謝婷婷+司登奎+陳文新

摘要：利用1978～2012年數(shù)據(jù)，通過(guò)貝葉斯分位數(shù)方法實(shí)證檢驗(yàn)了我國(guó)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、科技創(chuàng)新能否縮減城鄉(xiāng)收入差距這一命題。結(jié)果表明：結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、科技創(chuàng)新都顯著拉大城鄉(xiāng)收入差距，科技創(chuàng)新對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響大于結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，且科技創(chuàng)新加劇了收入差距擴(kuò)大的速度，而結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型導(dǎo)致收入差距擴(kuò)大的速度變緩。這主要與我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展不平衡以及城鄉(xiāng)間科技差異過(guò)大有關(guān)。

關(guān)鍵詞：結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型;科技創(chuàng)新;城鄉(xiāng)收入差距;貝葉斯分位數(shù)

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2015.01.09

中圖分類號(hào)：F061.5;F224.9 ? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A ? ? 文章編號(hào)：1001-8409（2015）01-0037-05

Structural Transformation， Technology Innovation and

“Reform Dividends Paradox”

——Based on Income Gap between Urban and Rural Residents Empirical Test

XIE Ting-ting1，SI Deng-kui 2，HEN Wen-xin1

（1.Groups Financial Development Research Center，ShiHezi University， Wujiaqu 831300;

2.School of Business， Ocean University of China， Qingdao 266100）

Abstract：This paper empirically tests whether structural transformation and technology innovation will reduce the income gap between urban and rural residents with Bayesian quantile model in the period of 1978 to 2012.The results show that structural transformation and technology innovation have positive impact on income gap between urban and rural residents， but the degree of impact has difference between structural transformation and technology innovation， the specific results are that the impact of technology on income gap between urban and rural residents is larger than structural transformation， and the speed of income gap is decreasing under structural transformation， but the speed of income gap is increasing under technology innovation.The results are mainly related to industrial structure uneven development and science difference too large between urban and rural areas.

Key words：structural transformation;technology innovation;income gap between urban and rural residents;Bayesian quantile

1 引言

我國(guó)實(shí)行改革開(kāi)放發(fā)展30多年來(lái)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式經(jīng)歷了長(zhǎng)期高度集中的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)、嚴(yán)格的戶籍管理制度和以大城市為依托的工業(yè)化道路，不能帶動(dòng)農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)的變化和居民居住方式的變遷，造成經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的引擎作用不明顯，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向城市的自由流動(dòng)嚴(yán)重受阻，得不到有效轉(zhuǎn)移，使我國(guó)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)愈加強(qiáng)化。從微觀層面而言，偏離農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化目標(biāo)與農(nóng)村發(fā)展差距不斷擴(kuò)大，造成中國(guó)特色的現(xiàn)代化進(jìn)程的“三農(nóng)”問(wèn)題，嚴(yán)重影響了農(nóng)民的利益。同時(shí)，大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力在向城市流動(dòng)的過(guò)程中，由于農(nóng)民工未能獲得居住城市的戶籍，并未真正融入城市，造成勞動(dòng)力市場(chǎng)被分割，城鄉(xiāng)公共服務(wù)體系不統(tǒng)一，進(jìn)一步擴(kuò)大了城鄉(xiāng)差距。城鄉(xiāng)收入差距的不斷擴(kuò)大，意味著城鄉(xiāng)之間的收入分配不平等程度不斷加大，除降低消費(fèi)需求和抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之外，還增大了失業(yè)率和犯罪率，以至于影響人們的幸福感和社會(huì)的穩(wěn)定。因此，如何縮小城鄉(xiāng)收入差距成為現(xiàn)階段研究的重點(diǎn)和熱點(diǎn)。

目前，學(xué)者開(kāi)始對(duì)城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)行了探索性研究，并取得了豐富的研究成果，如Kuznets首次基于傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)向現(xiàn)代工業(yè)轉(zhuǎn)變的過(guò)程對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與收入不平等的關(guān)系對(duì)城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)行研究，并提出了著名的“庫(kù)茲涅茨曲線（Kuznets Curve）”，認(rèn)為收入差距會(huì)呈現(xiàn)先擴(kuò)大后縮小的倒U型^[1];隨后，城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系便成為了學(xué)者研究的熱點(diǎn)，國(guó)外代表性學(xué)者主要有：Barro認(rèn)為城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大會(huì)通過(guò)減少潛在產(chǎn)出，并進(jìn)而降低經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度和人均產(chǎn)出^[2];Galor和Maov通過(guò)選擇不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)間深入分析了城鄉(xiāng)收入差距對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，結(jié)果表明當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于較低的發(fā)展水平時(shí)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展靠物質(zhì)資本積累推動(dòng)，收入差距的擴(kuò)大有利于物質(zhì)資本的積累，表明適當(dāng)?shù)氖杖氩罹鄬?duì)經(jīng)濟(jì)有一定的推動(dòng)作用，但是當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于較高的增長(zhǎng)階段時(shí)，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展靠人力資本驅(qū)動(dòng)，收入差距的擴(kuò)大會(huì)通過(guò)制約低收入的人力資本投資，從而在傳導(dǎo)過(guò)程中不利于經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展^[3]。而國(guó)內(nèi)學(xué)者研究這一問(wèn)題的主要學(xué)者有：廖信林認(rèn)為財(cái)政支出對(duì)城鄉(xiāng)收入差距具有正向沖擊，而城市化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有反向沖擊 [4];王少平、歐陽(yáng)志剛研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的非線性閾值效應(yīng)，且該效應(yīng)由正向負(fù)平滑轉(zhuǎn)換^[5]。近年來(lái)，對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響因素的研究也取得了較大的進(jìn)展，晏艷陽(yáng)等發(fā)現(xiàn)我國(guó)總體及絕大部分省份的城鄉(xiāng)收入差距將隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而擴(kuò)大，隨著人均GDP值達(dá)到轉(zhuǎn)折點(diǎn)后隨之減少^[6];陳斌開(kāi)等發(fā)現(xiàn)城市化滯后是影響城鄉(xiāng)收入差距的主要原因之一，資本密集型產(chǎn)業(yè)受到政府青睞，導(dǎo)致城市就業(yè)需求下降，延緩了城市化進(jìn)程，并導(dǎo)致農(nóng)民工無(wú)法正常向城市轉(zhuǎn)移，從而加劇了城鄉(xiāng)收入差距^[7]。

從上述研究中不難發(fā)現(xiàn)，學(xué)者主要基于“線性均衡”的角度對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的因素進(jìn)行分析，也就是說(shuō)在方法上假設(shè)變量之間的關(guān)系呈線性變化，意味著在長(zhǎng)期均衡的過(guò)程中，外生變量對(duì)均衡的調(diào)節(jié)是對(duì)稱的。眾所周知，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)易受體制轉(zhuǎn)變、政策調(diào)整的影響，從而導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系呈非線性變化。因此，在對(duì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)進(jìn)行研究時(shí)，應(yīng)當(dāng)放大約束條件，從經(jīng)濟(jì)自身變化的固有特征進(jìn)行研究。此外，由于我國(guó)的統(tǒng)計(jì)工作相對(duì)不完善，且經(jīng)濟(jì)變量的發(fā)展具有明顯的滯后效應(yīng)，因此先驗(yàn)理論可以為后續(xù)研究提供一定基礎(chǔ)。同時(shí)，當(dāng)前我國(guó)正處于結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和技術(shù)發(fā)展的改革之中，圍繞結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和科技創(chuàng)新對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，不僅能夠解釋城鄉(xiāng)收入差距變化的原因，還能為改革發(fā)展提供科學(xué)依據(jù)，對(duì)于社會(huì)的發(fā)展具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

2 指標(biāo)選取及發(fā)展現(xiàn)狀描述

在度量城鄉(xiāng)收入差距的指標(biāo)選取上，本文借鑒王藝明等的做法，采用城鄉(xiāng)收入之比來(lái)度量中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距，該方法比較簡(jiǎn)便，數(shù)據(jù)也比較容易獲得^[8]。為了有效反映城鄉(xiāng)人口比重對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，本文按照如下公式度量城鄉(xiāng)收入差距：

G=x1×n1x2×n2（1）

其中，G表示城鄉(xiāng)收入差距，x1表示城市人均收入，x2表示農(nóng)村人均收入，n1表示城市人口數(shù)量，n2表示農(nóng)村人口數(shù)量。式（1）不僅描述了城鄉(xiāng)居民收入的變化，還反映了城鄉(xiāng)人口的變化。當(dāng)G越接近于1，表明城鄉(xiāng)收入差距越小，相反，亦反之。

自改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)歷了由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)變過(guò)程，城鄉(xiāng)收入差距變化趨勢(shì)見(jiàn)圖1所示。從整體來(lái)看，城鄉(xiāng)收入差距的波動(dòng)情況大致可以分為兩個(gè)階段：第一階段是從1978～1994年，該階段的城鄉(xiāng)收入差距呈“W”形式波動(dòng)上升，同時(shí)該階段在1994年達(dá)到極值后發(fā)生轉(zhuǎn)變，并繼而從1995年開(kāi)始轉(zhuǎn)入第二階段，主要是以家庭承包經(jīng)營(yíng)為開(kāi)端的農(nóng)村非農(nóng)化和以鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)為標(biāo)志的農(nóng)村工業(yè)化帶來(lái)了農(nóng)村城鎮(zhèn)化的發(fā)展，改善了城市和鄉(xiāng)村的關(guān)系。同時(shí)，1994年國(guó)務(wù)院頒布的《農(nóng)村勞動(dòng)力跨省流動(dòng)就業(yè)管理暫行規(guī)定》中第5條隱約表現(xiàn)了地方性政府對(duì)就業(yè)方面具有一定的歧視性，加劇了城鄉(xiāng)二元社會(huì)的分割。第二階段是從1995～2012年，期間城鄉(xiāng)收入差距呈較弱的“V”形波動(dòng)變化，由于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要源泉，因此政府開(kāi)始傾向于采取偏向于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的政策，這種政策可能在短期內(nèi)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但從長(zhǎng)期來(lái)看，城鄉(xiāng)收入差距有逐漸增大的趨勢(shì)。

圖1 1978～2012年城鄉(xiāng)收入差距與結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型變化

由于我國(guó)目前正處于工業(yè)化的時(shí)期，因此各次產(chǎn)業(yè)發(fā)展的結(jié)構(gòu)存在明顯差異。本文將結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型（記為ST）定義為第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值，該指標(biāo)不僅能描述經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)，還能從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的角度衡量工業(yè)化發(fā)展的不同階段，該比例越高，工業(yè)化程度也就越低。而對(duì)于科技創(chuàng)新（Technology Innovation），本文借鑒已有學(xué)者的研究成果（孫文杰等），采用我國(guó)每年正式批準(zhǔn)的專利授權(quán)數(shù)作為衡量我國(guó)科學(xué)技術(shù)的指標(biāo)^[9]，由于本文研究的樣本期間為1978～2012年，但我國(guó)是從1985年開(kāi)始實(shí)施專利法，自此之后才正式批準(zhǔn)專利的授權(quán)。因此，在1978～1985年之間，我國(guó)并沒(méi)有對(duì)專利授權(quán)數(shù)據(jù)進(jìn)行相應(yīng)統(tǒng)計(jì)，鑒于此，本文采用經(jīng)國(guó)家批準(zhǔn)的發(fā)明數(shù)目對(duì)授權(quán)的專利進(jìn)行相應(yīng)替代。

為了驗(yàn)證結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、科技創(chuàng)新的變動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距所造成的影響，本文分別將結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、科技創(chuàng)新與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系描繪如圖2和圖3所示。首先從圖2中可以發(fā)現(xiàn)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系的變動(dòng)趨勢(shì)呈顯著的非線性關(guān)系：當(dāng)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型程度較低時(shí)，結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型在一定程度上可以減少城鄉(xiāng)收入差距，但隨著結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型程度的不斷擴(kuò)大直至超過(guò)一定程度（約0.7）時(shí)，收入差距開(kāi)始呈“螺旋式”形狀逐漸擴(kuò)大，表明隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化、轉(zhuǎn)型，隨著第三產(chǎn)業(yè)比重不斷變大，我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距卻逐漸擴(kuò)大。同時(shí)，二者之間的非線性變化關(guān)系也驗(yàn)證了傳統(tǒng)的線性模型不適用于本文的研究。

圖2 結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型與收入差距的關(guān)系

從科技創(chuàng)新與收入差距的變化關(guān)系（圖3）中可以發(fā)現(xiàn)：隨著科技創(chuàng)新程度的不斷加快，城鄉(xiāng)收入差距也表現(xiàn)為不斷擴(kuò)大的趨勢(shì)。在整個(gè)發(fā)展歷程中，需要注意三個(gè)發(fā)生明顯變化的極值點(diǎn)，分別是在1990年、1994年和1997年。首先，在1990年時(shí)刻，我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距較1978年以來(lái)首次達(dá)到極小值點(diǎn)，主要原因是在1978～1990年期間，農(nóng)村確立了以土地家庭經(jīng)營(yíng)為核心的聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制，以結(jié)構(gòu)變動(dòng)為中心，大力發(fā)展農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，提高了農(nóng)業(yè)資源的效率，對(duì)提高農(nóng)村居民的收入產(chǎn)生了積極的促進(jìn)作用。其次在1994年，我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入達(dá)到相鄰區(qū)間的極大值點(diǎn)，原因主要有兩點(diǎn)：一是自1990年以后，城市居民的收入主要是財(cái)產(chǎn)性收入，該比例遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于農(nóng)村居民的家庭收入，造成城鄉(xiāng)收入差距的逐步擴(kuò)大。二是由于我國(guó)對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)體制改革的深入比例逐漸降低，導(dǎo)致改革對(duì)減少收入差距的作用效果開(kāi)始逐漸下降，因此會(huì)出現(xiàn)在1994年我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距達(dá)到極大值點(diǎn)。在1997年時(shí)刻，我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距再次達(dá)到極小值點(diǎn)，原因是受亞洲金融危機(jī)的影響，我國(guó)整體市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不樂(lè)觀，農(nóng)業(yè)出口比重下降，農(nóng)民收入降低，同時(shí)由于大量工廠的倒閉，城市人口失業(yè)嚴(yán)重，造成了城市人均收入下降，由此表現(xiàn)的城鄉(xiāng)收入差距也逐漸變小。

圖3 科技創(chuàng)新與收入差距的關(guān)系

3 方法介紹及模型建立

自Koenker首次提出了分位數(shù)回歸模型以來(lái)^[10]，很多學(xué)者開(kāi)始對(duì)分位數(shù)回歸進(jìn)行了相應(yīng)的拓展，并將拓展后的模型進(jìn)行應(yīng)用，代表性學(xué)者主要有：Powerll在初始分位數(shù)回歸的基礎(chǔ)上，利用處理刪失數(shù)據(jù)的中心化分位數(shù)回歸進(jìn)行分析^[11];Koenker利用面板數(shù)據(jù)的分位數(shù)進(jìn)行實(shí)證研究^[12];Robert利用條件化分位數(shù)對(duì)變量進(jìn)行回歸^[13]。分位數(shù)回歸模型經(jīng)過(guò)不斷地演變和發(fā)展，逐漸被廣泛地應(yīng)用到現(xiàn)實(shí)之中。分位數(shù)回歸模型之所以被廣泛使用，原因主要有兩點(diǎn)：第一，分位數(shù)回歸可以提供響應(yīng)函數(shù)在不同的分位數(shù)下對(duì)變量造成的影響，從而可以全面地了解變量之間的關(guān)系。第二，可以檢測(cè)出變量的異常點(diǎn)，并且估計(jì)結(jié)果和推論都是自由分布，即不受變量的分布約束。

對(duì)于任意實(shí)值隨機(jī)變量Y，它的所有性質(zhì)都可以由Y的分布函數(shù)F（y）=pr（Y≤y）來(lái)刻畫(huà)。對(duì)于任意的0<τ<1，定義隨機(jī)變量Y的τ分位數(shù)函數(shù)Q（τ）為：

Q（τ）=infy：F（Y）≥τ（2）

它完全刻畫(huà)了隨機(jī)變量Y的性質(zhì)，其中，0<τ<1代表回歸線或回歸線平面以下的數(shù)據(jù)占全體數(shù)據(jù)的百分比，分位函數(shù)的特點(diǎn)是被解釋變量y的分布中存在比例為τ的部分小于分位數(shù)Q（τ），而（1-τ）的部分大于分位數(shù)函數(shù)Q（τ），y的整個(gè)分布被τ分為兩個(gè)部分，為了對(duì)分位數(shù)回歸求解，首先定義概率函數(shù)：

ρτ（u）=τ ? ?當(dāng)yi≥x′iβ

（τ-1）u當(dāng)yi≤xiβ（3）

其中，u是反映概率密度函數(shù)的參數(shù)，而ρτ（u）則表示被解釋變量y的樣本點(diǎn)處于τ分位以上時(shí)的概率密度函數(shù)關(guān)系，假設(shè)分位數(shù)回歸模型為：

Q=αQ+βQx（4）

y的分位數(shù)回歸是尋求y在Q分位數(shù)下的絕對(duì)利差和最小，即：

minβ∑yQ-αQ-βQxi*ρi，Q（5）

為了研究結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、科技創(chuàng)新在不同分位數(shù)下對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，本文將模型設(shè)定為如下形式：

LNdisτ，t=α+β1LNstτ，t+β2LNteτ，t+f（st，te）+vτ，t+uτ，t（6）

其中，disτ，t表示在t時(shí)刻τ分位數(shù)下的城鄉(xiāng)收入差距，stτ，t表示在t時(shí)刻τ分位數(shù)下的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，teτ，t表示在t時(shí)刻τ分位數(shù)下的科技創(chuàng)新。

4 基于貝葉斯分位數(shù)的實(shí)證分析

本文選用的數(shù)據(jù)包括1978～2012年第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比重衡量結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、采用我國(guó)每年正式批準(zhǔn)的專利授權(quán)數(shù)作為衡量我國(guó)科技創(chuàng)新以及城鄉(xiāng)收入比來(lái)衡量城鄉(xiāng)收入差距，數(shù)據(jù)主要來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。從表1的描述性統(tǒng)計(jì)中可以發(fā)現(xiàn)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和城鄉(xiāng)收入差距的平均值與中位數(shù)基本接近，表明二者分布比較均勻。結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型與城鄉(xiāng)收入差距的最大值比最小值分別大2.19倍和4.8倍，二者相差不大，但科技創(chuàng)新的最大值為2051000，最小值為22，最大值比最小值大了將近93227.3倍，表明科技創(chuàng)新分布不均，也表明了我國(guó)科技處于突飛猛進(jìn)的發(fā)展?fàn)顟B(tài)。

表1 相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)量

變量均值中位數(shù)最小值最大值標(biāo)準(zhǔn)差樣本

st0.74680.7630.4480.9840.15635

te305388.983045.022.0205100049175335

G0.1180.1080.040.1930.04835

從結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、科技創(chuàng)新和城鄉(xiāng)收入差距的密度分布（圖4）可以看出，城鄉(xiāng)收入差距和結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的分布相對(duì)集中，二者的分布狀況非常相似，都表現(xiàn)為“尖峰”的特征，表明城鄉(xiāng)收入差距和結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的波動(dòng)范圍大部分都在中位數(shù)附近，意味著不能依靠標(biāo)準(zhǔn)的正態(tài)分布理論所具有的模型進(jìn)行分析;同時(shí)，從科技創(chuàng)新的分布狀況可以發(fā)現(xiàn)，表現(xiàn)為“尖峰拖尾”的特征，表明科技創(chuàng)新的分布相對(duì)分離，存在一定比例的極端值，而這些極端值的存在會(huì)通過(guò)影響整體趨勢(shì)的結(jié)構(gòu)變動(dòng)并進(jìn)而對(duì)研究結(jié)果產(chǎn)生偏差。從結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、科技創(chuàng)新和城鄉(xiāng)收入差距的密度分布圖所得到的結(jié)果與表1中變量的描述性統(tǒng)計(jì)量具有較強(qiáng)的耦合性、一致性。

為了檢驗(yàn)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、科技創(chuàng)新在不同的分位數(shù)下對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響程度，且根據(jù)變量分布的不同，本文采用Bootstrap法在馬爾科夫鏈蒙特卡洛（MCMC）模擬的基礎(chǔ)上，對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行有放回抽樣模擬100000次，然后將分位數(shù)tau設(shè)定為不同的值，具體分別為0.05、0.25、0.5、0.75、0.9和0.95，并在這些不同的分位數(shù)下檢驗(yàn)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、科技創(chuàng)新對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。其中實(shí)證結(jié)果見(jiàn)表2所示。

同時(shí)，貝葉斯分位數(shù)估計(jì)結(jié)果也表明城鄉(xiāng)收入差距的確會(huì)隨著結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、科技創(chuàng)新的變化而變化。具體而言，當(dāng)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型程度越來(lái)越大，雖然城鄉(xiāng)收入差距有增大趨勢(shì)，但是該差距增大的速度卻是越來(lái)越小，在5%的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型中，結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型程度每增加1%，城鄉(xiāng)收入差距則平均增大0.32%。而當(dāng)在95%的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型中，結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型程度每增加1%，城鄉(xiāng)收入差距則平均增大0.15%，也就是說(shuō)，處于較高5%結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響要比處于較低5%結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響小0.17個(gè)百分點(diǎn)，表明隨著結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型程度的變大，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的速度呈遞減狀態(tài)。但是科技創(chuàng)新的發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響則正好相反，具體而言：當(dāng)在5%的科技創(chuàng)新中，科技創(chuàng)新程度每增加1%，則城鄉(xiāng)收入差距平均增加2.46%，而當(dāng)在95%的科技創(chuàng)新中，科技創(chuàng)新程度每增加1%，則城鄉(xiāng)收入差距平均增加2.94%。也就是說(shuō)，處于較高5%的科技創(chuàng)新對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響要比處于較低5%的科技創(chuàng)新對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響大2.48個(gè)百分點(diǎn)。該研究結(jié)果揭示了雖然結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和科技創(chuàng)新對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響程度不同，但二者都有擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距的趨勢(shì)。

5 結(jié)論與啟示

本文基于1978～2012年期間的樣本數(shù)據(jù)，采用貝葉斯分位數(shù)回歸模型分別對(duì)我國(guó)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、科技創(chuàng)新和城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果可以概述為以下兩點(diǎn)：

（1）我國(guó)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、科技創(chuàng)新都處于非線性動(dòng)態(tài)變化之中，其中，結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的變化意味著我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式逐漸由工業(yè)經(jīng)濟(jì)向服務(wù)經(jīng)濟(jì)進(jìn)行轉(zhuǎn)變，體現(xiàn)了我國(guó)經(jīng)濟(jì)的良好發(fā)展。同時(shí)，科技創(chuàng)新的發(fā)展水平呈明顯的二次函數(shù)形式變化，表明我國(guó)科技水平的發(fā)展速度逐漸加大。但是，我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距整體發(fā)展趨勢(shì)并沒(méi)有得到有效縮減，反而呈逐漸擴(kuò)大趨勢(shì)。

（2）結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和科技創(chuàng)新的發(fā)展加大了城鄉(xiāng)收入差距。具體表現(xiàn)為：結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的持續(xù)優(yōu)化促進(jìn)了城鄉(xiāng)收入差距絕對(duì)水平的不斷擴(kuò)大，但是結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型推動(dòng)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的速度卻在不斷降低。而科技創(chuàng)新促進(jìn)城鄉(xiāng)收入差距變大的速度卻不斷加快。同時(shí)，科技創(chuàng)新對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響大于結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。

從以上結(jié)論中差距可以發(fā)現(xiàn)僅僅依靠結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和科技創(chuàng)新的路徑不但不能減少我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距，還在一定程度上擴(kuò)大收入差距。筆者認(rèn)為產(chǎn)生這一現(xiàn)象的原因是由于我國(guó)城鄉(xiāng)間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)基礎(chǔ)水平差距過(guò)大以及城鄉(xiāng)科技差異過(guò)大，并且在基礎(chǔ)水平不一致的情況下，科技水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)也明顯不同，具體為科技水平對(duì)城市的貢獻(xiàn)水平大于農(nóng)村，從而導(dǎo)致科技水平擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。因此，縮小城鄉(xiāng)間科技差異能夠有效促進(jìn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1]Kuznets S.Economic Growth and Income Inequality[J].American Economic Review，1955 （45）：1-28.

[2]Barro R J.Economic Growth in a Cross-section of Countries [J].Quarterly Journal of Economics，1991（6）：407-444.

[3]Galor O，Moav O.From Physical to Human Capital Accumulation：Inequality in the Process of Development [J].Review of Economic Studies，2004（4）：1001-1026.

[4]廖信林.財(cái)政支出、城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的作用機(jī)理及動(dòng)態(tài)分析[J].軟科學(xué)，2012（4）：33-38.

[5]王少平，歐陽(yáng)志剛.中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的閾值效應(yīng)[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2008（2）：44-50.

[6]晏艷陽(yáng)，宋美喆.我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距庫(kù)茲涅茨曲線的檢驗(yàn)及影響因素分析[J].軟科學(xué)，2011（9）：24-30.

[7]陳斌開(kāi)，林毅夫.發(fā)展戰(zhàn)略、城市化與中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2013（4）：81-101.

[8]王藝明，蔡翔.財(cái)政支出結(jié)構(gòu)域城鄉(xiāng)收入差距——基于全國(guó)東、中、西部地區(qū)省級(jí)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].上海財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2010（5）：16-21.

[9]孫文杰，沈坤榮.技術(shù)引進(jìn)與中國(guó)企業(yè)的自主創(chuàng)新：基于分位數(shù)回歸模型的經(jīng)驗(yàn)研究[J].世界經(jīng)濟(jì)，2007（11）：32-42.

[10]Roger Koenker，Gilbert Bassett J R.Regression Quantiles [J].Econometrica，1978（1）：33-50.

[11]Powell J.Censored Regression Quantiles [J].Journal of Econometrics，1984（32）：143-155.

[12]Roger Koenker，Ceiling R.Reappraising Medfly Longevity：A Quantile Regression Survival Analysis [J].Journal of the American Statistics Association，2004（96）：458-468.

[13]Hall Robert.Why do Some Countries Produce so Much More Output Per Worker Than Others？ [J].Quartely Journal of Economics，2004（1）：83-116.

（責(zé)任編輯：李映果）