產(chǎn)業(yè)同構對城鄉(xiāng)收入差距的影響研究

摘 要：長三角一體化高質量發(fā)展背景下，城鄉(xiāng)收入差距問題愈發(fā)凸顯。本文通過1990—2020年長三角三省一市30年的年度數(shù)據(jù)，構造VAR模型實證檢驗產(chǎn)業(yè)同構對城鄉(xiāng)收入差距的影響關系。結果表明：產(chǎn)業(yè)同構與城鄉(xiāng)收入差距之間存在長期協(xié)整關系，從長期來看，長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)同構程度與城鄉(xiāng)收入差距呈正向影響關系，即產(chǎn)業(yè)結構的合理布局會有效縮小該地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。

關鍵詞：產(chǎn)業(yè)同構；城鄉(xiāng)收入差距；VAR模型

本文索引：鄭真.<變量 2>[J].中國商論，2023（06）：-151.

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2023）03（b）--05

1 引言

2018年在第一屆中國國際進口博覽會上，習近平主席指出，為了更好地發(fā)揮上海等地區(qū)在對外開放中的重要作用，決定支持長江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展并上升為國家戰(zhàn)略，這標志著長三角區(qū)域一體化發(fā)展進入新時代。

長三角地區(qū)是我國經(jīng)濟實力最強的區(qū)域，其無論在城鎮(zhèn)居民人均收入還是農(nóng)村居民人均收入上都長期領先于全國平均水平。以2020年為例，長三角地區(qū)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入達57920元，農(nóng)村居民人均可支配收入達26915元，而同期全國的平均值分別為43834元和17131元，長三角地區(qū)城鄉(xiāng)收入之比達2.15，全國之比為2.56，是全國同年平均值的1.2倍，但是仍然高于國際上反映城鄉(xiāng)收入差距過大的2.0標準線。2019年12月1日，中共中央國務院印發(fā)的《長三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》明確要求，長三角地區(qū)在減少收入分配差距和推進一體化發(fā)展上，為全國做出示范和表率。

理論上，產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整和升級是影響收入分配的重要因素。我國經(jīng)濟具有二元經(jīng)濟特征，農(nóng)村地區(qū)以第一產(chǎn)業(yè)為主，第二、第三產(chǎn)業(yè)分布在農(nóng)村及城鎮(zhèn)地區(qū)，產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整使生產(chǎn)要素得到重新配置，勞動力資源在各產(chǎn)業(yè)間自由流動，農(nóng)業(yè)剩余人口向第二、第三產(chǎn)業(yè)流動，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率得到很大提高，進而影響城鄉(xiāng)收入差距?；诖?，本文利用實證分析探討長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)同構對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

2 文獻綜述

20世紀30年代，大量國外學者圍繞產(chǎn)業(yè)結構與收入分配、經(jīng)濟增長展開了大量的理論研究。Lewis（1954）最早提出的二元經(jīng)濟結構理論，認為在發(fā)展中國家存在以傳統(tǒng)生產(chǎn)方式為主的農(nóng)業(yè)和以制造業(yè)為主的現(xiàn)代化部門，傳統(tǒng)部門和現(xiàn)代化部門之間的生產(chǎn)率差距導致兩個部門之間的收入差距，以及勞動力的“理性”性質，從而導致傳統(tǒng)部門的勞動力向現(xiàn)代化部門轉移，形成農(nóng)業(yè)人口的非農(nóng)轉移，逐漸削減二元經(jīng)濟結構。隨后，Kuznets（1955）提出了“倒U型曲線”，表示在經(jīng)濟增長的初期，收入不平等會逐步擴大，但是隨著經(jīng)濟的發(fā)展，這種不平等會逐漸削減。

國內(nèi)有關產(chǎn)業(yè)結構升級與城鄉(xiāng)收入差距的影響關系的研究，主要分為兩種：

第一種觀點認為，產(chǎn)業(yè)結構升級擴大了城鄉(xiāng)收入差距，如程莉（2014）認為，我國特殊的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟體制，城鎮(zhèn)與鄉(xiāng)村之間不可逾越的壁壘，加上農(nóng)村地區(qū)落后的人力資本使得產(chǎn)業(yè)結構越高極化，收入差距越擴大。李政等（2016）采用杜賓模型研究了中國產(chǎn)業(yè)結構變遷與城鄉(xiāng)收入差距的影響，研究結果表明產(chǎn)業(yè)結構升級會抑制城鄉(xiāng)收入差距收斂。持有相同觀點的還有王悅等（2017）、張玉昌等（2018）。

第二種觀點認為，產(chǎn)業(yè)結構升級縮小了城鄉(xiāng)收入差距。如馬正兵（2008）通過計量分析各省區(qū)市城鄉(xiāng)收入結構，表明產(chǎn)業(yè)結構升級可以促進城鄉(xiāng)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。吳萬宗等（2018）利用1978—2014年的面板數(shù)據(jù)對產(chǎn)業(yè)結構升級與收入分配關系的研究表明，產(chǎn)業(yè)結構升級可以減少收入不平等。持有類似觀點的還有楊晶等（2018）、藍管秀鋒等（2021）基于金融“脫實向虛”視角，實證檢驗了產(chǎn)業(yè)結構轉型升級可以有效緩解城鄉(xiāng)收入差距。

3 實證分析

本文以1990—2020年長三角三省一市的時間序列數(shù)據(jù)為研究樣本，分析產(chǎn)業(yè)同構對長三角地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響。VAR模型通常用于預測相關時間序列，分析隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響，而長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構趨同和城鄉(xiāng)收入差距收斂具有動態(tài)時間序列的演化。因此本文采用VAR作為研究的實證模型。

3.1 數(shù)據(jù)來源和變量說明

本文主要研究長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)同構對城鄉(xiāng)收入差距的影響，因此本文的被解釋變量城鄉(xiāng)收入差距指標選擇用泰爾指數(shù)來標識。在大多數(shù)文獻中多選用城鄉(xiāng)收入比作為衡量城鄉(xiāng)收入差距的指標，但這一指標存在一個重要的缺陷，即并未反映城鄉(xiāng)人口所占比重?；嵯禂?shù)將人口劃分為不同的收入階層，其反映的也不是城鄉(xiāng)收入差距，而泰爾指數(shù)依據(jù)其定義能直接度量城鄉(xiāng)收入差距。

其中， j表示地區(qū)，1表示城鎮(zhèn)地區(qū)，2表示農(nóng)村， Zi表示i地區(qū)人口總數(shù)量， Pij表示i地區(qū)城鎮(zhèn)或農(nóng)村的總收入，其等于相應的人口乘以人均收入。 pi表示i地區(qū)的總收入。泰爾指數(shù)的取值范圍在0～1之間，指數(shù)越大說明城鄉(xiāng)收入差距越大。

本文的解釋變量選用產(chǎn)業(yè)結構相似系數(shù)來衡量長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)同構程度，產(chǎn)業(yè)結構相似系數(shù)是1979年聯(lián)合國工業(yè)發(fā)展組織國際工業(yè)研究中心提出的，用以測量各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構相似度，其表達式如下：

其中， Sij表示i地區(qū)和j地區(qū)之間的結構相似系數(shù)， i和j分別表示不同的地區(qū)， Xik表示的是i區(qū)域k產(chǎn)業(yè)占整個地區(qū)產(chǎn)業(yè)的比重， Xjk表示的是j區(qū)域k產(chǎn)業(yè)占整個地區(qū)產(chǎn)業(yè)的比重， Sij的取值范圍在0～1之間，當Sij取到1時則表示兩個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構完全相同， Sij的值越大則產(chǎn)業(yè)同構程度越大。因為數(shù)據(jù)的可得性，以及三次產(chǎn)業(yè)之間的比重關系是衡量產(chǎn)業(yè)結構最基本和最重要的指標，因此本文選取長三角地區(qū)從1990年以來三次產(chǎn)業(yè)結構相似系數(shù)為指標。

本文所有數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》《新中國55年統(tǒng)計資料匯編》，以及由于浙江省1990—1999年城鄉(xiāng)人口的缺失，選擇了《浙江省統(tǒng)計年鑒》中的部分數(shù)據(jù)。

3.2 描述性統(tǒng)計

本文對1990—2020年的TL、Sij進行描述性統(tǒng)計，統(tǒng)計結果如表1所示。

3.3 VAR模型的構建

VAR系統(tǒng)及格蘭杰因果檢驗得以成立的前提是時間序列具有同階平穩(wěn)性，本文為了減少數(shù)據(jù)的異方差影響，對數(shù)據(jù)進行了對數(shù)化處理，ADF的檢驗結果表明，lnSij在5%的顯著下平穩(wěn)，但lnSij在5%的顯著下不能拒絕原假設，存在單位根，為非平穩(wěn)時間序列。

因此分別進行一階差分，差分后結果如表2所示，在5%的置信水平下，皆拒絕原假設，為一階單整，滿足同階單整可以進行協(xié)整回歸。

3.3.1 最優(yōu)滯后階數(shù)選擇

確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)是為了保證充分的自由度。而根據(jù)LR、FPE、AIC、SC和HQIC信息原則進行判定，選擇最優(yōu)滯后階數(shù)為4階，如表3所示。

3.3.2 協(xié)整關系檢驗

在確定好最優(yōu)滯后階數(shù)后，lnTL變量與lnSij變量之間可能存在協(xié)整關系。采用Jonhansen協(xié)整檢驗，結果表明，在5%置信區(qū)間下，只有一個協(xié)整關系，如表4所示。

協(xié)整檢驗結果表明，產(chǎn)業(yè)結構趨同與城鄉(xiāng)收入差距之間具有長期協(xié)整關系。協(xié)整方程表明，產(chǎn)業(yè)同構與城鄉(xiāng)收入差距存在正相關關系，即當產(chǎn)業(yè)結構相似系數(shù)每上升1%則城鄉(xiāng)收入差距就會擴大12.363%。

進一步檢驗系統(tǒng)的穩(wěn)定性，本文對其進行AR根檢驗，檢驗結果表明，各變量的特征值都在單位圓之內(nèi)，因此該VAR系統(tǒng)是穩(wěn)定的（見圖1）。

3.3.3 格蘭杰因果檢驗

Jonhansen檢驗雖然能檢驗變量之間是否存在長期均衡關系，但無法解釋兩變量之間是否存在因果關系，因此通過格蘭杰因果檢驗，檢驗lnTL、lnSij之間是否存在因果關系，結果表明，在95%的置信水平下，拒絕了“l(fā)nSij不是lnTL的Granger因”，但接受了“l(fā)nTL不是lnSij的Granger因”（見表5）。

3.3.4 脈沖響應函數(shù)

脈沖響應函數(shù)主要用于測量隨機擾動項具有一個單位的標準差影響時，相關內(nèi)生變量當前和未來的響應。本文設定響應期為20期來觀測脈沖響應的趨勢。橫軸表示20年的滯后期間數(shù)，縱軸表示響應變量對脈沖變量的響應大?。ㄒ妶D1）。

圖2表示的是城鄉(xiāng)收入差距TL對來自產(chǎn)業(yè)結構相似指數(shù)Sij的脈沖響應函數(shù)，其結果表明，在此期間，城鄉(xiāng)收入差距將在產(chǎn)業(yè)結構相似指數(shù)的正向沖擊后顯現(xiàn)出正向影響。之后城鄉(xiāng)之間收入差距越來越小，并在第4期達到負向峰值0.1。而第5期之后又開始回升并達到正向最大峰值0.02，5期之后這種影響開始逐漸削弱，并在第20期開始逐漸收斂于0。

圖3表示的是產(chǎn)業(yè)結構相似系數(shù)Sij對來自城鄉(xiāng)收入差距TL指數(shù)的脈沖響應函數(shù)，結果表明，當本期產(chǎn)業(yè)結構相似指數(shù)在受到城鄉(xiāng)收入差距的一個正向沖擊后，即當城鄉(xiāng)收入差距擴大，會帶來產(chǎn)業(yè)結構相似程度的加深，并在第2期達到峰值，之后開始回落，但這種影響一直都保持著正向影響，說明城鄉(xiāng)收入差距的擴大會加劇長三角地區(qū)間產(chǎn)業(yè)結構的趨同，但隨著時間的推移，這種影響會逐漸減弱。

3.3.5 方差分解

脈沖響應追蹤的是系統(tǒng)對于一個內(nèi)生變量的沖擊效果，而方差分解是將模型中某個變量的方差分解為各個擾動項，用于分析各個擾動項因子對模型中各個變量的相對影響程度，而本文僅探究產(chǎn)業(yè)同構的沖擊對城鄉(xiāng)收入差距程度的影響，結果如表6所示。從表6可知，對lnTL進行向前1個時期的預測，其方差完全來自TL自身，但是從第2期開始，產(chǎn)業(yè)同構對城鄉(xiāng)收入差距的貢獻程度加強，到了第20期產(chǎn)業(yè)同構對城鄉(xiāng)收入差距的解釋度大約在31.6%。說明從長期來看，產(chǎn)業(yè)結構的合理化布局將減緩城鄉(xiāng)收入差距的擴大。

4 結語

綜上所述，長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)同構對城鄉(xiāng)收入差距之間存在長期的協(xié)整關系，并且產(chǎn)業(yè)同構是城鄉(xiāng)收入差距的格蘭杰原因。長三角地區(qū)的產(chǎn)業(yè)同構程度越深，該地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距將越大。反過來，城鄉(xiāng)收入差距過大會加劇產(chǎn)業(yè)同構。

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