产业结构调整与城乡居民收入差距的动态演化
——基于山东省临沂市县域面板数据的实证分析
崔炳坤，宋龙菲，刘宏伟，张英杰
（临沂大学商学院，山东临沂276000）
摘要： 基于山东省临沂市九个县2001-2017年的县域年度统计数据，在控制了经济发展水平、城镇化、固定资产投资、地方财政支出以及金融发展水平等其它影响城乡居民收入差距因素的基础上，构建动态面板数据模型，实证研究县域产业结构调整与其城乡居民收入差距动态演化的关系。实证结果表明，在样本期内，县域产业结构的提升在统计意义上显著地缩小了城乡居民收入差距。并据此提出加强县域二三产业发展以及农民工市民化的户籍制度改革等政策建议，旨在缩小其城乡居民收入差距，推动区域经济协调发展。
关键词： 产业结构；城乡居民收入差距；临沂市
一、引言
改革开放四十多年，我国取得了举世瞩目的成就，国民经济飞速发展，农村与城镇居民的收入均呈现为迅速增长的势头。但是毋庸讳言，城乡居民收入差距较大仍是我国当今面对的一大挑战。[1]
少女将宽大的滑翔翼丢在地上。下落时狂烈的山风，吹落了她束缚头发的皮绳，她那深栗色的卷发，此刻正杂乱地披散在肩上，随着风轻轻鼓荡，像狂野的浪。大大的眼睛黑而深邃，浅棕色的皮肤，精瘦紧俏的脸颊，饱满紧致的双唇，透露着一种野性的美感。她怒气冲冲地走过来，劈头盖脸地骂道：“你这个笨蛋！你不要命了吗！”
理论研究表明，区域的城乡居民收入差距与其产业结构之间有着较为密切的联系，产业结构比重的不断变化，会引致三次产业间居民收入差距发生变动。鉴于此，研究区域产业结构的变动及其规律性，对平抑城乡居民收入差距具有较强的理论意义和实践意义。
基于产业结构视角的城乡居民收入差距的研究的前期文献较多，就近年来二者依存关系的计量经济分析而言，王江涛（2018）基于1978-2012年间的我国省级行政区划的时间序列数据，建立城乡居民收入差距与产业结构等影响因素的计量回归分析模型，实证研究后者对前者的影响作用；[2]崔文瑞等（2018）利用了甘肃省1990-2016年时间序列相关数据，分析甘肃省城乡收入差距与产业结构的动态关系；[3]顿珠罗布等（2017）运用VAR模型，基于西藏1978-2014年的数据，实证分析产业结构与城乡居民收入差距间的协整关系；[4]景守武和陈红蕾（2017）利用我国2002-2014年间30个省际面板数据，建立城乡居民收入差距与产业结构关系的动态面板模型，基于系统GMM的估计方法，实证研究前者对后者的影响作用；[5]罗明华（2009）以贵州为案例，通过计量经济分析模型，研究了城乡收入差距的产业结构效应。[6]
有一次，我可能是过于粗心，一下子把自己的名字说成了李六如。吴小哥问，李六如是谁？我赶紧更正： 李六如是我的对脸亲家。 以后，我就特别小心。生怕出了错。为了能干好工作，我甚至查了县志，对古家庄的来龙去脉摸得一清二楚。比如古家庄的起源，古姓是不是都是洪武年间迁来的？吴小哥后来好像越来越清醒，好像对我讲的也产生了怀疑。每一次自圆其说都变得很艰难。
其中，i =1，2，...，9 指代临沂市九个县的行政区划单元；t =2001，2002，...，2017 代表样本数据的观测年份；Differenceit 为被解释变量，指代第i 个县级行政区划单元第t 观测年的城乡居民收入差距；Differenceit- 1指代滞后一期的城乡居民收入差距（被解释变量）；Structureit 是解释变量，指代第i 个县级行政区划单元第t 观测年的产业结构；Mit 指代第i 个县级行政区划单元第t 观测年选择的控制变量；j =2，3...，6指代五个选定的控制变量；α为截距项；β0、β1和 βj表示模型中的待估参数；uit 乃扰动项。
1.动态面板模型参数估计
二、计量经济模型的建立、度量指标的选择及样本数据说明
（一）计量经济模型的建立
已有研究的文献表明，城乡居民收入差距是多层面、多因素共同作用而形成的效果，按照哲学“重点论”和“两点论”相统一的思想，本文既要重点注意临沂市县域产业结构（核心解释变量）对城乡居民收入差距（被解释变量）的作用效果，又要关注其它关键的影响因素（控制变量）对城乡居民收入差距（被解释变量）的作用效果，也就是说，建立城乡居民收入差距与核心解释变量及控制变量的回归分析模型。鉴于城乡居民收入差距（被解释变量）可能存在动态惯性特征，即前期被解释变量的状况对当期被解释变量的变动引发影响，可将城乡居民收入差距（被解释变量）的一阶滞后项纳入模型；为消除临沂市的县域空间单元之间可能会有的异方差，把计量经济模型选择的各个变量均取对数。
德国莱尼(Leoni)公司总部位于德国纽伦堡，是全球最大的电线、电缆及线束系统制造商之一，其产品广泛应用于汽车制造、电力、自动控制、通信、医疗器械及设备、家用电器等领域。近几年，Leoni通过收购迅速成长，其中收购法雷奥的线束系统是最大一桩交易。2013年10月，其位于廊坊的线束系统生产工厂正式开业。
已有的前期相关研究，主要是基于省级层面的样本数据，少数是采用地级层面的经验数据，少有基于县级数据的经验研究，因此，本文利用2001-2017年山东临沂市的县级行政区划的经验数据，建立县域城乡居民收入差距与其产业结构的动态面板数据模型，探析后者对前者的作用效果，旨在降低城乡居民收入差距，推动临沂市区域经济协调发展。
4.1 在体育课教学中体育老师要牢牢抓住主导性这一关键，使手、口和眼神协同指导，各种暗示与激励相互推进，除了口是有声的，其余的暗示方法甚至比语言的力量还要大。
（二）度量指标的选择
两种焊接工艺热影响区的金相组织如图7b所示，两者都在热的作用下，晶粒长大。手工焊的热输入较大，晶粒更大甚至形成了块状粗大组织；由于自动焊热输入较小，晶粒长大不明显。
城乡居民收入差距（被解释变量）作为本文的研究对象，用符号Difference 表示，其度量指标有多种选择，本文使用常规的方法，即基于“城镇居民人均可支配收入”与“农村居民人均纯收入”的比值来加以测度。因我国官方统计年鉴中只公布省市层面的城镇居民人均可支配收入，却没有发布县域层面的城镇居民人均可支配收入，借鉴杨志海等（2013）的思想和方法，[7]采用临沂市县域城镇单位就业人员的平均工资作为县域城镇居民人均可支配收入的代理变量。
本文模型选择的上述变量的测度方式见表1。
2.解释变量
解释变量Structure 表示县域的产业结构。县域非农产业的快速推进，给农村地区剩余劳动力的乡—城转移创造了较多的创业机会和就业岗位，进而有利于提高农村居民收入，平抑城乡居民收入差距。笔者利用临沂市县域二产增加值占比来测度产业结构指标。
3.控制变量
笔者选取了如下五个控制变量，即经济实力（P-economy ）、城镇化（Urbanization ）、投资（Investment ）、地方财政支出水平（Finance ）和金融发展水平（Banking ）。
337例NICU患儿中血串联质谱检测指标异常44例，其中疑似氨基酸血症12例，疑似有机酸血症18例，疑似脂肪酸血症14例，初筛IEM患病率为13.1%(44/337)。目前已经确诊9例病患，其中1例同型半胱氨酸血症(HCY)、2例苯丙酮尿症(PKU)、1例高苯丙氨酸血症(HPA)、1例甲基丙二酸血症(MMA)、1例戊二酸血症I型(GA-1)、1例全羟化酶合成酶缺乏症(MCD)、2例原发肉碱缺乏症(PCD)，确诊IEM比率为20.5%(9/44)。37例NICU患儿串联质谱检测情况见表1，337例NICU患儿IEM的确诊情况见表2。
1.被解释变量
表1 模型涉及变量测度表
（三）数据的来源及数据处理说明
本文模型利用的全部样本数据均来自我国官方发布的统计数据，即历年《临沂统计年鉴》、《中国县（市）社会经济统计年鉴》（《中国县域统计年鉴》）和《中国区域经济统计年鉴》。并借鉴前期文献的数据处理方法和手段，将原始数据做了一些预处理。原始数据的处理方法是：第一，2004年我国开展了第一次全国经济普查，该年份的宏观经济数据同其他年份的数据不连续。借鉴陈芳和龙志和（2011）[8]的作法，对其作了平滑处理，即用2002、2003、2005、2006四年年度数据的算术平均数作为2004年年度数据的替代值；第二，县域经济发展水平的变量P-economy用的是实际值，将历年的人均县域名义地区生产总值（GDP）用2000年为基期的历年GDP平减指数消除价格膨胀因素而获得；第三，模型中指标定义为比值的变量用的是名义值；第四，县域总人口：2001-2012年为县域年末总人口，2013-2017年为县域户籍人口。
三、城乡居民收入差距与产业结构关系的实证分析
（一）面板数据的检验
即单位根检验和协整检验，因为经济领域中大多数经济变量的时间序列是非平稳的，用非平稳的时间序列进行传统的回归分析容易导致伪回归。为避免伪回归，面板数据模型在回归分析之前要进行单位根检验和协整检验。
称取编号为CS35的长柄扁桃粕样品6份，按照1.2.3.2和1.2.2的方法操作。试验表明，样品CS35中只含有苦杏仁苷成分，不含野黑樱苷。记录苦杏仁苷峰面积分别为 608.1、588.7、605.5、590.4、603.6、589.8。苦杏仁苷平均含量5.58%，RSD为1.39% (n=6)，表明该方法重复性良好。
笔者在前期理论分析及易于获取经验数据的基础上，建立式（1）所示的动态面板模型：
两次单位根检验的结果显示，本文模型中选定变量的原始序列和一阶差分序列依次为不平稳、平稳，即均为一阶单整序列，即I（1），符合其协整检验的基本前提条件；借助Pedroni检验，结果验证了协整关系的存在。
（二）面板模型形式的确认及效应的识别
面板数据模型回归分析要涉及到模型具体形式的识别（包括不变系数模型、变截距模型和变系数模型）和模型效应的确定（包括固定效应和随机效应），不同的模型选择对应着不同的模型估计方法，[9]前者利用使用协方差构造的F统计量进行F检验，后者使用豪斯曼（Hausman）检验。
基于前后依次进行的Hausman（豪斯曼）检验和F检验，其联合检验结果显示，本文建立的计量经济模型应采用固定效应变截距面板模型
（三）面板模型参数估计及结果分析
我目前从事的工作为劳动管理。而我本科学习的专业为经济学和工业工程。也许在常人眼中，我的专业和岗位是相当对口的，工作起来会非常地得心应手，但事实并非如此。
基于固定效应变截距动态面板模型，利用EViews10.0统计软件，采用2001-2017年间临沂市9个县域的年度面板数据进行回归分析。因建立的该动态模型导入了城乡居民收入差距（被解释变量）的一阶滞后项，致使该模型出现内生性。因此，为消除内生性，基于DIFF-GMM（差分广义矩）估计方法。该估计方法需要选取合适的工具变量，引入适量的矩约束条件，并通过Sargan检验来检验是否接受或拒绝过度约束正确的原假设。本文选取被解释变量的二阶滞后和四阶滞后作为该模型的工具变量。使得模型参数估计量呈现为无偏性和一致性的优良性质。表2为该模型的参数估计结果。
表2 动态面板模型参数估计结果
2.实证结果分析
（1）从表2所示的山东省临沂市县域城乡居民收入差距的动态面板数据模型的实证分析结果的统计推断来看，其动态影响是显著的，印证了前述的理论分析和预测，因此，建立的面板数据模型引入动态效应是合理的、有效的。
（2）动态模型的参数估计值显示，临沂市县域城乡居民收入差距的产业结构效应为显著的负效应，即县域产业结构的提升在样本期内显著地降低了城乡居民收入差距，具体而言，在其它条件保持不变的情况下，产业结构每提升1个百分点，县域城乡居民收入差距平均降低0.0231个百分点。模型中的五个控制变量对城乡居民收入差距的影响效应，与已有的文献结论大致相同。
四、结论及政策建议
本文以山东省临沂市为案例，基于其9个县2001-2017年的年度面板数据，利用固定效应变截距动态面板模型，采用差分广义矩估计，探究了县域产业结构对城乡居民收入差距的作用效果。实证分析结论为，在统计意义上，县域产业结构的提升显著地降低了样本观测期内的城乡居民收入差距。
基于上述结论，提出如下的政策建议。
一是加快县域非农产业的发展，为农村地区剩余劳动力的乡—城迁移创造非农创业机会和就业岗位，从而提高县域农村居民收入，进而降低其城乡居民收入差距。
二是加快并推进县域以“农民工市民化”为核心的户籍制度改革，做实以人为本的新型城镇化战略，让改革发展的成果普惠城乡居民，从而降低临沂市县域城乡居民收入差距。
参考文献：
[1]陈斌开，林毅夫.发展战略、城市化与中国城乡收入差距[J].中国社会科学，2013(4).
[2]王江涛.我国产业结构变动对城乡收入影响的多元分析[J].当代经济，2018(5).
[3]崔文瑞，周长军，赵雪绒，邹海双.产业升级对城乡收入差距影响的实证分析：以甘肃省为例 [J].财政科学，2018(6).
[4]顿珠罗布，孙自保，曾维莲.经济增长、产业结构与城乡居民收入差距的实证检验：基于西藏1978-2014年的数据[J].青海农林科技，2017(4).
[5]景守武，陈红蕾.FDI、产业结构升级对我国城乡居民收入差距的影响:基于省际面板数据分析[J].世界经济研究，2017(10).
[6]罗明华.加快贵州产业结构调整缩小城乡收入差距[J].贵州财经学院学报，2009(5).
[7]杨志海，刘雪芬，王雅鹏.县域城镇化能缩小城乡收入差距吗？——基于1523个县（市）面板数据的实证检验[J].华中农业大学学报:社会科学版，2015(4).
[8]陈 芳，龙志和.中国县域经济差距的收敛性研究——基于动态面板数据的GMM方法 [J].中国科技论坛，2011(4).
[9]高铁梅.计量经济分析方法与建模：EViews应用及实例[M].北京：清华大学出版社，2009.
中图分类号： F062.5
文献标识码： A
文章编号： 1005-913X（2019）12-0031-03
收稿日期： 2019-09-25
基金项目： 2019年临沂大学“大学生创新训练重点项目”(201910452026)
作者简介： 崔炳坤(1997-)，男，山东潍坊人，本科学生，研究方向：国际贸易与城乡经济；宋龙菲(1996-)，女，山东日照人，本科学生，研究方向：国际经济与贸易；刘宏伟(1998-)，女，山东临沂人，本科学生，研究方向：国际经济与贸易。
［责任编辑：金永红］
标签：产业结构论文; 城乡居民收入差距论文; 临沂市论文; 临沂大学商学院论文;