中國城鄉經濟一體化對城鄉收入差距的非線性效應

歐陽志剛

（華東交通大學經濟管理學院，江西 南昌330013）

1 引言

2010年中國人均GDP超過4 000美元，真正進入了國際社會公認的中等收入階段，但該階段同時也是社會經濟矛盾集中以及經濟發展重要的轉折時期。國際經驗表明：在這個重要的轉折時期，如果不能恰當地處理經濟社會中的各種矛盾和實現經濟發展方式的轉型，經濟發展可能出現反復震蕩，甚至倒退的局面。一些拉美發展中國家正是在這一階段由于自身經濟發展的難以克服的矛盾，導致經濟增長回落或長期停滯，陷入所謂“中等收入陷阱”。中國能否成功跨越“中等收入陷阱”，實現由生存型社會向發展型社會轉變，經濟增長由數量型增長向質量型增長的轉變，其關鍵的問題就是要統籌城鄉經濟，實現城鄉經濟社會發展一體化，阻止當前城鄉收入差距的繼續擴大。由此而提出的問題是：如何揭示城鄉經濟一體化對城鄉收入差距的效應？出于對上述問題的研究動機，本文針對中國的經濟轉型與城鄉二元結構變化的背景，設定協整向量和調節系數都為非線性的閾值協整模型，基于模型的估計結果回答上述問題。

近年來，收入差距的持續擴大一直是中國經濟社會發展的重要難題，而城鄉收入差距不僅是中國收入差距中的重要組成部分［1］，也是能否實現中國城鄉經濟協調發展的關鍵所在。許多學者從不同的角度解析了中國城鄉收入差距變化的原因。蔡昉［2］指出，中國政府重工業優先發展戰略和由此衍生的一整套政府干預政策是中國城鄉收入差距擴大的主要原因。林光彬［3］認為中國城鄉收入差距擴大的根本原因是社會等級秩序格局、失衡的財富與收入分配格局、資源的流動性障礙格局與市場等級化格局等一系列社會安排的相互作用，國家在調控城鄉差距的政策發生錯位與缺位，進一步加快了城鄉收入差距的擴大。任太增，王現林［4］的研究表明，中國城鄉收入差距的真正原因是權力的不平等。陳斌開，林毅夫［5］分析了政府重工業優先發展戰略對城市化和城鄉工資差距的影響，發現落后國家推行重工業優先發展戰略將導致更低的城市化水平和更高的城鄉工資差距。除了上述理論探討外，在實證研究方面：李實（1999）［6］發現，農村勞動力向外流動減少了農村剩余勞動力，提高了其他勞動力的勞動生產率，從而有助于提高農村居民的收入。郭劍雄［7］將人力資本、生育率以及二者的互動影響作為分析中國城鄉收入差距的基本變量，研究發現農村地區的高生育率和低人力資本積累率是農民收入增長困難的根本原因。陸銘，陳釗［8］基于省級面板數據的估計結果顯示，城市化對降低城鄉收入差距有顯著的作用。張立軍，湛泳［9］分析了農村金融發展與城鄉收入差距之間的關系，發現農村資金的不斷外流和非正規金融的不規范發展，加劇了城鄉收入差距的擴大。孫永強等［10］的研究表明，長期內金融發展和對外開放均顯著擴大了城鄉居民收入差距，且金融發展的影響大于對外開放的影響。葉志強等［11］發現金融發展顯著擴大了城鄉居民的收入差距，金融發展與農村居民收入負相關。

國內文獻僅有歐陽志剛［12］研究了城鄉經濟一體化對城鄉收入差距的影響，但僅著重考察城鄉經濟一體化對城鄉收入差距影響的地區效應不同，本文著重考察城鄉經濟一體化對城鄉收入差距的長期效應和短期效應，特別是考察不同經濟發展階段，長期效應和短期效應的非線性特征。

2 城鄉經濟一體化對城鄉收入差距效應的模型設定

2.1 城鄉經濟一體化與城鄉收入差距的度量

中國城鄉經濟一體化包含商品市場一體化和要素市場一體化。要素市場一體化的進程難以直接度量，商品市場一體化的度量雖有不同方法，但基于一價定律的度量方法相對較好（桂琦寒等，2006）［13］。所謂一價定律是指在市場經濟下，如果不考慮運輸成本、貿易壁壘和信息成本，商品套利機制將導致同種商品在不同國家通過匯率折算的價格相等。將一價定律運用在國內市場上，表現為國內市場的分割使同種商品在不同地區出現不同價格，但是市場的力量將使商品市場趨向整合，商品價格將趨同；因此，如果中國城鄉商品市場趨向整合，城鄉商品價格將趨于相等。本文基于一價定律度量中國城鄉商品市場一體化，以城鄉商品市場一體化近似代替城鄉經濟一體化。以p1t表示1977年為基期城市居民消費價格指數，p2t表示對應的農村居民消費價格指數。根據一價定律，城鄉商品市場價格趨同的度量為pt=ln(p1t/p2t)。容易看出，pt值越小表示城鄉經濟一體化程度越高，特別是若pt約為零，表示城鄉經濟完全一體化。1978—2013年pt的計算結果見圖1①1985年后的數據來自《中國統計年鑒》。由于國家統計局沒有報告1985年前的農村居民消費價格指數，因此我們無法得到1985年前的城鄉居民消費價格指數趨同的數據。圖1中1978—1984年的數據是使用城鄉商品零售價格指數計算得到。數據來自CEIC，作者計算。。

圖1 城鄉經濟一體化與城鄉收入差距的度量結果Fig.1 The measurement results of urban-rural integration and urban-rural income disparity

從城鄉價格趨同（經濟一體化）的運行態勢看，上世紀90年代后期至本世紀初是中國城鄉價格趨同與分離演化的轉折時期。改革開放至上世紀90年代后期，城鄉價格分離呈逐步擴大趨勢，本世紀以來城鄉價格呈逐步趨同趨勢。這就意味著上世紀90年代后期以前中國城鄉經濟一體化分割程度在逐步拉大，2000年后城鄉經濟逐步趨向一體化。中國城鄉經濟一體化進程形成上述特征的主要原因如下：中國的經濟體制改革雖然自農村開始，但改革的重點很快轉向城市，并且在隨后的相當長一段時期內忽視了對農村的改革。這就直接導致了到上世紀末期，中國城市已初步建立較為完善的市場經濟和現代化經濟，而在農村地區還仍然處于較為原始的自然經濟狀態。這種城市偏向的發展政策使社會資源不合理地流入城市居民所在地區，加深了城、鄉經濟發展的差距，也使得城市居民獲得的市場機會更多、市場能力更強，獲得的收入也越高，與此同時，改革早期典型的二元經濟結構和二元體制，在城鄉之間形成了資金、商品、技術、勞動力進入壁壘，這在很大程度上阻礙了生產要素和商品在城鄉之間的流動。正是城市化、工業化的偏向政策與城鄉二元結構的阻礙，共同導致了改革初期至上世紀末期城鄉經濟分割程度的逐步加深。在上世紀90年代中期以后，由于農民收入增長遲緩，農村經濟發展滯后，“三農”問題成為中國經濟和社會發展的“瓶頸”，中央政府開始致力于探討并實施解決中國“三農”問題的政策與措施。特別是本世紀初以來，中國二元經濟結構和二元體制得到顯著改善，城鄉戶籍制度得到放松，由此形成的阻礙城鄉要素、商品流動的“壁壘”明顯削弱，再加上近年來中國政府著力推進的以城鄉經濟協調發展為目標的城鄉一體化政策逐步取得顯著成效，城鄉商品流通的運輸成本和信息成本得到顯著降低；因此，從本世紀開始，中國城鄉經濟一體化程度逐步深化。上述對度量結果的分析說明，基于城鄉價格趨同的方法適合近似度量中國城鄉經濟一體化。

現有文獻中，度量城鄉收入差距常用2種方法：城、鄉居民收入比和泰爾指數（Iteil）。王少平，歐陽志剛［14］認為泰爾指數不僅反映城鄉居民的收入比，而且還揭示了城鄉人口的變化，因此，相對而言泰爾指數更適合度量中國城鄉收入差距。泰爾指數計算公式為

其中：j=1,2 分別表示城鎮和農村地區；rjt表示t時期城鎮或農村人口數量；rt表示t時期的總人口；sjt表示城鎮或農村的總收入（用相應的人口和人均收入之積表示）；st表示t時期的總收入①有關計算收入差距的原始差距來自于《中國統計年鑒》和《新中國50周年統計資料匯編》，下文若未加特別說明，所使用的數據來源與此相同。。泰爾指數計算結果見圖1，為便于比較，圖1中同時給出了城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均純收入之比（srb）數據。從泰爾指數的整體變化軌跡看，本世紀以前Iteil雖有較大幅度的波動，但整體呈現較快速度的遞增趨勢，本世紀開始，泰爾指數雖然仍保持上升趨勢，但上升的速度明顯小于以前的平均上升速度②這一點在srb曲線中也可以看出。。由于城鄉經濟一體化的度量曲線也大約在2000年前后呈先升后降的變化特征，由此是否意味著早期的城鄉經濟分割刺激了城鄉收入差距的擴大，現階段城鄉經濟一體化的進程阻滯城鄉收入差距的擴大？針對于上述經濟背景和數據特征，本文將使用非線性閾值協整模型進行研究。

2.2 城鄉經濟一體化對城鄉收入差距效應的非線性閾值協整模型

發展中國家的經驗表明，人均GDP 達到1 000～3 000美元是經濟發展的轉型時期，伴隨著經濟轉型，一些社會矛盾如失業、貧困以及城鄉差距開始凸顯出來；因此，經濟轉型期必然涉及到與社會經濟相關的政策、制度的重新設計和安排。中國進入經濟轉型期正好處于上世紀90年代后期與本世紀初，這一時期中國政府推出了一系列新的收入分配政策，注重解決“三農”問題，積極推進城鄉經濟協調發展，強調產業結構升級和經濟結構調整。與之相伴隨的是，這一時期城鄉經濟開始由分割轉向逐步融合，城鄉收入差距由快速提高轉向緩慢上升并基本穩定。上述事實意味著，轉型期的經濟結構和相關經濟體制的變化，可能改變了城鄉經濟一體化對城鄉收入差距的效應。為揭示這種效應，本文模型設定如下

式中：qt-d為人均GDP，是反映經濟發展程度的閾值變量；d為發生機制轉移的位置參數，用于確定機制轉移發生的位置；γ為閾值。模型（2）揭示了城鄉經濟一體化對城鄉收入差距的影響隨經濟發展階段的變化而具有非線性閾值效應。特別地，若γ位于1 000～3 000美元之間，則表明這種效應的非線性轉換發生于經濟轉型期。另一方面，從現有實證文獻可以發現，影響中國城鄉收入差距的其余它主要因素為城市化、金融發展程度、對外開放程度等。本文參考陸銘，陳釗［8］，孫永強，萬玉琳［10］等的研究，模型（2）中控制變量分別選擇對外開放度（kf）、城鄉固定資產投資比（tzb）和農村金融發展（jr）①由于本文在城鄉收入差距泰爾指數的計算過程中，使用了城鄉人口比，在一定程度上反映了城市化，因此，模型(2)的控制變量中沒有加入城市化變量。引入農村金融發展和對外開放度為控制變量的原因見相關參考文獻，不贅述。引入城鄉固定資產投資比為控制變量是為了反映城市偏向政策對城鄉收入差距的影響。后文的實證研究中農村金融發展數據的定義與來源參照王修華，邱兆祥(2011)［18］。。進一步地，如果模型（2）的變量均服從I(1)單位根過程，且殘差ut～I(0)，則模型（2）為閾值協整模型，它揭示了模型（2）中各變量之間的長期均衡關系。由格蘭杰表述定理，協整殘差ut將向協整系統短期回復，ut的短期回復必然通過協整關系對模型（2）各變量的短期變化產生調節效應。向量誤差校正模型（VECM）正是用來刻畫ut向均衡的回復及其對模型（2）各變量的短期調節效應。由于模型（2）為兩機制閾值協整模型，這就意味著不同機制中的協整殘差分別向各自機制的長期均衡關系回復，因此，根據歐陽志剛［15］的推導，模型（2）對應的向量誤差校正模型（TVECM）可表述為

式中：yt=(teilt,pt,kft,tzbt,jrt)′；B1,B2為誤差調節系數矩陣；A1,A2為模型（2）所表述的協整向量矩陣。B1,B2分別反映在不同機制下模型（2）中的長期穩定（協整）關系對城鄉收入差距、城鄉經濟一體化的短期變化所產生的非線性調節效應。

3 非線性閾值協整模型的估計與檢驗

本文模型（2），（3）是協整向量和調節參數都為非線性的兩機制閾值協整模型，其估計和檢驗的步驟如下：①使用通常的ADF 或PP 方法檢驗模型（2）中的變量是否為I（1）過程，若是，使用Gonzalo，Pitarakis（2006）［16］的方法檢驗模型（2）的協整向量是否存在非線性；②使用Choi，Saikkonen［17］的方法檢驗是否存在協整關系；③使用非線性最小二乘法估計模型（2），并獲得閾值γ和位置參數d的估計。④根據歐陽志剛［15］，模型（3）的閾值參數和機制轉移位置由模型（2）確定。因此，在qt-d和γ已知的條件下，使用Hansen，Seo［16］的方法估計模型（3）。

3.1 閾值效應與協整關系的檢驗

本文首先使用ADF檢驗，發現模型（2）的變量都是I（1）過程。定義β=(β0,β1,λ1,λ2,λ3)′。沒有閾值效應的原假設為β=0 ，非線性閾值效應的備選假設為β≠0 。為表述方便，令Xt=(1,pt,kft,tzbt,jrt) ，Zt=(1,pt,kft,tzbt,jrt)I(.)，M=I-X(X′X)-1X′。Gonzalo，Pitarakis（2006）［17］提出閾值效應的檢驗統計量為

式中：Γ 為參數γ,d可能的取值區間；為原假設下模型（2）估計的殘差方差。由于閾值γ是刻畫中國的經濟轉型以及相應的制度變化，因此對照前述的實際數據特征和中國的經濟背景，選擇人均GDP 的5 000～13 000 元為其可能區間。參照現有多數文獻，參數d的可能區間為-3～0，由此構成γ,d的二維搜索區間。使用本文樣本數據，計算得到的SupLM=100.5，該值遠大于Gonzalo，Pitarakis（2006）［17］所提供的不同數據生成過程下的5%顯著性水平所對應的臨界值①不同數據生成過程下，Gonzalo,Pitarakis(2006)［17］的5%顯著性水平的臨界值在12左右。，也大于Andrews［20］所給出的相同極限分布的1%顯著性水平的臨界值；因此，可以拒絕不存在閾值效應的原假設，說明城鄉經濟一體化對城鄉收入差距的影響具有閾值效應。基于此，本文還需要進一步檢驗模型（2）的協整關系是否成立。Choi，Saikkonen［18］提出了對模型（2）的協整檢驗方法。基本思想是，若模型（2）的殘差平穩，則模型（2）即為閾值協整關系。閾值協整的原假設H10:～I(0)，不存在閾值協整的備擇假設H11：～I(1)。Choi，Saikkonen［18］建議選擇模型（2）的部分殘差，由此得到的KPSS檢驗統計量的極限分布不依賴未知參數，即

式中：為模型（2）中u的長期方差ωu2的一致估計；b為所選擇的部分殘差樣本容量；i為部分殘差的起始點（i，b的選取見下文）；w(s)為標準布朗運動。使用部分殘差計算的檢驗統計量雖不含未知參數，相對于使用全部殘差，其檢驗的勢可能降低。為提高檢驗勢，對上述不同的b和i，從中選取最大的KPSS 統計量

式中H為部分殘差的容量b固定時，需計算統計量的次數，的計算步驟如下。

第1步：給定部分殘差的容量b，確定H。

1）令H=[T/b]*，[T/b]*表示大于或等于T b的最小整數，T為樣本數量。

2）記i1,...,iH分別表示H個容量為b的部分殘差樣本的起始點，并令i1=1,i2=T-b+1 ，i3=b+1,i4=T-2b+1,...。這樣設定，可以確保所有的殘差都可以分別被用來計算，而又使得計算次數H最小②這里的H實質上是將全部殘差分為H個長度為b的子樣本,因此H的確定是分劃樣本,使所有樣本點落入不同的子樣本區間中且子樣本的個數最小。。

第2步：確定部分殘差的容量b。

1）殘差容量b應是在其可能的區間［bsmall，bbig］進行選擇。具體做法是，從bi=bsmall至bbig，分別計算相應的。由于本文樣本為36，因此，選擇bsmall=17，bbig=29。

2）對每一個bi（i=small+m,...,big-m），計算統計量的標準差，本文設定m=2。

3）最小標準差所對應的bi即為要選擇的部分殘差容量b，而其相對應的H即為對殘差劃分子樣本的個數。

根據上述計算方法，利用中國樣本期內數據對模型（2）做NLS，并基于估計的殘差計算統計量值。若該統計值小于其分布對應的臨界值，則不拒絕原假設，模型（2）即為閾值協整模型。進一步，從（6）式可以看出，應用進行閾值協整檢驗，必須計算其分布的臨界值。我們通過Monte Carlo仿真試驗來計算它的精確臨界值以實現有限樣本的閾值協整檢驗。的5%臨界值，結果見表1。

表1 閾值協整統計檢驗結果Tab.1 The statistical test results of threshold cointegration

統計量估計值為0.082，小于其極限分布的5%臨界值14.11；因此，接受原假設，估計的模型（2）即為中國城鄉經濟一體化對城鄉收入差距效應的閾值協整模型。

3.2 閾值協整模型（2）的估計結果

基于本文前述對d，γ所確定的可能區間，對其中每一個可能的閾值γ和d，我們對模型（2）進行非線性最小二乘估計，由此產生的估計量具有一致性，估計結果（括號內為t統計值）如下：

由閾值協整檢驗結果可知，對應模型（2）的估計（7）式即為中國的城鄉收入差距與城鄉經濟一體化的長期閾值協整關系。位置參數d的估計結果為1，表明城鄉經濟一體化對城鄉收入差距的影響是隨著已有的經濟發展水平變化而發生機制轉移，閾值參數γ（=7 100）的估計值揭示了發生機制轉換的經濟發展水平。從中國的實際數據看，yt-1≥7100 對應1999年及以后，換言之，城鄉經濟一體化對城鄉收入差距影響的機制轉換時期是發生在上世紀末，這一結果正好對應了中國在這一時期的經濟轉型背景，也印證了本文圖1中的數據變化特征。由此說明，本文的估計結果較為準確地刻畫了由中國經濟轉型以及與之相伴隨的制度改革而導致的城鄉經濟一體化對城鄉收入差距效應的改變。

參數（=0.22）的估計揭示了1978—1998年樣本期間（對應yt-1＜7 100），城鄉經濟一體化進程對城鄉收入差距的偏效應，+（0.22+0.754=0.974）反映了1999—2010年樣本期間內（對應yt-1≥7 100），城鄉經濟一體化對城鄉收入差距的偏影響。，+的估計結果都為正，意味著不同時期城鄉經濟一體化對城鄉收入差距都具有正向長期效應。從圖1的計算結果看，由于1978—1998年期間中國以城市為中心的經濟發展方式以及城鄉二元經濟和二元社會體制的阻礙，導致中國在這一時期城鄉經濟的分割程度持續擴大，根據（7）式估計結果，這一時期內城鄉經濟的分割長期推動了城鄉收入差距的擴大，該結果也與中國收入差距在1978—1998年期間持續較大幅度擴大趨勢相一致。1999年及以后，隨著中國二元經濟結構和二元體制得到改善，城鄉戶籍制度逐步放松，以及中國政府著力推進的以城鄉經濟協調發展為目標的城鄉一體化政策逐步取得成顯著成效，中國城鄉經濟逐步融合，一體化趨勢逐步顯現。城鄉經濟一體化的推進顯著改善了城鄉間的要素和商品流動，帶動了農村經濟的發展，提高了農村的收入水平。由（7）式估計結果可知，這一時期城鄉經濟一體化進程顯著阻滯了城鄉收入差距的擴大，且這一效應具有長期性。由此意味著，當前中國城鄉經濟一體化的持續推進是從根本上改善城鄉收入差距拉大的主要措施之一。上述研究結論也吻合了中國的實際經濟背景。中國政府早期推行的重工業優先發展戰略，并由此形成中國城市偏向政策。城市偏向政策的直接后果就是政府采取歧視農業和農村的政策，如農產品價格剪刀差、農產品和投入品流通的干預，以及偏向于工業部門的財政與金融政策，由此導致了改革初期城鄉市場的分割。城市偏向的政策使得收入大規模從農村向外轉移至城市，而城鄉市場的分割又使得農民及農村經濟難以分享城市經濟相對高效率的好處，從而加速了城鄉收入差距。1978年的改革雖然自農村開始，但這種改革主要是以家庭聯產承包制為主，雖然解決了人民公社制度下因平均分配原則而長期解決不了的激勵問題，縮小了城鄉收入差距，也在一定程度上推動了生產要素、產品在農村內部和城鄉之間流動，但范圍相對較小，無助于顯著改善城鄉市場的分割狀態。1985年后，中央政府公開宣布了加快城市改革步伐的計劃，改革重點快速轉向城市，并且所有改革方式都傾向于提高城市的相對收入（蔡昉，楊濤，2000）［22］。城市經濟的快速發展與農村經濟的相對停滯，深化了城鄉經濟的分割，擴大了城鄉收入差距。這一時期農民雖然可以通過進城務工的形式分享城市經濟發展的成果，但由于城市居民和農村居民的社會等級和人力資本的差異，農民工只能從事一些低收入的工作，難以和城市居民直接競爭，無助于城鄉收入差距的緩解。

上世紀90年代中后期開始，“三農”問題成為中國經濟、社會發展的主要“瓶頸”，中央政府開始致力于實施解決中國“三農”問題的政策、措施。例如，政府實施的推進農村信息網建設、加快農村基礎設施建設、構建覆蓋農村的現代流通網絡、萬村千鄉市場工程、大力推動農業科技教育、著力推進農村實用科技入戶等等。這些措施一方面提升了農村流通信息化水平，加強了農村商品和生產資料的配送能力，磨平了城鄉商品流通過程的市場摩擦，降低了交易成本，促進了城鄉商品市場的一體化進程，另一方面，這些措施也增加了農民所擁有的知識、技能、勞動的熟練程度，提高了農民的人力資本水平，從而有助于農民收入的提高。與此同時，城鄉戶籍制度明顯得到放松，二元經濟結構和二元體制得到顯著改善，由此形成的阻礙城鄉生產要素的“壁壘”明顯削弱，許多歧視農民工的不合理管理制度被取消，由此推動了城鄉要素市場的一體化。城鄉商品市場和要素市場的一體化推進，以及農民人力資本水平的提高，抑制了城鄉收入差距的擴大，促進了城鄉經濟的協調發展。

總之，中國城鄉收人差距持續擴大的根本原因是政府城市偏向政策和工業化發展戰略，如果沒有相伴隨的城鄉經濟的分割，城市的發展將通過產品和要素在城鄉間的自由的流動而快速帶動農村發展，中國城鄉收入差距不可能持續擴大。正是因為政府城市偏向政策導致城鄉經濟發展的差距，加上相伴隨的城鄉市場分割使得農民無法平等參與市場活動而導致城鄉收入差距的不斷擴大。隨著中國經濟發展階段的變化和經濟轉型，城鄉經濟一體化的推進抑制了城鄉收入差距的擴大，這種抑制效應具有長期性。本文閾值協整模型（2）的估計結果較準確地刻畫了中國城鄉經濟分割與整合的變化對城鄉收入差距的長期效應。

3.3 非線性閾值協整向量誤差校正模型的估計結果

閾值協整模型（2）的估計和檢驗結果證實了，中國城鄉經濟一體化對城鄉收入差距的效應具有顯著的隨經濟發展階段而變化的機制轉移特征。非線性閾值協整向量誤差校正模型（3）的估計結果揭示了城鄉經濟一體化與城鄉收入差距的短期調節效應，這種調節效應由估計的B1,B2刻畫。為簡便，這里僅報告模型（3）中本文關注的兩個方程

（=-0.423）＜0，+（-0.423-1.542=-1.965）＜0，從理論上進一步印證了估計的模型（2）為閾值協整模型。這一結果表明，伴隨中國經濟發展、經濟轉型以及制度變遷所形成的城鄉經濟一體化與城鄉收入差距的長期穩定（協整）關系，對短期的城鄉收入差距具有抑制效應。換言之，中國城鄉長期經濟發展規律具有城鄉收入差距縮小的內在要求，如果沒有政府政策和制度的阻礙，城鄉收入差距不會持續擴大。這一結果再次印證了中國城鄉收入差距的擴大是源于制度與政策因素，其揭示的經濟意義為：當前中國縮小城鄉收入差距的措施應從制度與政策入手，切實改善農民和農民工的不平等待遇，加大對農業的投入，減輕農民負擔、增加對農業補貼和扶持農產品的加工，提高農民工的待遇等，除此以外，政府還應采取措施，消除城鄉二元體制，降低城鄉商品流通的交易成本，加速城鄉經濟一體化，以此推動城鄉收入差距的縮小。

（=-0.245）＜0，+（-0.245-0.068=-0.313）＜0，隱含城鄉經濟一體化與城鄉收入差距的長期穩定（協整）關系對城鄉經濟的分割具有短期的抑制效應，因此，中國城鄉經濟的長期發展將推動城鄉市場趨向整合。這一結果揭示的經濟意義為：改革開放初期，中國政府為追求經濟發展速度而實施的城市化偏向政策和城鄉經濟的制度分割，違背了城鄉經濟協調發展的內在經濟規律要求。本世紀以來，中國政府所采取的一系列推動城鄉商品、城鄉要素市場一體化的政策措施吻合了城鄉經濟長期協調發展的內在要求，必將對中國經濟的長期持續發展產生深遠而有益的影響，由此也進一步說明，近期推動城鄉經濟一體化的政策具有科學性、適宜性。

4 穩健性檢驗①由于模型(2)是本文的核心模型，這里僅列出對模型(2)穩健性檢驗的結果，本文也相應地對模型(3)做了穩健型檢驗，發現模型(3)的估計結果是穩健的。

本文上述研究是基于泰爾指數計算城鄉收入差距，不同的城鄉收入差距度量方法也許影響本文的結論，為此，使用城鄉收入比（srb，見圖1）度量城鄉收入差距。使用前述方法重新對模型（2）進行閾值協整檢驗，發現非線性SupLM檢驗統計量為97.45，非線性閾值協整統計量為0.065，檢驗結果不改變原有結論。本文進而使用前述方法估計模型（2），結果如下

從模型（10）的結果容易看出，反映城鄉經濟一體化對城鄉收入差距效應的系數都為正號，與前述結果一致，閾值參數（=7 400）與其余參數估計結果的符號也基本不變。進一步地，為檢驗模型（2）增加或減少控制變量是否顯著改變本文的結論，參照陸銘，陳釗［8］等的研究，我們分別在模型（2）中增加控制變量：城鄉就業比（jyb），高校在校人數/總人口（gxrs），城鎮人口/農村人口（csh），此外，本文還對模型（2）中原有的控制變量分別剔除。這樣改變設定后，對模型（2）的非線性SupLM檢驗和閾值協整檢驗的結果分別列于表3的第3，4行。在上述不同情形下，分別對模型（2）進行非線性NLS估計，反映城鄉經濟一體化對城鄉收入差距效應的參數α1，β1的估計結果見表3中的第1，2行。表3結果表明，對模型（2）增、減一部分控制變量后，非線性檢驗和閾值協整檢驗的結論與原有結論相同。另外，除了剔除農村金融發展（jr）控制變量導致α1估計的符號變為負號外，其余情形下，α1，β1估計的符號與原有模型的符號相同，都為正號。上述結果說明農村金融發展是影響城鄉收入差距的重要變量，剔除后將導致顯著的模型設定偏誤并扭曲估計結果。不同情形下模型（2）估計與檢驗結果基本穩定也說明，本文的模型設定具有較好的穩健性，本文的估計結果基本準確地揭示了城鄉經濟一體化對城鄉收入差距的效應。

表2 穩健性檢驗結果Tab.2 Robustness testing results

5 結論與注釋

本文針對中國經濟背景和相關理論而設定中國城鄉經濟一體化與城鄉收入差距的閾值協整模型，應用非線性最小二乘估計和仿真試驗實現閾值整模型的檢驗與估計，由此所產生的結論揭示了中國城鄉經濟一體化與城鄉收入差距的長期關系。本文進而基于閾值協整模型設定非線性誤差校正模型，研究長期協整關系對城鄉經濟一體化和城鄉收入差距短期變動的調節效應。研究結論可概述為

1）本文基于一價定律和泰爾指數度量了中國城鄉經濟一體化與城鄉收入差距，結果表明：上世紀90年代末期以前，中國城鄉經濟一體化分割程度在逐步拉大，2000年后城鄉經濟逐步趨向一體化。泰爾指數的度量結果表明本世紀以前城鄉收入差距雖有較大幅度的波動，但整體呈現較快速度的遞增趨勢，從本世紀開始，泰爾指數雖然仍保持上升趨勢，但上升的速度明顯小于以前的平均上升速度。上述數據變化特征意味著城鄉經濟一體化對城鄉收入差距的影響在上世紀末發生改變。

2）中國經濟轉型發生于上世紀90年代中后期，這一轉型不僅使中國經濟發展進入新的階段，也使中國與城鄉經濟發展相關的制度發生變化。針對這一背景，本文設定了城鄉經濟一體化對城鄉收入差距效應的閾值協整模型。閾值協整模型的估計結果說明，城鄉經濟一體化對城鄉收入差距的長期效應因經濟發展階段的變化而產生非線性的轉換與演變：1978—1998年，中國城鄉市場持續分割，分割的城鄉經濟長期推動了城鄉收入差距的擴大。1999年以后，中國城鄉經濟逐步轉向一體化，這一時期城鄉經濟一體化對城鄉收入差距的擴大具有長期抑制效應。非線性誤差校正的估計結果印證了上述結果，也就是說，長期協整關系對城鄉經濟一體化與城鄉收入差距的短期變化具有抑制效應。上述結果說明，中國近幾年所實施的推動城鄉經濟協調發展的政策，對于縮小中國的城鄉收入差距必將產生積極效應。基于本文的結果，縮小城鄉收入差距不僅要對農民、農村采取多予少取、工業反哺農業等直接增加農民收入的政策，還要著力推進統一城鄉市場的建設，徹底改變城鄉二元體制，有效地克服產品和要素流動的障礙，使得產品和要素在城鄉自由流動，農民平等地進入市場交換產品和生產要素，并能在等價交換的基礎上保障農民收益。此外，還應進一步加大對農村科技和農村教育的投入，大力發展農村職業教育，加大對農村人力資本的投入，提高農村居民的科學文化素質和人力資本水平，以此提高農民獲得收入的能力。

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