产业结构升级、农村劳动力转移和城乡收入差距关系分析

□程楚怡

（吉林财经大学，吉林 长春 130117）

我国的经济持续高速发展，产业结构由第一产业主导逐渐向第二、第三产业主导转变，同时伴随着劳动力向这些产业的聚集。居民收入水平大幅度上升，差距却不断扩大。根据国家统计局公布的相关数据显示，1995 年我国居民收入基尼系数为0.389，低于警戒线0.4。自2000 年首次突破0.4 之后呈现先攀升后稳定的态势，2003 年开始一直处于0.46 以上的高位。中国是世界范围内收入不均等情况比较严重的国家之一，其中城乡收入差距在我国居民收入差距的增加值中贡献很大。因此，探究产业结构升级、农村劳动力转移和城乡收入差距之间是否存在相关关系、如何影响，对于调整农村劳动力就业结构、降低我国的城乡收入差距有十分重要的理论指导和现实意义。

1 文献综述

国内关于产业结构升级对城乡收入差距的影响研究结果有3 类，一是产业结构升级扩大城乡收入差距，二是产业结构升级缩小城乡收入差距，三是二者呈现“倒U 型”关系。农村劳动力转移大部分的研究结果为扩大城乡收入差距，也有部分结果为缩小差距或二者影响并不显著。

景守武和陈红蕾（2017）[1]选取2002—2014 年中国30 个省（直辖市、自治区）的面板数据，在解决了内生性问题的基础上检验FDI、产业结构升级对城乡收入差距的影响，研究结果表明，产业结构升级有利于缩小城乡收入差距。

郑万吉和叶阿忠（2015）[2]利用省级数据考察产业结构升级与城乡收入差距的双向作用，认为产业结构升级在短期内会加大城乡收入差距，长期则改善差距；城乡收入差距扩大在短期促进产业结构升级，长期则相反。

周云波（2009）[3]基于收入差距“倒U 型”假说，利用两部门模型实证了城市化对“倒U”现象的出现有很大影响，农村人口流动导致收入差距缩小。

彭定贇和张飞鹏（2017）[4]实证以城镇人口衡量的城镇化水平、产业结构与城乡收入差距三者的关系，结果表明三者存在长期的均衡关系，产业结构与城乡收入差距呈现“倒U 型”关系，而城镇化与城乡收入差距则呈现“U 型”关系。

廖显浪（2012）[5]认为，农村劳动力的流动对城乡收入差距的正向作用并不明显，城乡收入差距伴随着城市经济发展导致的劳动力大规模流动而扩大。

张耀军和柴多多（2018）[6]从空间视角验证了人口的城镇化有利于缩小本地的城乡收入差距，周边地区城乡收入差距扩大则会阻碍城镇化。

尽管国内许多学者对产业结构升级、农村劳动力转移与城乡收入差距之间的关系进行了积极探讨，但是将产业结构升级、城乡收入差距与城镇化三者联合起来的研究较少。本研究从劳动力转移角度衡量城镇化水平，并借助时间序列分析方法对三者之间的关系进行定量研究。

2 数据来源与处理

选用1990—2018 年的数据进行分析，数据来源于《中国统计年鉴》和《中国农村统计年鉴》。计量分析的对象具体为以下3 个时间序列。

1）城乡收入差距（UC）=城镇居民人均可支配收入/农村居民人均可支配收入。数值越高，城乡收入差距越大（城镇居民人均可支配收入和农村居民人均可支配收入均以当期价格为基准）。

2）产业结构升级水平（IN）=第二、第三产业产值/国内总产值。由于产业结构升级主要是向第二、第三产业转移，用第二产业和第三产业的产值占GDP 的百分比来衡量。数值越高，产业升级水平越高（各产值均以当期价格为基准）。

3）农村劳动力转移程度（LAB）=农村从事第二、第三产业的从业人员总数/农村从业人员总数。为强调农村劳动力由农业部门向非农业部门的就业转换，用农村从事于非农部门的就业人数与农村从业人员总数的比值来衡量转移程度。数值越大，农村劳动力转移程度越高。

3 时间序列平稳性与协整关系检验

为避免出现“伪回归”的现象，先对3 组数据进行ADF 单位根检验。使用Eviews 8.0 计量软件分析，在采用10%显著性水平的标准下，UCt的原序列非平稳，通过一阶差分后为平稳序列，INt和LABt的原序列和一阶差分序列均为平稳序列。综上，UCt、INt和LABt3 个序列同为一阶单整序列。

对UCt、INt、LABt和其对数形式lnUCt、lnINt、lnLABt分别建立向量自回归（VAR）模型，按照最小信息准则选择3 个变量的非线性形式较线性形式更优，故使用序列的对数形式进行后续检验。采用庞德良和洪宇（2009）[7]的方法，根据非线性形式建立的VAR 模型分析其滞后结果，确定VAR 的最优滞后期数p=5，依照向量误差修正（VECM）模型的最优滞后期数为p-1的原则，确定整体样本的协整最优滞后区间为1～4。

Johansen 协整关系检验根据数据空间和协积方程是否包含截距项和趋势项，存在5 种协整检验形式。经检验确定误差修正模型与协整方程滞后阶数为4、“数据空间中有二次确定性趋势，协积方程中有截距项，有趋势项”为最优VECM 形式。

4 Granger 因果关系检验

4.1 短期Granger 因果关系检验

对lnUCt、lnINt、lnLABt进行Granger 因果关系检验，由于该关系检验中未涉及长期均衡的协整关系，故此为短期Granger 因果关系检验，检验结果见表1。

表1 短期Granger 因果关系检验结果

在整体样本区间内，除了IN 作为因变量未受到其余两个变量的短期效应影响外，UC 与LAB 作为因变量时均受到其余自变量差分滞后项的短期因果关系影响。

城乡收入差距UCt：INt是UCt的短期Granger 原因，4 期差分滞后项参数总和为正值，产业结构升级与城乡收入差距呈现显著正相关。

LABt是UCt的短期Granger 原因，4 期差分滞后项参数总和为负值，劳动力转移与城乡收入差距呈现显著负相关。

农村劳动力转移程度LABt：UCt是LABt的短期Granger 原因，4 期差分滞后项参数总和为负值，城乡收入差距与农村劳动力转移呈现显著负相关，说明随着城乡收入差距的扩大，农村劳动力由第一产业转向第二、第三产业将更加困难。

INt是LABt的短期Granger 原因，4 期差分滞后项参数总和为正值，产业结构升级与农村劳动力转移呈现显著正相关。

4.2 长期Granger 非因果关系检验

基于最优形式误差修正模型，对lnUCt、lnINt、lnLABt进行长期Granger 因果关系检验，检验结果见表2。

如表2 所示，lnUCt和lnINt对应的误差修正项的参数未能通过在10%显著性水平下的Wald 检验，lnLABt对应的误差修正项的参数则通过检验。可知，长期均衡的协整关系是LAB 的长期Granger 原因，但这种协整关系对UC、IN 没有显著的长期效应。

表2 长期Granger 非因果关系检验

为验证模型的正确性以及考察长期效应的收敛变化情况，对1～80 期的广义脉冲响应函数进行检验，发现所有脉冲响应函数曲线在振荡后都趋于收敛某个常数，则模型具有稳定性，通过计算第80 期的收敛值来判断长期效应的数值。

UC 是LAB 的长期Granger 原因，LE 为负值，城乡收入差距扩大对农村劳动力转移会产生长期负效应，即其他内生变量如何改变，城乡收入差距扩大都会抑制农村劳动力转移。IN 是LAB 的长期Granger 原因，LE 为负值，产业结构升级对农村劳动力转移会产生长期负效应。产业结构升级对农村劳动力转移短期产生正效应，而当产业结构升级水平进一步提高，农村劳动力转移反而受到抑制。

5 结论与政策建议

5.1 结论

收集1990—2018 年城乡收入差距、产业结构升级和农村劳动力转移3 个变量的年度数据，使用时间序列计量方法对三者之间的关系进行实证分析，得出结论：产业结构升级与城乡收入差距之间存在单向的Granger 因果关系，产业结构升级对城乡收入差距有显著的正效应；农村劳动力转移与城乡收入差距在短期存在双向的Granger 因果关系，农村劳动力向第二、第三产业转移越多，城乡收入差距会缩小；不论从短期还是长期来看，城乡收入差距扩大都不利于农村劳动力转移；产业结构升级在短期有利于农村劳动力转移，但在长期阻碍了转移。

5.2 政策建议

第一，应加大对农业的财政扶持力度，大力发展农村第二、第三产业。促进现代农业发展，扩大农业机械化覆盖面，提高农业劳动生产率。对农村当地第二、第三产业提供政策的倾斜和减免税收，增加农村增收途径，开辟专门的融资渠道，鼓励农村利用资源禀赋发展本土农副产品加工业，整合乡村电商、直播带货，形成就地取材、加工生产、线上线下双渠道销售的完整产业链条。同时，可依靠旅游资源促进乡村旅游业协同农家乐、特产销售等第三产业发展[8]。

第二，深化户籍改革，打破城乡二元体制。放松户口管制，降低劳动力转移门槛，让地方公共服务、福利以及税收等与户口脱钩。应建立以常住地作为判断基准的公共服务体系，完善城乡统一的社保制度。建立公平透明的劳动市场，完善相关法律法规并安排专门的机构监督劳动市场，为权益受到侵害的劳动者提供免费或低收费法律帮助[9]。

第三，重视农村人才培育。城镇化建设离不开人才的助力，良好的受教育水平能帮助农村劳动力更好地适应经济发展带来的变化与挑战，特别是随着第二、第三产业占比越来越大，对农村劳动力的专业知识技能水平要求更高。应加强农村教育投入、医疗投入、基础设施建设投入，以保障城镇化建设进程。