产业结构变迁、经济增长与城乡收入差距

产业结构变迁是一个国家和地区工业化发展过程中的必然趋势。“三去一降一补”是党的十八大以来我国产业结构调整的主要表现形式。去产能势必会带来产业结构转换和经济增长中新旧动能的调整，从而影响就业结构，并进一步影响城乡居民的收入水平。我国城镇居民的人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比由2001年的2.835上升到2009年的3.330，而后呈现下降趋势；2001年美国和日本城镇居民和农村居民的可支配收入之比分别为1.33和1.21。由此可知，与发达国家相比我国城乡收入差距还存在很大的缩减空间，可以考虑在缩小城乡收入差距的基础上调整我国的产业结构。

一、文献综述

现有的研究表明，产业结构和城乡收入差距之间存在一定的关系。然而关于我国产业结构对城乡收入差距影响的结论并不一致。研究结论大致分为四类：

(1) 产业结构变迁会扩大城乡收入差距。王亚飞等(2014)利用协整分析指出，湖北省产业结构变化对城乡收入差距具有反向调节作用[1]。张柏杨(2014)的研究表明，产业结构变动会影响城乡收入差距，随着我国产业结构高级化收入差距会进一步扩大[2]。杨松、王爱峰(2015)通过多元线性回归和分位数回归分析，实证研究发现产业结构的变化促使城乡居民收入差距扩大加剧[3]。刘慧(2016)通过分位数回归、门槛模型等指出产业结构升级引起了城乡收入差距扩大，且在东、西部作用非常显著[4]。陈珊(2017)通过建立固定效应变斜率模型，指出产业结构调整拉大城乡收入差距的主要原因是非农产业的发展[5]。

(2) 产业结构变迁缩小了城乡收入差距。程海宽(2017)、陈剑(2017)等研究发现，二元经济结构的逐步改善和产业结构的合理化有利于缩小城乡收入差距[6-7]。元佳琪(2018)利用面板工具变量模型以及动态面板数据的系统GMM模型进行实证分析，指出农业部门现代化和产业结构合理化的发展会缩小城乡收入差距[8]。赵立文(2018)通过PVAR模型实证分析，指出产业结构高级化比合理化更能缩小城乡收入差距[9]。时凯丽(2019)通过VAR模型和脉冲响应函数分析，发现产业结构优化可以有效缩小城乡收入差距[10]。

(3) 产业结构变迁对城乡收入差距的影响是先扩大后缩小，呈现出倒U型的趋势。杨晓锋等(2014)认为，城乡居民通过调整就业预期和人力资本投入结构可以在长时期内缩小城乡收入差距[11]。王亚飞、黄勇、唐爽(2014)研究发现，城乡收入差距由产业结构和城镇化共同作用，并呈现出先扩大后缩小的趋势。刘闽(2016)通过VAR模型进行脉冲响应函数分析，指出第二、三产业变化对城乡收入差距的影响呈现先扩大后缩小的倒U型趋势[12]。

(4) 产业结构变迁对城乡收入差距的影响呈现S型拖尾状趋势[13]。姚志(2016)通过VAR模型和脉冲响应函数分析，指出产业结构对城乡收入差距的影响曲线表现为先扩大再缩小又扩大，最后趋于平稳[14]。

综上，大多数研究是基于线性模型探究产业结构和城乡收入差距之间关系的。根据现有的二元经济相关理论，在产业结构变迁过程中，随着人均资本的增加城镇劳动力的失业率可能提高，使得二者之间的关系呈现非线性趋势。因此，本文利用非线性面板门限模型，在控制相关变量的基础上分析我国2001—2017年产业结构变迁和城乡收入差距关系，对于各地区的产业结构调整和政策评价具有参考价值。

二、产业结构与城乡收入差距的理论基础和影响机制

1. 理论基础

(1) 产业结构理论。配第-克拉克定律认为，劳动力转移的主要原因在于不同产业间的收入差异，第三产业的收入要高于第二产业，而第二产业的收入又高于第一产业。库兹涅茨关于产业结构变迁规律的研究认为，随着经济发展农业部门的劳动力会流向发展部门，农业部门的就业人数降低，其产量也会随之下降；同时，由于农业部门的劳动力流向经济发展水平更高的部门，第二产业产值会不断上升，在工业化进程的后期又会逐步下降，第三产业成为经济活动的支柱性产业，吸纳来自第一、二产业的剩余劳动力。

(2) 收入分配理论。刘易斯提出了二元经济结构理论，指出由于经济的发展工业部门的边际劳动生产率远高于农业部门，在推力和拉力作用下吸引了农村剩余劳动力，而随着工业部门边际报酬递减农业部门的边际生产率会不断上升，最终使得两者持平。拉尼斯-费景汉模型认为，实现经济结构转变的关键因素是工业部门和传统农业部门之间的平衡发展。舒尔芡基于现代人力资本理论认为，产生城乡收入差距的原因是城乡之间人力资本和劳动力质量存在差异，人力资本对劳动者的影响主要体现在劳动生产率上，因为高收入行业的劳动生产率比低收入行业的劳动生产率高。

2. 影响机制

拉尼斯-费景汉模型的相关理论主要从生产效率出发，认为工业部门拥有比农业部门更高的生产效率，因此工业部门的工资率相比农业部门更高，从而导致农业部门的劳动力流向城镇的基础工业部门。随着产业结构的变迁，那些拥有较高技术水平和学习能力的农业部门劳动者进入技术性较强的工业部门并且获得持久和稳定的工作。如果这部分劳动力占从农业部门流向工业部门劳动力的比重较大，那么这部分农业劳动力将会转变为工业劳动力，从而扩大城乡收入差距。因此，我国经济发展水平的提高会伴随着生产效率快速提高以及产业结构变迁，进而导致我国城乡收入差距扩大；而随着经济发展水平的进一步提高，生产迂回程度加深与细化分工，转移到工业部门的劳动力趋于饱和，工资率下降；农业部门劳动力的相对短缺使得农业部门的劳动报酬提高，从而缩小工业和农业部门的劳动报酬差距以及城乡收入差距。

三、实证研究

1. 数据来源

本文研究我国产业结构变迁、经济增长对城乡收入差距的影响，其中产业结构、城乡收入差距等指标数据的时间区间为2001—2017年，数据分别来源于2001—2018年《中国统计年鉴》以及30个省、市、自治区的统计年鉴(由于西藏自治区部分数据缺失，故作剔除处理)。产业结构指标(insr)以各省2001—2017年第二产业产值的占比表示。第二产业的发展需要技术水平较高的工人，而农村部门的劳动力很难在第二产业中实现就业，因此会拉大城乡收入差距。随着经济发展和分工细化，部分农村部门的劳动力会适应城镇工业部门的就业岗位，进而逐步缩小城乡收入差距。城乡收入差距指标(gap)以泰尔指数表示为

式中：gapit表示i地区t时期的城镇或农村总收入；si，t表示i地区t时期的总收入；pij，t表示i地区t时期的城镇或农村总人口；j=1，2分别表示城镇和农村地区。

2. 控制变量的选择

基于已有的研究可知城乡收入差距的影响因素较复杂。为防止遗漏必要变量导致模型内生性问题，在现有文献的研究基础上选择以下控制变量：

(1) 经济发展水平(GDP)，以各个省、市、自治区的人均表示，作对数处理(剔除通货膨胀因素)。根据库兹涅茨相关理论，随着一个国家经济发展水平逐渐提高，收入分配差距呈现先扩大后缩小的趋势，本文选择此变量为门限变量。

(2) 城市化水平(Urban)，以各省、市、自治区城镇人口占总人口的比例表示。基于霍夫曼比例系数理论可知，随着经济发展以及城镇化，工业就业岗位逐渐增多，较高的收入水平会吸纳大量的农村剩余劳动力，提高城市部门的收入水平，从而扩大城乡收入差距。

(3) 外商投资水平(FDI)，以各省、市、自治区实际利用外商直接投资水平表示，作对数处理(以2001年为基期，剔除通货膨胀影响)。外商投资水平的提高有利于扩大就业岗位，尤其是提高农村转移劳动力的就业水平，从而有利于缩小城乡居民的收入分配差距。

(4) 开放程度(Open)，以各省、市、自治区进出口总额表示(陈斌开、林毅夫，2013[15]；以2001年为基期，作对数处理，剔除通货膨胀影响)。一般而言，扩大对外开放程度会带来大量的新增就业岗位。如果这些新增就业岗位是高技术性的，那么不利于农村劳动力的转移就业，从而会扩大城乡收入差距。

(5) 金融深化水平(FIN)，以所在地区的存贷款总额表示，作对数处理(2016，刘慧；以2001年为基期，剔除通货膨胀的影响)。存贷款总额的提高为所在地区的企业提供增加固定资产和流动资产以及扩大规模的机会，进一步提高工资性收入水平，增加对农村劳动力的需求；农村转移劳动力的工资会上涨，城乡居民的收入差距将缩小。

变量的基本统计特性如表1所示。

由表1可知，2001—2017年，我国城乡居民的的收入差距的均值为0.012，标准差为0.056；第二产业产值占比的最小值为0.190，最大值为0.590，均值为0.456；人均GDP对数的均值为10.088，最小值为7.971，最大值为11.768；外商直接投资对数的均值为8.576，最小值为5.212，最大值为12.314；金融深化水平对数的均值为14.729，最小值为11.574，最大值为18.106；对外开放程度的均值为0.302，最小值为0.012，最大值为1.668。均值中最大的是金融深化水平的对数，为14.729；其次是人均GDP的对数，均值为10.088。标准差中最大的是外商直接投资的对数，为1.373；最小的是城乡收入差距，为0.056。对各变量进行描述性统计，分别对其均值、标准差、最大值、最小值进行比较和讨论，可以更好地反映变量的集中度和趋势等。

3. 模型的构建

根据上文理论分析以及主要变量和控制变量的选择，构建的面板回归模型为

利用Stata14.0在混合模型、固定效应下进行回归分析，结果如表2所示。

由表2可知，无论是混合效应还是固定效应，产业结构的变化对城乡收入差距的影响显著为正，系数分别为0.147 0和0.150 0，而且均在1%统计水平下显著。随着第二产业产值占比的提高，城乡收入差距扩大。经济发展水平对城乡收入差距具有显著的负向影响，系数为-0.046 0，而且在1%统计水平下显著，表明经济发展水平的提高会逐步缩小城乡收入差距。城镇化对城乡收入差距具有显著的正向影响，系数为0.001 1，且在1%统计水平下显著。对外开放水平的提高对城乡收入差距的影响显著为负，表明进一步提高对外开放水平可以降低城乡收入差距。外商直接投资和金融深化对城乡收入差距的影响不明显。

模型(2)检验了产业结构变化对城乡收入差距的影响显著为正，但是没有深入探究产业结构变化对城乡收入差距影响的动态机制。根据本文的相关理论分析，随着经济发展水平的提高，在产业结构变迁的不同时期其对城乡就业和收入差距的影响存在差异，因此进一步构建面板门限模型，探究产业结构变化对城乡收入差距的影响是否存在门限效应，即

如果在模型(3)中发现我国产业结构变化随着门限变量的变化对城乡收入差距影响显著，即α1>0，α2<0，则表明当经济发展水平低于门限值η1时，第二产业产值占比的提高会加大城乡收入差距；当经济发展水平高于门限值η1时，第二产业产值占比提高会缩小城乡收入差距。如果α1>0，α2>0，α2<α1，则表明随着经济发展水平的提高，第二产业产值占比提高将会扩大城乡收入差距，而对城乡收入的影响存在缩小的趋势。α1和α2的其他符号组合情况不再赘述。当然，还可以分析两门限和三门限的情况，结果如表3所示。

由表3可知，我国产业结构变化随着经济增长对城乡收入差距的影响存在单门限效应，F-统计量为72.57，在1%水平下显著，门限值为10.104 2。取反对数后人均为24 342.8元，且门限值的95%的置信区间为[10.03，10.13]，该门限值恰好位于区间之内。双重门限检验的F-统计量为16.98，统计不显著。因此可知，我国产业结构变迁随着经济增长对城乡收入差距的影响存在单门限效应。我国产业结构对城乡收入差距的面板门限效应回归分析结果如表4所示。

由表4可知，当Ln GDP小于10.1时(取反对数为24 342.8元)，产业结构对城乡收入差距的影响显著为正，数值为0.131 0，在1%统计水平下显著。可见，随着经济增长产业结构会拉大城乡收入差距。当Ln GDP超过10.1(24 342.8元)时，产业结构对城乡收入差距的影响显著为正，数值为0.086 5，在1%统计水平下显著，说明产业结构的发展虽然扩大了城乡收入差距，但其影响程度明显降低。在其他的控制变量中，外商直接投资额为-0.006 5，显著为负，在5%统计水平下显著，即增加外商直接投资可以缩小城乡收入差距；金融深化系数显著为负，可知提高金融深化水平可以缩小城乡收入差距；城市化水平系数显著为正，表明城市化会扩大城乡收入差距；开放程度对城乡收入差距的影响不显著。

我国东部、中部、西部地区产业结构对城乡收入差距的面板混合效应和固定效应回归分析结果如表5所示。

由表5可知，东部地区的产业结构变化对城乡收入差距具有显著的正向影响，中部地区和西部地区的影响也是正向的，但是不显著。经济发展水平对城乡收入差距的影响在我国东部、中部和西部均存在显著的负向影响，经济发展缩小了城乡收入差距。外商直接投资在中部地区显著地缩小了城乡收入差距；金融深化在东部、中部和西部地区显著地扩大了城乡收入差距；城镇化在我国东部和中部地区显著地缩小城乡收入差距；对外开放在我国东部和西部地区显著地缩小了城乡收入差距。

四、主要结论和对策建议

本文选取我国30个省、市、自治区经济增长、城乡收入差距以及产业结构和城镇化等相关指标，测算产业结构对城乡收入差距的影响方向、程度和机制。结果表明：随着经济的增长，第二产业产值占比逐渐提高，城乡收入差距逐渐扩大；当人均达到24 342.8元时，第二产业产值的增加对城乡收入差距的影响呈下降趋势。同时，城镇化会拉大城乡收入差距，提升对外开放水平和加深金融深化程度均会在一定程上缩小城乡收入差距。

根据本文研究结论，提出以下对策建议：

一是继续深化各个地区的产业结构调整，并大力发展第三产业。第三产业多为服务性行业，可以大量吸收我国农村的剩余劳动力，提高农村居民的工资性收入水平，有利于缩小城乡收入差距。

二是适度发展城镇化。尽管城镇化是经济发展的一个必要指标，但是大力发展人口城镇化，尤其是中小城镇的城市化会在一定程度上挤占农村居民的耕地面积，降低农村居民的经营性收入，且城镇化的发展不以吸纳农村剩余劳动力为目的，因此会在一定程度上导致城乡收入差距扩大。

三是大力支持对外开放。对外开放会在一定程度上增加城镇的就业岗位，同时政府应保护农村居民的工资性收入，从而缩小城乡收入差距。

四是提高金融深化水平。我国金融深化水平发展不平衡，农村地区相对城镇地区的金融深化水平更加欠缺，因此农村地区的金融深化水平急需提升。一定程度上讲，我国农村居民的收入水平不高，与农村居民面临的信贷约束有很大关系。信贷约束在一定程度上限制了农村居民的发家致富能力，降低了农村居民的经营性和工资性收入水平，从而拉大了城乡收入差距。

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