朱天星， 汪劍清， 楊曉彤

(沈陽工業(yè)大學 經濟學院， 沈陽 110870)

產業(yè)結構變遷是一個國家和地區(qū)工業(yè)化發(fā)展過程中的必然趨勢?！叭ヒ唤狄谎a”是黨的十八大以來我國產業(yè)結構調整的主要表現(xiàn)形式。去產能勢必會帶來產業(yè)結構轉換和經濟增長中新舊動能的調整，從而影響就業(yè)結構，并進一步影響城鄉(xiāng)居民的收入水平。我國城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入與農村居民人均純收入之比由2001年的2.835上升到2009年的3.330，而后呈現(xiàn)下降趨勢；2001年美國和日本城鎮(zhèn)居民和農村居民的可支配收入之比分別為1.33和1.21。由此可知，與發(fā)達國家相比我國城鄉(xiāng)收入差距還存在很大的縮減空間，可以考慮在縮小城鄉(xiāng)收入差距的基礎上調整我國的產業(yè)結構。

一、文獻綜述

現(xiàn)有的研究表明，產業(yè)結構和城鄉(xiāng)收入差距之間存在一定的關系。然而關于我國產業(yè)結構對城鄉(xiāng)收入差距影響的結論并不一致。研究結論大致分為四類：

(1) 產業(yè)結構變遷會擴大城鄉(xiāng)收入差距。王亞飛等(2014)利用協(xié)整分析指出，湖北省產業(yè)結構變化對城鄉(xiāng)收入差距具有反向調節(jié)作用[1]。張柏楊(2014)的研究表明，產業(yè)結構變動會影響城鄉(xiāng)收入差距，隨著我國產業(yè)結構高級化收入差距會進一步擴大[2]。楊松、王愛峰(2015)通過多元線性回歸和分位數(shù)回歸分析，實證研究發(fā)現(xiàn)產業(yè)結構的變化促使城鄉(xiāng)居民收入差距擴大加劇[3]。劉慧(2016)通過分位數(shù)回歸、門檻模型等指出產業(yè)結構升級引起了城鄉(xiāng)收入差距擴大，且在東、西部作用非常顯著[4]。陳珊(2017)通過建立固定效應變斜率模型，指出產業(yè)結構調整拉大城鄉(xiāng)收入差距的主要原因是非農產業(yè)的發(fā)展[5]。

(2) 產業(yè)結構變遷縮小了城鄉(xiāng)收入差距。程海寬(2017)、陳劍(2017)等研究發(fā)現(xiàn)，二元經濟結構的逐步改善和產業(yè)結構的合理化有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距[6-7]。元佳琪(2018)利用面板工具變量模型以及動態(tài)面板數(shù)據(jù)的系統(tǒng)GMM模型進行實證分析，指出農業(yè)部門現(xiàn)代化和產業(yè)結構合理化的發(fā)展會縮小城鄉(xiāng)收入差距[8]。趙立文(2018)通過PVAR模型實證分析，指出產業(yè)結構高級化比合理化更能縮小城鄉(xiāng)收入差距[9]。時凱麗(2019)通過VAR模型和脈沖響應函數(shù)分析，發(fā)現(xiàn)產業(yè)結構優(yōu)化可以有效縮小城鄉(xiāng)收入差距[10]。

(3) 產業(yè)結構變遷對城鄉(xiāng)收入差距的影響是先擴大后縮小，呈現(xiàn)出倒U型的趨勢。楊曉鋒等(2014)認為，城鄉(xiāng)居民通過調整就業(yè)預期和人力資本投入結構可以在長時期內縮小城鄉(xiāng)收入差距[11]。王亞飛、黃勇、唐爽(2014)研究發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)收入差距由產業(yè)結構和城鎮(zhèn)化共同作用，并呈現(xiàn)出先擴大后縮小的趨勢。劉閩(2016)通過VAR模型進行脈沖響應函數(shù)分析，指出第二、三產業(yè)變化對城鄉(xiāng)收入差距的影響呈現(xiàn)先擴大后縮小的倒U型趨勢[12]。

(4) 產業(yè)結構變遷對城鄉(xiāng)收入差距的影響呈現(xiàn)S型拖尾狀趨勢[13]。姚志(2016)通過VAR模型和脈沖響應函數(shù)分析，指出產業(yè)結構對城鄉(xiāng)收入差距的影響曲線表現(xiàn)為先擴大再縮小又擴大，最后趨于平穩(wěn)[14]。

綜上，大多數(shù)研究是基于線性模型探究產業(yè)結構和城鄉(xiāng)收入差距之間關系的。根據(jù)現(xiàn)有的二元經濟相關理論，在產業(yè)結構變遷過程中，隨著人均資本的增加城鎮(zhèn)勞動力的失業(yè)率可能提高，使得二者之間的關系呈現(xiàn)非線性趨勢。因此，本文利用非線性面板門限模型，在控制相關變量的基礎上分析我國2001—2017年產業(yè)結構變遷和城鄉(xiāng)收入差距關系，對于各地區(qū)的產業(yè)結構調整和政策評價具有參考價值。

二、產業(yè)結構與城鄉(xiāng)收入差距的理論基礎和影響機制

1. 理論基礎

(1) 產業(yè)結構理論。配第-克拉克定律認為，勞動力轉移的主要原因在于不同產業(yè)間的收入差異，第三產業(yè)的收入要高于第二產業(yè)，而第二產業(yè)的收入又高于第一產業(yè)。庫茲涅茨關于產業(yè)結構變遷規(guī)律的研究認為，隨著經濟發(fā)展農業(yè)部門的勞動力會流向發(fā)展部門，農業(yè)部門的就業(yè)人數(shù)降低，其產量也會隨之下降；同時，由于農業(yè)部門的勞動力流向經濟發(fā)展水平更高的部門，第二產業(yè)產值會不斷上升，在工業(yè)化進程的后期又會逐步下降，第三產業(yè)成為經濟活動的支柱性產業(yè)，吸納來自第一、二產業(yè)的剩余勞動力。

(2) 收入分配理論。劉易斯提出了二元經濟結構理論，指出由于經濟的發(fā)展工業(yè)部門的邊際勞動生產率遠高于農業(yè)部門，在推力和拉力作用下吸引了農村剩余勞動力，而隨著工業(yè)部門邊際報酬遞減農業(yè)部門的邊際生產率會不斷上升，最終使得兩者持平。拉尼斯-費景漢模型認為，實現(xiàn)經濟結構轉變的關鍵因素是工業(yè)部門和傳統(tǒng)農業(yè)部門之間的平衡發(fā)展。舒爾芡基于現(xiàn)代人力資本理論認為，產生城鄉(xiāng)收入差距的原因是城鄉(xiāng)之間人力資本和勞動力質量存在差異，人力資本對勞動者的影響主要體現(xiàn)在勞動生產率上，因為高收入行業(yè)的勞動生產率比低收入行業(yè)的勞動生產率高。

2. 影響機制

拉尼斯-費景漢模型的相關理論主要從生產效率出發(fā)，認為工業(yè)部門擁有比農業(yè)部門更高的生產效率，因此工業(yè)部門的工資率相比農業(yè)部門更高，從而導致農業(yè)部門的勞動力流向城鎮(zhèn)的基礎工業(yè)部門。隨著產業(yè)結構的變遷，那些擁有較高技術水平和學習能力的農業(yè)部門勞動者進入技術性較強的工業(yè)部門并且獲得持久和穩(wěn)定的工作。如果這部分勞動力占從農業(yè)部門流向工業(yè)部門勞動力的比重較大，那么這部分農業(yè)勞動力將會轉變?yōu)楣I(yè)勞動力，從而擴大城鄉(xiāng)收入差距。因此，我國經濟發(fā)展水平的提高會伴隨著生產效率快速提高以及產業(yè)結構變遷，進而導致我國城鄉(xiāng)收入差距擴大；而隨著經濟發(fā)展水平的進一步提高，生產迂回程度加深與細化分工，轉移到工業(yè)部門的勞動力趨于飽和，工資率下降；農業(yè)部門勞動力的相對短缺使得農業(yè)部門的勞動報酬提高，從而縮小工業(yè)和農業(yè)部門的勞動報酬差距以及城鄉(xiāng)收入差距。

三、實證研究

1. 數(shù)據(jù)來源

本文研究我國產業(yè)結構變遷、經濟增長對城鄉(xiāng)收入差距的影響，其中產業(yè)結構、城鄉(xiāng)收入差距等指標數(shù)據(jù)的時間區(qū)間為2001—2017年，數(shù)據(jù)分別來源于2001—2018年《中國統(tǒng)計年鑒》以及30個省、市、自治區(qū)的統(tǒng)計年鑒(由于西藏自治區(qū)部分數(shù)據(jù)缺失，故作剔除處理)。產業(yè)結構指標(insr)以各省2001—2017年第二產業(yè)產值的占比表示。第二產業(yè)的發(fā)展需要技術水平較高的工人，而農村部門的勞動力很難在第二產業(yè)中實現(xiàn)就業(yè)，因此會拉大城鄉(xiāng)收入差距。隨著經濟發(fā)展和分工細化，部分農村部門的勞動力會適應城鎮(zhèn)工業(yè)部門的就業(yè)崗位，進而逐步縮小城鄉(xiāng)收入差距。城鄉(xiāng)收入差距指標(gap)以泰爾指數(shù)表示為

(1)

式中：gapit表示i地區(qū)t時期的城鎮(zhèn)或農村總收入；si，t表示i地區(qū)t時期的總收入；pij，t表示i地區(qū)t時期的城鎮(zhèn)或農村總人口；j=1，2分別表示城鎮(zhèn)和農村地區(qū)。

2. 控制變量的選擇

基于已有的研究可知城鄉(xiāng)收入差距的影響因素較復雜。為防止遺漏必要變量導致模型內生性問題，在現(xiàn)有文獻的研究基礎上選擇以下控制變量：

(1) 經濟發(fā)展水平(GDP)，以各個省、市、自治區(qū)的人均表示，作對數(shù)處理(剔除通貨膨脹因素)。根據(jù)庫茲涅茨相關理論，隨著一個國家經濟發(fā)展水平逐漸提高，收入分配差距呈現(xiàn)先擴大后縮小的趨勢，本文選擇此變量為門限變量。

(2) 城市化水平(Urban)，以各省、市、自治區(qū)城鎮(zhèn)人口占總人口的比例表示?；诨舴蚵壤禂?shù)理論可知，隨著經濟發(fā)展以及城鎮(zhèn)化，工業(yè)就業(yè)崗位逐漸增多，較高的收入水平會吸納大量的農村剩余勞動力，提高城市部門的收入水平，從而擴大城鄉(xiāng)收入差距。

(3) 外商投資水平(FDI)，以各省、市、自治區(qū)實際利用外商直接投資水平表示，作對數(shù)處理(以2001年為基期，剔除通貨膨脹影響)。外商投資水平的提高有利于擴大就業(yè)崗位，尤其是提高農村轉移勞動力的就業(yè)水平，從而有利于縮小城鄉(xiāng)居民的收入分配差距。

(4) 開放程度(Open)，以各省、市、自治區(qū)進出口總額表示(陳斌開、林毅夫，2013[15]；以2001年為基期，作對數(shù)處理，剔除通貨膨脹影響)。一般而言，擴大對外開放程度會帶來大量的新增就業(yè)崗位。如果這些新增就業(yè)崗位是高技術性的，那么不利于農村勞動力的轉移就業(yè)，從而會擴大城鄉(xiāng)收入差距。

(5) 金融深化水平(FIN)，以所在地區(qū)的存貸款總額表示，作對數(shù)處理(2016，劉慧；以2001年為基期，剔除通貨膨脹的影響)。存貸款總額的提高為所在地區(qū)的企業(yè)提供增加固定資產和流動資產以及擴大規(guī)模的機會，進一步提高工資性收入水平，增加對農村勞動力的需求；農村轉移勞動力的工資會上漲，城鄉(xiāng)居民的收入差距將縮小。

變量的基本統(tǒng)計特性如表1所示。

表1 各變量的基本統(tǒng)計特性

由表1可知，2001—2017年，我國城鄉(xiāng)居民的的收入差距的均值為0.012，標準差為0.056；第二產業(yè)產值占比的最小值為0.190，最大值為0.590，均值為0.456；人均GDP對數(shù)的均值為10.088，最小值為7.971，最大值為11.768；外商直接投資對數(shù)的均值為8.576，最小值為5.212，最大值為12.314；金融深化水平對數(shù)的均值為14.729，最小值為11.574，最大值為18.106；對外開放程度的均值為0.302，最小值為0.012，最大值為1.668。均值中最大的是金融深化水平的對數(shù)，為14.729；其次是人均GDP的對數(shù)，均值為10.088。標準差中最大的是外商直接投資的對數(shù)，為1.373；最小的是城鄉(xiāng)收入差距，為0.056。對各變量進行描述性統(tǒng)計，分別對其均值、標準差、最大值、最小值進行比較和討論，可以更好地反映變量的集中度和趨勢等。

3. 模型的構建

根據(jù)上文理論分析以及主要變量和控制變量的選擇，構建的面板回歸模型為

GAPit=ci+α1Insrit+α2Ln GDPit+α3Ln FDIit+

α4Openit+α5Ln FINit+α6Urbanit+εit

(2)

利用Stata14.0在混合模型、固定效應下進行回歸分析，結果如表2所示。

表2 我國產業(yè)結構對城鄉(xiāng)收入差距的回歸分析結果

注：***表示在1%統(tǒng)計水平下顯著，下同。

由表2可知，無論是混合效應還是固定效應，產業(yè)結構的變化對城鄉(xiāng)收入差距的影響顯著為正，系數(shù)分別為0.147 0和0.150 0，而且均在1%統(tǒng)計水平下顯著。隨著第二產業(yè)產值占比的提高，城鄉(xiāng)收入差距擴大。經濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的負向影響，系數(shù)為-0.046 0，而且在1%統(tǒng)計水平下顯著，表明經濟發(fā)展水平的提高會逐步縮小城鄉(xiāng)收入差距。城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的正向影響，系數(shù)為0.001 1，且在1%統(tǒng)計水平下顯著。對外開放水平的提高對城鄉(xiāng)收入差距的影響顯著為負，表明進一步提高對外開放水平可以降低城鄉(xiāng)收入差距。外商直接投資和金融深化對城鄉(xiāng)收入差距的影響不明顯。

模型(2)檢驗了產業(yè)結構變化對城鄉(xiāng)收入差距的影響顯著為正，但是沒有深入探究產業(yè)結構變化對城鄉(xiāng)收入差距影響的動態(tài)機制。根據(jù)本文的相關理論分析，隨著經濟發(fā)展水平的提高，在產業(yè)結構變遷的不同時期其對城鄉(xiāng)就業(yè)和收入差距的影響存在差異，因此進一步構建面板門限模型，探究產業(yè)結構變化對城鄉(xiāng)收入差距的影響是否存在門限效應，即

GAPit=ci+α1Insrit(Ln GDP≤η1)+

α2Ln GDPit(Ln GDP>η1)+

α3Ln FDIit+α4Openit+

α5Ln FINit+Urbanit+εit

(3)

如果在模型(3)中發(fā)現(xiàn)我國產業(yè)結構變化隨著門限變量的變化對城鄉(xiāng)收入差距影響顯著，即α1>0，α2<0，則表明當經濟發(fā)展水平低于門限值η1時，第二產業(yè)產值占比的提高會加大城鄉(xiāng)收入差距；當經濟發(fā)展水平高于門限值η1時，第二產業(yè)產值占比提高會縮小城鄉(xiāng)收入差距。如果α1>0，α2>0，α2<α1，則表明隨著經濟發(fā)展水平的提高，第二產業(yè)產值占比提高將會擴大城鄉(xiāng)收入差距，而對城鄉(xiāng)收入的影響存在縮小的趨勢。α1和α2的其他符號組合情況不再贅述。當然，還可以分析兩門限和三門限的情況，結果如表3所示。

表3 我國產業(yè)結構對城鄉(xiāng)收入差距面板門限效應檢驗結果

由表3可知，我國產業(yè)結構變化隨著經濟增長對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在單門限效應，F(xiàn)-統(tǒng)計量為72.57，在1%水平下顯著，門限值為10.104 2。取反對數(shù)后人均為24 342.8元，且門限值的95%的置信區(qū)間為[10.03，10.13]，該門限值恰好位于區(qū)間之內。雙重門限檢驗的F-統(tǒng)計量為16.98，統(tǒng)計不顯著。因此可知，我國產業(yè)結構變遷隨著經濟增長對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在單門限效應。我國產業(yè)結構對城鄉(xiāng)收入差距的面板門限效應回歸分析結果如表4所示。

由表4可知，當Ln GDP小于10.1時(取反對數(shù)為24 342.8元)，產業(yè)結構對城鄉(xiāng)收入差距的影響顯著為正，數(shù)值為0.131 0，在1%統(tǒng)計水平下顯著?？梢姡S著經濟增長產業(yè)結構會拉大城鄉(xiāng)收入差距。當Ln GDP超過10.1(24 342.8元)時，產業(yè)結構對城鄉(xiāng)收入差距的影響顯著為正，數(shù)值為0.086 5，在1%統(tǒng)計水平下顯著，說明產業(yè)結構的發(fā)展雖然擴大了城鄉(xiāng)收入差距，但其影響程度明顯降低。在其他的控制變量中，外商直接投資額為-0.006 5，顯著為負，在5%統(tǒng)計水平下顯著，即增加外商直接投資可以縮小城鄉(xiāng)收入差距；金融深化系數(shù)顯著為負，可知提高金融深化水平可以縮小城鄉(xiāng)收入差距；城市化水平系數(shù)顯著為正，表明城市化會擴大城鄉(xiāng)收入差距；開放程度對城鄉(xiāng)收入差距的影響不顯著。

表4 我國產業(yè)結構對城鄉(xiāng)收入差距面板門限效應回歸分析結果

注：**表示在5%統(tǒng)計水平下顯著，下同。

我國東部、中部、西部地區(qū)產業(yè)結構對城鄉(xiāng)收入差距的面板混合效應和固定效應回歸分析結果如表5所示。

表5 我國東、中、西部地區(qū)產業(yè)結構對城鄉(xiāng)收入差距的回歸分析結果

注：*表示在10%統(tǒng)計水平下顯著。

由表5可知，東部地區(qū)的產業(yè)結構變化對城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的正向影響，中部地區(qū)和西部地區(qū)的影響也是正向的，但是不顯著。經濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響在我國東部、中部和西部均存在顯著的負向影響，經濟發(fā)展縮小了城鄉(xiāng)收入差距。外商直接投資在中部地區(qū)顯著地縮小了城鄉(xiāng)收入差距；金融深化在東部、中部和西部地區(qū)顯著地擴大了城鄉(xiāng)收入差距；城鎮(zhèn)化在我國東部和中部地區(qū)顯著地縮小城鄉(xiāng)收入差距；對外開放在我國東部和西部地區(qū)顯著地縮小了城鄉(xiāng)收入差距。

四、主要結論和對策建議

本文選取我國30個省、市、自治區(qū)經濟增長、城鄉(xiāng)收入差距以及產業(yè)結構和城鎮(zhèn)化等相關指標，測算產業(yè)結構對城鄉(xiāng)收入差距的影響方向、程度和機制。結果表明：隨著經濟的增長，第二產業(yè)產值占比逐漸提高，城鄉(xiāng)收入差距逐漸擴大；當人均達到24 342.8元時，第二產業(yè)產值的增加對城鄉(xiāng)收入差距的影響呈下降趨勢。同時，城鎮(zhèn)化會拉大城鄉(xiāng)收入差距，提升對外開放水平和加深金融深化程度均會在一定程上縮小城鄉(xiāng)收入差距。

根據(jù)本文研究結論，提出以下對策建議：

一是繼續(xù)深化各個地區(qū)的產業(yè)結構調整，并大力發(fā)展第三產業(yè)。第三產業(yè)多為服務性行業(yè)，可以大量吸收我國農村的剩余勞動力，提高農村居民的工資性收入水平，有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

二是適度發(fā)展城鎮(zhèn)化。盡管城鎮(zhèn)化是經濟發(fā)展的一個必要指標，但是大力發(fā)展人口城鎮(zhèn)化，尤其是中小城鎮(zhèn)的城市化會在一定程度上擠占農村居民的耕地面積，降低農村居民的經營性收入，且城鎮(zhèn)化的發(fā)展不以吸納農村剩余勞動力為目的，因此會在一定程度上導致城鄉(xiāng)收入差距擴大。

三是大力支持對外開放。對外開放會在一定程度上增加城鎮(zhèn)的就業(yè)崗位，同時政府應保護農村居民的工資性收入，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距。

四是提高金融深化水平。我國金融深化水平發(fā)展不平衡，農村地區(qū)相對城鎮(zhèn)地區(qū)的金融深化水平更加欠缺，因此農村地區(qū)的金融深化水平急需提升。一定程度上講，我國農村居民的收入水平不高，與農村居民面臨的信貸約束有很大關系。信貸約束在一定程度上限制了農村居民的發(fā)家致富能力，降低了農村居民的經營性和工資性收入水平，從而拉大了城鄉(xiāng)收入差距。