资源要素流动配置与城乡一体化发展——基于我国省际面板数据的实证分析

张传勇

(华东师范大学商学院,上海 200241)

一、引言与文献回顾

改革开放以来,随着我国经济的快速发展,农村居民收入水平有明显提高,城乡关系局部得到改善,但城乡分割的二元经济结构并没有从根本上得到解决。近年来,政府和学界都指出,推进城乡一体化发展是突破城乡二元结构、实现国民经济持续快速健康发展和经济社会协调发展的根本路径。城乡一体化发展必然带来土地、资金、劳动力等生产要素在城乡之间加速流动,但当前我国城乡资源要素配置存在的诸多矛盾和问题,却抑制了城乡一体化的发展。城乡资源要素的合理流动和优化配置,是统筹城乡发展的重要任务,也是实现城乡一体化发展的基础。城乡之间资源占有、流动和组合的状况,直接决定着城乡一体化发展的进程与效果[1]。

国外较早涉及城乡资源要素配置与城乡一体化研究的是库兹涅茨 (1955),他在继承刘易斯农业部门和非农业部门二元结构假设前提下,提出了反映经济增长与收入差距的库茨涅茨曲线(Kuznets Curve,也称倒U曲线),并将此运用于分析城乡发展差异与经济增长率之间的关系,认为城乡资源配置从隔离不均到流通均衡是出现倒U曲线的原因[2]。之后,哈里斯和托达罗 (1970)提出了反映农村劳动力向城市迁移决策和就业概率的劳动力流动行为模型 (即著名的城乡劳动力迁徙模型),探讨了人力资本流动与城乡差距的关联性[3]。Fan和Stark(2008)通过建构城乡一体化、人均收入和集聚经济的一般均衡模型,证实发展中国家劳动力无限制地从农村向城市迁移降低了农村和城镇居民的平均收入[4]。近年来,国内一些学者也针对要素资源配置与城乡一体化做了大量研究。杨晓娜、曾菊新 (2004)指出,城乡要素已由城市流向乡村或由乡村流向城市的单向流动发展成为城乡之间各种要素网络化的双向互动,对区域城市化的发展发挥着极其重要的作用[5]。张泓(2007)、赵彩云 (2008)等学者指出,只有健全市场配置城乡要素的机制,促进城乡之间的要素合理流动和优化配置,才可能实现城乡一体化目标[6][7]。在研究单一要素流动配置对城乡经济发展的影响方面较具代表性的学者有:章奇等 (2004)发现金融发展 (以信贷规模在GDP中比重为指标)是导致城乡差距扩大的一个显著因素[8];李文政 (2006)、张爱婷 (2009)认为在城乡一体化进程中,人力资源的配置是建构城乡经济社会发展一体化新格局的关键问题之一,劳动力边际生产力的明显改善是我国经济增长的一个重要源泉[9][10];黎翠梅 (2009)指出,东部和中部地区的农村金融发展影响农村经济的增长,而在西部地区并非如此[11]。

二、理论探讨

为了分析资源要素流动配置与城乡一体化发展的关系,本文假定一个由城市 (u)和农村 (r)组成的小型开放经济体:有效劳动与充足资本是仅有的两种生产要素,且要素市场完全竞争。城市劳动生产率较高且劳动力稀缺,农村劳动生产率较低且劳动力过剩;城市资本虽比农村丰富,但并不多余,农村资本依然紧缺。假定某一地区s(s=u,r),城市和农村之间各产品的生产技术、厂商支付的劳动工资率、产品的边际流量资本成本、单位产品的劳动投入量 (劳动生产率,as)以及流量资本投入量 (资本产出率Cs)均相同。s地区总体生产函数满足柯布-道格拉斯函数Qs=As(Ls)α(Ks)β,其中As代表技术水平,α、β为既定参数。假设ki、Kf分别为城乡固有内部资本和外部投入资本,L为劳动力数量,城市和农村的劳动力净流量、内部资本净流量为Lur、Kur,Lu、Lr为城市和农村原有的劳动力流量,为城市和农村的内资流量,分别为流向城市和农村的外资流量。该经济体在要素发生流动前、后的总产出Qur和Qur′分别为:

根据以上假设,要素总是由回报率低的地区向回报率高的地区流动,即在规模收益递增假定下,要素城乡流动会提高流入地的要素回报率,降低流出地的要素回报率,最终实现在城乡之间不存在要素回报率差异。因此,我们可以用流动劳动力的边际产出来代替流动劳动力回报率,流动资本的边际产出代替资本回报率,表达形式分别如下:

流动劳动力的边际产出 (MPLur)为:

流动内部资本的边际产出 (MPkiur)为:

其中,uiu′、uir′为内部资本发生流动后城乡的内资-产出比;yu′、yr′为城乡劳动力流动后城市和农村的劳均产出 , 且yu′=Qu′/(Lu+Lur),Yr′=Qr′/(Lr-Lur)。

流动外部资本的边际产出 (MPkfu、MPkfr)为:

其中,ufu′,ufr′分别为外部资本流入后城乡的外资-产出比。

可见,在要素能够自由流动的城乡经济体内,流动要素的流量越大,要素流动带来的经济增长也越大。在城乡要素资源配置非均匀的前提下,除外部资金流入可能对城乡一体化发展产生贡献外,城乡之间的劳动力投入量、城市和农村的资金存量、城市与农村地区的劳均产出、资本-产出比等对城乡一体化经济发展都将产生一定的影响。

三、研究模型、数据选取与实证检验

(一)检验模型的建构与说明

为了真实考察不同地区要素资源配置对城乡一体化所产生的动态效应,本文拟采用动态面板数据回归模型,即在解释变量中包含因变量的一阶滞后期,具体模型表示如下:

其中,yit为衡量城乡一体化发展的指标,是被解释变量,估计模型中将yit的滞后一期的值作为yit的一个解释变量,因而该模型具有动态特征;表示包含影响和反映城乡资金、劳动力流动配置等在内的一系列解释变量;μi为不可观测的地区 (个体)效应,用于控制地区固定效应;υt为随机时间效应;ξit为回归残差项。为了消除回归模型之外难以考量的时间效应、个体效应以及解释变量的内生性问题,本文采用Arellano和Bond(1991)提出的动态面板数据广义矩估计(Generalized Method of Moments,GMM)方法[12],通过差分和加入工具变量来控制未观测效应,同时使用前期的解释变量和滞后期的被解释变量作为工具变量克服内生性。原模型相应变为:

其中,α′=(a+1),α′、β为系数。为了降低过度拟合偏差的风险,本文采用一阶差分广义矩估计方法,即解释变量的一期滞后值和二期滞后期作为解释变量一阶差分的工具变量。同时,为了识别模型设定是否有效,我们采用Sargan检验来识别工具变量的有效性及Arellano-Bond检验来判断残差项ξi,t非自相关假设,如果各式的检验值均不能否定原假设,则说明模型设置是合理的。

(二)检验模型的确定及变量描述

目前,测量城乡一体化发展程度多用城乡统筹度来表示,城乡统筹度的高低,综合反映了城乡关系发展的程度,即城乡之间要素流转、协调程度[13]。由于人均收入和人均消费是一个具有高度综合性的指标,城乡统筹度在很大程度上又可以由城乡人均收入 (或消费)统筹度来反映,因而本文采用真实的城乡生活消费支出比来表示城乡一体化发展程度。一般来说,城市的消费支出远高于农村,所以用农村人均消费支出与城市人均消费支出的比值CEi,t来构造被解释变量。数据的变化值与城乡统筹度指标大小相一致,即当该指标较小时,对应统筹度较低,该指标较大时,对应的统筹度较高。具体计量模型表示为:

其中,下标i和t(t=1999,…,2008)分别表示第i个城市和第t年,解释变量为一系列影响或反映城乡资源要素流动配置的因素,主要包括衡量城乡劳动力流动和反映城市资金流动配置的变量,变量及其说明依次为:城乡劳动生产率之比 (lp),指农村与城市的劳均GDP之比;城乡劳动力流动性 (lm),指农村非农从业人数占农村就业总人数的比重;城乡劳动力投入之比 (li),指第一产业从业人数与第二、三产业的从业人数和之比;涉农投资比 (ri),指农村固定资产投资额占全社会固定资产投资额的比值;涉农税收比 (rt),指农村税收收入占财政总收入的比重;农村存贷比 (rdl),指农村存款与农村贷款之比,这里用农村信用社存贷款比值表示;财政支农比 (rfi),指涉农支出占全部财政支出的比重,财政支农的总额由 《中国统计年鉴》中各省财政支农三个项目的数据加总而得。此外,μi表示不可观测的个体效应,通常是由某省、市或自治区没有观测到的因素所引起的;υt表示不可观察的时间效应,通常是时间因素引起的;ξit为随机误差项。

(三)数据来源与处理

本文引入我国31个省、自治区和直辖市1999-2008年共计10年的面板数据进行检验。数据来源为2000-2009年的 《中国统计年鉴》、《中国财政统计年鉴》、《中国区域经济年鉴》、《中国金融统计年鉴》以及 《中国农村统计年鉴》等 (见表1所示)。

表1 相关变量的描述性统计

为避免出现 “伪回归”结果,需对面板数据的残差进行单位根检验,以诊断结果是否平稳。遵循IPS检验,即Im、Pesaran和Shin于1995年提出的用Z统计量表示面板数据残差的平稳性,本文采用stata11对面板数据进行Harris-Tzavalis单位根检验。结果显示,各变量的检验结果全部拒绝零假设 (见表2所示),因此该面板数据是平稳的。

表2 面板数据Harris-Tzavali单位根检验

(四)检验结果与说明

利用动态面板模型一阶差分广义矩的方法对模型 (8)式进行估计,具体结果如表3所示。在表3中,我们给出了工具变量估计量、一阶差分广义矩的一步估计量 (1-step estimation)、检验模型显著性的估计量 (Wald(joint))、工具变量过度识别的检验统计量 (Sargan test)以及一阶差分方程误差项自相关的检验统计量 (AR(1)test和AR(2)test)。采用的计量软件为Pcgive10.0。

从估计结果来看,该检验均通过Wald(joint)检验、Sargan检验和Arellano-Bond AR(2)检验,这表明模型选择的工具变量是有效的;残差项虽存在一阶序列相关,但不存在二阶序列相关,因而结论比较稳健。结果显示,农村与城市劳动生产率之比 (lp)、农村劳动力的流动性 (lm)、农村投资力度 (ri)、财政支农比 (rfi)与城乡统筹度符号一致;而农村与城市劳动力投入之比 (-li)、涉农税收比 (-rt)、农村存贷比 (-rdl)与城乡统筹度变化方向相反。同时,当年的城乡一体化发展程度受上一年城乡一体化发展程度影响较大 (弹性系数为0.3997);而在影响城乡一体化发展的因素中,农村固定资产投资力度 (ri)、农村劳动生产率提高 (lp)、财政对农业的支持 (rfi)对城乡一体化发展的作用较为明显 (弹性系数依次为0.1047、0.0833、0.0610),农村劳动力的流动性 (lm)等对城乡一体化发展影响较小 (弹性系数为0.0098)。

表3 资源要素流动配置对城乡一体化影响的GMM估计

四、主要结论与启示

本文假定一个仅含有劳动力和资本两种生产要素、要素市场充分竞争的城乡经济体,选取我国31个省、自治区和直辖市1999-2008年的面板数据,采用一阶差分广义矩的计量方法,实证分析了资源要素流动配置对城乡一体化发展的影响。研究表明,农村劳动生产率的提高、农村劳动流动性增加、对农村的投资力度加大以及财政对农业的支持提升等都将对城乡一体化发展起到促进作用,且影响程度相对较大;而农村劳动力的投入增加、农村税收加重、农村存款快于贷款增长虽对城乡一体化发展有抑制作用,但影响程度相对较小。这一结论给我们的启示如下:

首先,应建立保障农村劳动力有效外流的相应制度,并提高农村劳动力的素质和技能。一方面,由于农村劳动力流向城市后收入增加减少了城乡差距;另一方面,农村劳动力流向城市释放了农村过剩的劳动力,提高了农村劳动产出率,对促进城乡一体化发展有积极作用。而提高农村劳动力的素质和技能也能提高农村劳动产出率,亦有助于促进城乡一体化发展。

其次,政府财政对农村、农业的支持,包括对农村、农业的各种税收减免以及增加农村固定资产投资力度等政策,对促进城乡一体化发展都有着明显的促进作用。

最后,当前农村资金需求还存在不小缺口,应相应放松农村贷款的限制条件。我国农村流动资金来源还主要依赖于政府投入和财政补贴,银行信贷提供给农村的长期贷款很少。只有为农村提供健全完善的金融服务加快城乡一体化发展,才有可能从根本上消除二元经济结构。

由于本文研究中存在一个隐含的限制性条件,即未考虑城乡资源要素流动配置中可能存在的土地流转、技术进步及信息不完全等对城乡一体化发展的影响,尚未能全面分析资源要素流动配置与城乡一体化发展的效应机制,这是本文研究的不足,同时这也是后续研究的一个重要方向。

[1]姜作培.资源配置:城乡统筹发展的关键 [J].福建论坛 (人文社会科学版),2005,(2).

[2]Kuznets S.Economic Growth and Income Inequality[J].American Economic Review,1955,Vol.45,pp.1-28.

[3]Harris R.,Todaro P.Migration,Unemployment and Development:A Two-sector Analysis[J].American Economic Review,1970,Vol.60,pp.127-142.

[4]Fan C.,Stark O.Rural-to-urban Migration,Human Capital and Agglomeration[J].Journal of Economic Behavior&Organization,2008,Vol.68,pp.234-247.

[5]杨晓娜,曾菊新.城乡要素互动与区域城市化的发展[J].开发研究,2004,(1).

[6]张泓,柳秋红,肖怡然.基于要素流动的城乡一体化协调发展新思路 [J].经济体制改革,2007,(6).

[7]赵彩云.我国城乡统筹发展及其影响要素研究[D].中国农业科学院博士学位论文,2008,91-97.

[8]章奇,刘明兴,陶然.中国金触发展与城乡收人差距[C].林毅夫发展论坛工作论文,2003.

[9]李文政.城乡一体化与人力资源配置问题探究[J].安徽农业科学,2009,(5).

[10]张爱婷.中国农村劳动力流动与增长效应研究 [M].北京:经济科学出版社,2009.100-103.

[11]黎翠梅.农村金融发展对农村经济增长影响的区域差异分析 [J].湘潭大学学报 (哲学社会科学版),2009,(5).

[12]Arellano M.,Bond S.Some Tests of Specification for Panel Data:Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equations[J].Review of Economic Studies,1991,Vol.58,pp.277-297.

[13]漆莉莉.中部地区城乡融合度的综合评价与分析[J].江西财经大学学报,2007,(4).