城市化、产业结构与城乡收入差距关系探讨—以江苏省为例

2015-09-08王爱峰副教授淮阴师范学院经济管理学院淮阴师范学院数科院江苏淮安300

商业经济研究 2015年32期

■ 杨松王爱峰副教授（、淮阴师范学院经济管理学院、淮阴师范学院数科院江苏淮安 300）

■ 杨松1王爱峰2副教授（1、淮阴师范学院经济管理学院2、淮阴师范学院数科院江苏淮安 223001）

改革开放以来，江苏省的经济经过30多年的发展，各项经济指标居于全国前列，居民收入水平有较大幅度提高，然而随着经济发展，城乡之间收入差距等问题逐渐凸显。本文基于江苏省1978-2013年间的经济数据，分析了江苏省的城市化、产业结构以及城乡收入差距之间关系。通过多元线性回归和分位数回归进行实证研究，总体来看，城市化和产业结构都对城乡收入差距之间关系紧密，而且都促进了城乡收入差距拉大。研究结果表明：发展创新型农村经济、优化产业结构、统筹城乡一体化发展有利于缩小城乡收入差距。

城乡收入差距城市化产业结构

改革开放以来，江苏省的经济经过30多年的发展，各项经济指标居于全国前列，居民收入水平有较大幅度提高，然而随着经济发展，城乡之间收入差距等问题逐渐凸显。城乡居民的收入比从1978年的1.86倍增加到2013年的2.39倍。由图1可以看出，城乡居民收入差距的变化总体可以分为三个阶段：

第一个阶段从1978-1983年，随着1978年十一届三中全会我国开始实行对内改革、对外开放政策。农村改革开始，释放了农村活力。城乡收入差距不断缩小，在1983年到达最低点。第二阶段从1983-1995年，十二届三中全会后，加快了以城市为重点的经济体制改革步伐，以及全民所有制企业改革启动，城乡收入差距不断拉大，直到1993年发布11号文件《关于当前农业和农村经济发展的若干政策措施》，1994年6月国务院适当提高国家订购粮食收购价格等，城乡收入差距才不断缩小。第三阶段从1995-2013年，1995年十四届五中全会提出了“两个根本转变”，确立了社会主义市场经济地位，促进了第二产业的发展。之后，城乡收入差距又开始一直拉大，2010年达到最高点相差2.57倍，然后随着国家实行农业补贴政策，城乡收入差距才开始略微降低。

因此，研究城乡差距与城市化以及第二产业之间关系，对缩小城乡差距，减少贫困人口，缓解社会矛盾有重要意义。

文献综述

关于城市化对城乡收入差距的影响，国内的研究成果很多。主要存在以下几种观点：

第一种观点是城市化扩大城乡收入差距。如余菊等（2014）认为城市化会扩大城乡收入差距，可以建立城市反哺农村机制来缩小城乡收入差距。李宪印（2011）利用VAR模型分析认为我国城乡收入差距扩大可以促进城市化的进程，而城市化进程反过来对城乡收入差距扩大具有长期影响。

第二种观点是城市化缩小城乡收入差距。如曹裕等（2010）利用我国省际面板数据分析认为城镇化缩小城乡收入差距，城乡收入差距不利于经济增长。武小龙、刘祖云（2014）利用我国省际面板数据模型分析了我国城乡收入差距，认为城镇化建设、农业产业发展和第三产业发展有助于总体上缩小城乡收入差距。毛其淋（2011）利用我国省际面板数据认为城市化水平是缩小我国城乡收入差距的重要因素。

第三种观点是城市化对城乡收入差距的作用不确定。如郭军华（2009）利用我国的东、中、西部的面板数据分析认为城市化对城乡收入差距的作用并不是简单的促进或抑制，其效应取决于城乡收入差距本身水平。周云波（2009）认为城市化是导致倒U型现象的主要原因。

关于产业结构与城乡收入差距的关系研究。这方面的研究成果总数不多，在中国知网检索产业结构与城乡收入差距的文献仅仅只有5篇文章。主要有：第一种观点是产业结构变动对城乡收入差距的影响是有时扩大，有时缩小。如王亚飞等（2014）利用湖北省数据，通过协整研究，认为产业结构变动对城乡收入差距具有先扩大后逐步减小的特征。史云鹏等（2012）研究发现第二产业和城乡差距之间符合库兹涅茨假说。第二种观点认为二产或三产比重增加会缩小城乡收入差距。如李小玉、郭文利（2011）用东部地区数据研究认为产业结构优化和城乡收入差距关系密切，非农产业在经济中份额增加会缩小城乡收入差距。卢冲等（2014）发现三次产业结构对城乡收入差距的缩小有正向作用。

表2 变量URBAN、PS1、PS2、PS3间的相关系数

表1 OLS模型检验结果

综上所述，专家学者们已经得出了一些有价值的结论，但还是有些问题有必要进一步研究。一方面，基于一个省份对城镇化、产业结构与城乡收入差距的研究还不足，已有的研究大多是基于全国整体进行的。对江苏省的产业结构和城乡收入差距研究目前还是凤毛麟角。另一方面，中国区域经济发展不平衡，而江苏省地处长三角，是一个经济大省，对其它一些省份具有一定的示范性。为了弥补不足，本文通过建立模型，分析城镇化、产业结构对城乡收入差距的影响。并在此基础上提出一些建议和对策。

以江苏省为例进行实证分析

基于江苏省改革开放以来30多年的数据，本文通过计量分析的方法对城乡收入差距、城镇化和产业结构变动之间的互动关系进行研究。

（一）指标选择及数据来源

城市化水平（URBAN）。城市化就是指人口由农村向城市集聚，城市规模不断扩大，人口不断增加的过程。城市化水平是衡量城市化发展程度的重要指标。本文采用大多数研究文献采用的指标，即城镇人口占总人口比重。

产业结构比重（PS）。使用三个产业的比重来衡量，PS1、PS2、PS3分别表示第一产业、第二产业和第三产业的比重。

城乡收入差距（GAP）。在衡量城乡收入差距时研究者使用的方法众多，主要有变异系数、泰尔指数、基尼系数等。本文使用城镇居民平均收入比上农村居民平均收入。

文中数据来自1978-2014年的《江苏省统计年鉴》，通过对数据进行整理、计算得到城镇化水平、产业结构比重和城乡收入差距。

（二）多元线性回归模型的构建

建立模型。根据确定的变量，建立以下模型：

上式中，β0是常数，β1，β2，β3，β4是回归系数，μ是随机变量。

参数估计。对于模型运用OLS进行参数估计，参数检验结果如表1所示。由表1可得估算结果为：

因为R2=0.8056，adjusted R2=0.7804，可知，方程拟合效果比较好。在给定的显著性水平α=0.05条件下，F=32.1092，相应的概率P值为0，模型解释变量和被解释变量之间线性关系显著。由表1 可以看出，只有URBAN通过了t检验，PS1，PS2，PS3都没有通过t检验。

由表2 所示的结果中可以看出，城镇化水平（URBAN）与第三产业比重（PS3）之间的相关系数达到了0.93以上，因而两个变量之间可能存在线性关系，即模型有多重共线性的可能。如果模型存在多重共线性，则变量的显著性检验（t检验）就没有了意义，用OLS估计的参数也无效。常用来处理多重共线性的方法有剔除法和逐步回归法等。本文采用逐步回归法来克服多重共线性。

（三）回归模型的计量检验

逐步回归消除多重共线性。分别作GAP与URBAN、PS1、PS2、PS3的回归，通过比较发现，GAP与URBAN的统计检验结果较好，所以，我们首先建立GAP与URBAN之间的线性回归方程。然后在此基础上进行逐步回归：

首先，引入PS1变量，方程通过了F检验，拟合度增加了1个百分点，但PS1没有通过t检验，所以舍弃PS1。

其次，引入PS2变量，方程通过了F检验，拟合优度增加明显，达到了0.802744，而且PS2也通过了t检验。

最后，引入PS3变量，模型整体拟合优度几乎不变，而且PS3没有通过t检验，所以舍弃PS3。因此，最后确定的参数方程的拟合结果为：

异方差检验。本文采用White检验法来检验异方差是否存在。White检验的零假设和备选假设是：

H0：随机误差项μt不存在异方差；H1：随机误差项μt存在异方差。由于White统计量的P值为0.2119大于给定的5%的显著性水平，不能拒绝原假设，即不存在异方差。

序列相关检验。序列相关检验的方法有D.W.检验法、偏相关系数法和LM检验法等。由于D.W.检验法只能用来判断一阶序列相关性是否存在，所以这种方法使用时具有一定的局限性。本文分别用这三种方法对序列相关性进行检验。

第一种方法：采用D.W.检验法。D.W.=0.44489，给定显著性水平α=0.05，查D.W.表，得下限临界值dL=1.2951,上限临界值dU=1.654，因为D.W.=0.44489

第二种方法：偏相关系数检验。

如图2所示，AC列数据是相关系数，PAC列数据是偏相关系数，从图中可以明显看出，et与et-1、et与et-2的偏相关系数都比较大，分别为0.76和-0.346。这表明上述回归模型中不仅存在一阶自相关，而且可能存在二阶自相关。

第三种方法：LM检验法。LM检验法既可以用于检验一阶自相关，也可以用于检验高阶自相关（见表3）。LM的统计量为LM=n·R2~X2（p）。当p=2，α=0.05时，由X2分布表查的临界值X20.05（2）=5.99，由表3可见nR2=23.10056>5.991，所以模型存在自相关。在显著性水平α=0.05下，resid（-1）和resid（-2）的t检验值都是显著的，从而表明模型不仅存在一阶自相关，而且还存在二阶自相关。这与第二种方法中的偏相关系数的检验结果是一致的。综上所述，模型存在一阶和二阶自相关。

表3 LM 检验

表4 分位数回归结果

消除序列相关。当模型出现序列相关时，用OLS得到的估计参数将不再有效，变量的显著性检验也没有意义，模型也失去了预测功能。所以本文采用两阶段最小二乘法（TSLS）消除序列相关，

估算结果为：

根据D.W.=2.198580，和2差距不大，并且落在区域dU =1.654<2.198580<4-dU=2.346中，可以认为模型3不存在一阶自序列相关。对模型3进行高阶自相关检验：偏相关系数表明，模型3中的偏相关系数已经调整很低了。利用LM进行检验，因为nR2=1.283469< X20.05（2）=5.991，所以模型不存在自相关，由“临界概率”0.5264，即P（X2>1.283469）=0.5264也可知模型3不存在自相关。

（四）分位数回归

为了进一步研究城市化水平不同程度和第二产业比重不同程度对城乡收入差距的影响，我们采用分位数回归方法，分别在20%、50%以及80%三个不同的分位点回归结果如表4所示。

分位数回归给出了在城乡居民收入差距处于不同分位水平时，城市化水平和第二产业比重对城乡居民收入差距的影响。从估计结果可以看出，在20%、50%和80%的分位点上城市化水平的弹性系数分别为0.019485、0.017731、0.014187，三个水平的估计都是显著的。说明城市化水平较低的地区，其城市化程度对城乡收入差距的影响较大，而城市化水平较高的地区，其城市化程度对城乡收入水平影响也变小。第二产业比重的弹性系数分别为0.025971、0.033743、0.053935，并且后两个水平的估计是不显著的，说明当第二产业比重较小时，其对城乡收入水平影响较小，而随着第二产业比重增加，其对城乡收入差距的影响也相应增大，并且是不显著的。

结论和建议

本文基于1978-2013年的江苏省城乡收入差距和城市化以及第二产业比重建立了多元线性回归模型，从该模型来看，江苏省城乡居民收入差距与城市化和产业结构变动紧密相关。江苏省城市化水平提高会导致城乡收入差距扩大，尤其是在城市化水平低的地区，城市化对城乡收入差距的影响更大，造成这个结果可能是因为在这个阶段，城市化占用了更多的政府资源，这就导致了政府投入到第一产业的资源必然减少，而农民的收入主要来自于第一产业。所以城市化水平提高反而拉大了城乡收入差距。第二产业比重增加也会增大城乡收入差距，随着比重增加，对城乡收入影响也更大。

根据以上研究结论，本文提出以下建议：

（一）鼓励农户创业，发展创新型农村经济

农户创业对激发农村市场活力，促进农村地区的经济，农民增收，缩小城乡收入差距方面起了重要作用。芮正云（2014）认为农户创业和农村经济增长存在长期稳定均衡关系，而且农户创业对农村经济增长有正向作用。所以，一方面，地方政府不仅要鼓励和支持农户创业，而且要为农户创业在税费减免和财政补贴等方面提供各种政策扶持。另一方面，要加强对农户创业金融支持力度。如张海洋等（2011）认为金融支持确实对农户创业有积极的促进作用。郝朝艳等（2012）认为金融约束对农户创业的确有重要影响。所以，地方政府要引导和鼓励民间资本进入农户创业中去，鼓励创业型农村经济发展，缩小城乡收入差距。

（二）优化产业结构，缩小城乡差距

改造传统产业，大力促进第二产业结构优化，走新型工业化道路，推动工业化与信息化融合发展；大力发展战略性新兴产业，推动产业发展，实现产业结构升级；加快农业现代化发展，提高农业技术进步，加快农村科技成果转化，加快农业现代化步伐；调整农业产品结构，提高产品效益；利用现代信息技术和互联网技术实现城乡要素自由流动，从而缩小城乡差距。

（三）统筹城乡一体化发展，缩小城乡差距

城乡发展一体化程度低仍然是我国面临的主要结构性矛盾之一。破除城乡二元体制，释放改革红利，提高经济一体化程度是应对经济增长速度换档的重要途径。破除制度和体制上的障碍，实现城市居民和农村居民的自由流转，建立双向的城乡一体化。有利于全民实现小康和和谐社会。所以，打破城市和农村分割的壁垒，放宽农村和农业资源的流动条件，多渠道的增加农民的收入，有利于缩小城乡差距，实现共同富裕。

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