城市化、城乡收入差距与经济增长关系研究——基于长三角地区的面板协整模型分析

汪丽娟，孔群喜，卢云卿

(南京财经大学产业发展研究院，南京210046)

长三角地区经济在快速发展的同时也存在着一定的难题，其中城乡二元经济结构问题就导致了城乡收入差距不断扩大，严重阻碍了长三角地区的经济发展。2013年长三角GDP已由2006年的47 754亿元突破到12万亿元，说明自进入二十一世纪以来，长三角地区整体经济水平在不断的提高。但是，从城镇居民人均可支配收入和农村居民人均年纯收入比考虑时就会发现城乡发展极不平衡，例如，2002年前者为11 049元，而后者仅为5 049元，两者相差1.19倍;2013年前者为38 080元，而后者为16 304元，两者相差1.34倍，说明长三角地区城乡收入差距在不断扩大，已经不可忽略。一味地追求经济增长而不考虑收入不平等问题将会加剧社会矛盾激化，同时，社会矛盾的激化将反过来影响长期经济增长。

一、文献综述

(一)城市化与城乡收入差距的关系

城市化与城乡收入差距的关系问题一直是学术界关注的热点，且国内外研究成果颇丰。对这些成果进行梳理后发现，大多数研究主要是从两方面进行考虑，即人力资本和二元经济结构。首先，我们从人力资本方面考虑。Lucas、Robert(1988)通过研究发现，不断推进城市化进程能够有效的缩小城乡收入差距，主要是因为城市化水平的提高能够增强劳动力的流动以及人际之间交往，使得人力资本的外部效应能够得以充分发挥［1］。阮杨、陆铭、陈钊(2002)也同意此观点，他们认为城市化进程的推进使得农村劳动力大规模的流入城市，从而缩小城乡收入差距［2］。同时，陆铭、陈钊(2004)对该问题进行了更深入的研究，进一步认为城市化水平的提高能够在统计上显著的降低城乡收入差距［3］。郭剑雄(2005)则从内生增长理论出发，运用实证分析发现，人力资本水平和生育率均是促进城乡收入差距缩小的主要着力点［4］。此外，陈永清(2006)则将影响城乡收入差距的因素扩大到更广的范围，并认为农村劳动力市场的不发达就是阻碍城乡收入差距的根本的原因之一［5］。孙敬水、张周静(2010)将影响城乡收入差距的要素归因为教育人力资本存量水平和教育人力资本结构两方面，他们认为城乡收入差距与这两者之间存在着U型关系，具体而言，城乡收入差距与前者呈倒U型关系，而与后者呈U型关系［6］。

其次，从二元经济结构方面考虑。陈宗胜早在1994年就对城乡收入差距的影响因素进行了分析，他发现城乡二元经济结构是影响城乡收入差距的重要原因，因为它严重分割了城乡经济之间相互融合的互动发展［7］。蔡昉、都阳、王美艳(2001)从城乡二元经济结构层面考虑到城乡间的劳动力流动情况，认为城乡二元经济结构对城乡间的劳动力流动起到了很大的限制作用，这对人力资本外部效应的发挥造成了不利的影响［8］。喻晓东(2006)认为，长期以来，由于我国城乡二元经济结构的存在，导致了城乡收入差距持续扩大。这不仅是因为城乡二元经济结构促使社会实物资本积累大量的偏向城镇，而且还在一定程度上限制了劳动力在城乡之间的自由流动［9］。梅迪、周虹(2007)认为加快城市化进程以及发展农村非农业能够减缓二元经济结构现象，从而对缩小城乡收入差距有利［10］。田新民、王少国、杨永恒(2009)的研究结果表明，导致劳动力由农村流向城镇的重要原因就是城乡收入差距。同时，农村剩余劳动力转向城市的壁垒反过来决定着城乡收入差距的大小［11］。李秉坤、赵研博(2010)也认为，由于农村富余劳动力仍然滞留在农村，造成了农村居民收入整体水平提高相对较慢，从而进一步扩大了城乡收入差距［12］。

(二)城乡收入差距与经济增长的关系

目前，有很多学者对城乡收入差距与经济增长之间的关系进行了研究，但是，迄今为止结论还不尽一致。Barro(1991，1997，2000)从物质和人力资本积累方面考虑，曾多次对该问题作出了研究，他认为要素的报酬递减效应可以作为收入差距影响生产要素的重要媒介，从而最终影响到人均产出水平和经济增长率［13－15］。而 Alesina和 Rodrik(1994)则是从税收再分配的角度考虑，他发现收入差距的扩大会使得更多贫穷的人想要不劳而获，即通过税收再分配的方式来增加自身收入，而不是通过积极地进行生产活动来增加收入，其结果就是导致经济增长受阻［16］。此外，Calor和Moav(2004)认为，不同时期推动经济增长的源泉不同，当经济处于较高水平时，扩大收入差距将会使得低收入者进行人力资本投资的积极性降低，同时，由于此时人力资本是推动经济增长的源泉，从而在一定程度上阻碍了经济增长［17］。曹裕，陈晓红，马跃如(2010)的实证结果表明，城市化水平的提高对城乡收入差距的缩小具有促进作用，同时，缩小城乡收入差距对经济增长也具有促进作用，但是这两种效果均具有区域差异性［18］。陈锐、刘小二(2012)则在经济增长理论的基础上，采用面板门限模型分析了我国城乡收入差距与经济增长之间的关系，发现城乡收入差距在影响经济增长时存在单门限效应，且该门限值为0.026 7。即当城乡收入差距超过0.026 7时，城乡收入差距会阻碍经济增长;当城乡收入差距小于0.026 7时，城乡收入差距会促进经济增长［19］。

通过对文献的梳理发现，对于这三个经济量之间相互关系的研究主要还是集中在国家层面，地区层面的则鲜少有人研究。本文则选择了中国第一大经济区——长三角地区做为研究对象;并且，在进行城乡收入差距指标考量时，我们采用泰尔指数;同时，还建立面板协整模型考察了该地区城市化、城乡收入差距以及经济增长之间的相互关系。此外，本文还对所选模型进行了协整检验和估计。

二、实证方法与数据说明

(一)变量选取

1．经济增长

在参考大量相关文献时发现，衡量经济增长的指标通常采用GDP或人均GDP(PGDP)。但时，考虑到PGDP相较于GDP本身而言，不仅能够更为直接地反映出人口对经济发展的影响，而且还能够出现更少的错误。故而，在接下来的内容中，本文将采用PGDP作为衡量经济增长的指标。

2．城市化

城市化水平是衡量城市化发展程度的重要指标，通常情况下有两种比较常用的衡量方法，方法一是按照居住在城镇地区的人口占总人口的比例来计算的。但是，考虑到数据的可获得性(城镇人口和农村人口数据的数据无法全部找到)，因此，本文将采用方法二，即采用非农业人口占比(URB)来衡量城市化水平。这样就可以用非农业人口代替城镇人口，用农业人口代替农村人口，而非农业人口和农业人口我们很容易获取。

3．城乡收入差距

城乡收入差距是伴随着经济发展而普遍存在的经济现象和社会现象。在现有文献中，衡量城乡收入差距的主要工具有基尼系数、泰尔指数等。通常情况下，基尼系数和泰尔指数由于其侧重点的不同而各具优势，例如前者对中间阶层的收入变动较为敏感，而后者则对两端的收入变动较为敏感。考虑到我国城乡收入差距主要体现在两端的变化，且基尼系数较之泰尔指数而言不能很好的反映出城乡人口所占比重情况，从而不能全面的体现出我国的城乡收入差距(王少平和欧阳志刚，2007)，故本文中将采用泰尔系数作为衡量长三角城乡收入差距的指标。用Tit表示泰尔系数，其计算公式如下:

其中，t表示时期，i表示第i个横截单元，即不同的省市。当j=1时表示城镇;当j=2时表示农村。当j=1时，zij表示i地区城镇人口数量，pij表示i地区城镇总收入;当j=2时，zij表示i地区农村人口数量，pij表示i地区农村总收入。zi和pi则分别表示地区总人口和地区总收入。

(二)数据说明

1．数据来源

本文采用2002～2013年间长三角地区的样本数据，除人口外其他原始数据均来自三省市相应年份的统计年鉴。由于地区统计年鉴和《中国人口统计年鉴》中不包含城镇人口和农村人口所有年份的数据，因此，本文在考虑数据可得性时，首先将长三角地区由原来的十六市扩大为整个二省一市，即江苏省、浙江省和上海市;其次，我们用非农业人口代替城镇人口，用农业人口代替农村人口。同时，本文中采用的PGDP为GDP与户籍人口之比，而非与常住人口之比。并以2002年为基期，运用相应年份的居民消费者物价指数进行处理。

2．指标描述

由于长三角地区及各省市之间的经济发展程度、资源环境、产业结构以及农民收入水平及增长的差异性，本文将先对各考量指标进行相关描述。从表1中可以看出三省市城市化水平均呈现出提高的趋势，其中上海的城市化水平最高，量阶段均超高了80%;江苏省次之，但在第二阶段(2008～2013年)时超过了50%;浙江省城市化水平较低。近十年来，三省市城乡收入差距总体上页呈现出上升的趋势，其中上海市和江苏省的城乡收入差距相对较大，而浙江省的城乡收入差距则相对较小。近十年间，三省市PGDP也在不断增加，其中江苏省PGDP相对较高，浙江省PGDP相对较低。

表1 不同地区各指标变化趋势

为了从整体上更好的反映出长三角地区城乡收入差距变化的情况，我们计算2002～2013年间长三角地区城乡收入差距数据，并将其绘制成图1。从图1中可以看出，长三角地区城乡收入差距总体来说呈上升趋势，但具有波动性，即呈“W”型上升。在2002～2007年间，长三角地区的泰尔系数平均为0.092，在2008～2013年间时平均为0.145 3。也就是2002～2013年间，长三角地区城乡收入差距在不断扩大。

(三)研究方法

为了避免由于数据问题造成的“伪回归”，本文在进行实证分析之前先对面板数据进行了单位根检验;接下来，为了考察长三角地区城市化、城乡收入差距之间以及经济增长之间是否存在长期均衡关系，本文再对所选变量做了协整关系检验;最后，为了进一步考察上述变量之间的动态调节关系，我们对面板协整模型进行了估计。在进行实证研究时，本文主要运用stata12.0进行相关数据统计分析。

三、面板协整模型的估计与检验

(一)面板数据的单位根检验

前文提到在进行实证分析前，我们首先对数据(已进行对数化处理)的平稳性进行了检验。本文采用了3种检验形式，分别对泰尔系数(lnTL)、城市化水平(lnURB)以及人均GDP(lnPGDP)进行了单位根检验，结果见表2。

图1 长三角地区2002－2013年间城乡收入差距(泰尔指数)

表2 面板单位根检验

由表2可知，在5%的显著性水平下，lnTL、lnURB以及lnPGDP均不能通过显著性检验，即3个变量均存在单位根，说明这3个变量均是不平稳的。为了得到平稳变量，我们对这些变量先进行一阶差分，然后再对差分后的变量进行单位根检验。结果表明，各变量均在1%的显著性水平下通过检验，说明各变量均为一阶单整I(1)序列。

(二)面板数据的协整关系检验

由上节面板数据的单位根检验可知，各变量都满足一阶单整的充分条件，并且还满足协整的必要条件。因此，接下来我们将对面板数据进行协整检验，本文采用的协整检验方法主要有Pedroni检验(2000，2004)和 Kao检验(2000)。

在对面板数据进行协整检验时，我们将采用4个组内统计量和3个组间统计量用以对3组变量(lnTL，lnURB和 lnPGDP;lnTL和 lnURB;lnTL和lnPGDP)的残差进行平稳性检验(Pedroni，1999)。表3为面板协整检验的结果，观察表3可知，Pedroni检验中效果最好的是ADF检验(3组变量均在1%的显著性水平下通过检验)，而效果最差的是Panel v和Group rho检验(前者(i)未通过至少10%的显著性检验;后者3组变量均未通过显著性检验)，该结果与Pedroni(1999)验证的结果无异。并且，Kao检验中3组变量均通过了1%的显著性检验，说明3组变量之间均存在着长期协整关系。因此，在本文中我们将采用ADF值。

表3 面板协整检验结果

(三)面板协整方程的估计

在进行城市化对城乡收入差距之间的影响关系，以及城乡收入差距对经济增长之间的影响关系的研究时，我们采用了面板协整方程，具体方程形式如下:

其中，i=1，2，…，N，表示不同的地区，本文中的N=4，指上海市、江苏省、浙江省和整个长三角地区这四个地区;t表示不同的年份。βit在方程(2)和方程(3)中分别表示城市化水平的相对变化引致的城乡收入差距变化以及城乡收入差距的相对变化引致的经济增长变化。接下来，本文将采用2000年由Kao和Chiang提出的DOLS对上述两方程进行估计，估计结果见表4。

由表4可知，长三角、上海市、江苏省和浙江省各自系数(方程(2)和方程(3)中的系数)均通过较高水平的显著性检验。同时，还可以得到以下结论。

表4 各区域协整方程估计结果

第一，从方程(2)来看，上海市城市化水平的提高对城乡收入差距的缩小起到反向作用;而江苏省和浙江省则相反，其城市化水平的提高对城乡收入差距的缩小发挥积极作用。出现这种现象的原因在于，虽然城市化能够对缩小城市差距具有一定的推动作用，但是，在一些特殊的情况下也可能阻碍城乡收入差距的缩小(陆铭、陈钊，2004)。究其原因，一方面是因为在城乡二元经济结构中，只要城乡之间存在收入差距，这种差距就会促使劳动力在城乡之间流动，使得农村大量的劳动力流向城市，从而使得城乡收入差距通过要素报酬均等化的形式得以减小。也就是说，大量农村剩余劳动力流向城市，不仅能够从整体上提高农村收入水平，还可以提高整个社会的劳动生产率;同时，劳动力流向城市使得城市劳动供给明显增加，导致城市劳动力市场的竞争力度加大，从而城市劳动力的工资将相应的下降。由此可知，从能够获取要素报酬的劳动力的流动来看，加速城市化进程能够促进劳动力的自由流动，从而对缩小城乡收入差距能够发挥积极的“正面效应”。另一方面，自改革开放以来，大多数转为城镇居民的农村居民都较为富裕，继续留在农村的居民则相对贫穷，从而使得农村收入水平的整体下降，城乡收入差距的进一步扩大。因此，城市化水平的提高将对缩小城乡收入差距起到“负面效应”。具体而言，城市化水平到底对缩小城乡收入差距起到“正面效应”还是“负面效应”还要看这两方面效应的相互作用结果。从长三角地区三省市实证结果来看，上海市和长三角地区城市化水平的提高缩小了城乡收入差距，而江苏省和浙江省城市化水平的提高加速扩大了城乡收入差距。造成这种现象的原因可能是由于上海市城市化水平整体较高(已超过80%)，且继续提高的幅度相对较小;而江苏省和浙江省则相反，其城市化水平整体相对较低，且提高的幅度相对较大。相对而言，由更大比例的农村居民转为城镇居民所带来的“负面效应”将会远远大于其带来的“正面效应”。

第二，从方程(3)来看，整个长三角地区、上海市和江苏省城乡收入差距的扩大将对各地区的经济增长造成负面影响;与之不同的是，浙江省城乡收入差距的扩大在一定范围内将会对其自身经济增长发挥“正面效应”。究其原因，我们可以利用Calor和Moav的研究结论来进行解释。Calor和Moav(2004)认为，在经济发展早期或处于较低水平时，推动经济发展的主要动力是物质资本积累。相反，随着经济的不断发展，在经济达到较高水平时，推动经济发展的主要动力也相应地发生了变化，即由物质资本积累转变成了人力资本。也就是说，当经济处于较低水平时，收入差距的扩大能够促进物质资本积累，从而有利于经济增长;当经济处于较高水平时，收入差距的扩大使得收入分配严重失调，从而大大降低低收入者进行人力资本投资的积极性，进而阻碍经济增长［18］。从表1中可以看出，上海市和江苏省的经济相对来说处于较高的水平，而浙江省的经济相对来说处于较低的水平。因此，浙江省城乡收入差距的扩大可以通过刺激物质资本的积累来促进经济增长;而上海市和江苏省城乡收入差距的扩大将会抑制人力资本的投入，从而阻碍经济增长。这种结果在一定程度上说明，当地区经济处于发展早期或处于一个较低的水平时，可以通过鼓励一部分人先富起来，扩大城乡收入差距，从而促进经济增长。但是，这种政策具有一定的局限性。因为，在城乡收入扩大的同时，我们不得不考虑到占比较大的贫穷人群。此时，这些贫穷人群较之富裕人群面临着更多的信贷约束，使得他们的投资生产积极性大大降低，从而进一步的拉大了城乡收入差距，导致经济增长受阻。

王少平，欧阳志刚(2007)［20］、曹裕(2010)［18］等均以全国29个省市(其中将重庆市并入四川省，且未考虑西藏自治区)面板数据为研究样本，分别考察了1979～2004年和1987～2006年间我国城乡收入差距与经济增长之间的长期发展关系。研究结果均得出两者之间并非简单的线性关系，而应该根据我国经济发展阶段以及城乡收入差距水平分情况讨论。这是由于我国经济发展的不平衡以及我国各地区的经济背景、自然资源、历史背景和制度背景等的差异性造成的。本文以长三角地区三省市面板数据为样本进行研究，研究结果也符合这一结论。即，长三角地区、上海市和江苏省城乡收入差距的扩大对经济增长起到负面影响，而浙江省则恰恰相反。

四、结论及政策建议

本文采用泰尔指数对长三角地区2002～2013年间城乡收入差距进行了度量，同时，建立面板协整模型比较分析了长三角地区及其所辖三省市各自内部的城市化水平、城乡收入差距和经济增长之间的长期发展关系。研究结论如下。

从长三角地区泰尔指数上看，其城乡收入差距曲线呈“W”型上升。泰尔指数值从2002年的0.078下降到2003年的0.069，然后再经历较长时间的上升期，直到2008年，再由2008年的0.135下降到2009年的0.125，最后再上升到2013年的0.162。同时，在2002～2007年间，长三角地区的泰尔指数平均为0.092，在2008～2013年间时平均为0.145 3。也就是说2002～2013年间，长三角地区泰尔指数整体上呈现出上升趋势，即城乡收入差距在不断扩大。

长三角地区及其所辖三省市城市化与城乡收入差距之间存在长期协整关系。从长三角地区整体来看，加快推进城市化进程能够对缩小城乡收入差距起到显著的积极作用。但从三省市分别来看，其影响则具有差异性:上海市如长三角地区一样表现出积极地促进作用，而江苏省和浙江省则背道而驰。即，在一定范围内，江苏省和浙江省两省为了缩小城乡收入差距而加速城市化进程的政策是不可行的。出现这种现象的原因主要是因为长三角地区仍然实行的是城乡分割的户籍制度，使得富有的人成为了城镇居民，而贫穷的人则仍留在农村，这就造成了城市化对城乡收入差距既具有“正面效应”，又具有负面效应。

长三角地区及其所辖三省市城乡收入差距与经济增长之间同样也存在长期协整关系。从整个长三角地区、上海市以及江苏省来看，城乡收入差距的扩大不利于经济增长;而从浙江省来看，城乡收入差距的扩大则对经济增长发挥积极作用。也就是说，从短期考虑，城乡收入差距的扩大在一定范围内能够对经济增长发挥积极作用。但从长期来看，城乡差距的持续扩大将会阻碍经济增长。

因此，针对本文的研究结果发现，为了加快城市化进程，改革户籍制度已经势在必行。因为，长三角地区在推进城市化建设过程中，户籍制度在一定程度上阻碍了人力资源的流动，使得长三角地区出现城市化水平仍不高，且城乡收入差距仍过大的问题。同时，消除城乡分割的二元经济结构，短期内可以将农民收入的提高作为着力点，促进农村劳动力向城镇流动;长期内则考虑农村人力资本投资与培养，从根本上缩小城乡收入差距，从而实现经济的可持续发展。

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