內(nèi)蒙古城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系的實證研究

李佼

摘要：選取內(nèi)蒙古自治區(qū)自1983年以來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，進行經(jīng)典回歸模型分析，完成VAR對統(tǒng)計關(guān)系的定量研究后，再對結(jié)果進行方差分解，結(jié)合使用脈沖響應(yīng)函數(shù)，以內(nèi)蒙古自治區(qū)為例，透視兩個變量之間的聯(lián)系。分析結(jié)果表明：兩個變量在一段較長的時間范圍內(nèi)彼此間處于動態(tài)平衡;收入不平衡程度加深是城鎮(zhèn)化進程加快的原因，但并非主要原因;同時，收入差距也會促進城鎮(zhèn)化進程。

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年代末的改革開放，給我國的發(fā)展帶來了新的生機，全國各地皆受益于改革開放帶來的效應(yīng)。從經(jīng)濟生活方面來看，城鄉(xiāng)居民收入水平都有所提高。但與此同時，城鄉(xiāng)收入差距也在持續(xù)擴大。從1983年到2013年30年間的財政數(shù)據(jù)可以看出，自治區(qū)在這段時間內(nèi)，群眾收入有了極大的提升，對于城市居民而言，由1983年的474元迅速提高到25497元，增長50倍左右，對于農(nóng)村居民而言，由1983年的325元提高到8596元，增長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)了許多社會矛盾， 扭曲了社會的公平公正， 甚至可能會引發(fā)社會沖突與政治動蕩，最終致使中國經(jīng)濟停滯不前。因此綜上所述，本文基于內(nèi)蒙古1983-2013年的時間序列數(shù)據(jù)，研究內(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)實意義的。

一、文獻綜述

近年來，研究人員對于該方面的觀點都集中在，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，仍是眾說紛紜。陸銘和陳釗（2004）指出，隨著農(nóng)村逐步向城市過渡演化，會出現(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）則把研究的重點放在了農(nóng)村、農(nóng)業(yè)和農(nóng)民問題上，認為目前對于我國來說，農(nóng)民數(shù)量過于龐大，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率得不到有效提高，從而對大力推進城市化改造造成一定的難度 。程開明和李金昌（2006）通過對1978到2004年間的數(shù)據(jù)進行處理分析，發(fā)現(xiàn)了城鎮(zhèn)偏向、農(nóng)村過渡到城鎮(zhèn)以及高低收入水平差別三個因素存在的內(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;后者會反過來作用于城鎮(zhèn)化，推動農(nóng)村向城市過渡的進程。許秀川和王釗（2008）通過Panel Data方式，結(jié)合內(nèi)生動態(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，認為兩者處于動態(tài)平衡的關(guān)系，并且一直向著良好的方向前進和發(fā)展。周云波（2009）通過知識回顧和致力于當(dāng)前事實情況，推斷出兩者的聯(lián)系。研究結(jié)果表明，自1978年以來，導(dǎo)致倒U現(xiàn)象出現(xiàn)的主要原因是城市化。潘文軒（2010）認為當(dāng)前中國的綜合國力增強，掀起了農(nóng)村向城市過渡演化的浪潮，有越來越多的農(nóng)村加入到演化的過程中，大力開展生產(chǎn)活動，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。通過剖析該現(xiàn)象存在的原因，加快農(nóng)村向城市過渡進程可以極大促進農(nóng)村群眾的收入，同時還可以大大地緩和收入懸殊加劇，但是工業(yè)化作用相反。王克強和張中杰（2012）以1997到2010年中國31個省市的平行數(shù)據(jù)為觀測指標(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。李長亮（2015）則模仿杜賓模型，以我國2004到2013年的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，進行實證分析。檢驗結(jié)果表明：農(nóng)村向城市過渡可以減小收入不平衡，但是減小的幅度并不大。赫國盛和趙玉（2017）根據(jù)1996-2016年相關(guān)時間序列數(shù)據(jù)，采用協(xié)整檢驗等方法研究了城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素對于城鄉(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的時間內(nèi)是維持動態(tài)平衡的關(guān)系。

綜上所述 ，針對城市化和城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系這一問題，之所以會得出不同的結(jié)論，是因為不同的學(xué)者采用的方法不同。本文通過經(jīng)典回歸方法——協(xié)整關(guān)系，來判斷兩者是否在一段較長的時間內(nèi)是維持動態(tài)平衡的關(guān)系，基于VAR對統(tǒng)計關(guān)系的定量研究后，再對結(jié)果進行方差分解，結(jié)合脈沖響應(yīng)函數(shù)，以內(nèi)蒙古自治區(qū)為例，透視兩個變量之間的短期的內(nèi)在聯(lián)系和變化特征。

二、實證分析

（一）變量選定和數(shù)據(jù)來源

城鎮(zhèn)化率（UR）的含義是一定時間范圍內(nèi)該國或該區(qū)域農(nóng)村向城市演化的程度。本文以“城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎亍眮肀硎?。如果UR值高，代表這個區(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衡量，若是比值小，則代表兩者的差異不大。

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

本文的數(shù)據(jù)皆出自《內(nèi)蒙古統(tǒng)計年鑒》，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。計算的相應(yīng)指標(biāo)整理如表1。

為了讓計算結(jié)果盡量準(zhǔn)確，對GPA數(shù)據(jù)取對數(shù)處理——LNGPA，再運用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

進行回歸處理前，要驗證序列是否平穩(wěn)。利用ADF的方法對單位根進行檢查。檢驗結(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

一般情況下，主要采取兩種方式驗證協(xié)整關(guān)系，Johansen法和Engle and Granger法。前者主要用來研究兩個以上變量之間的聯(lián)系，后者應(yīng)用在兩個變量的分析中。本文選用后一方式更恰當(dāng)。

在進行驗證時，第一步是令UR為解釋變量，LNGAP為被解釋變量，進行回歸分析。統(tǒng)計的結(jié)果如表3：

建立回歸方程式：

LNGAP=2.084×UR+4.54

第二步是驗證上述結(jié)果的殘差是否平穩(wěn)。檢驗結(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，由此認定兩者具有長期均衡聯(lián)系，且為正相關(guān)。也就是說城鎮(zhèn)化水平的提高會提高城鄉(xiāng)收入水平。

（四）構(gòu)建模型和模型檢驗

為了研究兩者在短期的動態(tài)特點，本文用VAR模型進行定量研究。VAR模型的一般數(shù)學(xué)表達式為：

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代表隨機誤差項。

首先需要確定最優(yōu)滯后階數(shù)。分析結(jié)果如表5：

由檢驗結(jié)果可知，階數(shù)等于4時，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。對模型進行估計，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)期和實際的較吻合。

若要繼續(xù)研究這兩個變量之間的沖擊影響和短期動態(tài)趨勢需要在對上述結(jié)果進行AR單位根檢驗的基礎(chǔ)之上，用脈沖響應(yīng)函數(shù)對UR和LNGAP進行脈沖響應(yīng)分析。AR單位根檢驗結(jié)果如圖2：

上圖表明，進行檢驗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)期值和將來預(yù)測值產(chǎn)生的變化情況。

對上文的VAR模型進行脈沖相應(yīng)分析，結(jié)果如圖3：

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

圖3第二部分代表的是UR對于LNGPA單位標(biāo)準(zhǔn)差的作用，由圖可知，在1期沒有造成影響，第2期呈現(xiàn)負向變化，且呈在下降，即負向影響加劇，直至第6期出現(xiàn)最低值后長期維持在一個平穩(wěn)的負向水平。因此可得，UR對于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期時變小，之后再次迅速上升，并在第5期達到峰值，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對本身的作用。在初期為強烈的正向響應(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，7期開始脈沖響應(yīng)轉(zhuǎn)為負向，這種負向關(guān)系持續(xù)增加，在11期達到最低值后長時間內(nèi)仍較為平穩(wěn)的負向關(guān)系。

（六）動態(tài)方差分解

為了進一步了解模型中兩個變量的動態(tài)特征，本文運用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對于本身的貢獻值是1，UR對于LNGPA的貢獻值是0，到12期LNGPA對于本身的貢獻值下降至66.48%，UR對于LNGPA的貢獻值是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對自身的貢獻值較高，為76.13%，LNGPA對于UR的貢獻值是23.87%，到了第2期，雖然本身呈現(xiàn)上升的趨勢，而LNGAP對UR的貢獻有所下降，但2期之后總體上LNGAP對UR影響呈現(xiàn)上升趨勢，且在第5期超過50%，這表明UR動態(tài)發(fā)展的過程中，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)計數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對內(nèi)蒙古城鎮(zhèn)化與收入差距的作用機制及動態(tài)關(guān)系進行了分析和預(yù)測，研究結(jié)果表明：從協(xié)整關(guān)系角度，可以認為兩者是長期均衡的，從VAR和脈沖響應(yīng)函數(shù)角度，UR對于LNGPA沖擊后，兩者會最終保持負向的平穩(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促進更多農(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)村的有效機制，讓城市帶動更多的農(nóng)村發(fā)展經(jīng)濟，使更多的農(nóng)民得益于城鎮(zhèn)化的推進。第二，注重提高城市化的質(zhì)量，吸收農(nóng)村剩余勞動力，改善農(nóng)牧民的收入來源，讓農(nóng)牧民的收入不再以務(wù)農(nóng)作為收入的單一來源。

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