论文部分内容阅读
摘要：文章通过门限面板模型得出经济发展水平是城乡收入差距的倒U形状函数，该函数顶点所对应的泰尔指数（门限值）为0.026 895。通过动态面板模型得出我国城乡收入差距虽然在扩大，但有收敛的趋势，收敛上限的估计值是0.136 562 5。最后提出增加农村人力资本投资，完善农村金融服务体系等缩小城乡收入差距的政策建议。
关键词：城乡收入差距；泰尔指数；收敛；动态面板模型；门限面板模型
一、 引言
改革开放以来，我国经济取得了高速发展。2014年我国GDP首次突破10万亿美元大关，成为世界上仅有的两个进入“10万亿美元俱乐部”的国家。但是我国城乡二元结构依然存在，城乡收入差距仍在继续扩大。我国城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比由1995年的2.715上升为2013年的3.031，绝对收入差距由1995年的2 705元扩大为2013年的18 059元。如果将教育、医疗与通货膨胀等因素也纳入考虑范围，那么我国实际的城乡收入差距将会更大。
二、 我国城乡收入差距的收敛性分析
1. 城乡收入差距的衡量。本文使用泰尔指数作为衡量城乡收入差距的指标。考虑到数据的可获得性，本文使用Shorrocks（1980）的方法来计算泰尔指数，表达式如下：
本文将使用方程（2）对我国城乡收入差距问题进行研究，由于该模型中包含了被解释变量的滞后项，即该模型存在内生性问题，所以使用动态面板模型去估计该方程。Arellano和Bond（1991）提出了估计动态面板模型的一阶差分GMM方法，但是这种估计方法存在一些缺点，例如：（1）弱工具变量问题，（2）无法估计不随时间变化的变量的系数。于是Blundell和Bond（1998）为了解决以上问题提出了系统GMM估计方法。
3. 计量模型的实证结果。本文运用我国28个省市1995年～2013年的数据进行分析，其中剔除了重庆、四川和西藏。
对泰尔指数的动态面板分析结果见表1。该表呈现了差分GMM的一步和两步估计以及系统GMM的一步和两步估计结果，同时根据AIC准则选取因变量的滞后阶数。本文用Abond1、Abond2表示差分GMM的一步与两步估计，用Sys1和Sys2表示系统GMM的一步与两步估计。如表1中所示，theili，t-1的系数？酌都是处在区间（-1，0），说明我国城乡收入差距是收敛的。在估计结果的显著性方面，一步差分GMM与两步差分GMM的显著性相同，两步系统GMM比一步系统GMM的估计结果显著。对于两步估计结果，系统GMM比差分GMM显著。在系数估计结果大小比较方面，对于常数项、？酌和？渍1，一步差分GMM都小于一步系统GMM的估计结果（带有负号的系数指的是绝对值），两步差分GMM与两步系统GMM也满足同样的规律。对于系数？渍2，一步差分GMM大于一步系统GMM的估计结果，两步差分GMM与两步系统GMM也满足同样的规律。
城乡收入差距中易出现截面相关与异方差问题，而该问题在两步GMM估计中能够得到更好的解决，同时Windmeijer（2005）通过蒙特卡洛模拟发现两步估计比一步估计具有更好的无偏性。从工具变量有效性的Sargan检验来看，两步GMM估计要优于一步GMM估计。从残差序列相关性的Abond检验来看，两步差分GMM与两步系统GMM都存在一阶序列相关，二阶序列不相关，但是在二阶序列不相关中两步系统GMM显著性要高于两步差分GMM。基于以上分析，本文将选取两步系统GMM作为对本模型的最终估计结果。
现在将两步系统GMM的估计结果带入到方程（2）中，并整理为水平方程的形式，得到以下方程：
theili，t=0.043 7 0.627 7theili，t-1 0.146 7theili，t-2-0.094 4t-heili，t-3（3）
使用方程（3）进行迭代运算，得到2053年的全国泰尔指数0.136 562 5，将2053年的指数除以2013年的指数得到结果1.095，上文中提所以可近似的认为a等于1.095。因为a>1，所以说明我国的城乡收入差距是在扩大趋势下收敛。将新得到的50年全国泰尔指数（2014年开始）与2013年的全国泰尔指数相除，得到的结果绘制成图1，该图再次表明了我国城乡收入差距在继续扩大，但是扩大的速度逐渐放缓。
纵坐标是第t年全国泰尔指数与2013年全国泰尔指数的比值，横坐标是年份。
三、 城乡收入差距与经济发展水平的非线性机理分析
1. 对门限面板模型的介绍。现在使用门限面板模型来分析城乡收入差距对经济发展水平的影响。门限面板模型由Hansen于1999年提出，模型的具体形式如下（单一门限面板模型）：
yit=？滋i ？琢1xitI（qit？燮？兹） ？琢2xitI（？兹 在该模型中yit为因变量，qit为门限变量，I（·）为示性函数，Xit为控制变量，？着it为服从独立同分布的随机扰动项。
2. 变量与样本的选择。本文选用居民消费价格指数（CPI）、政府干预程度（GI）、人力资本投资率（HCI）、固定资产投资比重（IFA）、对外开放度（SO）和城镇化水平（UL）作为控制变量。
3. 门限面板模型的构建与估计结果分析。为了防止伪回归的出现，下面对本文所用变量进行单位根检验。由表2中的检验结果可知，居民消费价格指数与固定资产投资比重都通过了三个检验，泰尔指数、政府干预度、人力资本投资率与城镇化水平都通过了LLC与Breitung检验，但是都没有通过IPS检验。经济发展水平与对外开放度都通过了IPS与LLC检验，但是都没有通过Breitung检验。根据以上的分析，可认为该8个变量都是零阶单整序列，即都是平稳的。 为分析城乡收入差距与经济发展水平的非线性关系，将门限面板模型设为以下形式：
lnGDPit=？滋i ？琢1theilitI（theilit？燮？兹） ？琢2theilitI（？兹 其中lnGDPit表示第i个个体第t年的经济发展水平；因为要研究经济发展水平与城乡收入差距的非线性关系，所以将城乡收入差距设为门限变量。Xit为控制变量。
根据表3，对门限变量的估计结果进行分析。在门限模型的第一个假设中，得到的F1统计量结果显示应该拒绝原假设，接受备择假设。在第二个假设中，得到的F1统计量结果显示应该接受原假设，拒绝备择假设。根据以上的分析结果，可以认为该模型只存在一个门限值，该门限值为0.026 895，其置信区间为（0.016 739，0.037 051）。在门限值？兹的左侧，系数？琢1为正值，说明城乡收入差距与经济发展水平具有正向关系，即随着城乡收入差距的扩大经济呈现增长趋势。这是因为当存在一定程度的城乡收入差距时，生产要素和财富逐渐向城镇集中，从而推动了城市化和工业化的进程，最终促进了经济发展。同时，一定程度的城乡收入差距也会增加城乡居民消费需求的多元化，对于我国产业结构的升级与多样化发展起到了重要作用，从而推动经济全面和快速的发展。在门限值？兹1的右侧，系数？琢2为负数，说明城乡收入差距与经济发展水平具有负向关系，即随着城乡收入差距的扩大经济呈现下降趋势。一方面，较高的城乡收入差距长期存在会产生收入差距上的累积效应。城镇居民与农村居民对教育等人力资本的投入差距逐渐扩大，导致城乡居民的收入能力有显著差异，于是使城乡经济增长与城乡收入差距陷入恶性循环中。另一方面，农民收入水平低，不能及时获得有效的金融服务，导致农村经济投入不足，进而抑制经济的长期增长。
四、 政策建议
前文的分析也提供了一定的政策启示。缓解城乡收入差距对经济增长的抑制作用应从以下两个方面着力：
1. 加大对农村居民的人力资本投入。城乡居民收入差距带来人力资本投资的巨大差异，进而形成城乡居民收入能力的差距，即城乡差距的累积效应。另外，我国现阶段结构性失业较为明显，因此，需要合理配置城乡教育资源，加大农村居民职业教育和培训。城乡基础教育资源的不平衡突出体现为教育质量差异。要进一步提高乡村教师待遇，加强乡村教师定期培训，建立中小学教师城乡交流机制；同时，保证进城务工随迁子女在当地接受义务教育的权利。从存量和增量两个层面推进农村职业教育和培训；对于完成基础教育后不久即进入就业市场的农村劳动力，政府为其提供廉价的职业培训，使其充分转化为社会稀缺的技术工人；对于有外出务工倾向的农村中年劳动力，可以在户籍所在地或工作地接受技能培训。通过政策激励，引导高素质人才尤其是农村大学生在农村就业、创业。
2. 完善农村金融服务体系，降低农民的“金融门槛”，提高农民融资能力和抵御风险能力。“金融门槛”即进入并使用金融服务的成本，它将获取金融服务的居民区分为不同的群体。长期以来，“城市偏向”的经济发展战略，导致我国城镇与农村金融市场发展不均衡。农村大量储蓄资金流向城市而形成“资金洼地”，农民融资难问题逐步显现。金融压抑成为制约农村经济发展、农民增收的重要因素。政府应进一步加强农村金融服务体系的建设，推进“普惠金融”发展，减少农村金融资源的“漏损”。为此，需要完善农村金融基础设施建设，促进农村金融服务形式多元化，发展农村金融衍生工具，适当降低农村信贷门槛，规范民间金融等。此外，农村居民相对于城镇居民而言，由于其收入水平的限制以及信用水平的低下，无法享受金融门槛较高的金融服务，往往只能以储蓄存款等手段来降低财富贬值速度。因此，需要激励金融机构为农民提供多样化的金融服务，提高农民财产性收入，规避财产贬值风险，实现财产保值甚至升值。
参考文献：
[1] Shorrocks A F.The class of Additively Decomposable Inequality Measures[J].Econometrica，1980，（3）：613-625.
[2] Evans P and Karras G.Convergence Revisited[J].Journal of Monetary Economics，1996，（2）：249-265.
[3] Barro R and Sala-i-Martin X.Convergence[J].The Journal of Political Economy，1992，（2）：223-251.
[4] Beyaert A.Output Convergence： The Case of Current and Forthcoming Members of the European Union[M].Science Publishers，2008，（1）：20-32.
基金项目：教育部人文社会科学重点研究基地重大项目“我国经济社会协调发展与缩小收入分配差距研究”（项目号：11JJD790038）。
作者简介：倪志良（1966-），男，汉族，内蒙古自治区赤峰市人，南开大学经济学院财政学系主任、教授、博士生导师，研究方向为政府预算、税收与公共支出管理和幸福经济学；陈博（1986-），男，汉族，天津市人，南开大学经济学院博士生，研究方向为收入分配、税收与公共支出管理；贾占标（1988-），男，汉族，山东省枣庄市人，南开大学经济学院博士生，研究方向为税收与公共支出管理和幸福经济。
收稿日期：2015-06-13。
关键词：城乡收入差距；泰尔指数；收敛；动态面板模型；门限面板模型
一、 引言
改革开放以来，我国经济取得了高速发展。2014年我国GDP首次突破10万亿美元大关，成为世界上仅有的两个进入“10万亿美元俱乐部”的国家。但是我国城乡二元结构依然存在，城乡收入差距仍在继续扩大。我国城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比由1995年的2.715上升为2013年的3.031，绝对收入差距由1995年的2 705元扩大为2013年的18 059元。如果将教育、医疗与通货膨胀等因素也纳入考虑范围，那么我国实际的城乡收入差距将会更大。
二、 我国城乡收入差距的收敛性分析
1. 城乡收入差距的衡量。本文使用泰尔指数作为衡量城乡收入差距的指标。考虑到数据的可获得性，本文使用Shorrocks（1980）的方法来计算泰尔指数，表达式如下：
本文将使用方程（2）对我国城乡收入差距问题进行研究，由于该模型中包含了被解释变量的滞后项，即该模型存在内生性问题，所以使用动态面板模型去估计该方程。Arellano和Bond（1991）提出了估计动态面板模型的一阶差分GMM方法，但是这种估计方法存在一些缺点，例如：（1）弱工具变量问题，（2）无法估计不随时间变化的变量的系数。于是Blundell和Bond（1998）为了解决以上问题提出了系统GMM估计方法。
3. 计量模型的实证结果。本文运用我国28个省市1995年～2013年的数据进行分析，其中剔除了重庆、四川和西藏。
对泰尔指数的动态面板分析结果见表1。该表呈现了差分GMM的一步和两步估计以及系统GMM的一步和两步估计结果，同时根据AIC准则选取因变量的滞后阶数。本文用Abond1、Abond2表示差分GMM的一步与两步估计，用Sys1和Sys2表示系统GMM的一步与两步估计。如表1中所示，theili，t-1的系数？酌都是处在区间（-1，0），说明我国城乡收入差距是收敛的。在估计结果的显著性方面，一步差分GMM与两步差分GMM的显著性相同，两步系统GMM比一步系统GMM的估计结果显著。对于两步估计结果，系统GMM比差分GMM显著。在系数估计结果大小比较方面，对于常数项、？酌和？渍1，一步差分GMM都小于一步系统GMM的估计结果（带有负号的系数指的是绝对值），两步差分GMM与两步系统GMM也满足同样的规律。对于系数？渍2，一步差分GMM大于一步系统GMM的估计结果，两步差分GMM与两步系统GMM也满足同样的规律。
城乡收入差距中易出现截面相关与异方差问题，而该问题在两步GMM估计中能够得到更好的解决，同时Windmeijer（2005）通过蒙特卡洛模拟发现两步估计比一步估计具有更好的无偏性。从工具变量有效性的Sargan检验来看，两步GMM估计要优于一步GMM估计。从残差序列相关性的Abond检验来看，两步差分GMM与两步系统GMM都存在一阶序列相关，二阶序列不相关，但是在二阶序列不相关中两步系统GMM显著性要高于两步差分GMM。基于以上分析，本文将选取两步系统GMM作为对本模型的最终估计结果。
现在将两步系统GMM的估计结果带入到方程（2）中，并整理为水平方程的形式，得到以下方程：
theili，t=0.043 7 0.627 7theili，t-1 0.146 7theili，t-2-0.094 4t-heili，t-3（3）
使用方程（3）进行迭代运算，得到2053年的全国泰尔指数0.136 562 5，将2053年的指数除以2013年的指数得到结果1.095，上文中提所以可近似的认为a等于1.095。因为a>1，所以说明我国的城乡收入差距是在扩大趋势下收敛。将新得到的50年全国泰尔指数（2014年开始）与2013年的全国泰尔指数相除，得到的结果绘制成图1，该图再次表明了我国城乡收入差距在继续扩大，但是扩大的速度逐渐放缓。
纵坐标是第t年全国泰尔指数与2013年全国泰尔指数的比值，横坐标是年份。
三、 城乡收入差距与经济发展水平的非线性机理分析
1. 对门限面板模型的介绍。现在使用门限面板模型来分析城乡收入差距对经济发展水平的影响。门限面板模型由Hansen于1999年提出，模型的具体形式如下（单一门限面板模型）：
yit=？滋i ？琢1xitI（qit？燮？兹） ？琢2xitI（？兹
2. 变量与样本的选择。本文选用居民消费价格指数（CPI）、政府干预程度（GI）、人力资本投资率（HCI）、固定资产投资比重（IFA）、对外开放度（SO）和城镇化水平（UL）作为控制变量。
3. 门限面板模型的构建与估计结果分析。为了防止伪回归的出现，下面对本文所用变量进行单位根检验。由表2中的检验结果可知，居民消费价格指数与固定资产投资比重都通过了三个检验，泰尔指数、政府干预度、人力资本投资率与城镇化水平都通过了LLC与Breitung检验，但是都没有通过IPS检验。经济发展水平与对外开放度都通过了IPS与LLC检验，但是都没有通过Breitung检验。根据以上的分析，可认为该8个变量都是零阶单整序列，即都是平稳的。 为分析城乡收入差距与经济发展水平的非线性关系，将门限面板模型设为以下形式：
lnGDPit=？滋i ？琢1theilitI（theilit？燮？兹） ？琢2theilitI（？兹
根据表3，对门限变量的估计结果进行分析。在门限模型的第一个假设中，得到的F1统计量结果显示应该拒绝原假设，接受备择假设。在第二个假设中，得到的F1统计量结果显示应该接受原假设，拒绝备择假设。根据以上的分析结果，可以认为该模型只存在一个门限值，该门限值为0.026 895，其置信区间为（0.016 739，0.037 051）。在门限值？兹的左侧，系数？琢1为正值，说明城乡收入差距与经济发展水平具有正向关系，即随着城乡收入差距的扩大经济呈现增长趋势。这是因为当存在一定程度的城乡收入差距时，生产要素和财富逐渐向城镇集中，从而推动了城市化和工业化的进程，最终促进了经济发展。同时，一定程度的城乡收入差距也会增加城乡居民消费需求的多元化，对于我国产业结构的升级与多样化发展起到了重要作用，从而推动经济全面和快速的发展。在门限值？兹1的右侧，系数？琢2为负数，说明城乡收入差距与经济发展水平具有负向关系，即随着城乡收入差距的扩大经济呈现下降趋势。一方面，较高的城乡收入差距长期存在会产生收入差距上的累积效应。城镇居民与农村居民对教育等人力资本的投入差距逐渐扩大，导致城乡居民的收入能力有显著差异，于是使城乡经济增长与城乡收入差距陷入恶性循环中。另一方面，农民收入水平低，不能及时获得有效的金融服务，导致农村经济投入不足，进而抑制经济的长期增长。
四、 政策建议
前文的分析也提供了一定的政策启示。缓解城乡收入差距对经济增长的抑制作用应从以下两个方面着力：
1. 加大对农村居民的人力资本投入。城乡居民收入差距带来人力资本投资的巨大差异，进而形成城乡居民收入能力的差距，即城乡差距的累积效应。另外，我国现阶段结构性失业较为明显，因此，需要合理配置城乡教育资源，加大农村居民职业教育和培训。城乡基础教育资源的不平衡突出体现为教育质量差异。要进一步提高乡村教师待遇，加强乡村教师定期培训，建立中小学教师城乡交流机制；同时，保证进城务工随迁子女在当地接受义务教育的权利。从存量和增量两个层面推进农村职业教育和培训；对于完成基础教育后不久即进入就业市场的农村劳动力，政府为其提供廉价的职业培训，使其充分转化为社会稀缺的技术工人；对于有外出务工倾向的农村中年劳动力，可以在户籍所在地或工作地接受技能培训。通过政策激励，引导高素质人才尤其是农村大学生在农村就业、创业。
2. 完善农村金融服务体系，降低农民的“金融门槛”，提高农民融资能力和抵御风险能力。“金融门槛”即进入并使用金融服务的成本，它将获取金融服务的居民区分为不同的群体。长期以来，“城市偏向”的经济发展战略，导致我国城镇与农村金融市场发展不均衡。农村大量储蓄资金流向城市而形成“资金洼地”，农民融资难问题逐步显现。金融压抑成为制约农村经济发展、农民增收的重要因素。政府应进一步加强农村金融服务体系的建设，推进“普惠金融”发展，减少农村金融资源的“漏损”。为此，需要完善农村金融基础设施建设，促进农村金融服务形式多元化，发展农村金融衍生工具，适当降低农村信贷门槛，规范民间金融等。此外，农村居民相对于城镇居民而言，由于其收入水平的限制以及信用水平的低下，无法享受金融门槛较高的金融服务，往往只能以储蓄存款等手段来降低财富贬值速度。因此，需要激励金融机构为农民提供多样化的金融服务，提高农民财产性收入，规避财产贬值风险，实现财产保值甚至升值。
参考文献：
[1] Shorrocks A F.The class of Additively Decomposable Inequality Measures[J].Econometrica，1980，（3）：613-625.
[2] Evans P and Karras G.Convergence Revisited[J].Journal of Monetary Economics，1996，（2）：249-265.
[3] Barro R and Sala-i-Martin X.Convergence[J].The Journal of Political Economy，1992，（2）：223-251.
[4] Beyaert A.Output Convergence： The Case of Current and Forthcoming Members of the European Union[M].Science Publishers，2008，（1）：20-32.
基金项目：教育部人文社会科学重点研究基地重大项目“我国经济社会协调发展与缩小收入分配差距研究”（项目号：11JJD790038）。
作者简介：倪志良（1966-），男，汉族，内蒙古自治区赤峰市人，南开大学经济学院财政学系主任、教授、博士生导师，研究方向为政府预算、税收与公共支出管理和幸福经济学；陈博（1986-），男，汉族，天津市人，南开大学经济学院博士生，研究方向为收入分配、税收与公共支出管理；贾占标（1988-），男，汉族，山东省枣庄市人，南开大学经济学院博士生，研究方向为税收与公共支出管理和幸福经济。
收稿日期：2015-06-13。