李佼

摘要：選取內(nèi)蒙古自治區(qū)自1983年以來(lái)30年的城市和農(nóng)村收入為指標(biāo)，以收入差距和城鎮(zhèn)化率作為變量，進(jìn)行經(jīng)典回歸模型分析，完成VAR對(duì)統(tǒng)計(jì)關(guān)系的定量研究后，再對(duì)結(jié)果進(jìn)行方差分解，結(jié)合使用脈沖響應(yīng)函數(shù)，以內(nèi)蒙古自治區(qū)為例，透視兩個(gè)變量之間的聯(lián)系。分析結(jié)果表明：兩個(gè)變量在一段較長(zhǎng)的時(shí)間范圍內(nèi)彼此間處于動(dòng)態(tài)平衡;收入不平衡程度加深是城鎮(zhèn)化進(jìn)程加快的原因，但并非主要原因;同時(shí)，收入差距也會(huì)促進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程。

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)化 城鄉(xiāng)收入差距 VAR 脈沖響應(yīng) 方差分解

20世紀(jì)70年代末的改革開(kāi)放，給我國(guó)的發(fā)展帶來(lái)了新的生機(jī)，全國(guó)各地皆受益于改革開(kāi)放帶來(lái)的效應(yīng)。從經(jīng)濟(jì)生活方面來(lái)看，城鄉(xiāng)居民收入水平都有所提高。但與此同時(shí)，城鄉(xiāng)收入差距也在持續(xù)擴(kuò)大。從1983年到2013年30年間的財(cái)政數(shù)據(jù)可以看出，自治區(qū)在這段時(shí)間內(nèi)，群眾收入有了極大的提升，對(duì)于城市居民而言，由1983年的474元迅速提高到25497元，增長(zhǎng)50倍左右，對(duì)于農(nóng)村居民而言，由1983年的325元提高到8596元，增長(zhǎng)25倍左右。但城鄉(xiāng)收入差距比也從1983年的145.85提高到2013年的296.61。收入差距的不斷拉大激發(fā)了許多社會(huì)矛盾， 扭曲了社會(huì)的公平公正， 甚至可能會(huì)引發(fā)社會(huì)沖突與政治動(dòng)蕩，最終致使中國(guó)經(jīng)濟(jì)停滯不前。因此綜上所述，本文基于內(nèi)蒙古1983-2013年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，研究?jī)?nèi)蒙古城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)收入差距之間關(guān)系是很有現(xiàn)實(shí)意義的。

一、文獻(xiàn)綜述

近年來(lái)，研究人員對(duì)于該方面的觀點(diǎn)都集中在，城鎮(zhèn)化是導(dǎo)致收入懸殊的關(guān)鍵因素，但是具體兩者間的內(nèi)在聯(lián)系和普遍規(guī)律，尚未有統(tǒng)一看法，仍是眾說(shuō)紛紜。陸銘和陳釗（2004）指出，隨著農(nóng)村逐步向城市過(guò)渡演化，會(huì)出現(xiàn)兩者間收入水平差別縮小的現(xiàn)象。楊繼瑞、胡碧玉和宋小軍（2005）則把研究的重點(diǎn)放在了農(nóng)村、農(nóng)業(yè)和農(nóng)民問(wèn)題上，認(rèn)為目前對(duì)于我國(guó)來(lái)說(shuō)，農(nóng)民數(shù)量過(guò)于龐大，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率得不到有效提高，從而對(duì)大力推進(jìn)城市化改造造成一定的難度 。程開(kāi)明和李金昌（2006）通過(guò)對(duì)1978到2004年間的數(shù)據(jù)進(jìn)行處理分析，發(fā)現(xiàn)了城鎮(zhèn)偏向、農(nóng)村過(guò)渡到城鎮(zhèn)以及高低收入水平差別三個(gè)因素存在的內(nèi)在聯(lián)系，具體表現(xiàn)為前兩者是導(dǎo)致收入懸殊加劇的原因;后者會(huì)反過(guò)來(lái)作用于城鎮(zhèn)化，推動(dòng)農(nóng)村向城市過(guò)渡的進(jìn)程。許秀川和王釗（2008）通過(guò)Panel Data方式，結(jié)合內(nèi)生動(dòng)態(tài)的理念，在2SLS和3SLS的基礎(chǔ)上，深入剖析兩者的內(nèi)在聯(lián)系，認(rèn)為兩者處于動(dòng)態(tài)平衡的關(guān)系，并且一直向著良好的方向前進(jìn)和發(fā)展。周云波（2009）通過(guò)知識(shí)回顧和致力于當(dāng)前事實(shí)情況，推斷出兩者的聯(lián)系。研究結(jié)果表明，自1978年以來(lái)，導(dǎo)致倒U現(xiàn)象出現(xiàn)的主要原因是城市化。潘文軒（2010）認(rèn)為當(dāng)前中國(guó)的綜合國(guó)力增強(qiáng)，掀起了農(nóng)村向城市過(guò)渡演化的浪潮，有越來(lái)越多的農(nóng)村加入到演化的過(guò)程中，大力開(kāi)展生產(chǎn)活動(dòng)，加大工業(yè)化程度，農(nóng)民從中獲益，提高收入水平。需要注意的是即使農(nóng)村群眾收入提高幅度較大，但還是落后于城鎮(zhèn)群眾的收入提高幅度，所以還是不可避免出現(xiàn)了兩者的差別慢慢拉開(kāi)。通過(guò)剖析該現(xiàn)象存在的原因，加快農(nóng)村向城市過(guò)渡進(jìn)程可以極大促進(jìn)農(nóng)村群眾的收入，同時(shí)還可以大大地緩和收入懸殊加劇，但是工業(yè)化作用相反。王克強(qiáng)和張中杰（2012）以1997到2010年中國(guó)31個(gè)省市的平行數(shù)據(jù)為觀測(cè)指標(biāo)，從空間的角度探究造成收入懸殊的原因，地理分布和收入差別存在著明顯的正向相關(guān)的聯(lián)系。李長(zhǎng)亮（2015）則模仿杜賓模型，以我國(guó)2004到2013年的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，進(jìn)行實(shí)證分析。檢驗(yàn)結(jié)果表明：農(nóng)村向城市過(guò)渡可以減小收入不平衡，但是減小的幅度并不大。赫國(guó)盛和趙玉（2017）根據(jù)1996-2016年相關(guān)時(shí)間序列數(shù)據(jù)，采用協(xié)整檢驗(yàn)等方法研究了城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素對(duì)于城鄉(xiāng)收入差距的影響，結(jié)果表明：影響因素和收入不平衡之間在一段較長(zhǎng)的時(shí)間內(nèi)是維持動(dòng)態(tài)平衡的關(guān)系。

綜上所述 ，針對(duì)城市化和城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系這一問(wèn)題，之所以會(huì)得出不同的結(jié)論，是因?yàn)椴煌膶W(xué)者采用的方法不同。本文通過(guò)經(jīng)典回歸方法——協(xié)整關(guān)系，來(lái)判斷兩者是否在一段較長(zhǎng)的時(shí)間內(nèi)是維持動(dòng)態(tài)平衡的關(guān)系，基于VAR對(duì)統(tǒng)計(jì)關(guān)系的定量研究后，再對(duì)結(jié)果進(jìn)行方差分解，結(jié)合脈沖響應(yīng)函數(shù)，以內(nèi)蒙古自治區(qū)為例，透視兩個(gè)變量之間的短期的內(nèi)在聯(lián)系和變化特征。

二、實(shí)證分析

（一）變量選定和數(shù)據(jù)來(lái)源

城鎮(zhèn)化率（UR）的含義是一定時(shí)間范圍內(nèi)該國(guó)或該區(qū)域農(nóng)村向城市演化的程度。本文以“城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎亍眮?lái)表示。如果UR值高，代表這個(gè)區(qū)域農(nóng)村向城市演化的程度高。

城鄉(xiāng)收入差距（GAP）用城市和農(nóng)村群眾收入之間的比值來(lái)衡量，若是比值小，則代表兩者的差異不大。

本文以上述兩個(gè)指標(biāo)作為研究的基礎(chǔ)，以內(nèi)蒙古自治區(qū)作為研究對(duì)象，通過(guò)Eviews7.2軟件來(lái)分析數(shù)據(jù)。

本文的數(shù)據(jù)皆出自《內(nèi)蒙古統(tǒng)計(jì)年鑒》，所需指標(biāo)是30年間的城市居民人數(shù)、年末人數(shù)總和、城市和農(nóng)村居民收入。計(jì)算的相應(yīng)指標(biāo)整理如表1。

為了讓計(jì)算結(jié)果盡量準(zhǔn)確，對(duì)GPA數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)處理——LNGPA，再運(yùn)用EVIEWS7.2軟件分析，結(jié)果如圖1：

由圖可知，城鄉(xiāng)收入差距和城鎮(zhèn)化率的走勢(shì)大致相同，二者的變化體現(xiàn)了一定的相關(guān)性。

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

進(jìn)行回歸處理前，要驗(yàn)證序列是否平穩(wěn)。利用ADF的方法對(duì)單位根進(jìn)行檢查。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示：

由表2可知，變量LNGAP、UR的ADF值分別為-2.134430和-1.408588，以1%作為判斷的標(biāo)準(zhǔn)，假設(shè)成立，LNGAP、UR非平穩(wěn)。一階差分處理后，LNGAP、UR的ADF值分別是-5.616518、-6.564474，符合不大于1%的標(biāo)準(zhǔn)，所以數(shù)據(jù)在一階差分處理后的數(shù)據(jù)平穩(wěn)，可以判定協(xié)整關(guān)系。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

一般情況下，主要采取兩種方式驗(yàn)證協(xié)整關(guān)系，Johansen法和Engle and Granger法。前者主要用來(lái)研究?jī)蓚€(gè)以上變量之間的聯(lián)系，后者應(yīng)用在兩個(gè)變量的分析中。本文選用后一方式更恰當(dāng)。

在進(jìn)行驗(yàn)證時(shí)，第一步是令UR為解釋變量，LNGAP為被解釋變量，進(jìn)行回歸分析。統(tǒng)計(jì)的結(jié)果如表3：

建立回歸方程式：

LNGAP=2.084×UR+4.54

第二步是驗(yàn)證上述結(jié)果的殘差是否平穩(wěn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表4：

由表4可知，以5%為判斷標(biāo)準(zhǔn)，殘差符合平穩(wěn)序列的條件，由此認(rèn)定兩者具有長(zhǎng)期均衡聯(lián)系，且為正相關(guān)。也就是說(shuō)城鎮(zhèn)化水平的提高會(huì)提高城鄉(xiāng)收入水平。

（四）構(gòu)建模型和模型檢驗(yàn)

為了研究?jī)烧咴诙唐诘膭?dòng)態(tài)特點(diǎn)，本文用VAR模型進(jìn)行定量研究。VAR模型的一般數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

yt=A1yt-1+…+Apyt-m+B1Xt+…BrXt-n+ε

其中：yt是被解釋變量，Xt是解釋變量，A1…Am和B1…Bn是參數(shù)矩陣，m和n是yt和Xt滯后期的階數(shù)，εt代表隨機(jī)誤差項(xiàng)。

首先需要確定最優(yōu)滯后階數(shù)。分析結(jié)果如表5：

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，階數(shù)等于4時(shí)，F(xiàn)PE、AIC和HQ皆滿足5%的標(biāo)準(zhǔn)，原假設(shè)不成立，所以可以確定該模型的最佳階數(shù)大小是4。對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表6所示：

由結(jié)果可知，LNGAP和UR的R2分別為0.944和0.927，調(diào)整后的R2分別為0.919和0.895，代表該方程預(yù)期和實(shí)際的較吻合。

若要繼續(xù)研究這兩個(gè)變量之間的沖擊影響和短期動(dòng)態(tài)趨勢(shì)需要在對(duì)上述結(jié)果進(jìn)行AR單位根檢驗(yàn)的基礎(chǔ)之上，用脈沖響應(yīng)函數(shù)對(duì)UR和LNGAP進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。AR單位根檢驗(yàn)結(jié)果如圖2：

上圖表明，進(jìn)行檢驗(yàn)的單位根全部在圓的范圍內(nèi)，這代表該VAR模型平穩(wěn)。

（五）脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)的作用是主要變量之外的誤差因素對(duì)解釋變量單位標(biāo)準(zhǔn)差作用之后，解釋變量在現(xiàn)期值和將來(lái)預(yù)測(cè)值產(chǎn)生的變化情況。

對(duì)上文的VAR模型進(jìn)行脈沖相應(yīng)分析，結(jié)果如圖3：

圖3第一部分代表的是LNGPA對(duì)本身的作用，由圖示可知，在初期該作用產(chǎn)生的影響較強(qiáng)，且為正向，但在前10期減弱，且減弱的速度較快，10期之后比較長(zhǎng)的一段時(shí)間內(nèi)呈較平穩(wěn)的正向關(guān)系。

圖3第二部分代表的是UR對(duì)于LNGPA單位標(biāo)準(zhǔn)差的作用，由圖可知，在1期沒(méi)有造成影響，第2期呈現(xiàn)負(fù)向變化，且呈在下降，即負(fù)向影響加劇，直至第6期出現(xiàn)最低值后長(zhǎng)期維持在一個(gè)平穩(wěn)的負(fù)向水平。因此可得，UR對(duì)于GPA的相應(yīng)存在一定的滯后期。

圖3第三部分代表的是LNGPA對(duì)于UR單位標(biāo)準(zhǔn)差的作用，從該部分可知，在初期，UR正向響應(yīng)大，到第2期時(shí)變小，之后再次迅速上升，并在第5期達(dá)到峰值，最終趨于比較平穩(wěn)的正向關(guān)系。

圖3的第四部分代表UR對(duì)本身的作用。在初期為強(qiáng)烈的正向響應(yīng)，第1期和第2期相差不大，3期之后正向關(guān)系持續(xù)減弱趨勢(shì)，7期開(kāi)始脈沖響應(yīng)轉(zhuǎn)為負(fù)向，這種負(fù)向關(guān)系持續(xù)增加，在11期達(dá)到最低值后長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)仍較為平穩(wěn)的負(fù)向關(guān)系。

（六）動(dòng)態(tài)方差分解

為了進(jìn)一步了解模型中兩個(gè)變量的動(dòng)態(tài)特征，本文運(yùn)用Cholesky分解法，處理UR和LNGPA，結(jié)果如表7。

由分解結(jié)果可知，在第1期LNGPA對(duì)于本身的貢獻(xiàn)值是1，UR對(duì)于LNGPA的貢獻(xiàn)值是0，到12期LNGPA對(duì)于本身的貢獻(xiàn)值下降至66.48%，UR對(duì)于LNGPA的貢獻(xiàn)值是33.52%?？梢钥闯鯨NGPA變化的主要因素是自身。

再看UR的響應(yīng)，初期UR對(duì)自身的貢獻(xiàn)值較高，為76.13%，LNGPA對(duì)于UR的貢獻(xiàn)值是23.87%，到了第2期，雖然本身呈現(xiàn)上升的趨勢(shì)，而LNGAP對(duì)UR的貢獻(xiàn)有所下降，但2期之后總體上LNGAP對(duì)UR影響呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，且在第5期超過(guò)50%，這表明UR動(dòng)態(tài)發(fā)展的過(guò)程中，LNGPA的作用不可忽略。

三、結(jié)論與政策啟示

本文以內(nèi)蒙古1983-2013年近30年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對(duì)內(nèi)蒙古城鎮(zhèn)化與收入差距的作用機(jī)制及動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行了分析和預(yù)測(cè)，研究結(jié)果表明：從協(xié)整關(guān)系角度，可以認(rèn)為兩者是長(zhǎng)期均衡的，從VAR和脈沖響應(yīng)函數(shù)角度，UR對(duì)于LNGPA沖擊后，兩者會(huì)最終保持負(fù)向的平穩(wěn)關(guān)系;當(dāng)UR受到LNGAP沖擊后，最終趨于正向穩(wěn)定狀態(tài);方差分解后，可以看出擴(kuò)大收入差距的首要原因不是城鎮(zhèn)化的加快，但是加大收入水平差距卻會(huì)促進(jìn)更多農(nóng)村向城市演化。

基于以上結(jié)論，得到如下政策啟示：第一，自治區(qū)應(yīng)繼續(xù)提高城鎮(zhèn)化，同時(shí)要注意避免收入水平差別的加劇，可以建立城市反哺農(nóng)村的有效機(jī)制，讓城市帶動(dòng)更多的農(nóng)村發(fā)展經(jīng)濟(jì)，使更多的農(nóng)民得益于城鎮(zhèn)化的推進(jìn)。第二，注重提高城市化的質(zhì)量，吸收農(nóng)村剩余勞動(dòng)力，改善農(nóng)牧民的收入來(lái)源，讓農(nóng)牧民的收入不再以務(wù)農(nóng)作為收入的單一來(lái)源。

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