农村劳动力流动与城乡收入差距分析

李 强

（1.安徽科技学院 经济管理学院，安徽 蚌埠233100；2.南京大学 经济学院，南京210093）

0 引言

我国经过了30年的改革开放和经济的快速发展，2010年我国的人均收入已达到2379美元。但是在经济和人均收入高速增长的背后是收入差距的不断扩大，特别是城乡收入差距的持续扩大。城乡收入差距阻碍经济的长期增长，不利于农村经济的发展和农民收入水平的提高，因此，本文基于我国的总体经济环境，通过梳理现存的文献，对面板协整模型及其估计和检验方法的进行改进与扩展，揭示我国农村劳动力流动对城乡收入差距的长期影响及其短期动态调整效应。

1 面板协整模型设定

1.1 变量选择

（1）城乡收入差距变量

在现有的研究中，对于城乡收入差距的度量主要有三种方法：一是用城镇人均可支配收入与农村人均纯收入的比值，这种方法没有包含城乡人口所占的比重，因而不能准确度量我国的城乡收入差距；二是基尼系数，这种方法度量的是总的收入差距，因此不能准确反映城乡收入差距；三是泰尔指数，这种方法直接度量城乡收入差距，而且泰尔指数对高收入和低收入阶层的变动比较敏感。所以，本文选择泰尔指数作为度量我国城乡收入差距的变量。用符号THit表示，i表示横截面单元，t表示时期，计算公式为：

其中，j=1，2分别表示城镇和农村地区，Zij表示i地区城镇或农村人口数量，zi表示i地区的总人口，pij表示i地区城镇或农村的总收入，pi表示i地区的总收入。

（2）解释变量

有上述的理论文献启示我们，基于计量模型研究我国的劳动力流动对城乡收入差距的效应，应以我国的经济环境为基础，因此本文以lait表示第i个横截面单元t时期的劳动力流动。由于数据的可得性，在本文中劳动力流动变量等于农村就业总人口减去本地就业总人口然后除以农村总人口。llait表示取自然对数后的农村劳动力流动变量，其斜率系数反映劳动力流动的相对变化而导致城乡收入差距的变化。

定义THit·llait作为解释变量之一，表示城乡收入差距不同的地区农村劳动力流动是否对城乡收入差距可能具有不同效应。

基于农村劳动力流动对于我国城乡收入差距影响具有的阶段性结构特征，本文设置一个虚拟变量Dt，若t≤2000，Dt=0；否则Dt=1。结合虚拟变量设置两外两个交互变量作为解释变量为llait·Dt和THit·llait·Dt，分别表示农村劳动力流动对城乡收入差距的阶段性特征和不同的劳动力流动水平对城乡收入差距可能产生不同的效应。

1.2 数据选取

本文样本期间选择为1990～2009年，横截面是我国大陆31个省、市、自治区，把重庆市的数据合并到四川省，由于西藏自治区数据较少而没有考虑，因此本文样本中总的横截面单元为29个。人口数据来自《新中国五十年统计资料汇编》和各年的《中国人口统计年鉴》，由于农村人口和城镇人口数据不全面，因此在本文中农业人口代替农村人口，非农业人口代替城镇人口，其他数据来自《中国统计年鉴》。

1.3 模型设定

本文以我国各省份为横截面单位，将相应变量的时间序列数据进行组合而形成面板数据，结合本文自变量和因变量的选择，我国农村劳动力流动与城乡收入差距的面板协整模型设定为:

在模型（1）中，如果所有变量都服从面板单位根过程，而且εt～I（0），则模型（1）为面板协整模型。根据格兰杰表述定理，模型（1）的面板误差校正模型（PVECM）为：

模型（2）和（3）中的ecmi，t-1为模型（1）的面板协整残差，Фi为误差调节系数，表示农村劳动力流动与城乡收入差距的长期稳定（面板协整）对城乡收入差距的短期变化所产生的调节效应。如果Ф1i为负，则长期稳定对城乡收入差距的短期变化具有抑制作用。从计量的角度看，Ф1i为负则模型（1）为面板协整关系。Ф2i为正表明面板协整的存在对于农村劳动力流动的变化具有促进作用。

2 模型的检验与估计

根据前面的分析我们可以看到，如果模型（1）能够成为我国农村劳动力流动和城乡收入差距的面板协整模型，模型（1）中的变量必须均为面板单位根，并且εt～I（0）。因此，在本部分中首先检验数据是否由面板单位根过程生成，然后估计模型（1），最后基于估计的残差检验面板协整。

2.1 面板单位根检验

关于面板单位根的检验通常有3个常见的检验：LLC，IPS和Hadri，LLC是同质单位根检验，IPS和Hadri是异质单位根检验，一般来说很难认为面板时间序列是同质的，为得到具有稳健性的结论，本文应用Hadri（2000）的异质面板单位根检验。由于Hadri的检验结果正好和LLC的相互验证，因此，为保证结论的准确性，本文同时应用LLC的面板单位根检验对上述变量进行检验。Hadri的检验过程如下，假设数据按下面的等式生成:

基于回归方程（4）的残差构建统计量：

其中，Si（t）为回归方程（4）残差项的累计和，即为零频率残差谱估计量fi0的平均值，即根据Hadri结论，如果原假设成立，可以将LM统计量转化为：

运用（5）式对本文中的29个地区的llait、THit、THit·llait三个变量做面板单位根检验，采用Hadri和LLC两种方法，结果如表1所示。

表1 变量的单位根检验

从表1的结果可知，检验的所有解释变量均为I（1），变量对应的一阶差分均为I（0），所以，通过检验进一步论证了本文中的模型（1）能够成为我国农村劳动力流动和城乡收入差距的面板协整模型。

2.2 面板协整检验与协整向量的估计

我国不同地区的劳动力流动水平和城乡收入差距存在显著差异，因而劳动力流动水平对于城乡收入差距的影响具有地区差异，这就使得本文中的模型（1）为横截面异质模型。另外，模型（1）中的交互作用项含有被解释变量而具有内生性。为了得到准确的估计结果必须校正这种内生性，因此本文采用完全修正的最小二乘法（FMOLS）作为估计方法，并产生具有一致性的参数估计。

2.2.1 面板协整向量估计量

为了表述方便将模型（1）的解释变量用向量的形式表示为：

在上面的表述和假定下，βi的完全修正的最小二乘法（FMOLS）估计量为：是实值函数，依赖于宽度参数M，本文中M=5。基于和，得到FMOLS的估计残差

2.2.2 面板协整检验统计量

在面板协整向量的估计量得到的FMOLS的估计残差ε^iti的基础上，Pedroni（2004）讨论了7个面板协整检验的协整统计量，并证明这些统计量的极限分布均为正态分布，且不含未知参数，但其中比较有用的是Zv和Zg统计量。Pedroni首先定义：

记A22i，A21i分别为Ai的第2行，第2列和第2行，第1列元素。则Zv和Zg统计量分别为：

在上述统计量中μ和σ2分别为对应统计量的均值和方差，且ki宽度参数M，本文中M=5。

2.2.3 面板协整检验

从Zv和Zg统计量的表达式可以看出，应用Zv和Zg进行面板协整检验必须计算它们各自的均质和方差。但由于以上均值和方差收敛于随机泛函数，因此我们无法通过普通的协整检验来进行本文的面板协整检验，必须通过大量的蒙特卡洛仿真实验来计算它们的精确值以实现面板协整检验。因此，笔者参考Suzanne McCoskey（1998）的一篇面板协整检验的文章和该文仿真用到的GAUSS程序，通过改变参数后应用于本文的仿真实验（具体程序如需要可索取）。得到的Zv和Zg统计量的样本均值和标准差如表2所示。

表2 面板协整检验统计量估计结果

从仿真结果可以看到，Zv=35.76其均值和标准差的仿真结果分别为-21.37和26.12。标准化后的Zv的统计值为2.73，可在5%的显著性水平下拒绝不存在面板协整的原假设，而认为存在协整。同理对于Zg统计量也可在5%的显著性水平下拒绝不存在协整关系的原假设。因此，可以得出结论为ε^iti～ I（0），FMOLS估计的模型（1）为面板协整关系。这一结论还说明，ε^iti～ I（0）意味着模型（1）中的解释变量的变化有效地解释了被解释变量的变化，模型（1）是的适合本文的模型。

2.2.4 面板协整向量的估计

在仿真GAUSS程序中用到了FMOLS估计，产生的估计结果即为面板协整向量的FMOLS估计结果，具体结果见表3。从表3中的FMOLS估计结果我们可以得到如下结论：

（1）各省份的β1i都是小于0的，并且在5%的显著性水平下都是显著的。各省份的β3i都大于0并且在5%的显著性水平下都是显著的。而且重要的是β1i和β3i各省份之间具有很大的差异性。这一结果说明我国各省份的农村劳动力流动与城乡收入差距之间存在长期的稳定关系，农村劳动力流动增加能够缩小城乡收入差距，但是这个效应在不同的省份之间大小不同。中西部地区的农村劳动力流动对于城乡收入差距的效应要大于东部地区农村劳动力流动对于城乡收入差距的效应。

（2）β3i的数值相对与β1i的绝对值来说较小，表明农村劳动力流动对城乡收入差距的效应部分的取决于地区城乡收入差距自身的水平，只是影响力度有限。但是，一个地区的城乡收入差距增大到一定程度后，在交互项的作用下，农村劳动力流动对城乡收入差距的效应就会发生相反的变化，农村劳动力流动增加反而会增加城乡收入差距。这一实证结果在以前的文献研究中并没有被学者注意到。

表3 模型的FMOLS估计结果

（3）β2i和β4i反映不同经济发展阶段，农村劳动力流动对城乡收入差距不同的效应。安徽、河南、湖北、四川、山西、吉林、广西和云南等的β2i和β4i显著不为零，表明这些地区的农村劳动力流动对城乡收入差距具有显著的阶段性特征。

以上对面板协整的实证分析具体说明了我国农村劳动力流动对缩小城乡收入差距产生促进效应，这个效应在不同的省份之间大小不同，而且在某些省份体现出了阶段性的特点，这是本文的主要结论。这一结论我国大部分学者的理论分析相一致，也比较准确地刻画了我国农村劳动力流动和城乡收入差距之间的关系。基于这一结论，从长期看，我国应鼓励农村劳动力的合理流动，取消限制农村劳动力流动的不合理政策，这是本文的长期政策建议。另一方面，近两年我国加大了对农村人口的人力资本投资，提高农村劳动力收益，增加农村劳动力的福利保障，免费培训农村劳动力的工作技能以及免除农业税等政策。因此本文的结论不仅为上述政策提供了计量证据，同时也表明我国目前所实现的上述政策体现了科学发展观的要求，体现了科学性和适时性。

表4 面板误差纠正模型（PVECM）的估计结果

2.3 面板误差纠正模型（PVECM）的实证分析

面板协整模型的估计和检验结果证实了我国农村劳动力流动对城乡收入差距的效应具有显著的阶段性特征，从格兰杰的协整表述定理可知，这种长期稳定对于农村劳动力流动对城乡收入差距的短期变化应该具有显著的调节效应，本文的面板误差校正模型（2）和（3）的估计结果将揭示农村劳动力流动对城乡收入差距的短期动态调节效应，这种调节效应由估计的Φ1i和Φ2i所刻画，具体估计过程有上文的仿真GAUSS程序完成，结果见表4。

（1）Φ1i＜0进一步表明了估计的模型（1）为面板协整模型。面板误差纠正模型（PVECM）的估计结果显示，伴随着我国农村劳动力流动与城乡收入差距的长期稳定（协整）关系，从短期来看对缩小城乡收入差距产生抑制效应。这一结果揭示的经济意义为：现阶段我国应以更积极的政策促进农村劳动力的长期合理流动，以弱化这种短期抑制效应。从地区层面上看，安徽、河南、四川等中西部省份的抑制效应具有统计显著性，这意味着这些地区农村劳动力流动对缩小城乡收入差距的作用更为重要，因此应注重将促进农村劳动力的长期流动和缩小城乡收入差距的短期政策相结合，以缩小城乡收入差距并弱化抑制效应。城乡收入差距相对较小的地区如北京、上海等，这种抑制作用不显著，这意味着这类地区经济增长主要源于非农经济的发展。

从本文的模型和估计结果还可以看到我国不同省份具有不同的短期调节效应特征，经济较发达和城乡收入差距较小的省份（如北京、上海等），调节效应不显著；而经济相对不发达和城乡收入差距较大的省份（如安徽、河南、四川等），其抑制效应显著，这一结果更加证明了本文模型和估计结果的合理性。

（2）Φ2i＞0表明我国农村劳动力流动与城乡收入差距的长期稳定（协整）关系对促进农村劳动力流动具有短期的刺激效应，由此可以解释近几年我国农村劳动力流动数量不断扩大的趋势。从地区层面上看，安徽、河南、四川等省份Φ2i具有统计显著性，这意味着这些地区的上述刺激效应更明显。

3 结论

本文针对我国的经济背景而设定我国农村劳动力流动与城乡收入差距的面板协整模型，并应用FMOLS和GAUSS仿真程序实现面板协整模型的估计与检验，由此所产生的结果显示了我国城乡收入差距与经济增长的长期关系，并进一步估计和分析了误差校正模型。由此产生的主要结论相互印证，互为补充。本文得到结论为:

（1）我国农村劳动力流动与城乡收入差距之间己经形成异质（各省不同）长期稳定（面板协整）关系，特别是这种长期稳定关系由于各省份之间不同的城乡收入差距水平和经济发展的不同阶段具有不同的特征。基于本文的结论，我国近两年所实行的提高农村劳动力流动的政策，具有科学性、适时性和长期性，体现了科学发展观的内在要求。

（2）由面板协整所表现出的面板误差校正模型的估计结果可知，我国农村劳动力流动与城乡收入差距的长期稳定关系对短期缩小城乡收入差距具有抑制作用，对短期农村劳动力流动的扩大具有刺激效应。因此，为落实科学发展观的要求，我国应注重将缩小城乡收入差距的长期和短期的政策相结合，长期内应以提高农村人力资本为重点，短期内应着力提高农民收入，以此抑制和缩小城乡收入差距，以实现经济的可持续发展。

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