城市化對城鄉收入差距的影響研究中國城市化對城鄉收入差距的影響基于東、中、西部面板數據的實證研究

一、城市對城鄉收入差距的影響改革開放以來，中國經濟取得了世界著名的成績，但在經濟發展過程中，中國收入差距日益擴大，嚴重影響了社會主義和諧社會的建立。根據Kanburetal(1999)的結論,城鄉收入差距貢獻了總收入差距的70%左右,是我國收入差距最主要的因素;李實等(1998)認為城鄉收入差距對總體收入差距的貢獻由1988年的38.2%下降到1995年的34.2%,這一比重雖然低于Kanburetal的測算,但同樣肯定了城鄉收入差距擴大對整體收入差距擴大的巨大“貢獻”。中國城鄉收入差距備受關注,國內諸多學者對其進行了有益的探討。蔡昉(2003)詳細描述了中國城鄉收入差距的原因,認為我國的經濟發展戰略是我國城鄉收入差距變動的原因;林毅夫和劉明興(2003)利用中國省級面板數據對1981-1997年的城鄉收入差距進行了研究,也發現經濟發展戰略顯著地影響城鄉收入差距。林毅夫等(1994)、蔡昉等(2000)先后論證,我國的經濟發展戰略與大多數發展中國家類似,由于選擇了趕超戰略而導致內生的城市偏向政策,這種城市偏向政策造成我國的城市化水平遠遠落后于經濟發展水平,正是因為城市偏向政策及較低的城市化水平對我國城鄉收入差距產生的重要的影響。大多數研究認為,從城市偏向政策向城鄉關系平等和兩個部門均衡發展環境的轉變,關鍵點在于農民人數的大幅度減少,以及城市居民占人口比重的提高,即城市化。但城市化對城鄉收入差距的影響是怎樣的,研究結論卻不盡相同。一部分學者認為城市化能縮小城鄉收入差距,如:陸銘、陳釗(2004)利用1987-2001年間的省級面板數據發現城市化縮小城鄉收入差距的作用顯著;姚耀軍(2005)利用中國1978-2002年的時間序列數據,基于VAR模型證實,城市化長短期內對縮小城鄉收入差距都具有積極的作用。另一部分學者卻認為我國的城市化導致城鄉收入差距進一步拉大,比較典型的如程開明、李金昌(2007)的研究結論。總體來看,已有文獻對城市化影響城鄉收入差距的研究是深入而有效的,這些研究對我們進一步了解城市化影響城鄉收入差距的機理,為我國制定促進城市化與城鄉收入差距協調發展的政策有著重要的指導作用。但上述文獻由于使用的計量方法有所區別,且研究時討論的時間跨度也不一樣,造成結論有所分歧;并且已有文獻很少考慮到我國城市化及城鄉收入差距的區域差異。那么,城市化對城鄉收入差距的影響究竟是怎樣的?這種影響在我國的東部、中部和西部地區是否有差異?本文希望利用面板數據模型,通過對我國1978-2007年間的省際面板數據進行實證分析來回答以上問題。二、研究設計(一)研究區域的確定在城鄉收入差距(GAP)指標的選擇上,考慮到數據的可獲取性,本文選取城市居民人均可支配收入與農村居民人均純收入之比來衡量城鄉收入差距水平;由于城鄉之間價格水平的不同,根據蔡昉等(2003)的建議,應該使用實際指標來衡量收入差距,實際計算中本文以1978為基期進行平減。而在城市化水平(UR)指標的選擇上,國內學者已基本達成共識,用非農業人口占總人口的比重來衡量。考慮到我國各區域城市化發展水平及城鄉收入差距水平的不一致,本文根據區域經濟理論及統計年鑒的劃分方法,將我國分為東、中、西部分別進行考察。需要說明的是,由于重慶在1997年設為直轄市,所以重慶市只有1997-2007年的數據,因此四川省在1997年以后的各項數據與1997年以前相比有較大的差別,為保證數據的連續性,本文把重慶市的相關數據全部并入四川進行計算。因此本文分析的基本單元為中國30個省區,再以三大地區為宏觀的研究區域,即東部、西部、中部,其中東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南共11個省市;中部地區包括吉林、黑龍江、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南共計8個省區;西部地區包括內蒙古、陜西、青海、寧夏、新疆、甘肅、四川(含重慶)、貴州、云南、西藏、廣西等共11個省區。本文研究的時間跨度為1978-2007年,其中1978-2004年數據來源于《新中國五十五年統計資料匯編》,2005-2007年數據來源于《中國統計年鑒》相應各期。(二)長期均衡關系檢驗本文分四步對城鄉收入差距與城市化的關系進行檢驗及分析。首先,利用面板數據單位根檢驗方法對其進行單位根檢驗;在此基礎上,利用面板數據協整檢驗方法,對其進行長期均衡關系進行檢驗;最后利用E-G兩步法建立面板誤差修正模型進行短期均衡關系的檢驗,包括如下兩個步驟:一是利用完全修正普通最小二乘法(FMOLSESITMATE)對面板協整向量進行估計,二是建立對應的面板數據誤差修正模型進行分析。1.面板單位根檢驗方法面板單位根檢驗特殊的困難是既要考慮橫截面的異質性,又要形成一個具有較高“勢”(power)的檢驗統計量。由于面板數據的單位根檢驗到目前為止還沒有完全統一,為克服一種選擇方法可能帶來的偏差,本文采用了五種單位根檢驗方法,主要有LLC檢驗(Levin、Lin和Chu,2002)、IPS檢驗(Im、Pesaran和Shin,2003)、Breitung檢驗、Maddala&Wu檢驗(包括FisherADF和FisherPP檢驗,1999)和Hadri檢驗(Hadri,2000)。考慮如下基于面板數據的AR(1)過程:yit=ρiyi,t-1+εit,i=1,2,L,N,t=1,2,LT(1)其中,符號i表示截面個體的序號,t為時間變量,ρi為自回歸系數,εit為相互獨立的異質的擾動項。當|ρi|<1時,yi為弱(趨勢)穩定過程,而當|ρi|=1時,yi為非平穩的I(1)過程。根據ρi對同(異)質性假定的不同,面板數據的單位根檢驗方法可以分為兩大類:一類為相同根情形下的單位根檢驗,這類檢驗方法假設面板數據中各截面序列具有相同的單位根過程,即對于各個不同單位的i,ρi=ρ,比較典型的如LLC檢驗、Breitung檢驗及Hadri檢驗,這三種檢驗的區別在于LLC檢驗和Breitung檢驗的原假設為各面板單位存在共同的單位根,而Hadri檢驗的原假設則為各不存在共同單位根;另一類為不同根情形下的單位根檢驗,這類檢驗方法允許面板數據中各截面序列具有不同的單位根過程,與第一類檢驗相比,該類檢驗方法放寬了假定、進一步接近了客觀事實,其中代表性的有IPS檢驗及Maddala&Wu檢驗。2.pedroni協整檢驗對于面板數據協整關系的檢驗,主要有基于Johansen協整檢驗的Fisher協整檢驗法和類似于時間序列協整檢驗的EG兩步法,其中在以EG兩步法為基礎的面板數據的協整檢驗中,具有代表性的是以kao(1999)為代表的同質面板的協整檢驗和Pedroni(1999)提出的異質面板的協整檢驗。Pedroni協整檢驗方法可以允許截距及時間趨勢,并適用于非平衡面板數據,相比其他檢驗方法有很大的改進,因此本文采用Pedroni的協整檢驗方法對城市化與城鄉收入差距之間的協整關系進行檢驗。Pedroni的協整檢驗方法也類似于EG兩步法,利用協整方程式(2)的殘差:yit=αi+δit+β1ix1i,t+β2ix2i,t+…+βMixMi,t+eit,i=1,…,N,t=1,…,T(2)其中N代表樣本單位個數,T代表樣本的時間跨度個數,M代表回歸變量的個數。在這里,面板單位間允許存在很大的差異,因為在模型中,單位之間的斜率、固定效應系數和個體確定趨勢系數是不同的。Pedroni協整檢驗原假設為:如果統計檢驗值小于臨界值,則在給定顯著性水平下拒絕沒有協整關系。在原假設下,定義xit=(x1i,t,x2i,t,…,xMi,t),zit=(yit,x′it),ξ′it=(ξyit,ξxit),zit=zi,t-1+ξit。在這里過程ξ′it滿足:對?i,當Τ→∞,1√Τ[Τr]∑t=1ξitd→Bi(Ωi)。其中,Bi(Ωi)是向量布朗運動,其漸近方差為Ωi,其中Ω22i>0;對于所有的i,Bi(Ωi)都定義為相同的概率空間,并且對所有s,t當i≠j時,E(ξitξ′js)=0。在這些假設下,Pedroni討論了7個面板數據的協整檢驗統計量,其中4個是用聯合組內尺度(Withindimension)描述,用“Panel”來表示,分別是PanelV統計量、PanelRho統計量、PanelPP統計量和PanelADF統計量;另外3個是用組間尺度(Betweendimension)來描述,用“Group”表示,分別是GroupRho統計量、GroupPP統計量和GroupADF統計量。3.fmols估計方法協整關系只反映變量之間的長期均衡關系,為彌補長期靜態模型的不足,可通過短期動態模型反映短期偏離長期均衡的修正機制。根據協整理論,如果變量間存在協整關系,可以用誤差修正模型(ECM)對短期波動和長期均衡進行直接的描述,通過短期均衡檢驗,進一步增強中國城市化對城鄉收入差距的影響的機理。本文利用E-G兩步法建立誤差修正模型,步驟如下。第一步:根據前人的研究成果,我們推測城市化進程對收入差距的影響不僅和城市化程度有關,而且依賴于收入差距自身的水平,因此,受Frank(2005)的一篇關于美國的收入差距對經濟增長的效應的論文中模型的啟發,我們定義GAPit×URit作為解釋變量之一,以此揭示在城市化和收入差距的不同水平,我國城市化對城鄉收入差距可能具有不同效應,本文建立如下面板協整模型:GAPit=αi+β1iURit+β2iGAPit×URit×URit+εit,i=1,2,L,N,t=1,2,LT(3)其中N代表樣本單位個數,T代表樣本的時間跨度個數。對于面板協整模型式(3),如果直接用OLS來估計參數是有偏的,因此有必要對其修正。本文選用Pedroni(2000)提出的完全修正普通最小二乘法(FMOLS)估計方法,下面簡述其具體過程。為表述方便,將模型(3)的解釋變量記為向量qit≡(URit,GAPit×URit)1,把被解釋變量GAPit用yit表示,記wit=(yit,qit′)′,則wit～I(1),即wit=wi,t-1+ξit。ξ′it=(ξyit,ξqit),為隨機誤差項。用Ωi表示ξit的長期方差矩陣,Ω0i和Γi分別表示ξit的同期和異期協方差。Ωi定義并分解為:Ωi=limΤ→∞[1Τ(Τ∑t=1ξit)(Τ∑t=1ξ′it)]=Ω0i+Γi+Γ0t=[Ω211iΩ12iΩ21iΩ22i](4)Γi=limΤ→∞1ΤΤ-1∑k=1Τ∑i=k+1E(ξitξ′it)=[Γ11iΓ12iΓ21iΓ22i](5)Ω0i=limΤ→∞1ΤΤ∑i=1E(ξitξ′it)=[σ21i∑12i∑21i∑22i](6)Πi=Ω0i+Γi=[Π11iΠ12iΠ21iΠ22i](7)為計算?Ω0i和?Γi,首先需要得到ξit。對于qit,其殘差估計ξqit=Δqit-ˉΔqit;而對于殘差的估計,Pedroni建議用Δyit對Δqit做回歸,其殘差即為ξyit。然后,根據Newey-West方法估計同期協方差Ω0i和和異期協方差Γi的一致估計?Ω0i和?Γi。進一步,定義:?L11i=(?Ω11i-?Ω′21i?Ω-121i?Ω21i)1/2,?L21i=(?Ω22i)-1/2?Ω21i,?L22i=Ω1/222i(8)FMOLS面板協整向量的第i個估計量為:?βiFΜ=(X′iXi)-1(X′iy+i-πΤ?σ+)(9)其中,序列相關校正為σ^+=Π^22iΩ^22i-1Ω^21i,內生性校正為yit+=yit-(Ω^12iΩ^22i-1ξ^itq)′?Xi=(lt,qi′)?lΤ為元素全為1的T×1向量,π=(0,1,1)′?β^iFΜ=(αi,β^1i,β^2i)。第二步:根據Granger表述定理,面板協整模型(3)所對應的面板數據誤差修正模型為:ΔGAPit=α1i+θ1iΔURit+θ2iΔ(GAPit×URit)+?1iECMi,t-1+v1it(10)ΔURit=α2i+τ1iΔGAPit+τ2iΔ(GAPit×URit)+?2iECMi,t-1+v2it(11)其中,Δ表示一階差分運算,ECMi,t-1為模型(3)的面板協整殘差,下標i和t分別表示第i個省份的第t年,v1it和v2it為隨機擾動項。?i為調節系數,它反映了城市化與城鄉收入差距的長期均衡對城市化或城鄉收入差距短期變化所產生的調節效應。若?1i為負,則長期均衡對收入差距的短期變化具有抑制效應,說明這種均衡有利于收入差距的縮小,從而進一步支持模型(3)為面板協整關系;另一方面,若?2i為正,而面板協整關系的存在對城市化具有促進作用,這說明面板協整的存在將促進城市化水平的提升。三、結果表明和分析(一)中、西部的質量及階差在“非平穩序列”的檢驗利用前述的五種方法對城市化及收入差距及其一階差分進行單位根檢驗,在檢驗之前先對所有序列作折線圖,可判定檢驗回歸式應該同時包含常數項和趨勢項,檢驗結果如表1所示。由表1可以看出,幾種檢驗結果中出現了檢驗結果不一致的情況,對于中、西部的GAP及ΔGAP的Hadri檢驗,均接受“不存在單位根”的零假設,但其他的方法均表明中、西部的GAP為I(1)過程,ΔGAP為I(0)過程;對于中部的ΔUR,Hadri檢驗結果表明其為非平穩序列,這與其它幾種檢驗結果均不相同;此外,所有的檢驗結果都一致表明,東部、中部及西部的UR、GAP及UR×GAP均為I(1)過程,其一階差分為I(0)過程;由于僅有一種檢驗結果不一致,可以判定接受其他四種檢驗結果,即UR和GAP均為I(1)過程,其一階差分為I(0)過程。因此,綜合上述分析我們可以認為,無論是東部、中部還是西部,UR、GAP及UR×GAP均為I(1)過程,其一階差分為I(0)過程。(二)地方固定效應檢驗結果面板單位根檢驗結果表明,城市化及城鄉收入差距的面板數據為非平穩序列,如果應用最小二乘法可能導致偽回歸,所以必須要分析相關變量的協整關系。本文采用上述的Pedroni協整檢驗方法進行分析,在檢驗時考慮了樣本數據中各省間協整向量的差異及各省的固定效應,檢驗結果見表2。根據Pedroni(1999)的結論,PanelADF、GroupADF檢驗效果最好,PanelV、GroupRho檢驗效果最差,其他處于中間,在遇到檢驗結果不一致時,應當以此順序為判斷依據。由表2可以看出,對于中部,所有統計量在5%(或1%)顯著性水平下拒絕“不存在協整關系”的原假設,因此可以認為中部UR、GAP及UR×GAP之間存在長期均衡關系;對于東部與西部,檢驗結果并不一致,但PanelADF、GroupADF均在5%(或1%)顯著性水平下拒絕“不存在協整關系”的原假設,可以認為東部與西部的UR、GAP及UR×GAP之間也存在長期均衡關系。由Pedroni協整檢驗結果我們可知,東、中、西部UR、GAP及UR×GAP之間均存在長期均衡關系。(三)e-g短期均衡檢驗通過面板數據協整檢驗發現,東、中、西部UR、GAP及UR×GAP之間均存在長期均衡關系,但但均衡關系如何呢?有必要對東、中、西部地區面板數據建立誤差修正模型進行短期均衡檢驗,下面利用E-G兩步法進行分析。1.各區域城市化對城鄉收入差距的長期效應分析應用FMOLS法對模型(3)的協整向量進行估計,計算結果見表3。由表3可以看出,FMOLS估計結果中調整后的R2較高,而且所有方程都通過F檢驗,同時各解釋變量的系數估計值也顯著,這說明所建立的計量方程具有相當的合理性。各地區的α^i和β^1i都顯著為正,β^2i顯著為負,且東部地區的β^1i和β^2i與中西部地區有較大的差異,這表明我國各地區的城市化與城鄉收入差距之間存在長期均衡關系,并且各區域城市化對城鄉收入差距的長期效應并不一致。另外,東、中、西部的β^1i/|β^2i|的值均大于1,這一結果隱含的意義是:城市化對城鄉收入差距的效應取決于城市化水平及城鄉收入差距自身的水平,在城市化水平(URit)及城鄉收入差距水平均較低時,UR×GAP的效應較小,加速城市化對縮小城鄉收入差距起著積極的作用;而當城鄉收入差距(GAPit)較高時,此時UR×GAP對城鄉收入差距起到一定的正向作用,由方程我們初步判斷,此時城市化水平的提高對縮小城鄉收入差距的效應可能并不明顯,甚至會加大城鄉收入差距。由上述分析我們可以得出本文的主要結論:城市化對城鄉收入差距的作用并非簡單地促進或者抑制,其效應還要取決于城鄉收入差距本身的水平,當城鄉收入差距水平較高時,城市化將擴大城鄉收入差距;而當城鄉收入差距水平較低時,加速城市化能有效地降低城鄉收入差距。2.面板協整模型面板協整方程的估計證實了我國各區域城市化與城鄉收入差距之間存在長期的均衡,由Granger的協整表述定理可知,這種長期均衡對于城市化與城鄉收入差距的短期變化應該具有顯著的調節效應,面板誤差修正模型(10)和(11)的估計結果揭示了這種短期調節效應,該調節效應由估計的結果ECM的系數?^1i和?^2i所刻畫,估計結果見表4。由表4可以看出,對于模型(10),不管是東部、中部還是西部,調節系數?^1i為負且通過顯著性檢驗,這從理論上進一步印證了模型(3)為面板協整模型,即東、中、西部UR、GAP及UR×GAP之間均存在長期均衡關系。這一結果說明,我國的東、中、西部的城市化水平及其與城鄉收差距的長期均衡關系(即協整關系),對短期的城鄉收入差距產生抑制效應。分區域來看,東部的抑制效應更為顯著,這意味著東部地區可通過提高農民收入的長期政策和提高城市化水平的短期政策強縮小城鄉收入差距并強化抑制效應;而中、西部地區抑制效應則較弱,這說明中、西部地區應該加強“三農”建設,以提高農民收入的長期政策為主,短期政策的作用并不明顯。另一方面,對于模型(11)中的調節系數?^2i,東部地區沒能通過顯著性檢驗,這說明東部地區的面板協整關系對短期城市化水平的提高不具備刺激效應;但中、西部地區的調節系數均為正且通過顯著性檢驗,這說明中西部地區的面板協整關系對短期城市化水平的提高具有短期的刺激效應,這是由于中、西部地區經濟相對不發達,而長期的城市偏向政策導致較大的城鄉收入差距,這種差距誘使農民通過各種方式“轉移”成城市居民,從而提高城市化水平。四、長期均衡