還存在很大的縮減空間，可以考慮在縮小城鄉收入差距的基礎上調整我國的產業結構。

一、文獻綜述

現有的研究表明，產業結構和城鄉收入差距之間存在一定的關系。然而關于我國產業結構對城鄉收入差距影響的結論并不一致。研究結論大致分為四類：

(1) 產業結構變遷會擴大城鄉收入差距。王亞飛等(2014)利用協整分析指出，湖北省產業結構變化對城鄉收入差距具有反向調節作用[1]。張柏楊(2014)的研究表明，產業結構變動會影響城鄉收入差距，隨著我國產業結構高級化收入差距會進一步擴大[2]。楊松、王愛峰(2015)通過多元線性回歸和分位數回歸分析，實證研究發現產業結構的變化促使城鄉居民收入差距擴大加劇[3]。劉慧(2016)通過分位數回歸、門檻模型等指出產業結構升級引起了城鄉收入差距擴大，且在東、西部作用非常顯著[4]。陳珊(2017)通過建立固定效應變斜率模型，指出產業結構調整拉大城鄉收入差距的主要原因是非農產業的發展[5]。

(2) 產業結構變遷縮小了城鄉收入差距。程海寬(2017)、陳劍(2017)等研究發現，二元經濟結構的逐步改善和產業結構的合理化有利于縮小城鄉收入差距[6-7]。元佳琪(2018)利用面板工具變量模型以及動態面板數據的系統GMM模型進行實證分析，指出農業部門現代化和產業結構合理化的發展會縮小城鄉收入差距[8]。趙立文(2018)通過PVAR模型實證分析，指出產業結構高級化比合理化更能縮小城鄉收入差距[9]。時凱麗(2019)通過VAR模型和脈沖響應函數分析，發現產業結構優化可以有效縮小城鄉收入差距[10]。

(3) 產業結構變遷對城鄉收入差距的影響是先擴大后縮小，呈現出倒U型的趨勢。楊曉鋒等(2014)認為，城鄉居民通過調整就業預期和人力資本投入結構可以在長時期內縮小城鄉收入差距[11]。王亞飛、黃勇、唐爽(2014)研究發現，城鄉收入差距由產業結構和城鎮化共同作用，并呈現出先擴大后縮小的趨勢。劉閩(2016)通過VAR模型進行脈沖響應函數分析，指出第二、三產業變化對城鄉收入差距的影響呈現先擴大后縮小的倒U型趨勢[12]。

(4) 產業結構變遷對城鄉收入差距的影響呈現S型拖尾狀趨勢[13]。姚志(2016)通過VAR模型和脈沖響應函數分析，指出產業結構對城鄉收入差距的影響曲線表現為先擴大再縮小又擴大，最后趨于平穩[14]。

綜上，大多數研究是基于線性模型探究產業結構和城鄉收入差距之間關系的。根據現有的二元經濟相關理論，在產業結構變遷過程中，隨著人均資本的增加城鎮勞動力的失業率可能提高，使得二者之間的關系呈現非線性趨勢。因此，本文利用非線性面板門限模型，在控制相關變量的基礎上分析我國2001—2017年產業結構變遷和城鄉收入差距關系，對于各地區的產業結構調整和政策評價具有參考價值。

二、產業結構與城鄉收入差距的理論基礎和影響機制

1. 理論基礎

(1) 產業結構理論。配第-克拉克定律認為，勞動力轉移的主要原因在于不同產業間的收入差異，第三產業的收入要高于第二產業，而第二產業的收入又高于第一產業。庫茲涅茨關于產業結構變遷規律的研究認為，隨著經濟發展農業部門的勞動力會流向發展部門，農業部門的就業人數降低，其產量也會隨之下降；同時，由于農業部門的勞動力流向經濟發展水平更高的部門，第二產業產值會不斷上升，在工業化進程的后期又會逐步下降，第三產業成為經濟活動的支柱性產業，吸納來自第一、二產業的剩余勞動力。

(2) 收入分配理論。劉易斯提出了二元經濟結構理論，指出由于經濟的發展工業部門的邊際勞動生產率遠高于農業部門，在推力和拉力作用下吸引了農村剩余勞動力，而隨著工業部門邊際報酬遞減農業部門的邊際生產率會不斷上升，最終使得兩者持平。拉尼斯-費景漢模型認為，實現經濟結構轉變的關鍵因素是工業部門和傳統農業部門之間的平衡發展。舒爾芡基于現代人力資本理論認為，產生城鄉收入差距的原因是城鄉之間人力資本和勞動力質量存在差異，人力資本對勞動者的影響主要體現在勞動生產率上，因為高收入行業的勞動生產率比低收入行業的勞動生產率高。

2. 影響機制

拉尼斯-費景漢模型的相關理論主要從生產效率出發，認為工業部門擁有比農業部門更高的生產效率，因此工業部門的工資率相比農業部門更高，從而導致農業部門的勞動力流向城鎮的基礎工業部門。隨著產業結構的變遷，那些擁有較高技術水平和學習能力的農業部門勞動者進入技術性較強的工業部門并且獲得持久和穩定的工作。如果這部分勞動力占從農業部門流向工業部門勞動力的比重較大，那么這部分農業勞動力將會轉變為工業勞動力，從而擴大城鄉收入差距。因此，我國經濟發展水平的提高會伴隨著生產效率快速提高以及產業結構變遷，進而導致我國城鄉收入差距擴大；而隨著經濟發展水平的進一步提高，生產迂回程度加深與細化分工，轉移到工業部門的勞動力趨于飽和，工資率下降；農業部門勞動力的相對短缺使得農業部門的勞動報酬提高，從而縮小工業和農業部門的勞動報酬差距以及城鄉收入差距。

三、實證研究

1. 數據來源

本文研究我國產業結構變遷、經濟增長對城鄉收入差距的影響，其中產業結構、城鄉收入差距等指標數據的時間區間為2001—2017年，數據分別來源于2001—2018年《中國統計年鑒》以及30個省、市、自治區的統計年鑒(由于西藏自治區部分數據缺失，故作剔除處理)。產業結構指標(insr)以各省2001—2017年第二產業產值的占比表示。第二產業的發展需要技術水平較高的工人，而農村部門的勞動力很難在第二產業中實現就業，因此會拉大城鄉收入差距。隨著經濟發展和分工細化，部分農村部門的勞動力會適應城鎮工業部門的就業崗位，進而逐步縮小城鄉收入差距。城鄉收入差距指標(gap)以泰爾指數表示為

(1)

式中：gapit表示i地區t時期的城鎮或農村總收入；si，t表示i地區t時期的總收入；pij，t表示i地區t時期的城鎮或農村總人口；j=1，2分別表示城鎮和農村地區。

2. 控制變量的選擇

基于已有的研究可知城鄉收入差距的影響因素較復雜。為防止遺漏必要變量導致模型內生性問題，在現有文獻的研究基礎上選擇以下控制變量：

(1) 經濟發展水平(GDP)，以各個省、市、自治區的人均表示，作對數處理(剔除通貨膨脹因素)。根據庫茲涅茨相關理論，隨著一個國家經濟發展水平逐漸提高，收入分配差距呈現先擴大后縮小的趨勢，本文選擇此變量為門限變量。

(2) 城市化水平(Urban)，以各省、市、自治區城鎮人口占總人口的比例表示。基于霍夫曼比例系數理論可知，隨著經濟發展以及城鎮化，工業就業崗位逐漸增多，較高的收入水平會吸納大量的農村剩余勞動力，提高城市部門的收入水平，從而擴大城鄉收入差距。

(3) 外商投資水平(FDI)，以各省、市、自治區實際利用外商直接投資水平表示，作對數處理(以2001年為基期，剔除通貨膨脹影響)。外商投資水平的提高有利于擴大就業崗位，尤其是提高農村轉移勞動力的就業水平，從而有利于縮小城鄉居民的收入分配差距。

(4) 開放程度(Open)，以各省、市、自治區進出口總額表示(陳斌開、林毅夫，2013[15]；以2001年為基期，作對數處理，剔除通貨膨脹影響)。一般而言，擴大對外開放程度會帶來大量的新增就業崗位。如果這些新增就業崗位是高技術性的，那么不利于農村勞動力的轉移就業，從而會擴大城鄉收入差距。

(5) 金融深化水平(FIN)，以所在地區的存貸款總額表示，作對數處理(2016，劉慧；以2001年為基期，剔除通貨膨脹的影響)。存貸款總額的提高為所在地區的企業提供增加固定資產和流動資產以及擴大規模的機會，進一步提高工資性收入水平，增加對農村勞動力的需求；農村轉移勞動力的工資會上漲，城鄉居民的收入差距將縮小。

變量的基本統計特性如表1所示。

表1 各變量的基本統計特性

由表1可知，2001—2017年，我國城鄉居民的的收入差距的均值為0.012，標準差為0.056；第二產業產值占比的最小值為0.190，最大值為0.590，均值為0.456；人均GDP對數的均值為10.088，最小值為7.971，最大值為11.768；外商直接投資對數的均值為8.576，最小值為5.212，最大值為12.314；金融深化水平對數的均值為14.729，最小值為11.574，最大值為18.106；對外開放程度的均值為0.302，最小值為0.012，最大值為1.668。均值中最大的是金融深化水平的對數，為14.729；其次是人均GDP的對數，均值為10.088。標準差中最大的是外商直接投資的對數，為1.373；最小的是城鄉收入差距，為0.056。對各變量進行描述性統計，分別對其均值、標準差、最大值、最小值進行比較和討論，可以更好地反映變量的集中度和趨勢等。

3. 模型的構建

根據上文理論分析以及主要變量和控制變量的選擇，構建的面板回歸模型為

GAPit=ci+α1Insrit+α2Ln GDPit+α3Ln FDIit+

α4Openit+α5Ln FINit+α6Urbanit+εit

(2)

利用Stata14.0在混合模型、固定效應下進行回歸分析，結果如表2所示。

表2 我國產業結構對城鄉收入差距的回歸分析結果

注：***表示在1%統計水平下顯著，下同。

由表2可知，無論是混合效應還是固定效應，產業結構的變化對城鄉收入差距的影響顯著為正，系數分別為0.147 0和0.150 0，而且均在1%統計水平下顯著。隨著第二產業產值占比的提高，城鄉收入差距擴大。經濟發展水平對城鄉收入差距具有顯著的負向影響，系數為-0.046 0，而且在1%統計水平下顯著，表明經濟發展水平的提高會逐步縮小城鄉收入差距。城鎮化對城鄉收入差距具有顯著的正向影響，系數為0.001 1，且在1%統計水平下顯著。對外開放水平的提高對城鄉收入差距的影響顯著為負，表明進一步提高對外開放水平可以降低城鄉收入差距。外商直接投資和金融深化對城鄉收入差距的影響不明顯。

模型(2)檢驗了產業結構變化對城鄉收入差距的影響顯著為正，但是沒有深入探究產業結構變化對城鄉收入差距影響的動態機制。根據本文的相關理論分析，隨著經濟發展水平的提高，在產業結構變遷的不同時期其對城鄉就業和收入差距的影響存在差異，因此進一步構建面板門限模型，探究產業結構變化對城鄉收入差距的影響是否存在門限效應，即

GAPit=ci+α1Insrit(Ln GDP≤η1)+

α2Ln GDPit(Ln GDP>η1)+

α3Ln FDIit+α4Openit+

α5Ln FINit+Urbanit+εit

(3)

如果在模型(3)中發現我國產業結構變化隨著門限變量的變化對城鄉收入差距影響顯著，即α1>0，α2<0，則表明當經濟發展水平低于門限值η1時，第二產業產值占比的提高會加大城鄉收入差距；當經濟發展水平高于門限值η1時，第二產業產值占比提高會縮小城鄉收入差距。如果α1>0，α2>0，α2<α1，則表明隨著經濟發展水平的提高，第二產業產值占比提高將會擴大城鄉收入差距，而對城鄉收入的影響存在縮小的趨勢。α1和α2的其他符號組合情況不再贅述。當然，還可以分析兩門限和三門限的情況，結果如表3所示。

表3 我國產業結構對城鄉收入差距面板門限效應檢驗結果

由表3可知，我國產業結構變化隨著經濟增長對城鄉收入差距的影響存在單門限效應，F-統計量為72.57，在1%水平下顯著，門限值為10.104 2。取反對數后人均為24 342.8元，且門限值的95%的置信區間為[10.03，10.13]，該門限值恰好位于區間之內。雙重門限檢驗的F-統計量為16.98，統計不顯著。因此可知，我國產業結構變遷隨著經濟增長對城鄉收入差距的影響存在單門限效應。我國產業結構對城鄉收入差距的面板門限效應回歸分析結果如表4所示。

由表4可知，當Ln GDP小于10.1時(取反對數為24 342.8元)，產業結構對城鄉收入差距的影響顯著為正，數值為0.131 0，在1%統計水平下顯著。可見，隨著經濟增長產業結構會拉大城鄉收入差距。當Ln GDP超過10.1(24 342.8元)時，產業結構對城鄉收入差距的影響顯著為正，數值為0.086 5，在1%統計水平下顯著，說明產業結構的發展雖然擴大了城鄉收入差距，但其影響程度明顯降低。在其他的控制變量中，外商直接投資額為-0.006 5，顯著為負，在5%統計水平下顯著，即增加外商直接投資可以縮小城鄉收入差距；金融深化系數顯著為負，可知提高金融深化水平可以縮小城鄉收入差距；城市化水平系數顯著為正，表明城市化會擴大城鄉收入差距；開放程度對城鄉收入差距的影響不顯著。

表4 我國產業結構對城鄉收入差距面板門限效應回歸分析結果

注：**表示在5%統計水平下顯著，下同。

我國東部、中部、西部地區產業結構對城鄉收入差距的面板混合效應和固定效應回歸分析結果如表5所示。

表5 我國東、中、西部地區產業結構對城鄉收入差距的回歸分析結果

注：*表示在10%統計水平下顯著。

由表5可知，東部地區的產業結構變化對城鄉收入差距具有顯著的正向影響，中部地區和西部地區的影響也是正向的，但是不顯著。經濟發展水平對城鄉收入差距的影響在我國東部、中部和西部均存在顯著的負向影響，經濟發展縮小了城鄉收入差距。外商直接投資在中部地區顯著地縮小了城鄉收入差距；金融深化在東部、中部和西部地區顯著地擴大了城鄉收入差距；城鎮化在我國東部和中部地區顯著地縮小城鄉收入差距；對外開放在我國東部和西部地區顯著地縮小了城鄉收入差距。

四、主要結論和對策建議

本文選取我國30個省、市、自治區經濟增長、城鄉收入差距以及產業結構和城鎮化等相關指標，測算產業結構對城鄉收入差距的影響方向、程度和機制。結果表明：隨著經濟的增長，第二產業產值占比逐漸提高，城鄉收入差距逐漸擴大；當人均達到24 342.8元時，第二產業產值的增加對城鄉收入差距的影響呈下降趨勢。同時，城鎮化會拉大城鄉收入差距，提升對外開放水平和加深金融深化程度均會在一定程上縮小城鄉收入差距。

根據本文研究結論，提出以下對策建議：

一是繼續深化各個地區的產業結構調整，并大力發展第三產業。第三產業多為服務性行業，可以大量吸收我國農村的剩余勞動力，提高農村居民的工資性收入水平，有利于縮小城鄉收入差距。

二是適度發展城鎮化。盡管城鎮化是經濟發展的一個必要指標，但是大力發展人口城鎮化，尤其是中小城鎮的城市化會在一定程度上擠占農村居民的耕地面積，降低農村居民的經營性收入，且城鎮化的發展不以吸納農村剩余勞動力為目的，因此會在一定程度上導致城鄉收入差距擴大。

三是大力支持對外開放。對外開放會在一定程度上增加城鎮的就業崗位，同時政府應保護農村居民的工資性收入，從而縮小城鄉收入差距。

四是提高金融深化水平。我國金融深化水平發展不平衡，農村地區相對城鎮地區的金融深化水平更加欠缺，因此農村地區的金融深化水平急需提升。一定程度上講，我國農村居民的收入水平不高，與農村居民面臨的信貸約束有很大關系。信貸約束在一定程度上限制了農村居民的發家致富能力，降低了農村居民的經營性和工資性收入水平，從而拉大了城鄉收入差距。