中国城市化对城乡收入差距的影响——基于东、中、西部面板数据的实证研究，本文主要内容关键词为：中国论文,城乡论文,收入差距论文,面板论文,西部论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
改革开放以来，中国经济取得了世界瞩目的成绩，但在经济发展过程中，我国收入差距日益扩大，严重地影响了社会主义和谐社会的构建。根据Kanbur et al(1999)的结论，城乡收入差距贡献了总收入差距的70%左右，是我国收入差距最主要的因素[1]；李实等(1998)认为城乡收入差距对总体收入差距的贡献由1988年的38.2%下降到1995年的34.2%[2]，这一比重虽然低于Kanbur et al的测算，但同样肯定了城乡收入差距扩大对整体收入差距扩大的巨大“贡献”。
中国城乡收入差距备受关注，国内诸多学者对其进行了有益的探讨。蔡昉(2003)详细描述了中国城乡收入差距的原因，认为我国的经济发展战略是我国城乡收入差距变动的原因[3]；林毅夫和刘明兴(2003)利用中国省级面板数据对1981-1997年的城乡收入差距进行了研究，也发现经济发展战略显著地影响城乡收入差距[4]。林毅夫等(1994)、蔡昉等(2000)先后论证，我国的经济发展战略与大多数发展中国家类似，由于选择了赶超战略而导致内生的城市偏向政策[5,6]，这种城市偏向政策造成我国的城市化水平远远落后于经济发展水平，正是因为城市偏向政策及较低的城市化水平对我国城乡收入差距产生的重要的影响。大多数研究认为，从城市偏向政策向城乡关系平等和两个部门均衡发展环境的转变，关键点在于农民人数的大幅度减少，以及城市居民占人口比重的提高，即城市化[3]。但城市化对城乡收入差距的影响是怎样的，研究结论却不尽相同。一部分学者认为城市化能缩小城乡收入差距，如：陆铭、陈钊(2004)利用1987-2001年间的省级面板数据发现城市化缩小城乡收入差距的作用显著[7]；姚耀军(2005)利用中国1978-2002年的时间序列数据，基于VAR模型证实，城市化长短期内对缩小城乡收入差距都具有积极的作用[8]。另一部分学者却认为我国的城市化导致城乡收入差距进一步拉大，比较典型的如程开明、李金昌(2007)的研究结论[9]。
总体来看，已有文献对城市化影响城乡收入差距的研究是深入而有效的，这些研究对我们进一步了解城市化影响城乡收入差距的机理，为我国制定促进城市化与城乡收入差距协调发展的政策有着重要的指导作用。但上述文献由于使用的计量方法有所区别，且研究时讨论的时间跨度也不一样，造成结论有所分歧；并且已有文献很少考虑到我国城市化及城乡收入差距的区域差异。那么，城市化对城乡收入差距的影响究竟是怎样的？这种影响在我国的东部、中部和西部地区是否有差异？本文希望利用面板数据模型，通过对我国1978-2007年间的省际面板数据进行实证分析来回答以上问题。
二、研究设计
（一）指标选择和数据来源
在城乡收入差距(GAP)指标的选择上，考虑到数据的可获取性，本文选取城市居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比来衡量城乡收入差距水平；由于城乡之间价格水平的不同，根据蔡昉等(2003)的建议，应该使用实际指标来衡量收入差距[10]，实际计算中本文以1978为基期进行平减。而在城市化水平(UR)指标的选择上，国内学者已基本达成共识，用非农业人口占总人口的比重来衡量。
考虑到我国各区域城市化发展水平及城乡收入差距水平的不一致，本文根据区域经济理论及统计年鉴的划分方法，将我国分为东、中、西部分别进行考察。需要说明的是，由于重庆在1997年设为直辖市，所以重庆市只有1997-2007年的数据，因此四川省在1997年以后的各项数据与1997年以前相比有较大的差别，为保证数据的连续性，本文把重庆市的相关数据全部并入四川进行计算。因此本文分析的基本单元为中国30个省区，再以三大地区为宏观的研究区域，即东部、西部、中部，其中东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南共11个省市；中部地区包括吉林、黑龙江、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南共计8个省区；西部地区包括内蒙古、陕西、青海、宁夏、新疆、甘肃、四川（含重庆）、贵州、云南、西藏、广西等共11个省区。本文研究的时间跨度为1978-2007年，其中1978-2004年数据来源于《新中国五十五年统计资料汇编》，2005-2007年数据来源于《中国统计年鉴》相应各期。
（二）计量方法
本文分四步对城乡收入差距与城市化的关系进行检验及分析。首先，利用面板数据单位根检验方法对其进行单位根检验；在此基础上，利用面板数据协整检验方法，对其进行长期均衡关系进行检验；最后利用EG两步法建立面板误差修正模型进行短期均衡关系的检验，包括如下两个步骤：一是利用完全修正普通最小二乘法(FMOLS ESITMATE)对面板协整向量进行估计，二是建立对应的面板数据误差修正模型进行分析。
1.面板数据单位根检验。面板单位根检验特殊的困难是既要考虑横截面的异质性，又要形成一个具有较高“势”(power)的检验统计量。由于面板数据的单位根检验到目前为止还没有完全统一，为克服一种选择方法可能带来的偏差，本文采用了五种单位根检验方法，主要有LLC检验（Levin、Lin和Chu,2002）[11]、IPS检验（Im、Pesaran和Shin,2003）[12]、Breitung检验[13]、Maddala&Wu检验[14]（包括Fisher ADF和Fisher PP检验，1999）和Hadri检验(Hadri,2000)[15]。
考虑如下基于面板数据的AR(1)过程：
根据
对同（异）质性假定的不同，面板数据的单位根检验方法可以分为两大类：一类为相同根情形下的单位根检验，这类检验方法假设面板数据中各截面序列具有相同的单位根过程，即对于各个不同单位的i，=ρ，比较典型的如LLC检验、Breitung检验及Hadri检验，这三种检验的区别在于LLC检验和Breitung检验的原假设为各面板单位存在共同的单位根，而Hadri检验的原假设则为各不存在共同单位根；另一类为不同根情形下的单位根检验，这类检验方法允许面板数据中各截面序列具有不同的单位根过程，与第一类检验相比，该类检验方法放宽了假定、进一步接近了客观事实，其中代表性的有IPS检验及Maddala&Wu检验。
2.面板数据的协整检验。对于面板数据协整关系的检验，主要有基于Johansen协整检验的Fisher协整检验法和类似于时间序列协整检验的EG两步法，其中在以EG两步法为基础的面板数据的协整检验中，具有代表性的是以kao(1999)为代表的同质面板的协整检验和Pedroni(1999)[16]提出的异质面板的协整检验。Pedroni协整检验方法可以允许截距及时间趋势，并适用于非平衡面板数据，相比其他检验方法有很大的改进，因此本文采用Pedroni的协整检验方法对城市化与城乡收入差距之间的协整关系进行检验。
Pedroni的协整检验方法也类似于EG两步法，利用协整方程式(2)的残差：
其中N代表样本单位个数，T代表样本的时间跨度个数，M代表回归变量的个数。在这里，面板单位间允许存在很大的差异，因为在模型中，单位之间的斜率、固定效应系数和个体确定趋势系数是不同的。
在这些假设下，Pedroni讨论了7个面板数据的协整检验统计量，其中4个是用联合组内尺度(Within dimension)描述，用“Panel”来表示，分别是Panel V 统计量、Panel Rho统计量、Panel PP统计量和Panel ADF统计量；另外3个是用组间尺度(Between dimension)来描述，用“Group”表示，分别是Group Rho统计量、Group PP统计量和Group ADF统计量。
3.面板协整方程的估计及误差修正模型。协整关系只反映变量之间的长期均衡关系，为弥补长期静态模型的不足，可通过短期动态模型反映短期偏离长期均衡的修正机制。根据协整理论，如果变量间存在协整关系，可以用误差修正模型(ECM)对短期波动和长期均衡进行直接的描述，通过短期均衡检验，进一步增强中国城市化对城乡收入差距的影响的机理。本文利用E-G两步法建立误差修正模型，步骤如下。
第一步：根据前人的研究成果，我们推测城市化进程对收入差距的影响不仅和城市化程度有关，而且依赖于收入差距自身的水平，因此，受Frank(2005)的一篇关于美国的收入差距对经济增长的效应的论文中模型的启发，我们定义GAPit×URit作为解释变量之一，以此揭示在城市化和收入差距的不同水平，我国城市化对城乡收入差距可能具有不同效应，本文建立如下面板协整模型：
其中N代表样本单位个数，T代表样本的时间跨度个数。对于面板协整模型式(3)，如果直接用OLS来估计参数是有偏的，因此有必要对其修正。本文选用Pedroni(2000)提出的完全修正普通最小二乘法(FMOLS)估计方法，下面简述其具体过程。
三、实证结果及分析
（一）面板数据单位根检验
利用前述的五种方法对城市化及收入差距及其一阶差分进行单位根检验，在检验之前先对所有序列作折线图，可判定检验回归式应该同时包含常数项和趋势项，检验结果如表1所示。
由表1可以看出，几种检验结果中出现了检验结果不一致的情况，对于中、西部的GAP及△GAP的Hadri检验，均接受“不存在单位根”的零假设，但其他的方法均表明中、西部的GAP为I(1)过程，△GAP为I(0)过程；对于中部的△UR，Hadri检验结果表明其为非平稳序列，这与其它几种检验结果均不相同；此外，所有的检验结果都一致表明，东部、中部及西部的UR、GAP及UR×GAP均为I(1)过程，其一阶差分为I(0)过程；由于仅有一种检验结果不一致，可以判定接受其他四种检验结果，即UR和GAP均为I(1)过程，其一阶差分为I(0)过程。因此，综合上述分析我们可以认为，无论是东部、中部还是西部，UR、GAP及UR×GAP均为I(1)过程，其一阶差分为I(0)过程。
（二）面板协整检验
面板单位根检验结果表明，城市化及城乡收入差距的面板数据为非平稳序列，如果应用最小二乘法可能导致伪回归，所以必须要分析相关变量的协整关系。本文采用上述的Pedroni协整检验方法进行分析，在检验时考虑了样本数据中各省间协整向量的差异及各省的固定效应，检验结果见表2。
根据Pedroni(1999)的结论，Panel ADF、Group ADF检验效果最好，Panel V、Group Rho检验效果最差，其他处于中间，在遇到检验结果不一致时，应当以此顺序为判断依据。由表2可以看出，对于中部，所有统计量在5%（或1%）显著性水平下拒绝“不存在协整关系”的原假设，因此可以认为中部UR、GAP及UR×GAP之间存在长期均衡关系；对于东部与西部，检验结果并不一致，但Panel ADF、Group ADF均在5%（或1%）显著性水平下拒绝“不存在协整关系”的原假设，可以认为东部与西部的UR、GAP及UR×GAP之间也存在长期均衡关系。由Pedroni协整检验结果我们可知，东、中、西部UR、GAP及UR×GAP之间均存在长期均衡关系。
（三）面板协整向量的FMOLS估计及误差修正模型
通过面板数据协整检验发现，东、中、西部UR、GAP及UR×GAP之间均存在长期均衡关系，但但均衡关系如何呢？有必要对东、中、西部地区面板数据建立误差修正模型进行短期均衡检验，下面利用E-G两步法进行分析。
1.面板协整向量的FMOLS估计结果及分析。应用FMOLS法对模型(3)的协整向量进行估计，计算结果见表3。
由表3可以看出，FMOLS估计结果中调整后的
较高，而且所有方程都通过F检验，同时各解释变量的系数估计值也显著，这说明所建立的计量方程具有相当的合理性。各地区的
和
都显著为正，
显著为负，且东部地区的和与中西部地区有较大的差异，这表明我国各地区的城市化与城乡收入差距之间存在长期均衡关系，并且各区域城市化对城乡收入差距的长期效应并不一致。另外，东、中、西部的/||的值均大于1，这一结果隐含的意义是：城市化对城乡收入差距的效应取决于城市化水平及城乡收入差距自身的水平，在城市化水平(UR[,it])及城乡收入差距水平均较低时，UR×GAP的效应较小，加速城市化对缩小城乡收入差距起着积极的作用；而当城乡收入差距(GAP[,it])较高时，此时UR×GAP对城乡收入差距起到一定的正向作用，由方程我们初步判断，此时城市化水平的提高对缩小城乡收入差距的效应可能并不明显，甚至会加大城乡收入差距。
由上述分析我们可以得出本文的主要结论：城市化对城乡收入差距的作用并非简单地促进或者抑制，其效应还要取决于城乡收入差距本身的水平，当城乡收入差距水平较高时，城市化将扩大城乡收入差距；而当城乡收入差距水平较低时，加速城市化能有效地降低城乡收入差距。
2.面板误差修正模型的估计结果与分析。面板协整方程的估计证实了我国各区域城市化与城乡收入差距之间存在长期的均衡，由Granger的协整表述定理可知，这种长期均衡对于城市化与城乡收入差距的短期变化应该具有显著的调节效应，面板误差修正模型(10)和(11)的估计结果揭示了这种短期调节效应，该调节效应由估计的结果ECM的系数
所刻画，估计结果见表4。
由表4可以看出，对于模型(10)，不管是东部、中部还是西部，调节系数
为负且通过显著性检验，这从理论上进一步印证了模型(3)为面板协整模型，即东、中、西部UR、GAP及UR×GAP之间均存在长期均衡关系。这一结果说明，我国的东、中、西部的城市化水平及其与城乡收差距的长期均衡关系（即协整关系），对短期的城乡收入差距产生抑制效应。分区域来看，东部的抑制效应更为显著，这意味着东部地区可通过提高农民收入的长期政策和提高城市化水平的短期政策强缩小城乡收入差距并强化抑制效应；而中、西部地区抑制效应则较弱，这说明中、西部地区应该加强“三农”建设，以提高农民收入的长期政策为主，短期政策的作用并不明显。另一方面，对于模型(11)中的调节系数
，东部地区没能通过显著性检验，这说明东部地区的面板协整关系对短期城市化水平的提高不具备刺激效应；但中、西部地区的调节系数均为正且通过显著性检验，这说明中西部地区的面板协整关系对短期城市化水平的提高具有短期的刺激效应，这是由于中、西部地区经济相对不发达，而长期的城市偏向政策导致较大的城乡收入差距，这种差距诱使农民通过各种方式“转移”成城市居民，从而提高城市化水平。
四、结论
本文利用我国1978-2007年间省际面板数据，分东、中、西部区域分别建立城市化与城乡收入差距的面板协整模型，并应用FMOLS对面板协整模型进行估计与检验，由此产生的结果提示了我国城市化与城乡收入差距的长期均衡，在此基础上分析了三个区域城市化对城乡收入差距的偏效应，并进一步建立误差修正模型分析估计与分析，这些分析所产生的结论相互印证并互为补充。这些结论可概括如下：
1.协整检验结果表明，我国东、中、西部城市化与城乡收入差距之间具有长期均衡（面板协整）关系，进一步的FMOLS估计及偏效应分析表明城市化对城乡收入差距的作用并非简单地促进或者抑制，其效应还要取决于城乡收入差距本身的水平，当城乡收入差距水平较高时，城市化将扩大城乡收入差距；而当城乡收入差距水平较低时，加速城市化能有效地降低城乡收入差距。在改革开放的初期，在改革开放之初我国各区域城乡收入差距较大，此时城市化对城乡收入差距的效应为正，推进城市化导致城乡收入差距的扩大。近几年来，东部较发达区域由于城乡收入差距较小，城市化对城乡收入差距产生负效应；而中、西部区域由于欠发达，且城乡收入差距又扩大到较高的水平，城市化不仅不能缩小城乡收入差距，反而让城乡收入差距加剧。这说明我国各区域的城市化进程不宜一刀切，应该注意区域自身的特点，如果不按经济规律办事，企图人为地快速提高城市化水平以缩小城乡收入差距，往往不可行，并且会对经济、社会发展产生负面影响。
2.面板误差修正模型的估计结果说明，我国东、中、西部城市化与城乡收入差距的长期均衡关系对短期城乡收入差距具有抑制作用，而中、西部的这种均衡对短期城市化水平的提高还具有刺激作用。因此，按照科学发展观的要求，我国应该将缩小城乡收入差距的长期措施和提高城市化水平的短期政策相结合，长期内以提高农民收入为重点，短期内东部地区可以提高城市化水平，而中西部短期内不可贸然人为地提高城市化水平，而应该着重加强“三农”建设，提高农民收入，从而抑制和缩小城乡收入差距，实现各区域经济的可持续发展。
标签：收入差距论文; 城市化水平论文; 面板数据论文; 协整检验论文; 协整关系论文; 城乡差异论文; 政策影响论文; 误差分析论文; 经济论文; 城乡差距论文;