經濟增長、產業結構變遷與城鄉居民收入差距——基于PVAR模型的動態分析

黃可人韋廷柒(首都經濟貿易大學，豐臺　100070)　(廣西科技大學，柳州　545006)

經濟增長、產業結構變遷與城鄉居民收入差距——基于PVAR模型的動態分析

黃可人1，2韋廷柒21(首都經濟貿易大學，豐臺100070)2(廣西科技大學，柳州545006)

〔摘要〕本文運用PVAR模型研究了我國1998～2012年的經濟增長、產業結構變遷與城鄉居民收入差距之間的動態關系。研究結果顯示:經濟增長短期內對城鄉收入差距的影響具有縮小作用，但是長期來看，經濟增長與城鄉收入差距的變動存在相互促進作用;產業結構的調整與城鄉收入差距的關系并不一致。產業結構的合理化調整有助于縮小城鄉收入差距，而城鄉收入差距的變動也存在促使產業結構合理化調整的推動力，產業結構的高級化缺乏縮小城鄉收入差距變動的效果，同樣當前城鄉收入差距的變動不利于產業結構的高級化發展。

〔關鍵詞〕經濟增長產業結構城鄉收入差距面板VAR脈沖響應GMM估計

引言

有關經濟增長與收入分配的關系在Kuznets (1955)的研究中已有所揭示。Kuznets通過對18個國家經濟增長與收入分配的統計資料進行實證分析后提出“倒U”型假說，之后，眾多學者對Kuznets假說展開了廣泛的爭論，在實證分析基礎上進行了檢驗，證實或否定了該假說，但是，經濟增長與收入分配之間存在著密切關聯的認識在經濟學界已形成共識。Kuznets的研究還注意到經濟增長過程中就業結構和產業結構的變化，勞動力在產業結構布局中不斷呈現第一產業比重下降，而第二、三產業比重不斷上升的趨勢，這又將反作用于收入的使用和經濟增長與發展機制中的其他環節。

作為發展中國家，中國自改革開放和體制轉型的進程啟動以來，經濟實現了迄今為止持續30多年的快速增長，產業結構中農業在國民經濟中所占比重不斷下降，工業和服務業比重持續上升。經濟增長以及產業結構的變化促進居民收入和生活水平較大幅度的提升。與此同時，居民內部收入的城鄉差距卻呈現出持續擴大的態勢，以城鎮居民人均可支配收入與農村居民的人均純收入之比衡量的城鄉收入差距在1978年為2. 57，到了2013年這一比值達到了3. 03。基于這一典型事實背景，對我國經濟增長、產業結構以及城鄉居民收入差距變化之間存在的動態關系進行研究，有助于清晰了解經濟增長對城鄉收入差距變動的影響是否符合“倒U”型假說的規律;以及產業結構的合理化和高級化調整對城鄉收入差距的影響作用及程度。

1　相關研究文獻的回顧

收入分配失衡是我國當前經濟發展中所面臨的重要的社會經濟問題。而城鄉居民收入差距的持續對總體收入分配失衡的影響較大，是導致中國地區收入差距不斷擴大的主要原因(陸銘、陳釗，2004，Sieular等，2007，Ravallion和Chen，2007)。在學術界，許多學者從不同角度對城鄉分割的二元結構下的收入差距問題進行了大量的研究。

Lewis (1954)的二元經濟理論認為城鄉經濟發展的不平等將會導致經濟中儲蓄的提升進而促進經濟增長。而Kuznets (1955)的經驗研究則進一步觸發了國內外眾多學者對經濟增長與收入分配問題的廣泛的討論(如Frank和Webb，1977，Adelman和Robinson，1988，Anand和Kanbur，1993)。另一方面，作為最大的發展中國家，中國顯著的經濟增長與城鄉收入差距的持續擴大的典型特征事實，吸引國內外學者在Kuznets假說的啟發下，以中國為研究樣本，對中國自1978年改革開放政策實施后的經濟增長與城鄉收入差距問題進行了大量的研究。Li和Zou (1998)、Forbes (2000)等的研究認為收入差距能夠顯著促進經濟增長。張定勝(2000)從城鄉非均衡發展出發，認為經濟的快速發展使城鄉之間出現明顯的交易效率差異，導致城鄉收入差距的擴大。樊綱、王小魯(2005)實證檢驗了Kuznets曲線在中國的存在性，發現收入再分配會導致城鄉收入差距的擴大。汪同三，蔡躍洲(2006)通過協整理論和格蘭杰因果檢驗，認為城鄉收入差距擴大導致重工業投資比重上升，從而加快了經濟的增長速度。陳釗、陸銘、萬廣華(2005)在1987～2001年省級面板數據基礎上，運用聯立方程和分布滯后模型進行實證研究，結論顯示居民城鄉收入差距與經濟增長呈現負向相關關系。劉榮添(2006)運用面板數據廣義矩估計(GMM)的自回歸方法，對城鄉居民收入差距與人均GDP以及人均GDP對數的關系分別進行回歸，實證分析結果表明城鄉居民收入差距與經濟增長之間呈現出“倒U”變化趨勢，符合Kuznets假說。王德文(2005)的分析以1978～2003年全國和分省數據為依據，進行回歸分析后得到的結論認為，經濟增長對城鄉收入差距的影響在不同時間段具有不同的特征。在1980～1990年間，經濟增長具有縮小收入差距的效應，而1990～2003年的時間段內經濟增長卻擴大了收入差距。張紅玲(2013)的研究證實經濟增長縮小了城鄉居民收入差距。

通常來說，經濟增長和產業結構之間存在著較強的關聯性。在中國經濟增長進程中，經濟總量不斷增加的同時，原來以農業為主的產業結構體系也相應地進行了調整。國內學者結合改革開放后中國經濟發展進程中三次產業的變化情況，從產業結構變遷研究視角出發，對中國產業結構動態發展變化與城鄉居民的收入差距進行了研究。高霞(2011)根據1952～2008年的數據，在協整檢驗和Granger因果檢驗基礎上，得到了產業結構變動與城鄉收入差距之間存在長期穩定的正向均衡關系和雙向因果關系的結論。蔡窻、楊濤(2000)認為1978年以前的計劃經濟時期實施的重工業優先發展戰略造成了城鄉收入差距的持續擴大。林毅夫、劉明興(2003)強調了忽視比較優勢，實施趕超為目的的產業政策，導致缺乏競爭力的少數資本密集型得到保護，勞動密集型產業又因為資金投入不足而發展緩慢，加上政府推行趕超戰略而實施的歧視性社會政策將會導致了更高的城鄉收入差距。林毅夫、陳斌開(2013)的進一步分析認為政府部門推行優先發展重工業的趕超戰略，導致單位資本對勞動力吸納能力減少，降低勞動力的需求水平，農業從業人員增加導致均衡工資水平下降，擴大了城鄉收入差距。畢先萍、簡新華(2002)的實證研究認為在經濟轉型時期，所有制結構與產業結構的結構性反差是收入差距擴大的重要原因。蘇雪串(2002)則將收入差距擴大的重要原因歸結為產業結構的升級。劉叔申，呂凱波(2011)對我國省際面板數據的實證分析表明第一、二產業的發展能夠有效縮小城鄉收入差距。

從上述研究文獻來看，一方面，關于經濟增長、產業結構與城鄉收入差距關聯關系的研究并未形成普遍一致的結論，研究者選取研究視角的不同、實證分析選取數據的差異等都會帶來不同甚至對立的研究結論;另一方面，在研究方法上，主要集中于經濟增長與城鄉收入差距、產業結構與城鄉收入差距兩者間靜態的實證分析，有的文獻即使采用時間序列數據，也是通過協整等方法考察相關變量之間存在的長期動態關系。與已有文獻不同，本文所選取的PVAR的實證方法，融合了面板數據分析和VAR模型的優點，控制了不可觀測的個體異質性。同時，PVAR模型的構建特征既能通過脈沖響應研究經濟增長、產業結構調整變動與城鄉收入差距變化的短期動態關聯性，可以較好地研究變量的動態調整過程，提供選取的變量之間的脈沖響應圖也可以直觀考察某一變量變化給其他變量帶來的沖擊的傳導機制;方差分解還能研究相關變量的長期貢獻。

2　模型設定、變量選取與數據說明

2. 1模型及方法

相對于時間序列分析中VAR模型需要具備較長時間跨度的要求，PVAR模型能夠處理現實中大量存在的時間跨度較短的短面板數據(“大N 小T”型面板數據)，因此在許多研究領域得到了廣泛應用。此外，PVAR模型還能在控制模型中不可觀測的個體異質性的同時，分析面對沖擊時模型各變量的動態反應，揭示相關變量之間存在的動態關聯關系。面板VAR模型的研究發端于Chamberlain (1983)基于混合數據進行的開創性研究，Holz－Eakin等(1988)、Peasan和Smith (1995)、McCoskey和Kao (1998)、Blinder等(2003)理論計量經濟學家對模型估計方法做出了進一步的發展和完善。PVAR模型的一般形式如下所示:

式中，i代表不同個體，t表示不同時期;α0為截距，Φj，Ψκ為回歸系數矩陣，p代表變量的滯后階數;ηi和γt為固定效應和時間效應，εi，t為模型的隨機擾動項; Yi，t為內生變量，Xκ，t為外生變量。通常情況下，在實證分析中對研究涉及的相關變量不再區分為內生變量還是外生變量，均視為內生變量，因此實證分析采用的PVAR模

PVAR模型的估計方法包括3個部分:模型參數的GMM估計、脈沖響應函數(IRF)以及預測誤差的方差分解。對于模型參數的GMM估計，考慮PVAR模型的結構特征，對其進行估計時，需要先消除模型的固定效應ηi和時間效應γt。首先通過面板數據的截面均值差分方法消除時間效應;其次，考慮到PVAR模型中滯后變量與隨機擾動項之間存在相關性，采納Arellano和Bover (1995)提出的“前向均值差分”方法(Helmert過程)消除個體效應，以避免通常使用的“平均值差分”方法可能帶來的偏誤，并且使得轉換后的變量與內生滯后變量的正交性不變，進而與隨機擾動項無關。之后，將滯后變量作為工具變量(IV)，采用廣義矩估計(GMM)對PVAR模型進行估計，分析模型各變量之間在長期內相互影響的關系。進一步地，在PVAR模型參數估計基礎上，通過脈沖響應函數(IRF)可以觀察內生變量的沖擊對變量自身及其他內生變量的影響;預測誤差的方差分解的方法衡量引起內生變量變動的誤差變異數中每一個內生變量正交單位沖擊的貢獻比例。脈沖響應函數(IRF)以及預測誤差的方差分解更加直觀反映各個變量之間存在的動態關系以及影響程度的大小。

2. 2變量選取

本文研究重點在于分析經濟增長、產業結構與城鄉居民收入差距的動態關系，結合已有研究文獻，選擇的變量及說明如下:

城鄉居民收入差距(urgap)，在本文的實證分析中，我們采用多數文獻的方法，以城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均純收入之比，也即是城鄉居民收入比來測度城鄉收入差距。

經濟增長水平(rgdp)，本文采用GDP增長率衡量經濟增長水平。為了消除通脹因素的干擾，在計算時將GDP名義增長率減去同期通貨膨脹率型如下:

上式中，Y與L表示產值和就業水平，i表示三次產業。上式計算得到的rind值越小，表明產業結構的合理化程度越高。產業結構的動態升級使用產業結構的高級化水平(upind)來反映，主要表現為產業結構的服務業化傾向(產業結構的軟化)，在本文中使用第三產業的產值與非農產業的產值之比來反映產業結構的高級化水平。

2. 3數據說明

本文的實證分析收集了中國大陸除西藏以外的各省、直轄市以及自治區1998～2012年的省級面板數據。數據主要來源于《新中國六十年統計資料匯編》、歷年《中國統計年鑒》以及各省、直轄市、自治區各年份的統計年鑒，部分數據來源于國家統計局網站以及各省區統計局的統計網站。所選取變量的統計特征描述如表1所示。得到真實的GDP增長率，以此來反映經濟的實際增長水平。

產業結構變遷是一個長期的動態演進過程，主要表現為國民經濟中產業結構的合理化調整以及產業結構的高級化。為了全面刻畫這一動態過程，本文引入兩個變量進行描述。產業結構的合理化(rind)衡量了三次產業之間的協調程度，使用三次產業的產值結構與就業結構的偏離程度進行衡量，計算公式如下:

表1　變量的統計特征描述

3　　實證分析

3. 1面板單位根檢驗

在進行實證分析前，為了避免出現偽回歸或虛假回歸，面板數據必須滿足平穩性的前提條件，因此需要對PVAR模型中所涉及的各個變量進行面板單位根檢驗。本文采用LLC檢驗和IPS檢驗這兩種面板數據單位根檢驗方法，在這兩種檢驗方法中，LLC檢驗屬于同質面板單位根檢驗，IPS檢驗屬于異質面板單位根檢驗。采用上述兩種方法進行檢驗時，根據赤池信息準則(AIC)值最小的原則來確定最佳的滯后期數。從表2所示的檢驗結果可以看出，4個變量的原序列不能完全通過LLC和IPS檢驗，是非平穩的，但經過一階差分后平穩。因此這4個變量存在一階單整。在接下來的PVAR模型估計中，將上述一階差分后4個變量Durgap、Drgdp、Drind、Dupind引入PVAR模型。就經濟意義來看，一階差分后的4個變量與原變量相比并未發生改變。

表2　向量單位根檢驗結果

3. 2 PVAR模型GMM估計結果

通過單位根檢驗各變量的平穩性之后，對PVAR模型進行GMM估計還需首先確定模型滯后階數。對滯后階數的選擇綜合考慮AIC、SIC準則以及PVAR模型的收斂趨勢，選取滯后階數為二階對PVAR模型進行估計。估計過程在stata12. 0軟件中完成，方法與運行程序參考了Inessa Love (2006)及其編寫的stata程序。在進行helmert變換后通過GMM估計得到的結果如表3所示:

表3　PVAR模型的GMM估計結果

在表3所列的PVAR模型進行GMM估計結果中，hDurgap、hDrgdp、hDrind以及hDupind分別為各相應變量經過helmert變換，消除個體效應后的序列; bGMM和tGMM分別為被解釋變量相對于解釋變量的回歸系數及t統計值。

表3第2列反映了經濟增長與產業結構調整對城鄉收入差距的影響。可以看出，Drgdp的滯后二期與當期的Durgap有正向關系，其影響值為0. 007，在5%的水平下顯著，但是Drgdp的滯后一期與當期Durgap存在負向關系; Drind滯后一期和滯后二期對城鄉收入差距的影響為正，但是鑒于Drind的數值特征(數值越大，產業結構越不合理)，表明了產業結構的合理化調整在滯后一期和滯后二期均對城鄉收入差距起到了抑制作用;產業結構的高級化Dupind對城鄉收入差距Durgap的影響在滯后一期是具有負效應，而在滯后二期時產生正向沖擊效應，兩者之間的變化表現出一定的復雜性。

從表3的其他列系數中，我們可以看出城鄉收入差距對經濟增長以及產業結構調整的動態影響，從第4列可以看出，Durgap的滯后一期在1%的顯著性水平上對Drgdp產生正向影響，Durgap的滯后二期在10%的顯著性水平上對Drgdp產生負向影響。第6列和第8列反映了城鄉收入差距的變化對產業結構調整變動的影響。從GMM回歸系數可以發現，在滯后一期內，城鄉收入差距的變化會對產業結構合理化調整產生負向影響，對產業結構的高級化發揮正向效應;從較長的滯后期來看，城鄉收入差距的變化對產業結構合理化和高級化均產生正向影響。

然而，就結構特征來說，PVAR模型是動態的模型，因而表3中單個變量系數的意義以及其變化對其他變量產生的影響是很難確認的，也即是表中系數的大小以及顯著性水平并不能完全反應變量間的相互關系。因此在實證分析中需要進一步對PVAR模型進行脈沖響應和方差分解分析。

3. 3脈沖響應分析

通過脈沖響應函數，可以直觀刻畫出某個變量的沖擊對其他變量帶來的影響以及相關變量對沖擊的反應。圖1為PVAR模型的脈沖響應圖，該圖通過蒙特卡洛(Monte Carlo)實驗模擬500次后得到。具體分析了各個內生變量隨機擾動項上加上一個標準差單位大小的沖擊對其他內生變量當期值和未來期值產生的影響。圖中各個脈沖響應圖的橫軸表示沖擊作用的響應期數，本文和大部分文獻一樣，考察了響應期數為6期的變化情況，縱軸則代表了內生變量對相應變量沖擊的響應程度，從脈沖響應圖可以看出，所有變量的脈沖響應經過6期后均呈現收斂趨勢，表明本文所構建的PVAR模型是穩健的。

圖1　PVAR模型的脈沖響應圖

在圖1的脈沖響應圖中，第一行反映了變量Durgap一個標準差的沖擊下對其自身的影響以及其他3個內生變量Drgdp、Drind、Dupind的一個標準差的沖擊對Durgap產生的影響。從脈沖響應圖可知，Durgap在自身一個標準差的沖擊下，經過6期后影響趨向于0。Drgdp的脈沖沖擊對Durgap產生負向影響在第一期的效應達到－0. 0077后出現回調，呈現正向影響但逐步減弱，累積的沖擊效應為0. 0016，表明經濟增長盡管短期內可能縮小城鄉收入差距，但是從整體來看經濟增長對城鄉收入差距擴大沒有起到較強的抑制作用。產業結構調整對城鄉收入差距變化的影響方面，Drind的沖擊對Durgap產生的影響始終為正，在第二期達到最大效應0. 0065后隨時間推移收斂于正的均衡值，說明產業結構的合理化有助于持續抑制城鄉收入差距，Dupind的沖擊在第1期對Durgap產生負向的影響，效應為－0. 0027，之后在第2期開始產生正向變化，經過一定調整在第3期后逐步收斂于正的均衡值，表明產業結構的高級化對城鄉收入差距的影響在短期內具有不確定性，但是沖擊累積效應達到0. 0013，表明長期內產業結構的高級化缺乏縮小城鄉收入差距變動的效果。

從其它各行的脈沖響應圖中，可以觀察城鄉收入差距對經濟增長與產業結構合理化及高級化調整產生的影響。第二行第一列的脈沖響應圖反映Drgdp對Durgap的一個標準差的沖擊的反應。從圖可知，正向沖擊效應在第一期達到最大值0. 3788后逐步下降至第六期的0. 0693，意味著城鄉收入差距的擴大促進了經濟的增長。第三行以及第四行的第一列的脈沖響應圖分別反映了Drind、Dupind對Durgap的一個標準差的沖擊的反應。Drind對Durgap的沖擊效應從初始階段的0. 0103下降至第一期的－0. 0204，經過6期后，累積效應為－0. 0618，表明城鄉收入差距的變動在一定程度上促進了產業結構的合理化調整; Dupind對Durgap的沖擊效應表現出持續下降的收斂趨勢，表明城鄉收入差距的變動阻礙了產業結構高級化調整的進程。

3. 4方差分解

方差分解結果能夠反映出對模型中內生變量產生沖擊的隨機擾動的相對重要性，可以進一步度量結構沖擊對內生變量變化的貢獻度大小。從表4的方差分解結果可以看出，就城鄉收入差距而言，除了自身影響外，經濟的快速增長對城鄉收入差距的貢獻度達到了5. 2%左右，產業結構合理化對城鄉收入差距的貢獻度達到1. 4%，而產業結構升級對城鄉收入差距的貢獻度較小;從城鄉收入差距對經濟增長以及產業結構調整來看，其對經濟增長的貢獻度基本穩定在1. 37%，對產業結構合理化和高級化的貢獻度分別為1. 36%以及0. 006%，表明城鄉收入差距的持續擴大，未能有效改變我國城鄉分割的二元經濟結構，對經濟增長以及產業結構合理化和產業結構升級的促進作用還不太明顯。

表4　方差分解表

4　結論與政策建議

本文通過構建PVAR模型，對1998～2012年全國各省區(除西藏外)的經濟增長、產業結構變動與城鄉收入差距的動態變化進行研究。通過GMM估計和脈沖響應分析以及方差分解可以概括得到如下的結論: (1)經濟增長與城鄉收入差距之間具有雙向關系，盡管短期內經濟增長可能抑制城鄉收入差距的擴大，但是長期來看，經濟增長與城鄉收入差距的變動存在相互促進作用，在一定程度上表明目前我國經濟增長與收入分配還處于Kuznets“倒U”型曲線的上升階段; (2)產業結構的合理化和高級化調整與城鄉收入差距的關系并不一致。產業結構的合理化調整有助于縮小城鄉收入差距，而城鄉收入差距的變動也存在促使合理化調整產業結構的推動力;從脈沖響應和方差分解結果來看，產業結構的高級化缺乏縮小城鄉收入差距變動的效果，同樣當前城鄉收入差距的變動不利于產業結構的高級化發展; (3)經濟增長、產業結構調整與城鄉收入差距的相互影響程度還不太顯著。盡管黨的十六大之后推行城鄉協調發展戰略，但是城鄉二元分割經濟結構并未產生根本性改變，而戶籍制度的存在阻礙了勞動力在城鄉之間的自由流動，城鄉的差距依舊是我國當前改革面臨的最大社會問題;在產業結構上，經過多年經濟發展，非農產業在國民經濟結構中比重穩步上升，產業結構的調整促進了三次產業之間的發展趨向合理化，但是除北京、上海等少數省市外，產業結構的合理化和高級化程度并不高，因此產業結構高級化對縮小城鄉收入差距的推動作用并不顯著。

基于此，在今后經濟發展進程中，要改變當前城鄉收入差距不斷擴大的局面，需要綜合考慮經濟增長與產業結構的調整的影響，有效利用三者之間具有的內在聯系，制定針對性的政策，才能獲得滿意的效果。具體而言，在推動經濟進一步發展的同時，還需持續改變城鄉二元經濟結構，推進城鄉經濟協同發展，在經濟增長中促進城鄉居民收入差距的收斂;在產業結構方面，應在堅持市場主體地位的同時，充分發揮市場功能，在政府制定科學合理的產業政策的指引下，對產業結構進行優化調整，推動產業結構的合理化和高級化，在此基礎上改善當前城鄉收入差距的現狀。

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(責任編輯:王平)

Economic Growth，Industrial Structure Change and the Income Gap between Urban and Rural Residents——Dynamic Analysis Based on PVAR Model

Huang Keren1，2Wei Tingqi2
(1．Capital University of Economics and Business，Fengtai 100070，China; 2．Guangxi University of Science and Technology，Liuzhou 545006，China)

〔Abstract〕This article uses the PVAR model to study the dynamic relationship between economic growth，industrial structure change and the income gap between urban and rural residents in China during 1998－2012．Research results show: economic growth has reduced the short－term impact on the income gap between urban and rural areas，but in the long term，changes in economic growth and income gap between urban and rural areas promote each other; however，industrial structure adjustment is not consistent with the income gap between urban and rural areas．Industrial structure rationalization can help to narrow the income gap between urban and rural areas，and changes in the income gap between urban and rural areas also have driving force to promote the rationalization of industrial structure; industrial structure upgrading lacks the effect of narrowing the income gap between urban and rural areas，and the change of income gap between urban and rural areas is not conducive to the upgrading of the industrial structure．

〔Key words〕economic growth; industrial structure; urban and rural income gap; panel VAR; impulse response; GMM estimation

作者簡介:黃可人，首都經濟貿易大學經濟學院博士研究生，廣西科技大學教師。研究方向:經濟增長與收入分配理論。韋廷柒，廣西科技大學社會科學學院教授，碩士生導師。研究方向:社會主義市場經濟理論。

基金項目:國家社科基金一般項目(項目編號: 12BDJ028)。

收稿日期:2016—01—08

〔中圖分類號〕F121. 3; F224

〔文獻標識碼〕A

DOI:10．3969/j．issn．1004－910X．2016．04．018