摘要：利用1978～2012年數據，通過貝葉斯分位數方法實證檢驗了我國結構轉型、科技創新能否縮減城鄉收入差距這一命題。結果表明：結構轉型、科技創新都顯著拉大城鄉收入差距，科技創新對城鄉收入差距的影響大于結構轉型，且科技創新加劇了收入差距擴大的速度，而結構轉型導致收入差距擴大的速度變緩。這主要與我國產業結構發展不平衡以及城鄉間科技差異過大有關。

　　關鍵詞：經濟問題投稿,結構轉型,科技創新,城鄉收入差距,貝葉斯分位數

　　DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2015.01.09

　　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

　　我國實行改革開放發展30多年來，經濟發展模式經歷了長期高度集中的計劃經濟、嚴格的戶籍管理制度和以大城市為依托的工業化道路，不能帶動農村勞動力就業結構的變化和居民居住方式的變遷，造成經濟增長的引擎作用不明顯，農村剩余勞動力向城市的自由流動嚴重受阻，得不到有效轉移，使我國二元經濟結構愈加強化。從微觀層面而言，偏離農業現代化目標與農村發展差距不斷擴大，造成中國特色的現代化進程的“三農”問題，嚴重影響了農民的利益。同時，大量農村剩余勞動力在向城市流動的過程中，由于農民工未能獲得居住城市的戶籍，并未真正融入城市，造成勞動力市場被分割，城鄉公共服務體系不統一，進一步擴大了城鄉差距。城鄉收入差距的不斷擴大，意味著城鄉之間的收入分配不平等程度不斷加大，除降低消費需求和抑制經濟增長之外，還增大了失業率和犯罪率，以至于影響人們的幸福感和社會的穩定。因此，如何縮小城鄉收入差距成為現階段研究的重點和熱點。

　　目前，學者開始對城鄉收入差距進行了探索性研究，并取得了豐富的研究成果，如Kuznets首次基于傳統的農業產業向現代工業轉變的過程對經濟增長與收入不平等的關系對城鄉收入差距進行研究，并提出了著名的“庫茲涅茨曲線(Kuznets Curve)”，認為收入差距會呈現先擴大后縮小的倒U型[1];隨后，城鄉收入差距與經濟增長的關系便成為了學者研究的熱點，國外代表性學者主要有：Barro認為城鄉收入差距擴大會通過減少潛在產出，并進而降低經濟增長速度和人均產出[2];Galor和Maov通過選擇不同的經濟發展區間深入分析了城鄉收入差距對經濟增長的影響，結果表明當經濟處于較低的發展水平時，經濟發展靠物質資本積累推動，收入差距的擴大有利于物質資本的積累，表明適當的收入差距對經濟有一定的推動作用，但是當經濟發展處于較高的增長階段時，經濟的發展靠人力資本驅動，收入差距的擴大會通過制約低收入的人力資本投資，從而在傳導過程中不利于經濟的進一步發展[3]。而國內學者研究這一問題的主要學者有：廖信林認為財政支出對城鄉收入差距具有正向沖擊，而城市化和經濟增長具有反向沖擊 [4];王少平、歐陽志剛研究發現我國城鄉收入差距對經濟增長具有顯著的非線性閾值效應，且該效應由正向負平滑轉換[5]。近年來，對城鄉收入差距影響因素的研究也取得了較大的進展，晏艷陽等發現我國總體及絕大部分省份的城鄉收入差距將隨著經濟增長而擴大，隨著人均GDP值達到轉折點后隨之減少[6];陳斌開等發現城市化滯后是影響城鄉收入差距的主要原因之一，資本密集型產業受到政府青睞，導致城市就業需求下降，延緩了城市化進程，并導致農民工無法正常向城市轉移，從而加劇了城鄉收入差距[7]。 　　從上述研究中不難發現，學者主要基于“線性均衡”的角度對城鄉收入差距的因素進行分析，也就是說在方法上假設變量之間的關系呈線性變化，意味著在長期均衡的過程中，外生變量對均衡的調節是對稱的。眾所周知，經濟系統易受體制轉變、政策調整的影響，從而導致經濟變量之間的關系呈非線性變化。因此，在對經濟系統進行研究時，應當放大約束條件，從經濟自身變化的固有特征進行研究。此外，由于我國的統計工作相對不完善，且經濟變量的發展具有明顯的滯后效應，因此先驗理論可以為后續研究提供一定基礎。同時，當前我國正處于結構轉型和技術發展的改革之中，圍繞結構轉型和科技創新對城鄉收入差距的影響，不僅能夠解釋城鄉收入差距變化的原因，還能為改革發展提供科學依據，對于社會的發展具有一定的現實意義。

　　2 指標選取及發展現狀描述

　　在度量城鄉收入差距的指標選取上，本文借鑒王藝明等的做法，采用城鄉收入之比來度量中國城鄉收入差距，該方法比較簡便，數據也比較容易獲得[8]。為了有效反映城鄉人口比重對城鄉收入差距的影響，本文按照如下公式度量城鄉收入差距：

　　G=x1×n1x2×n2(1)

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

　　自改革開放以來，我國經歷了由計劃經濟向市場經濟的轉變過程，城鄉收入差距變化趨勢見圖1所示。從整體來看，城鄉收入差距的波動情況大致可以分為兩個階段：第一階段是從1978～1994年，該階段的城鄉收入差距呈“W”形式波動上升，同時該階段在1994年達到極值后發生轉變，并繼而從1995年開始轉入第二階段，主要是以家庭承包經營為開端的農村非農化和以鄉鎮企業為標志的農村工業化帶來了農村城鎮化的發展，改善了城市和鄉村的關系。同時，1994年國務院頒布的《農村勞動力跨省流動就業管理暫行規定》中第5條隱約表現了地方性政府對就業方面具有一定的歧視性，加劇了城鄉二元社會的分割。第二階段是從1995～2012年，期間城鄉收入差距呈較弱的“V”形波動變化，由于非農產業是經濟增長的重要源泉，因此政府開始傾向于采取偏向于經濟增長的政策，這種政策可能在短期內推動經濟增長，但從長期來看，城鄉收入差距有逐漸增大的趨勢。

　　圖1 1978～2012年城鄉收入差距與結構轉型變化

　　由于我國目前正處于工業化的時期，因此各次產業發展的結構存在明顯差異。本文將結構轉型(記為ST)定義為第三產業增加值與第二產業增加值的比值，該指標不僅能描述經濟結構的變動，還能從產業結構的角度衡量工業化發展的不同階段，該比例越高，工業化程度也就越低。而對于科技創新(Technology Innovation)，本文借鑒已有學者的研究成果(孫文杰等)，采用我國每年正式批準的專利授權數作為衡量我國科學技術的指標[9]，由于本文研究的樣本期間為1978～2012年，但我國是從1985年開始實施專利法，自此之后才正式批準專利的授權。因此，在1978～1985年之間，我國并沒有對專利授權數據進行相應統計，鑒于此，本文采用經國家批準的發明數目對授權的專利進行相應替代。

　　為了驗證結構轉型、科技創新的變動對城鄉收入差距所造成的影響，本文分別將結構轉型、科技創新與城鄉收入差距之間的關系描繪如圖2和圖3所示。首先從圖2中可以發現結構轉型和城鄉收入差距關系的變動趨勢呈顯著的非線性關系：當結構轉型程度較低時，結構轉型在一定程度上可以減少城鄉收入差距，但隨著結構轉型程度的不斷擴大直至超過一定程度(約0.7)時，收入差距開始呈“螺旋式”形狀逐漸擴大，表明隨著產業結構的不斷優化、轉型，隨著第三產業比重不斷變大，我國城鄉收入差距卻逐漸擴大。同時，二者之間的非線性變化關系也驗證了傳統的線性模型不適用于本文的研究。

　　圖2 結構轉型與收入差距的關系

　　從科技創新與收入差距的變化關系(圖3)中可以發現：隨著科技創新程度的不斷加快，城鄉收入差距也表現為不斷擴大的趨勢。在整個發展歷程中，需要注意三個發生明顯變化的極值點，分別是在1990年、1994年和1997年。首先，在1990年時刻，我國城鄉收入差距較1978年以來首次達到極小值點，主要原因是在1978～1990年期間，農村確立了以土地家庭經營為核心的聯產承包責任制，以結構變動為中心，大力發展農村非農產業，提高了農業資源的效率，對提高農村居民的收入產生了積極的促進作用。其次在1994年，我國城鄉居民收入達到相鄰區間的極大值點，原因主要有兩點：一是自1990年以后，城市居民的收入主要是財產性收入，該比例遠遠大于農村居民的家庭收入，造成城鄉收入差距的逐步擴大。二是由于我國對農村經濟體制改革的深入比例逐漸降低，導致改革對減少收入差距的作用效果開始逐漸下降，因此會出現在1994年我國城鄉收入差距達到極大值點。在1997年時刻，我國城鄉收入差距再次達到極小值點，原因是受亞洲金融危機的影響，我國整體市場經濟發展不樂觀，農業出口比重下降，農民收入降低，同時由于大量工廠的倒閉，城市人口失業嚴重，造成了城市人均收入下降，由此表現的城鄉收入差距也逐漸變小。

　　圖3 科技創新與收入差距的關系

　　3 方法介紹及模型建立

　　自Koenker首次提出了分位數回歸模型以來[10]，很多學者開始對分位數回歸進行了相應的拓展，并將拓展后的模型進行應用，代表性學者主要有：Powerll在初始分位數回歸的基礎上，利用處理刪失數據的中心化分位數回歸進行分析[11];Koenker利用面板數據的分位數進行實證研究[12];Robert利用條件化分位數對變量進行回歸[13]。分位數回歸模型經過不斷地演變和發展，逐漸被廣泛地應用到現實之中。分位數回歸模型之所以被廣泛使用，原因主要有兩點：第一，分位數回歸可以提供響應函數在不同的分位數下對變量造成的影響，從而可以全面地了解變量之間的關系。第二，可以檢測出變量的異常點，并且估計結果和推論都是自由分布，即不受變量的分布約束。　　對于任意實值隨機變量Y，它的所有性質都可以由Y的分布函數F(y)=pr(Y≤y)來刻畫。對于任意的0<τ<1，定義隨機變量Y的τ分位數函數Q(τ)為：

　　Q(τ)=infy：F(Y)≥τ(2)

　　它完全刻畫了隨機變量Y的性質，其中，0<τ<1代表回歸線或回歸線平面以下的數據占全體數據的百分比，分位函數的特點是被解釋變量y的分布中存在比例為τ的部分小于分位數Q(τ)，而(1-τ)的部分大于分位數函數Q(τ)，y的整個分布被τ分為兩個部分，為了對分位數回歸求解，首先定義概率函數：

　　ρτ(u)=τ 當yi≥x′iβ

　　(τ-1)u當yi≤xiβ(3)

　　其中，u是反映概率密度函數的參數，而ρτ(u)則表示被解釋變量y的樣本點處于τ分位以上時的概率密度函數關系，假設分位數回歸模型為：

　　Q=αQ+βQx(4)

　　y的分位數回歸是尋求y在Q分位數下的絕對利差和最小，即：

　　minβ∑yQ-αQ-βQxi*ρi，Q(5)

　　為了研究結構轉型、科技創新在不同分位數下對城鄉收入差距的影響，本文將模型設定為如下形式：

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

　　其中，disτ，t表示在t時刻τ分位數下的城鄉收入差距，stτ，t表示在t時刻τ分位數下的結構轉型，teτ，t表示在t時刻τ分位數下的科技創新。

　　4 基于貝葉斯分位數的實證分析

　　本文選用的數據包括1978～2012年第三產業增加值與第二產業增加值的比重衡量結構轉型、采用我國每年正式批準的專利授權數作為衡量我國科技創新以及城鄉收入比來衡量城鄉收入差距，數據主要來源于國家統計局網站。從表1的描述性統計中可以發現結構轉型和城鄉收入差距的平均值與中位數基本接近，表明二者分布比較均勻。結構轉型與城鄉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，表明科技創新分布不均，也表明了我國科技處于突飛猛進的發展狀態。

　　表1 相關變量的描述性統計量

　　變量均值中位數最小值最大值標準差樣本

　　st0.74680.7630.4480.9840.15635

　　te305388.983045.022.0205100049175335

　　G0.1180.1080.040.1930.04835

　　從結構轉型、科技創新和城鄉收入差距的密度分布(圖4)可以看出，城鄉收入差距和結構轉型的分布相對集中，二者的分布狀況非常相似，都表現為“尖峰”的特征，表明城鄉收入差距和結構轉型的波動范圍大部分都在中位數附近，意味著不能依靠標準的正態分布理論所具有的模型進行分析;同時，從科技創新的分布狀況可以發現，表現為“尖峰拖尾”的特征，表明科技創新的分布相對分離，存在一定比例的極端值，而這些極端值的存在會通過影響整體趨勢的結構變動并進而對研究結果產生偏差。從結構轉型、科技創新和城鄉收入差距的密度分布圖所得到的結果與表1中變量的描述性統計量具有較強的耦合性、一致性。

　　為了檢驗結構轉型、科技創新在不同的分位數下對城鄉收入差距的影響程度，且根據變量分布的不同，本文采用Bootstrap法在馬爾科夫鏈蒙特卡洛(MCMC)模擬的基礎上，對樣本數據進行有放回抽樣模擬100000次，然后將分位數tau設定為不同的值，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下檢驗結構轉型、科技創新對城鄉收入差距的影響。其中實證結果見表2所示。

　　同時，貝葉斯分位數估計結果也表明城鄉收入差距的確會隨著結構轉型、科技創新的變化而變化。具體而言，當結構轉型程度越來越大，雖然城鄉收入差距有增大趨勢，但是該差距增大的速度卻是越來越小，在5%的結構轉型中，結構轉型程度每增加1%，城鄉收入差距則平均增大0.32%。而當在95%的結構轉型中，結構轉型程度每增加1%，城鄉收入差距則平均增大0.15%，也就是說，處于較高5%結構轉型對城鄉收入差距的影響要比處于較低5%結構轉型對城鄉收入差距的影響小0.17個百分點，表明隨著結構轉型程度的變大，城鄉收入差距擴大的速度呈遞減狀態。但是科技創新的發展對城鄉收入差距的影響則正好相反，具體而言：當在5%的科技創新中，科技創新程度每增加1%，則城鄉收入差距平均增加2.46%，而當在95%的科技創新中，科技創新程度每增加1%，則城鄉收入差距平均增加2.94%。也就是說，處于較高5%的科技創新對城鄉收入差距的影響要比處于較低5%的科技創新對城鄉收入差距的影響大2.48個百分點。該研究結果揭示了雖然結構轉型和科技創新對城鄉收入差距的影響程度不同，但二者都有擴大城鄉收入差距的趨勢。

　　5 結論與啟示

　　本文基于1978～2012年期間的樣本數據，采用貝葉斯分位數回歸模型分別對我國結構轉型、科技創新和城鄉收入差距之間的關系進行實證檢驗，檢驗結果可以概述為以下兩點：

　　(1)我國結構轉型、科技創新都處于非線性動態變化之中，其中，結構轉型的變化意味著我國經濟發展模式逐漸由工業經濟向服務經濟進行轉變，體現了我國經濟的良好發展。同時，科技創新的發展水平呈明顯的二次函數形式變化，表明我國科技水平的發展速度逐漸加大。但是，我國城鄉收入差距整體發展趨勢并沒有得到有效縮減，反而呈逐漸擴大趨勢。

　　(2)結構轉型和科技創新的發展加大了城鄉收入差距。具體表現為：結構轉型的持續優化促進了城鄉收入差距絕對水平的不斷擴大，但是結構轉型推動城鄉收入差距擴大的速度卻在不斷降低。而科技創新促進城鄉收入差距變大的速度卻不斷加快。同時，科技創新對城鄉收入差距的影響大于結構轉型對城鄉收入差距的影響。 　　從以上結論中差距可以發現僅僅依靠結構轉型和科技創新的路徑不但不能減少我國城鄉收入差距，還在一定程度上擴大收入差距。筆者認為產生這一現象的原因是由于我國城鄉間的產業結構基礎水平差距過大以及城鄉科技差異過大，并且在基礎水平不一致的情況下，科技水平對經濟發展的貢獻也明顯不同，具體為科技水平對城市的貢獻水平大于農村，從而導致科技水平擴大了城鄉收入差距。因此，縮小城鄉間科技差異能夠有效促進城鄉協調發展。

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