城市化、城鄉收入差距和經濟增長的影響關系研究

韓宸

摘? ?要：本文基于全國1978至2017年的時間序列數據，構建向量自回歸模型實證分析了城市化、城鄉收入差距及經濟增長三個變量間的影響關系，根據脈沖響應分析和格蘭杰因果檢驗得到結果：城市化對城鄉收入差距的影響效應隨時間推移由正向轉為負向，城市化和經濟增長存在相互正向影響關系。最后從我國城鄉二元結構、要素市場、制度優化等角度提出相關建議。

關鍵詞：城市化;城鄉收入差距;經濟增長;向量自回歸模型

中圖分類號：F320.1 文獻標志碼：A 文章編號：1008-2697（2020）04-0010-08

一、前言

改革開放以來，我國經濟不斷推進，城市化和人均產出均取得了長足進步。統計數據顯示，2017年我國的城市化率達到58.52%，人均GDP達到59201元人民幣，相較于1978年的數據分別增長了2.27倍和152.77倍。伴隨經濟的發展，城鄉收入比不斷擴大成為人們廣泛關注的問題。統計數據顯示，2009年我國城鄉居民收入比達到歷史頂點3.12∶1，對比1986年的2.1∶1增幅48.6%。2016年和2017年我國的城鄉收入差距分別為2.72和2.71。較大的城鄉收入差距問題不僅嚴重約束我國經濟結構的優化以及增長動力的轉變，在經濟增長過程中忽視收入不平等容易導致社會動蕩[1]。

李克強總理于2013年第十二屆全國人民代表大會上曾提到，“城鎮化是解決城鄉差距的根本途徑，也是最大的內需所在”。然而，關于城市化對城鄉居民收入差距的影響，研究結論不盡相同。程開明、李金昌，阮楊、陸銘等從資本流動的角度出發，認為城市化的推進會使投資更多的投向城市區域建設，同時城鄉分割的體制將進一步增強城市對農村的經濟虹吸效應并由此加大城鄉居民間的收入差距[2-3]。郭劍熊等則認為城市化帶來的城鄉間勞動力流動會增大城市勞動供給，從而降低城市勞動力的薪資水平，同時農村的剩余勞動力的相應減少又提高了農村的勞動生產率并間接提高了其收入，使得要素報酬均等化，一定程度上有效的縮小了城鄉間收入差距[4]。周云波，李子葉、韓先鋒，陳斌開、林毅夫 等認為城市化對城鄉居民收入存在一種先擴大后減小的影響趨勢，即城市化初期鄉村中具有資本或技術等比較優勢的群體進入城市使得城鄉差距擴大，而到城市化中后期時，要素報酬的均等化會使得城鄉收入差距開始減小的走向[5-6]。鄭萬吉、葉阿忠從產業結構的角度剖析，認為較大的城鄉收入差距固然在短期內可以促進經濟增長，但于長期來看將對產業結構升級產生抑制作用，從而對地區經濟增長造成負面影響[7]。

針對城鄉收入差距和經濟增長的相互作用關系問題，Fishman&Simhon認為收入差距的擴大將縮緊窮人的信貸約束，并進一步抑制其投資機會，因此較大的收入差距難以促進經濟增長[8]。Galor&Moav認為人力資本僅在一國人均產出較高時可以明顯得促進經濟增長，而不理想的收入差距將制約低收入者們人力資本的投入，由此收入差距愈小，經濟增長愈容易取得進步[9]。

既有文獻大多關注城鄉收入差距和城市化率的關系或者經濟增長對城鄉收入差距的影響，鮮有關注城市化、城鄉收入差距和經濟增長三者的動態影響問題。本文基于我國1978至2017年的時間序列數據，將城市化、城鄉收入差距和經濟增長三者關系聯合起來，通過構建向量自回歸模型（VAR）得出三者間的函數關系，對三者內部的動態影響關系進行探究。

二、城市化與城鄉收入差距的理論分析

不同學科對城市化的概念界定不盡相同。本文所述的城市化是一種可以用城市化率來表示的相對狹義的城市化，主要指農村地區居民向城鎮地區轉移的過程。城市化生而為一種非均衡進程，農村人口在城鄉差距存在的背景下，通過衡量搬遷成本和預期收入的取舍做出遷移與否的選擇，而若農村地區收入與搬遷成本之和大于或等于城市地區收入，則城市化將缺乏最基本的動力，同時也可以認為該生產力水平下的城市化過程已經完成，開始步入成熟期的城市化。

根據傳統發展經濟學的觀點，城鄉收入差距雖然始終存在，但會通過城市化的進步得到縮減。然而事實卻是：世界上幾乎不存在一個在快速城市化進程中城鄉收入差距不擴大的國家，只是有些國家的處理措施得當，有些國家相應的存在欠缺。針對這個問題，本文主要歸納為以下幾點原因：

首先，相對于工業化來說農業本身具備一定的脆弱性，即便有了許多先進技術的改善，其仍受到許多本身固有的特性所制約，如對自然條件的依賴程度較高，不能跳出生產周期的自然約束等，這也導致了農業無法做到像工業生產通過各種技術手段最大限度地縮短生產周期增高產量。不僅如此，從產品角度來看，農產品的需求價格彈性較低，所謂“谷賤傷農”，產量豐收時并不一定帶來農民收入的增加。因此，僅僅依靠農村地區人口的減少來縮小城鄉收入差距大概率是不現實的。

其次，城市化進程可以視作工業化的伴隨現象，而細觀我國城市化進程可以發現其本身是農村資源向城市流動的過程，這當中一方面是人力資本的流出，一方面是物質資本的流出。由于戶籍制度等門檻的存在，農村地區人力資源的向城市流出往往是具備較為優質人力資本的人口，而非傳統理論所說的“剩余勞動力”，同樣在人口城市化的過程中，其必然伴隨著物質資本等的城市轉移，轉移成本愈高，物質資本的流出愈多。

最后，在初期快速城市化的進程中，尤其在存在政府導向的城市化中往往伴隨著城市偏向的政府政策，這一定程度上將更多資源調配給了城市地區，農村地區的經濟發展甚至是被“吸血”的，城市傾向愈嚴重，其過程中導致的收入差距則愈大[10]。在本文后續的脈沖響應分析中也發現了這一點，城市化發展的前期發展幾乎不可避免的會帶動城鄉收入差距的擴大，從某種角度來看，這與工業化發展過程中“先污染后治理”的路徑有類似之處。

為了驗證我國改革開放40年來高速經濟增長中的城市化和城鄉收入差距究竟扮演了怎樣的角色，本文將進行進一步的實證檢驗。

三、研究方法和變量選取

城市化。對城市化率的測量主要有兩種方法，第一為常住人口城市化率，第二為戶籍人口城市化率。考慮到我國的城鄉分割體制，大量從農村進城務工的人員難以獲得城市戶口，而城市的工業經濟發展與勞動密集型產業存在較強的依存關系，故本文采取常住人口城市化率作為城市化水平的衡量指標。具體計算方式為：若用URBit表示第i個城市t期的城市化水平，則URBit=i城市t期的常住人口/i城市t期的總人口。

城鄉收入差距。現有文獻中收入差距的相關描述指標包括基尼系數、泰爾指數、庫茲涅茨比率和結構相對數等。考慮到各指標的優缺點，本文采取結構相對數作為對城鄉收入差距的描述，以GAP為變量名稱，根據已有文獻的結構相對數做少許變動，則城鄉居民收入差距的相對數計算公式為：

其中Yu表示城鎮居民人均可支配收入，Yr代表農村居民人均純收入，GAP值越大表示收入差距越大。

經濟增長。根據已有的實證研究，國內生產總值或人均國內生產總值是目前學者們廣泛采取的兩種衡量指標，但總值的數據難以體現我國國民個體的經濟狀況，采取人均數據可以更好的體現經濟發展的均衡程度及經濟增長中人口的影響程度。因此，本文選用人均國內生產總值作為經濟增長的衡量指標，以GDP記為變量名稱。

以上變量（URB、GAP、GDP）的原始數據來源于國家統計局的年度數據。為了一定程度上減少隨機誤差項的異方差性對模型回歸的影響，本文針對選取的數據進行對數化處理，處理后的城市化、城鄉收入差距和經濟增長分別記為LNURB、LNGAP和LNGDP。本文實證分析借助于Eviews10.0軟件。

四、實證分析

（一）平穩性檢驗

采取ADF檢驗法對三變量進行單位根檢驗，結果如表1所示。表1中，LNURB、LNGAP和LNPGDP在5%的顯著性水平下顯示均非平穩，接著對三者進行一階差分處理，處理后ADF檢驗顯示為截距項平穩，拒絕三者存在單位根的。由此可以認為在5%的顯著水平下，DLNURB、DLNGAP、DLNGDP為一階單整，記作I（1）。

（二）向量自回歸模型構建

依據表2的信息準則檢驗可結果可選取模型的滯后值為4并建立VAR（4）。接著依據生成的AR根判斷其穩定性：若模型所有根的模的倒數均小于1，即位于單位圓內，則可判定模型穩定。若建立的VAR模型不穩定，將導致后續分析失去意義。根據表3和圖1可知AR根的值符合上述判定法則，故建立的VAR（4）是穩定的。

（三）協整檢驗

根據建立模型的基本出發點，當某些經濟變量與某經濟系統相關時，這些變量間應存在長期均衡關系。短期內，這些變量可能會因為隨即干擾項的存在偏離均值。倘若這種偏離是暫時的，變量會隨時間推移逐漸回歸均衡狀態，則可判定這些變量存在協整關系;倘若這種偏離一直持續，則判定這些變量不存在協整關系。本文采取Johansen協整檢驗做進一步的協整分析。由表1可知，城市化、城鄉收入差距和經濟增長的數據均為一階單整，符合Johansen協整分析的條件。接著依據上文建立的VAR（4），得到協整檢驗結果，見表4。

根據上表可知，在5%的顯著性水平下，LNURB、LNGAP、LNGDP的特征根跡檢驗與最大特征值檢拒絕存在0個和1個協整向量的假設，接受最多2個協整向量的假設，即三者之間存在2個協整方程。因此可以判斷城市化、城鄉收入差距和經濟增長存在長期的均衡穩定關系。

（四）脈沖響應函數分析

由于協整檢驗僅可以檢驗多個變量間的長期均衡關系，而無法展現某單個經濟變量變化對其他變量沖擊的綜合反映，而脈沖響應函數可以較為直觀的體現這一變化。下圖2與圖3分別給出了LNURB和LNGAP，LNURB和LNGDP相互間的脈沖響應函數圖。圖中橫軸表示因變量受到一個單位標準差沖擊后的響應期數，縱軸表示因變量受到沖擊后的響應大小，實線為生成的脈沖響應函數，虛線為正負兩倍標準差偏離帶。

圖2表示城市化對城鄉收入差距的脈沖響應曲線圖。從圖中可以看出，在給定城市化一個單位標準差的沖擊后，城鄉收入差距立即呈現正響應，在第3期達到一個高峰，隨后影響效應開始下降，直到第7期轉為負響應并趨于平穩，即隨著城市化的不斷發展，城鄉收入差距呈先擴大后縮小的趨勢。從圖3中可以看到，在本期給定城鄉收入差距一個標準差的沖擊后，其對城市化的前5期影響效應是負向的，尤其第4期時這種負的影響達到最大，此后不斷削弱直到第6期時轉為正響應且影響程度呈現不斷加強的趨勢。

在城市化水平較低的發展階段時，得益于資源、政策等的優勢，城市地區經濟發展較快，其居民收入水平得到顯著提高;而農村地區依賴的傳統農業很難獲得突破式增長，其發展則相對緩慢，城鄉收入差距天生是存在的。隨著城市化的不斷推進，城市區域的工業和服務業部門不斷壯大發展，由此引致對勞動力的需求增加，大批農村剩余勞動力開始涌入城市地區人力市場，農村人均生產力由于分母（即農村總人口）的減少得到了提高，進一步地農村居民的人均收入也得到了提高。與此同時，城市地區的人口流入會導致城市人均生產力由于分母（即城市總人口）的增加而減弱，進一步地城市居民的人均收入也將一定程度上減少，城鄉收入差距因此得到緩解。但實際的事實情況往往并非如此，相反，世界上幾乎不存在一個在快速城市化進程中城鄉收入差距不擴大的國家，只是有些國家的處理措施得當，有些國家相應的存在欠缺。總的來說，城市化在初期會拉大城鄉收入差距，但隨著農村與城市的資源配置不斷優化，要素報酬等不斷趨同，城鄉收入差距會得到一定程度的緩解。

圖4表示城市化對經濟增長的脈沖響應曲線圖。從圖中可以看出，在給定城市化一個單位標準差的沖擊后，經濟增長立即呈現一個正響應，接著在第2期達到一個小高峰，隨后趨于平穩且一直存在較強的正響應，即隨著城市化率的不斷提高，經濟表現出良好的增長趨勢。接著觀察圖5可以發現，在給定經濟增長一個標準差的沖擊后，經濟增長對城市化同樣存在正向的脈沖響應，這種響應在第一期表現為0，隨后緩慢波動上升，在第7期達到一個高峰，隨后開始減弱。總的來說，城市化和經濟增長相互影響，城市化可以推動經濟增長，經濟增長反過來也會促進城市化進步。

當城市化水平發展到較高層次時，城市的種種特性逐漸被放大并作用于周邊鄉村經濟發展，如溢出的資本、信息、技術、人才等資源在高度城市化的作用下逐步形成推動力，通過輻射帶動效應來緩解城鄉收入差距，形成城鄉互補而非單方面“吸血”的局面。[11]縱然短期分析中，城鄉收入差距的擴大在快速城市化的背景下在所難免，大量涌入的農村勞動力甚至會對城市的就業市場、醫療系統、教育體系等方面帶來一定負擔，但仍可通過不同的行政或市場手段進行彌補與補救。而一旦越過城市化的拐點，農民的非農方面收入不斷增加，城市各產業迅猛發展，對農產品及高品質有機食品的需求增加，農產品市場將被進一步注入活力，農村的經濟增長得到顯著提高，城鄉間的收入差距有較強的縮減趨勢。這一點在本文的實證分析中同樣得到了論證，城市化發展的推進于長期來看并非總是擴大城鄉收入差距，相反，其將通過種種路徑“回饋”鄉村區域的經濟發展，進而在脈沖響應圖中的中后期顯示出對城鄉收入差距的縮小效應。

圖6表示城鄉收入差距對經濟增長的脈沖響應曲線圖。從圖中可以看到，在給定經濟增長一個標準差的沖擊后，經過了第一期的負響應后立即轉為正響應，且響應效果不斷增大，于第7期達到一個高峰并接著開始減弱。圖7表示經濟增長對城鄉收入差距的脈沖響應曲線圖，觀察可發現，在第一期之后，城鄉收入差距立馬呈現一個正響應并于第2期達到頂峰，隨即不斷削弱并于第5期降至無響應，第6期后響應逐漸平緩。分析結果，可以說這在一定程度上是有悖于我們的常理的：城鄉收入差距的擴大會促進經濟增長，經濟增長也會反過來促進城鄉收入差距的擴大。仔細剖析，其中的“奧妙”在于我國仍處于發展中國家階段，我國的城市化尚未成熟，鄉村地區的基礎設施匱乏，難以承擔經濟活力較強的產業轉移。由于城市無論從“硬件”、“軟件”方面條件均遠勝于鄉村區域，故資源自然而然的向城市流入并取得豐碩的經濟增長，同時也使得兩地的收入差距不斷擴大。

（五）格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果關系檢驗是一種衡量時間序列間相互影響關系的方法，其本質為檢驗兩變量的聯合預測誤差是否小于其中單個變量的預測誤差。在建立的VAR（4）中對LNURB與LNGAP、LNURB與LNGDP以及LNGAP與LNGDP進行格蘭杰因果檢驗，得到結果如表5所示：在5%的顯著水平下，當滯后階數為3時，不拒絕LNGDP是LNURB的Granger原因，同時不拒絕LNURB是LNGDP和LNGAP的Granger原因，滯后階數為2時，不拒絕LNGAP是LNGDP的Granger原因，這表明城市化與經濟增長互為格蘭杰原因，同時城市化與經濟增長是城鄉收入差距的格蘭杰原因。該檢驗結果也與上文脈沖響應分析的結論基本一致。

在建國初期為配合工業化的推進，政府出臺了一系列如城鄉遷移制度、福利分配制度等手段來人為的控制城市化的進程，使其最大限度地為當期的工業化服務[12]。這期間，城鄉地區的二元經濟相對獨立，收入差距也較為明顯。根據統計年鑒數據的測算，1978年我國城鄉地區收入比達到2.57，這一數據相對于2017年的2.71也僅僅少了約5%。改革開放后，市場的作用不斷凸顯，且隨著政策的逐步松綁如在1996年在取消了常住人口登記表中的“農業”與“非農業”兩種類型戶口，我國的城市化的進程不斷加快，至1993年雙軌制經濟結束，計劃經濟正式退出舞臺，市場化的程度進一步提高，農村的勞動力大量轉移到城市[13]。從相對量來看，1996到2017年我國的城市化率以年均3.16%的速度增長，從絕對量來看，這期間年均城市化增長率達到1.34%。而此時我國的城鄉收入差距幾乎同步開始走高，直至2009年達到3.12的峰值并開始回落。

五、研究結論與政策建議

隨著我國經濟的騰飛和城市的快速擴張，城鄉間的收入分配問題值得關注。厘清城市化、城鄉收入差距和經濟增長三者的相互關系不僅可以為緩解收入差距矛盾提供理論依據，也能為深化經濟社會改革提供有用的政策建議。通過實證研究，本文主要得出以下結論：

第一，我國城市化和城鄉收入差距之間具有長期穩定的均衡關系，城市化水平的提高對城鄉收入差距的影響隨時間推移由正向影響轉為負向影響。改革開放初期，隨著資本、勞動、技術等要素向城市地區集聚，農村地區人口收入的增長受到較大的負面影響，但隨著城市地區勞動力供給的增加，技術、資本等要素同時的不斷飽和并逐漸溢出，城鄉兩地要素報酬逐步均等化，收入差距得到一定程度的緩解。

第二，我國城市化和經濟增長之間具有長期穩定的均衡關系，城市化和經濟增長相互存在正向影響且互為格蘭杰原因。一方面城市化水平的提高可以通過城市的種種效應降低社會生產成本，促進經濟增長的持續進步，另一方面經濟增長亦可以促進城市化進程的持續推進。回顧過往的幾十年，我們可以看到隨著我國城市化建設步伐的不斷邁進，經濟集聚的優勢逐步顯露，國民經濟活力得到極大的激勵，良好態勢的經濟又反哺了城市的投資建設，有利于城市的進一步擴張。

第三，我國目前的城鄉收入差距的擴大會促進經濟增長，經濟增長也會促進城鄉收入差距的擴大。我國的城鄉二元結構阻礙的資源的跨地區流動，資本更傾向于投向回報率較高的城市地區以獲得最大化的利益，經濟的不斷增長也更加加重了這一方面的影響。

根據以上分析，本文主要提出以下幾點建議：首先，在推進城市化的過程中，應堅持城鄉的統籌發展，促成城鄉發展利益共享的格局構建。通過統籌發展的布局規劃引導非農產業相關的投資逐步向鄉鎮和農村區域轉移延申，使得工業產業在城鄉兩地盡可能地平衡發展，并以此逐漸消除城鄉兩地收入差距的物質基礎，推進差距的逐步收斂。其次，不斷提高我國各區域尤其是內陸城鄉地區的對外開放程度，并結合時下“一帶一路”的政策積極鼓勵各省市城鄉的融入。一方面促進農產品加工業等我國具有比較優勢的產業走出去，拓寬產品銷售渠道以刺激國內生產，同時引進了國外的優秀技術不斷優化提高我國的農業全要素生產率;另一方面完善相關的法律制度建設，營造良好的營商環境，承接與自身優勢吻合的產業轉移，提高農民收入水平。最后，繼續優化完善我國城鄉統籌的教育、醫療和養老等社會保障制度。在經濟進步的同時不能忽視低收入者，在農村地區建立農村最低生活保障制度，在城市地區提高失業救濟基準和最低工資標準，將農村戶籍人口逐步納入社保體系，通過福利制度等方式保障收入分配的公平性。

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（責任編輯：李韻婷）