產業結構升級的城鄉收入分配效應
——基于勞動力流動視角

劉 慧汝 剛張 俊

（1.安徽財經大學，安徽 蚌埠 233030；2.上海財經大學，上海 200434）

產業結構升級的城鄉收入分配效應
——基于勞動力流動視角

劉 慧1汝 剛2張 俊1

（1.安徽財經大學，安徽 蚌埠 233030；2.上海財經大學，上海 200434）

產業結構升級對城鄉收入不平等有重要影響。本文從理論上分析并研究產業結構升級、勞動力流動與城鄉收入不平等的影響機制，并基于省際基尼系數實證分析。研究發現：產業結構升級加劇城鄉收入不平等，而勞動力流動有利于緩解城鄉收入不平等；產業結構合理化有利于緩解城鄉收入不平等，而產業結構高級化加劇城鄉收入不平等。多次穩健性檢驗表明此結論可靠，因此加速產業結構升級需要突出產業結構合理化地位。

產業結構升級；城鄉收入不平等；勞動力流動；產業結構合理化

中國經濟體制改革，創造了世界經濟增長奇跡，然而在經濟總量不斷增加的背后卻潛藏諸多問題。我國基尼系數從1978年的0.25上升到2010年的0.5，遠高于0.4的國際警戒線，收入差距持續擴大引發的諸多問題引起政府高度關注。盡管政府采取一系列措施縮小收入差距，但效果并不理想，2015年我國基尼系數仍處于0.462①國家統計局：《中國民生發展報告2015》。的高位。本文在中國持續的城鄉勞動力市場分割和加速產業結構轉型升級背景下，研究產業結構升級與勞動力流動對城鄉收入差距的影響，具有一定理論價值和實踐意義。

一、產業結構升級影響城鄉收入差距的爭議

收入差距問題一直是學者關注重點，也是經濟學研究的一大主題[1]。我國城鄉收入差距持續擴大與經濟高速增長、產業結構優化升級同樣引人矚目[2]。已有研究主要從城鄉二元結構、政府政策、產業集聚城市化、金融發展、社會保障等視角展開[3-5]。從勞動力流動視角解釋產業結構升級對城鄉收入差距影響的研究非常少，產業結構升級對城鄉收入差距影響問題依然存在爭議：（1）產業結構升級會擴大城鄉收入差距，此作用隨著第三產業發展逐漸加強；（2）產業結構升級會縮小城鄉收入差距，但建立在較長時期、農村居民能夠掌握較高技術水平基礎之上。

產業結構升級會擴大城鄉收入差距。Lin和Chen分別建立理論模型研究中國產業結構變遷對城鄉收入差距的影響，發現重工業優先發展戰略雖降低資本積累率，使城鎮化水平偏低，城鄉收入發展持續擴大，但將中國經濟推入高速發展的快車道[6-7]。Ravallion和Datt研究印度產業分布和地區結構對貧困人口的作用，發現產業結構升級，尤其是服務業升級可能會擴大收入差距[8-9]。Ravallion和Chen，以及Montalvo和Ravallion認為農業發展對中國縮小收入差距最有效，而產業結構升級會拉大城鄉收入差距[9]。陳安平認為三次產業的發展總體上擴大城鄉間收入差距，因此產業結構升級會擴大城鄉收入差距[10]。

產業結構升級會縮小城鄉收入差距。盧沖、劉媛和江培元構建產業結構升級、農村居民收入結構和城鄉收入差距模型，研究結果表明，產業結構升級，農村居民收入結構變動與區域經濟持續快速增長均能夠縮小城鄉收入差距，農村居民收入結構變動對縮小城鄉收入差距的作用最大[11]。萬曉萌從勞動力轉移視角分析產業結構升級對城鄉收入差距的影響，認為產業結構升級促進農村勞動力轉移，不僅能夠直接縮小城鄉收入差距，還可通過空間溢出效應間接改善“相鄰”地區城鄉居民收入差距[12]。

二、典型事實與研究假說

（一）產業結構升級與城鄉收入差距的典型事實

衡量產業結構升級指標有很多，常用的有二三產業占GDP比重[13]。二三產業占GDP比重能有效衡量經濟發展早期階段產業結構變遷，集中體現產業結構由第一產業向第二三產業過程轉變。衡量中國城鄉收入差距最具代表性的三種指標是城鄉收入比②城鄉收入比n：-2城鎮居民實際可支配收入/農村居民人均實際純收入。、基尼系數③G=1-2Wi+1），n表示人數的分組數；W表示從第1組到第i組人口累計收入占全部人口總收入的比重。i與泰爾指數④theil=，j=1，2表示城市和農村。R表示t年農村或城市總收入；R表示t年居民的總體收入；P表示t年農村或城itijtitijt市的總人口，Pit表示t年的總人口。。圖1為我國1993—2014年的泰爾指數、基尼系數與二三產業比值的發展變化趨勢，1993年我國二三產業比重為0.84，到2014年上升到0.89，1993—2014年產業結構不斷升級。1993年的泰爾指數、基尼系數分別為0.108、0.3523，2014年上升到0.135、0.473。

圖1 產業結構升級與城鄉收入差距

我國國土面積遼闊，地域差異較大，基于現有國情研究勞動力流動與城鄉收入差距之間的關系，了解勞動力流動與城鄉收入差距之間的現實狀態十分必要。根據1993年以來我國農民工數量與泰爾指數的變化（見圖2）可知，1997年以后，我國農民工總量大體呈先上升后下降的“倒U型”趨勢，而基尼系數則基本呈現先下降后上升的“U型”趨勢，農民工總量與基尼系數表現出反向變動關系。勞動力流動有利于縮小收入差距。

（二）機理分析與研究假說

根據上文典型事實，可得出如下命題，具體邏輯關系見圖3。

命題1：產業結構升級直接擴大城鄉收入差距

產業結構優化升級要求我國經濟重心由農業轉向加工制造業、由傳統制造業轉向資本、技術密集的高精尖產業。在產業結構升級過程中，城市生產技術水平、要素使用效率、人均資本存量均遠遠高于農村，城市居民收入高于農村居民。因此，產業結構升級會直接擴大城鄉收入差距。與此同時，在財政分權背景下，地方政府的財權與事權不匹配，政府官員為獲取政績，加大對高增長城市部門的財政支持力度，完善城市各項基礎設施，城鄉間不論是貨幣收入還是非貨幣收入差距均進一步拉大。

圖2 勞動力流動與城鄉收入差距

圖3 產業結構升級、勞動力流動影響城鄉收入差距的路徑

命題2：勞動力流動能夠縮小城鄉收入差距

發展經濟學理論表明，產業結構升級決定勞動力流動方向。產業結構升級會提高該地區的要素使用效率，從而形成更高的資源使用價格和勞動者工資。因此，勞動力等生產要素會向產業結構升級地集中和集聚。而二三產業的發展為農村剩余勞動力提供就業機會；提高從農村轉移到城市部門的勞動力素質和技能，增加其收入，進而提高整個農村居民的總體收入水平。這將提升農村人力資本水平，提高農業生產效率和綜合生產力，縮小城鄉收入差距。

三、變量選擇與模型設定

（一）核心變量

1.城鄉收入差距。城鄉收入差距為模型的被解釋變量。基尼系數是目前國際上衡量收入差距最理想的通用指標，借鑒田衛民的研究方法測算基尼系數[14]。基尼系數的計算公式為：

式中，P為總人口，W為總收入，Wi為累計到第i組。此計算公式僅需統計各組居民的收入和人數。利用公式（1）分別計算出各省（市、區）城鎮居民、農村居民收入基尼系數，用公式（2）計算總體居民收入基尼系數。

式中，Gn為基尼系數，P1、u1、G1分別表示城鎮人口比重、城鎮人均收入、城鎮居民收入的基尼系數；P2、u2、G2分別表示農村人口比重、農村人均收入、農村居民收入的基尼系數。

為穩健性檢驗和對比研究，使用城鄉收入比作為衡量城鄉收入差距的另一指標。由于二元經濟結構存在，城鄉收入差距一直是我國整體收入差距最主要動因[15]，1987—2009年城鄉收入差距貢獻了中國總體收入差距的67.2%，因此城鄉收入比也是相對理想的指標。考慮城鄉物價水平差異，采用經過城鄉價格指數（1990年為基期的CPI指數）處理的實際城市居民人均可支配收入與實際農村居民人均純收入之比⑤根據歷年《中國統計年鑒》，2014年之前我國一直采用農村人均純收入衡量農村居民收入情況，2014年以后，我國開始采用農村人均可支配收入。人均純收入與人均可支配收入核算方法、計算口徑雖有差異，但二者差距不大。限于數據可獲得性，只能采用農村人均純收入這一指標。表示。

2.產業結構升級。借鑒徐德云和徐敏研究方法，用產業結構升級指數作為基準模型的核心解釋變量。產業結構升級指數（industcoe）的計算方法

如下：

借鑒張翠菊和張宗益方法，使用二三產業占GDP的比重作為產業結構升級的另一衡量指標。

產業結構優化、升級既包括產業結構高級化又包括產業結構合理化，選擇三產與二產比作為產業結構高級化的衡量指標，選擇產業結構偏離度和產業結構變動的泰爾指數作為產業結構合理化的衡量指標。

3.勞動力流動。主要考慮農業勞動力向二三產業的流動，采用二三產業就業人口占全部就業人口的比重衡量[16]。借鑒劉曉光[17]研究方法，以農村從業人員數與農村第一產業從業人員數之差占農村從業人員數的比重作為勞動力流動的另一衡量指標，該指標能較好地衡量農業勞動力流動率，且用于穩健性檢驗與對比研究。

（二）控制變量

為盡可能減少遺漏重要變量產生的內生性問題，在計量回歸模型中引入一系列控制變量，以控制其他因素對收入差距的影響。

1.經濟發展水平。庫茲涅茨經典研究發現收入分配與人均收入存在“倒U型”關系，為檢驗庫滋涅茨曲線是否存在，在計量模型中，引入人均實際GDP對數的平方項。

2.通貨膨脹。諸多研究發現通貨膨脹是影響收入差距的重要因素。農村居民由于缺乏必要的金融工具受通貨膨脹影響更大，城市居民不僅擁有豐富的金融工具，且擁有資本等財富收益，通貨膨脹對其影響較小[18]。

3.政府行為。用地方財政支出占GDP的比重衡量。政府行為不僅影響初次分配，還影響再分配。部分學者基于財政支出具有“劫富濟貧”調節收入分配的重要功能，認為財政支出有利于縮小城鄉收入差距。

4.外商直接投資。用外商直接投資占GDP比重衡量。已有研究表明外商直接投資也會影響城鄉收入差距。外商直接投資有益于提高簡單勞動力的工資，從而縮小城鄉收入差距。

5.對外開放水平。用地區進出口總額占GDP比重衡量。由于與貿易相關的產業部門主要集中在城市，因此對外開放有利于提高城鎮居民收入。但中國區域差異較大、開放水平不一，此結論會有一定的區域差異性。

6.金融發展水平。衡量金融發展水平的兩個常用指標為金融發展規模和金融發展效率，金融發展規模用金融機構存貸款總額與GDP的比值衡量，金融發展效率用金融機構貸款規模與存款規模比表示。在中國特定的經濟發展背景下，這兩個指標可能會對城鄉收入差距有不同影響。

7.教育發展程度。用各省人均受教育年限衡量。由于中國城鄉教育支出存在明顯差距，城市學生獲得的人均教育支出遠高于農村學生，隨著教育的發展，城市人口受益更多，引起城鄉收入差距擴大。

（三）數據來源及說明

主要基于測算基尼系數原始數據的數據可獲得性，以中國24個省及直轄市1996—2013年為樣本數據。使用變量的原始數據主要來自歷年的中國統計年鑒、中國金融年鑒、中國財政年鑒、各省統計年鑒以及新中國六十年資料匯編。各變量描述性統計見表1。

（四）計量模型的設定

參照已有研究文獻，計量回歸模型設定如下：

i和t分別代表第i個省份和第t期，Gni,t為基尼系數，indi,t表示產業結構升級，labmi,t表示勞動力流動，Zi,t為一系列控制變量（包括人均實際GDP的對數、人均實際GDP對數的平方、通貨膨脹、政府行為、外商直接投資、經濟開放程度、金融發展規模、金融發展效率、教育發展程度等）。

四、實證結果與分析

為判斷固定效應和隨機效應，使用面板數據Hausman檢驗，檢驗結果支持固定效應更為適用。實際上，當研究側重于個體特征時，固定效應模型優于隨機效應模型。為更好測算產業結構升級和勞動力流動對城鄉收入差距影響，采用逐漸添加變量法，估計結果見表2。隨變量逐漸增加，模型擬合優度（R2）不斷提高，最高值為0.671，鑒于本文使用面板數據，且F值通過1%顯著性檢驗，表明模型估計結果具有較強解釋能力。

表1 各變量描述性統計

表2 全樣本基準模型估計結果

由表2可知，（1）產業結構升級指數隨著變量的增加始終為正，且通過1%的顯著性檢驗，表明產業結構升級加劇各省城鄉收入差距。十一屆三中全會之后，我國產業結構不斷調整、升級，主要表現為二三產業比重快速增加，且持續開展產業結構內部調整，資本、技術密集型產業逐步取代勞動密集型產業。使其一方面難以快速提高農業生產效率；另一方面由于缺乏二三產業所需人力資本和勞動技能，農村居民難以在快速增長中獲得資本收益，因此產業結構升級擴大了城鄉收入差距。（2）勞動力流動系數始終為負，均通過顯著性水平檢驗，表明勞動力流動有利于縮小城鄉收入差距。此結論與西方發達國家歷史經驗和發展經濟學經典理論相一致。

各控制變量的影響：（1）實際人均GDP對數的系數為正，實際人均GDP對數的二次項系數為負，說明收入分配的“倒U型”理論在中國成立，證明庫茲涅茨曲線存在。（2）通貨膨脹（CPI上漲率）前系數顯著為正，說明通貨膨脹能夠擴大城鄉收入差距。通貨膨脹通常不利于低收入者和工資收入者，并且缺乏金融工具抵御通貨膨脹帶來的負面沖擊，其工資收入也會因通貨膨脹而受損。相反高收入者和企業主受通貨膨脹影響相對較小。（3）財政支出前的系數顯著為負，這說明財政支出有助于縮小城鄉收入差距。（4）外商直接投資前系數為負，且統計上顯著，說明基于中國廉價勞動力的外商直接投資有利于縮小城鄉收入差距。外商直接投資大多選擇勞動密集型產業，這些產業的發展有助于提高農村居民收入，會縮小城鄉收入差距。（5）對外開放系數為正，且高度顯著，表明對外開放不利于縮小城鄉收入差距。開放經濟部門主要分布在城市，且對技能和人力資本要求較高，因此對外開放使城市居民受益更大。（6）金融發展規模顯著擴大城鄉收入差距；而金融發展效率顯著縮小城鄉收入差距，突顯二者對城鄉收入分配的差異性。中國金融資源配給上偏重國有企業，限制城市對農村勞動力的吸收能力，致使金融發展規模擴大，未縮小城鄉收入差距。而金融發展效率的提高，促進中小企業發展，有助于縮小城鄉收入差距。（7）教育發展水平系數顯著為正，說明教育發展并沒有改善城鄉收入差距。為對比研究以及檢驗模型結果是否穩健，使用實際城鄉收入比回歸，采用逐步增加變量方法，估計結果見表3。

表3 城鄉收入比的估計結果

由表3可知，（1）以實際城鄉收入比作為被解釋變量，隨變量的加入，R平方逐漸增大，最終達到0.572，所有模型的F統計量均通過顯著性檢驗，各變量大部分通過t檢驗，顯示模型估計結果可接受。（2）產業結構升級指數前系數始終為正，且統計上高度顯著，再次說明產業結構升級擴大了城鄉收入差距。（3）以二三產業就業比重（setejob）表示的勞動力流動回歸系數顯著為負，說明勞動力流動有助于縮小城鄉收入差距。（4）其他控制變量系數與表2結果基本一致。對比表2和表3發現，幾乎所有變量的方向均高度一致，顯示模型穩定性較好，說明基尼系數與實際城鄉收入比具有高度正相關性，二者可較好地衡量城鄉收入差距。

為進一步檢驗模型的穩健性，在基準模型中，采用產業結構升級與勞動力流動指標組合回歸，檢驗結論是否與基準模型一致，檢驗結果見表4。

表4 基尼系數估計結果

由表4可知：（1）無論產業結構升級的衡量指標選擇產業結構升級系數還是選擇二三產業比，回歸結果系數均顯著為正，表明產業結構升級擴大城鄉收入差距；（2）勞動力流動指標無論選擇二三產業就業百分比還是農村勞動力流動率，勞動力流動系數均顯著為負，表明勞動力流動能夠縮小城鄉收入差距。（3）模型中人均實際GDP、通貨膨脹、財政支出占GDP比重、外商直接投資占GDP比重、進出口占GDP比重、金融發展規模、金融發展效率、人均受教育年限等控制變量估計系數的方向與基準模型估計結果高度一致，且各變量通過統計顯著性檢驗。因此，模型估計結論較為可靠。

為進一步分析產業結構升級的兩種形式——產業結構高級化和產業結構合理化對城鄉收入差距的影響，使用產業結構高級化與兩種產業結構合理化的指標回歸，估計結果見表5。

由表5可知，（1）產業結構合理化的兩個指標——產業結構偏離度（indusrat）和產業結構變動的泰爾指數（indusrat1）前的系數均顯著為正，說明產業結構越不合理（其值越大）越有助于擴大城鄉收入差距，越合理越有助于縮小收入差距。產業結構合理說明不同產業勞動生產率越趨向平均，意味著提高低勞動生產率行業的生產率，因此平均化生產率將導致平均化收入，說明收入差距縮小甚至消失；（2）產業結構的高級化是指產業結構由第一產業向第二三產業的依次轉移，這種升級并沒有考慮對低收入就業群體的影響，只承認效率，不斷向高效率產業轉移，結果將導致高效率行業產值不斷擴張，低效率行業的產值不斷萎縮，不斷拉大高效率行業與低效率行業的工資差距，從而抵制收入均等化；（3）勞動力流動仍然呈現出對城鄉收入差距的改善，且統計上高度顯著；（4）其他控制變量的估計結果與前文大體一致。

表5 產業結構合理化和高級化估計結果

五、結論

收入差距不斷擴大不僅關乎我國社會穩定，也關系到我國能否跨躍“中等收入陷阱”。本研究結論如下：（1）特征事實與理論分析發現產業結構升級擴大城鄉收入差距，而勞動力流動縮小城鄉收入差距。（2）實證研究發現，在控制經濟發展水平、通貨膨脹、政府行為、外商直接投資、經濟開放程度、金融發展規模、金融發展效率、教育發展程度等變量后，產業結構升級擴大城鄉收入差距，勞動力流動有助于縮小城鄉收入差距。產業結構高級化擴大城鄉收入差距，而產業結構合理化縮小城鄉收入差距。多次穩健性檢驗表明結論可靠。

基于上述結論，中國在加快產業轉型升級過程中要注意其對收入分配的不良影響，要加快勞動力流動。同時，不僅要注重產業結構的高級化，更要注重產業結構的合理化。

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F421

A

1672-3805(2017)03-0014-09

2017-05-09

國家社會科學基金一般項目“新型城鎮化背景下地方政府行為對我國居民收入差距的影響機制及政策評價研究”（15BJL017）；江蘇高校哲學社會科學研究重點項目“勞動力流動與江蘇新型城鎮化協同機制研究”（2014ZDIXM016）；教育部人文社會科學研究規劃基金項目“中國勞動力流動的地區福利效應研究”（16YJA790012）

劉慧（1992-），女，安徽財經大學經濟學院助教，上海社會科學院博士研究生，研究方向為宏觀經濟理論與政策。