產業結構、經濟增長與城鄉收入差距關系實證研究—以河南省為例

■ 鄭興無 教授 田 圓（中國民航大學 天津 300300）

引言

改革開放以來，河南經濟發生了根本性轉變，國內生產總值從1978年的162.92億元到2013年的32155.86億元，人均生產總值2013年增加到34174元。但經濟高速發展的同時，城鄉收入差距問題日漸凸顯。而產業結構中第一產業與鄉村收入有著很大的聯系，間接地影響城鄉收入差距，所以研究經濟增長、產業結構與城鄉收入差距間的關系十分必要。

現有對經濟增長和城鄉收入差距關系的研究較為豐富，但結論差異較大。王德文（2005）通過實證分析發現經濟增長對城鄉差距的影響分兩個階段：1978-1989年的經濟增長有利于降低城鄉收入差距，1990-2003年則不同。王少平、歐陽志剛（2008）認為1978-1991年城鄉收入差距擴大有利于經濟增長；1992-1999年這種作用由正向負轉移。有關產業結構和城鄉收入差距的關系，任元明、王小華（2013）以城鄉居民收入差距的面板數據為基礎，認為產業結構優化有利于降低城鄉居民收入差距。蘇雪串（2002）認為產業結構升級在短期不利于城鄉收入差距的降低，但從長遠來看產業結構升級是經濟發展要求使然，且有利于縮小城鄉收入差距。

研究河南省城鄉收入差距的文獻相對較少，郭志富、宋博等（2012）研究發現河南省從改革開放至2012年城鄉收入差距演進趨勢呈現“W”曲線；河南東、西、南部城鄉收入差距較大。安乾、呂可文等（2012）認為1978年以來河南省城鄉收入絕對差距不斷擴大呈現“M”和“V”復合狀變化，且具有顯著的區域不平衡性。

有關經濟增長與城鄉收入差距關系的研究以及產業結構與城鄉收入差距關系的研究均取得了豐富的成果，但研究者采用的指標、方法不同，得出的結論有所不同。但有關經濟增長、產業結構與城鄉收入差距三者關系的研究很少涉及，以河南省為例的實證研究則更少。本文通過對現有文獻的梳理，以河南省為例建立多元向量自回歸模型，研究經濟增長、產業結構與城鄉收入差距的關系。

變量選取、數據與統計分析

（一）變量選取

考慮到國內生產總值（GDP）沒有考慮人口變化對經濟的影響，而人均國內生產總值（PGDP）可直接反映經濟的真實增長水平，所以本文以河南省人均生產總值（PGDP）衡量經濟增長。以河南省第一產業生產總值與河南省生產總值的比值（IS）衡量產業結構，理論上而言，比值下降若是因為第一產業的發展比較落后或是產業結構水平較低，將不利于縮小城鄉收入差距。一些研究顯示：河南第一產業發展落后，產業結構處于較低水平，存在許多問題及不足。所以有理由認為目前河南第一產業比重的降低不利于縮小城鄉收入差距。由于泰爾指數對兩端收入的變動比較敏感，而我國城鄉收入差距主要體現兩端的變化，且泰爾指數還考慮了對應的城鄉人口的變化，因此選擇泰爾指數（TL）度量河南省城鄉收入差距，該值越大意味著城鄉收入差距越大。計算公式：

圖1 河南實際人均生產總值與第一產業比重

圖2 泰爾指數

圖3 城鄉收入差距脈沖響應函數合成圖

表1 各變量序列的ADF檢驗

表2 Trace統計量檢驗、最大特征值統計量檢驗

表3 LnTL、LnPGDP、LnIS格蘭杰因果關系檢驗

表4 城鄉收入差距的方差分解表

Y1、Y2、Y分別表示河南鄉村總收入、城鎮總收入和總收入，P1、P2、P分別表示河南鄉村總人口、城鎮總人口和總人口。在不改變原始變量關系的基礎上，對變量取自然對數（ln）以避免數據的劇烈波動可能引起的偏差并消除異方差現象。最終采用的變量為lnPGDP、lnIS和lnTL。

（二）數據來源及處理

數據來源。河南省PGDP、第一產業比重、鄉村、城鎮總人口、城鎮居民可支配收入、鄉村居民純收入等數據均來自《河南統計年鑒》，其中鄉村總收入是根據歷年的鄉村居民純收入乘以鄉村總人口得出，城鎮總收入算法相同，總收入為城鎮、鄉村總收入之和。泰爾指數（TL）根據公式計算得出。

數據處理。人均生產總值（PGDP）用居民消費價格指數（上年=100）消減，因為只需反應當年城鄉實際收入差距，所以對城鎮總收入、農村總收入分別用城市居民消費價格指數（上年=100）、農村居民消費價格指數（上年=100）消減而不采用定基消減。

（三）變量的描述性統計

如圖1所示，河南省實際人均生產總值逐漸增加，從1980年的279元到2012年29390元。整體上講，第一產業比重逐漸下降，從1978年的39.8%到2012年12.73%，通過和國內第一產業比重對比發現，河南省第一產業比重高于國內第一產業比重，這與河南是農業大省有密切關系。

如圖2所示，河南城鄉收入差距從1978年迅速下降，主要因為1978年開始實行家庭聯產承包責任制短期內迅速增加了農民收入，而城市改革又滯后于農村改革，所以使得城鄉收入差距降低。從1984年到1993年整體上城鄉收入差距逐漸上升，一方面因為家庭聯產承包責任制的效應逐漸消失，最主要因為1985年城市經濟體制改革在全國展開。在2003年達到樣本年份中的最高點，之后雖小幅度下降，但城鄉收入差距依舊很大。此外通過對比發現河南城鄉收入差距低于國內城鄉收入差距，一方面因為河南省一直以來是農業大省，第一產業的收入相對較高，而此項收入幾乎全歸鄉村居民擁有，另一方面，河南相較其他省份農村人口眾多且河南城鎮化率明顯低于國內城鎮化水平（2012年河南城鎮化率42.4%，國內為52.6%），農村剩余勞動力大量轉移到河南城鎮提高了城鎮就業壓力，一定程度上降低了城鎮居民工資性收入，增加了農村居民的收入。

實證分析

（一）序列平穩性檢驗

在建立VAR模型之前，首先應進行時間序列平穩性檢驗，若不穩定某些結果將不是有效的。本文采用ADF檢驗法對時間序列進行平穩性檢驗。

檢驗之前首先確定最優滯后階數，根據AIC、SC、LR等信息標準，選擇使AIC、SC等最小時的滯后階數，結果顯示最優滯后階數應選擇1。ADF檢驗結果如表1所示。LnPGDP、LnIS、LnTL在5%顯著性水平下均為非平穩序列，但它們的一階差分在1%顯著性水平下均是平穩的，所以1%顯著性水平下三個變量是一階單整，記為I（1）。

（二）協整檢驗和Granger因果關系檢驗

協整檢驗。多變量協整關系檢驗一般采用Johansen協整檢驗。它要求變量非平穩且同階單整，根據平穩性檢驗結果，LnPGDP、LnIS、LnTL符合協整檢驗的要求，最優滯后階數1。基于各時間序列生成過程的特征，選擇無確定性趨勢和無截距的協整方程。表2顯示的協整檢驗結果表明，跡統計量檢驗和最大特征值統計量檢驗結果一致，在1%顯著性水平下存在1個協整方程。變量LnPGDP、LnIS、LnTL之間存在長期協整關系。協整關系如下：

LnTL=1.222517LnPGDP-0.594019 LnIS

協整方程顯示，長期內人均生產總值（PGDP）與城鄉收入差距之間呈正相關，第一產業比重（IS）與城鄉收入差距間呈負相關。彈性系數顯示，人均生產總值每增加1%，城鄉收入差距增加1.22%，第一產業比重每增加1%，城鄉收入差距降低0.59%，很明顯，第一產業比重的降低不利于縮小城鄉收入差距，這與之前的假設相符。人均生產總值的增加擴大了城鄉收入差距，一定程度上表明河南的經濟發展處于庫茨涅茨倒U型曲線的左端，也反映了改革開放后經濟發展的重點主要在城市，農村發展滯后，產業結構不合理，獲得經濟快速增長的同時，擴大了城鄉收入差距。

Granger因果關系檢驗。上述檢驗可知，變量之間存在協整關系，可以運用VAR模型下格蘭杰因果關系檢驗經濟增長、產業結構和城鄉收入差距之間是否存在因果關系。如表3所示，在5%顯著性水平下，人均生產總值和城鄉收入差距互為格蘭杰因果關系，第一產業比重是城鄉收入差距的單項格蘭杰原因，人均生產總值與第一產業比重互為格蘭杰因果關系，這表明經濟增長、產業結構均對城鄉收入差距有影響，城鄉收入差距對經濟增長也有影響，經濟增長與產業結構相互影響，這與現有研究的一些結論一致，從一定程度上也說明本文選取的指標具有合理性。

（三）脈沖響應函數和方差分解

脈沖響應函數。在VAR模型中系數只能反映局部關系，而脈沖響應函數卻能全面地反映各個變量之間的動態關系。VAR模型中的脈沖響應分析的前提是VAR模型必須是穩定。利用AR特征多項式逆根圖對模型進行穩定性檢驗，結果顯示所有單位根都在單位圓內，所以LnPGDP、LnIS、LnTL組成的VAR系統是穩定的，可進行脈沖響應分析。

如圖3所示，城鄉收入差距對自身一個標準差信息立即做出了0.24（最大值）的正向響應，從第一期到第二期下降平緩，從第二期開始下降非常明顯，到第七期下降到0.009175，之后平穩下降，這種響應雖呈現最終趨于0的趨勢但一直大于0。城鄉收入差距對來自人均生產總值的擾動沒有立即作出響應，即在第一期對PGDP擾動的響應為零，之后這種響應逐漸增加，在第四期上升到最大0.066298。之后逐漸下降，最后在0.024左右穩定。城鄉收入差距對第一產業比重的一個標準差沖擊也并無立即響應，到第二期達到負向響應最大，為-0.02292。在第二和第三期期間響應降低為零，之后正的響應逐漸增加，第五期達到最大0.056118，到第八期和第九期之間下降為0，其后負的響應略微增加，最后在-0.02左右穩定。

脈沖響應函數表明，河南省城鄉收入差距對來自自身和人均生產總值的標準差沖擊一直產生正的響應，對第一產業比重的擾動先產生負的響應，之后產生正的響應最后穩定在較小負水平上的響應，表明經濟增長對城鄉收入差距的擴大產生正的影響，第一產業比重對城鄉收入差距初期產生負的影響之后產生正的影響，從第九期開始對城鄉收入差距產生負的影響，這與協整檢驗結果一致。

方差分解。利用方差分解分析，可以進一步評價經濟增長擾動、第一產業比重擾動對城鄉收入差距變化的貢獻度。

如表4所示，城鄉收入差距的信息對其自身的影響非常顯著，在初期占自身預測誤差的78.26%左右，之后其自身殘差沖擊對其解釋力度雖然減弱，但依然維持較高的貢獻度，在第四十期維持在64.79%左右，之后緩慢降低。人均生產總值的殘差沖擊對城鄉收入差距方差的貢獻度從第一期的3.86%下降到第二期的2.16%，之后平緩上升到第四十期的貢獻度為12.40%左右，到80期接近于19%，說明經濟增長對城鄉收入差距有影響，但影響相對較小。第一產業比重的殘差沖擊對城鄉收入差距方差的貢獻度初期為17.88%，到第二期上升到22.17%，之后逐漸下降，到第九期下降到最低點為16.20%，到第四十期這種貢獻度增加到22.80%，到80期接近于31.7%，即第一產業比重沖擊對城鄉收入差距方差的影響逐漸上升，且明顯大于經濟增長沖擊對城鄉收入差距方差的影響。

通過以上分析，城鄉收入差距的變動受自身的沖擊較大，同時也受到經濟增長、產業結構的沖擊。從長期來看，經濟增長、產業結構的擾動均對城鄉收入差距的方差產生影響，第一產業比重的沖擊對城鄉收入差距方差的貢獻度逐漸上升且高于經濟增長擾動的貢獻度，也說明了第一產業發展落后、產業結構水平較低使得城鄉收入差距更大。

結論與建議

本文利用1978-2012年的相關數據對河南省經濟增長、產業結構與城鄉收入差距之間的關系進行了研究。通過對原始數據分析發現：河南近年的PGDP的增長速度大于國內，表明河南經濟增長趨勢滯后于國內經濟增長走向“新常態”趨勢，河南的經濟發展還有更大的提升空間。河南第一產業比重逐漸下降，但在每個時期均高于國內第一產業比重，不是因為河南的現代農業相比其他地區發展快速，主要因為河南耕種的農業面積大于其他一些地區，也說明河南產業結構還較為落后。河南的城鄉收入差距從1978年開始到目前所呈現的曲線大致為右上方傾斜的W型和向左傾斜的倒U型的復合曲線。雖然河南的城鄉收入差距目前較高，但低于國內整體的城鄉收入差距。

實證部分主要分析了河南經濟增長、產業結構與城鄉收入差距的長短期關系，結果顯示：長期來看，三者之間存在協整關系。經濟增長與城鄉收入差距互為格蘭杰因果關系，經濟增長促進了城鄉收入差距的擴大，反映了河南經濟改革重點主要放在城市，地方政府過度關注GDP，進一步使得經濟發展的重點放在城市，導致鄉村發展落后，城鄉收入差距擴大。但隨著國家對統籌城鄉經濟社會發展、推進現代農業建設的重視，農村將進入快速發展時期，雖然河南城鄉收入差距依然較大，但近幾年城鄉收入差距的下降也顯示了農村的逐漸發展。城鄉收入差距也會對經濟增長產生一定影響，一方面過高的城鄉收入差距將會抑制經濟增長，可能主要表現為：河南農村人口比例較高，但農村居民收入水平較低，社會福利（醫療、養老等）不能有效保障，抑制了農村居民需求，偌大的農村市場較為低迷。另一方面一定水平的城鄉收入差距會促進經濟增長。而短期來看，脈沖響應函數和方差分解的結果顯示，經濟增長對城鄉收入差距產生一定的影響。所以通過對經濟增長方式的調整有可能將城鄉收入差距保持在合理限度內，而通過發展現代農業、改革收入分配制度等縮小城鄉收入差距也會對經濟增長產生影響。

從長期來看，河南省產業結構與城鄉收入差距存在協整關系，且二者間為負相關，產業結構是城鄉收入差距的單向格蘭杰原因，第一產業比重的降低不利于縮小城鄉收入差距，主要是因為河南的第一產業發展比較落后，產業結構水平較低。但近幾年城鄉收入差距緩慢降低也說明在國家倡導城鄉統籌發展下，河南的農村發展有一定的進步。從短期來看，脈沖響應函數和方差分解結果同協整結果相一致，產業結構對城鄉收入差距產生一定的影響，影響度高于經濟增長對城鄉收入差距的影響度。

所以一方面加快統籌城鄉發展，深化農村金融、保險等改革，使農村經濟快速健康的發展；另一方面應通過科學的方式大力發展現代農業，走精細化和產業化的農業生產道路；從而真正提高農村居民收入，縮小城鄉收入差距，促進和諧社會的構建。

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