4 实证检验
4.1 变量选择及数据来源
(1) 本文被解释变量为城乡收入差距 (SRCJ) , 选择的指标为城镇人口可支配收入与农村人口纯收入的绝对值之比, 这一比例反映了城乡收入的相对水平, 数据来源于《中国统计年鉴》。
(2) 本文的核心变量为人口半城镇化 (BC-ZH) , 在理论上, 半城镇人口是本地城镇常住人口与本地城镇户籍人口之差, 由于数据的可获得性, 本文用常住人口城镇化率与户籍人口城镇化率之差表示 (李爱民, 2013;张腾飞, 2016) [6,7]。数据来源于历年《中国人口与就业统计年鉴》、《中国统计年鉴》。
(3) 本文的调节变量为人力资本 (RLZB) , 文献中通常用地区平均受教育年限作为人力资本的代理指标。本文中各省份的平均受教育年限的计算方法和权重设定参照了彭国华 (2005) 的研究结果[17], 数据来源于历年《中国劳动统计年鉴》。
(4) 本文的控制变量为经济增长 (GDP) 、政府财政支出 (ZFZC) 、产业结构升级 (CYSJ) 、对外开放度 (DWKF) 以及市场化程度 (SCH) 。本文中经济增长的指标为各省份的GDP总量, 为了使数据具有可比性, 本文以2005年为基期对各年的名义GDP进行平减处理, 消除通货膨胀因素的影响, 数据来源于历年《中国统计年鉴》。政府财政支出的指标为各省份地方政府的财政支出占GDP的比例, 各级地方政府往往会采用转移支出、社会保障支出等财政手段调节城乡收入差距, 数据来源于历年《中国统计年鉴》。对外开放度的指标为各省份外商企业投资占GDP的比例, 反映了各省份的对外开放水平, 数据来源于历年《中国统计年鉴》。本文中市场化程度的指标采用各省份非国有单位就业人数占总就业人数的比例[18], 数据来源于历年《中国人口与就业统计年鉴》。
4.2 模型设定及计量方法说明
本文利用2005~2014年全国30个省份的动态面板数据进行实证研究, 由于被解释变量存在一阶滞后项与随机干扰项有相关性, 传统的估计方法会使参数有偏并导致非一致性, 本文使用系统GMM估计方法。同时, 有些解释变量也存在内生性, 本文将经济增长、人口半城镇化率与人口半城镇化率的平方项设为内生变量, 因为经济增长和人口半城镇化与被解释变量城乡收入差距存在互为因果关系, 城乡收入差距的变化对经济增长和半城镇化也会产生影响。本文为了降低异方差性, 将所有变量取对数处理。本文采用系统GMM的二阶段估计方法, 并检验了工具变量的有效性, 包括过渡识别检验和序列相关性检验。作为参考, 在下文实证分析中同时也报告了混合OLS、固定效应的回归结果。其中系统GMM的模型设置如下:
其中, 各变量均取其对数, i为个体下标, t为时间下标。SRCJ表示城乡收入差距, BCZH为人口半城镇化率, D包含了所有控制变量的对数形式, 包括经济增长 (ln GDP) 、政府财政支出 (ln ZFZC) 、产业结构升级 (ln CYSJ) 、对外开放度 (ln DWKF) 、市场化程度 (ln SCH) 和人力资本 (lnRLZB) , φi为个体效应, εi, t为随机干扰项。
4.3 实证结果分析
从表2中的回归结果可知, 无论在混合OLS模型、固定效应模型还是系统GMM模型中, 城乡收入差距的一阶滞后项在1%水平上显着为正, 说明前期城乡收入差距对本期具有正向影响。在系统GMM模型中, 人口半城镇率的一次项和二次项都通过了显着性检验, 人口半城镇化率的一次项系数符号为负, 而人口半城镇化率的二次项系数符号为正, 验证了上文提到的“U型”假设, 即人口半城镇化在短期对城乡收入差距有抑制作用, 在长期却促进了城乡收入差距。同样, 在混合OLS模型和固定效应模型中, 人口半城镇化率的一次项系数符号为负, 二次项系数符号为正, 但二次项的系数不显着, 从侧面说明本文选择考虑到内生性问题的系统GMM模型是合理的。从Sargan检验上看, 本文所有的工具变量都是有效的。在序列相关性检验中, 在5%的显着性水平下二阶序列P值没有拒绝原假设, 说明两模型中的扰动项都不存在自相关。
表2 动态面板数据的回归结果
5 结论与建议
通过上文的理论分析发现, 我国人口半城镇化与城乡收入差距呈现出“U型”关系, 即在短期内, 农村劳动力转移到城市后收入水平的快速增长, 在许多行业与城镇人口间产生了就业竞争, 降低了企业的用工成本, 人口半城镇化在一定程度上对城乡收入差距起到了抑制作用, 但在长期, 由于经济周期性波动、农村劳动生产率低、城乡人口人力资本差距等原因, 人口半城镇化会加剧城乡收入差距。并且, 本文通过实证检验验证了我国人口半城镇化与城乡收入差距之间的“U型”关系, 提出了三点建议。
5.1 逐步解决半城镇人口的购房落户问题
在我国人口老龄化加快, 人口红利衰退之际, 半城镇人口是对城镇劳动力的一种补充, 增加了城镇的劳动力资源, 在一定程度上抑制了工资成本的过快上涨。但半城镇人口往往处在不稳定状态, 同时也会带来一些社会经济问题, 如农村地区“空心化”, 农民工及子女的福利问题, 消费、投资等有效需求不足, 从长远来看不利于经济发展[16]。我国目前常住居民城镇化率与户籍人口城镇化率存在较大差距, 在2016年两者分别为57.35%和41.2%, 相差了16.15%。这需要政府继续深化户籍制度改革, 地方政府应专门设立针对半城镇人口的积分 (购房) 落户政策, 可以就农村转移人口分批、分工作性质、分工资水平等进行落户, 让农村转移人口除了享受身份上的变化, 还应享受到城市的公共服务保障, 这样有利于打破城乡二元体制。
5.2 建立城乡一体化的市场信息平台
为了提高农村地区的收入水平, 政府需要建立城乡一体化的市场信息服务平台, 信息在现代经济中越来越重要, 能使劳动力和各种生产要素达到最有效配置, 避免由于信息不对称造成的农业盲目扩大生产。农产品贱卖事件让农民亏损, 收入变得不稳定, 严重影响到农民的生产积极性。政府需要对信息平台加强监督和管理, 让农民掌握市场对农产品需求的有效信息, 让农产品销售更加顺畅。政府应积极探索农业发展的新模式, 鼓励农民工回乡发展农业, 引导农民工回流农村, 运用先进技术改造农业, 为农村创造更多财富。
5.3 提高农村地区的人力资本水平
人力资本的提高不仅对我国经济发展转型至关重要, 还对城乡收入差距的改善起到积极作用。教育水平是人力资本的重要组成部分, 包括对劳动生产者的普通教育、职业劳动技能培训等, 特别需要加强农村转移人口的普通教育和职业培训, 可以把人口资源转变为人力资源, 提升我国劳动者的综合素质。但目前我国的教育投入严重不足, 教育财政支出占GDP的水平甚至低于许多发展中国家, 职业培训也相当匮乏, 这都将影响城乡收入差距的改善。医疗健康也是劳动者人力资本的组成部分, 农民的收入更依赖于自身身体健康状况, 农村人口的健康经济回报往往高于城市人口。在长期, 人力资本在经济增长和改善城乡收入差距方面具有溢出效应。农村中的人力资本的提高, 不仅可以提高农业生产的科学技术水平, 提高农业生产的劳动生产率, 改变农村地区劳动生产落户的状态, 还可以使农村人口转移到城市后寻找到更多就业机会, 获得更高的工资收入, 通过这两点都可以增加农村人口收入。城镇中人力资本的提高可以促进其产业结构升级, 创造更多的就业机会给户籍城镇人口和半城镇人口, 特别是服务业的快速发展, 能吸收大量的半城镇人口就业。
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