第２５卷第８期
Ｖｏｌ．２５ Ｎｏ．８统计与信息论坛Ｓｔａｔｉｓｔｉｃｓ ＆Ｉｎｆｏｒｍａｔｉｏｎ Ｆｏｒｕｍ２０１０年８月Ａｕｇ
．，２０１０收稿日期：２０１０－０４－０７基金项目：国家社科基金项目《中国二元非均衡经济社会结构与转型期农民增收困境》（０９ＸＪＬ００４
）作者简介：王恩胡（１９６６－）
，男，陕西乾县人，教授，管理学博士，研究方向：农业经济学。【统计应用研究】
二元经济结构影响农民收入
增长的理论与实证分析
王恩胡
（西安财经学院经济学院，陕西西安７１０１００
）摘要：分析了二元经济结构制约农民经营性收入、工资性收入、转移性收入和财产性收入增长的机制。借
助２００３年全国３１个省区截面数据从静态角度实证分析二元经济结构对农民收入增长的影响，
显示二元系数与城乡收入差距存在明显的正相关关系。对１９７８－２００７年二元系数和城乡收入差距指数进行格兰杰因果检
验，发现二元经济结构是引起城乡收入差距的Ｇｒａｎｇ
ｅｒ原因。进一步利用脉冲响应函数分析，发现二元经济结构的持续增长将会扩大城乡收入差距，
并且随着时间的推移，这种刺激作用会增强。因此，要从根本上解决农民收入相对低下的问题，关键在于及早实现二元经济结构转换。
关键词：二元经济结构；劳动生产率；农民收入增长
中图分类号：Ｃ８１２ 文献标志码：Ａ 文章编号：１００７－３１１６（２０１０）０８－００７０－０７
一、引 言
１９７８年后中国开始了市场导向的体制转型。
得益于各项改革措施，农民收入有了较大幅度的增
加。１９７８年农民人均纯收入只有１３３．６元，
到了２００７年就增加到４
１４０．３６元，扣除物价上涨因素，增长６．３４倍。农村居民恩格尔系数也相应地从
６７．７％下降至４３％。农民整体上已摆脱了贫困，
超越了温饱，迈进了小康生活阶段。但与城镇居民相
比，农民收入增长相对滞后。除了２０世纪８０年代
初因为率先实施改革农民收入增幅一度超过城镇居
民、城乡收入差距有所缩小外，８０年代中期以后，
农民收入增幅大多数年份都低于城镇居民收入增幅。
１９９１－２００７年中国城镇居民人均收入年均增长
８．２％，
而同期农民人均纯收入年均增幅仅为５．２％，城乡收入增幅相差３个百分点；２０００－２００７
年城乡人均收入年均增速差距已接近４个百分点。
农民收入增长缓慢，导致城乡收入差距逐渐拉大。
从２０世纪９０年代末期到２１世纪初期，
国内外学术界对农民收入问题进行了大量研究，学者们从
不同角度分析了农民收入问题的形成原因。李纯英、冉光和、陶勇等分别研究了农业投入、金融发展、财政支持对农民增收的影响［１－３］；吴江研究了利用科技进步促进农民增收问题［４］；刘拥军研究了农产品市场发展对农民收入增长影响［５］；许经勇、任柏强分析城镇化与劳动力转移对农民增收的影响［６］；张晓山、盛洪注意到制度因素对农民社会境遇和农民收入增长的影响［７－８］；Ｇｒｅｇｏｒｙ Ｖｅｅｃｋ、Ｄ．ＧａｌｅＪｏｈｎｓｏｎ等关注中国问题的外国学者也从不同角度对中国农民收入问题进行了一定研究［９－１０］。尽管有个别学者如李冰意识到二元经济结构对农民增收的影响，但从整体上看缺少对二元经济结构影响农民增收的系统分析［１１］。二元经济结构指后起发展中国家在实现工业化的过程中由于部门间生产函数与劳动生产率的差异导致的部门分化现象。改革后，中国实施市场导向的体制变革，大力发展经济，工、农业部门的劳动生产率都有较大提高。但由于国家仍长期延续城乡分隔的二元社会制度，农村剩余劳动力转移不畅，就业结构变动滞后于产值结构的变化，加之农业和农村
０
７
在市场经济条件下的劣势地位，致使农业部门和现代部门差异悬殊，二元经济结构特征比较显著，这从多个方面制约农民收入增长［１２］。本文将对二元经济结构制约农民收入增长的机制进行理论分析，并以２００３年中国３１个省区截面数据及中国改革以来的时间序列数据为基础，从静态和动态两个角度实证分析二元经济结构对农民收入增长的影响。
二、二元经济结构制约农民收入
增长的机制分析
（一）二元经济结构制约农民家庭经营收入的增长
尽管改革开放后，国家从政策上逐渐允许农民从事工业、商业、餐饮服务业等经营活动，但由于多种的原因，实际上绝大多数中国农民主要以家庭为经营单位从事以种植业为主要内容的农业生产经营活动。在此情况下，土地作为一种最基础的生产要素，决定着农业产出数量，进而制约着农民收入的增长。
由于中国农村人口众多，劳动力基数较大，每年还新增大量劳动力，在二元分隔社会体制改革滞后、农村劳动力转移缓慢情况下，这些劳动力就沉淀在农业部门。在改革开放后很长时间内中国农业中的劳动力不但没有减少，反而还在增加，导致人均耕地减少，农村劳动力无法充分就业，农业劳动力生产效率低下。尽管技术进步使得改革后土地的产出效率有较大提高，但按乡村从事农业生产的劳动力计算，每一劳动力年平均产出粮食仅由１９８３年的１．２２吨／人增长到２００５年的１．６１吨／人，２０多年只增长了３１％，增长十分有限。过多劳动力滞留在农业中，农业劳动生产率低下，人均产出增长有限，农民收入增长缺乏经济支撑。
另外，二元经济结构下城市现代部门规模过小，影响农产品市场需求，影响农民增收。受恩格尔定律制约，城市居民收入增长不可能带来农产品需求的同幅度增长，因此增加农产品市场需求的关键就是增加城市人口。但是中国二元经济结构转换进程滞后，城市化水平提高缓慢，农产品市场需求狭小，农业发展遭遇市场需求约束。中国在１９８４年、１９９５年粮食大丰收后都曾出现过粮食销售困难、价格下跌的局面，严重影响农民收入增长。
（二）二元经济结构制约农民工资性收入增长
尽管改革后中国注意发展劳动密集型加工制造业和第三产业，吸纳农村剩余劳动力转移就业，但在世界科技迅猛发展、国际国内市场竞争日趋激烈的大背景下，企业不得不顺应形势，采用先进设备，导致资本有机构成提高，影响到第二、三产业吸纳农村剩余劳动力的能力。同时中国农村人口基数大，农村劳动力过剩严重，在城市第二、第三产业吸收了上亿农村劳动力情况下，农村劳动力过剩问题依然严峻。国家统计局农调总队估计１９９９年中国农村剩余劳动力有１．７亿人，２００４年王国霞估计中国农村剩余劳动力大概有１．８－２．１亿［１３］。不同研究者对农村剩余劳动力规模的估计虽然各不相同，但都认可改革后中国农村存在大量过剩劳动力这一事实。
大量农村过剩劳动力存在不仅使农民总体上通过非农就业获取工资性收入的参与比率降低，而且大量农村剩余劳动力向城市的流动，造成城市劳动力市场（主要是城市次级劳动力市场）供求严重失衡，制约着城市劳动力市场工资水平提高，影响农民所能获取的工资性收入的水平。研究显示：１９９６—２００６年中国城镇新增总就业中，８４％来自乡村劳动力的转移［１４］。每年有近千万农民涌进城市寻找工作。城市次级劳动力市场严重供过于求，工资增长自然会受到抑制。据报道在珠江三角洲地区，由于劳动力供过于求，外来工收入水平从２０世纪９０年代到２１世纪初１２年间仅提高了６８元。
（三）二元经济结构对农民转移性收入和财产性收入增长的制约
在二元经济结构条件下，大量剩余劳动力滞留农业，使得农业劳动力占全部劳动力比重居高不下，农村人口数量十分庞大。１９７８年中国农业在三次产业结构中的比例高达２８．１％，７０．５％的劳动力从事农业生产，８２．０８％人口居住在农村，加之当时国家财政较为困难，无力对农民进行补贴，因而改革初期农民基本上未获得来自国家的转移性收入。随着改革开放后经济的高速增长，农业在ＧＤＰ中的份额逐年下降，２００７年农业在ＧＤＰ中的份额已下降到１５．２％；第二、三产业在国民经济中已占绝对主导地位；城市化水平有较大提高。２００７年城镇人口占总人口的比重增加到４４．９４％，农业劳动力比重、农村人口比重已降低到一定水平。同时，随着经济发展，中国财政实力不断增强，２００７年财政收入达到５１ ３２１．７８亿元。国家逐渐具备了反哺农业、支持农业的条件。但不可否认面对７．２７亿庞大的农村人口，中国反哺农业的力度不可能太大。
此外，由于中国长期实行挖农补工政策，农户初始财产水平较低，加上农村金融政策、土地政策对农
１
７
王恩胡：二元经济结构影响农民收入增长的理论与实证分析
民权利的抑制，以及农村市场经济发展程度低，农民财产性收入较少。
三、二元经济结构制约农民收入
增长的实证分析
为实证检验二元经济结构对农民收入增长的影响，本文选取２００３年全国３１个省区截面数据及中国改革以来的时间序列数据，运用计量工具，从静态和动态两个角度考察转型期城乡二元经济结构对农民收入增长的影响。
（一）二元经济结构影响农民增收的静态分析
１．样本说明和数据来源。中国幅员广阔，各地经济发展水平及城乡居民收入差异较大。以中国（大陆地区）３１个省、直辖市、自治区作为样本，采用２００３年各省（区）二元经济结构和城乡收入差距截面数据进行回归分析。之所以选择２００３年数据进行分析，是因为中国从２００４年起开始实施减免农业税等反哺农业的措施，２００３年是原有挖农补工政策实施的最后一年。研究表明，２００３年还是改革后中国二元经济结构特征最为明显的一年。
目前研究中用来测度二元经济结构的指标主要有比较劳动生产率指标、二元对比系数指标、二元反差指数等。考虑到二元对比系数绝对值小、各省（区）之间以及各年份之间数值差异不明显，为便于计量分析，本文将常用的二元对比系数进行改造，构造了二元系数（Ｄｅ）来反映二元结构的程度。二元系数＝非农产业比较劳动生产率／农业比较劳动生产率，此指数越小，表示两部门差距越小，二元结构程度越低。因变量是反映农民相对贫困程度的城乡收入差距指数（Ｉｇ），城乡收入差距指数＝城镇居民人均可支配收入／农村居民人均纯收入，此指数越小，表示城乡收入差距越小。静态分析数据来源于《中国统计年鉴２００４》。
２．结果分析。利用Ｅｖｉｅｗｓ６．０软件对２００３年城乡收入差距指标和二元系数进行回归分析，结果如表１。可以看出：城乡二元系数与城乡收入差距正相关，虽然其可决系数只有０．１３６，但Ｆ值为４．５５７，大于显著性水平５％下的临界值３．３４，这说明了二元系数与城乡收入差距的回归方程的总体线性在５％水平显著。
表１ 城乡收入差距和二元系数的回归分析结果表
项目系数标准误差标准差可决系数Ｔ值Ｆ值Ｓｉｇ．
常数项２．２１１ ０．４４４ ９二元系数０．１５７ ０．０７４０．３６９ ０．１３６
４．９２２
２．１３５
４．５５７ ０．０４１
从统计经验上来讲，为了使模型有比较合理的经济解释，可以牺牲一些拟合优度［１５］。因而可以判定，二元系数和城乡收入具有正相关关系。这说明了改革后城乡收入差距受到城乡二元经济结构的影响。
（二）二元经济结构影响农民增收的动态分析
为从动态角度考察城乡二元经济结构对农民收入增长的影响，本文以中国改革以来的时间序列数据为基础，选择结构式向量自回归模型（ＳＶＡＲ）实证检验二元经济结构对农民收入增长的影响。
１．样本说明和数据来源
城乡二元经济结构对农民收入增长影响动态分析样本由１９７８－２００７年间中国二元系数和城乡收入差距指数构成，具体数据根据《中国统计年鉴》（１９８２－２００８年）相关资料整理计算。
２．实证结果
（１）协整分析及误差修正模型
首先进行单位根检验。
进行协整分析以前，必须先检验变量是否是平稳的。采用Ｄｉｃｋｅｙ—Ｆｕｌｌｅｒ的ＡＤＦ检验方法，对历年二元系数（Ｄｅ）和城乡收入差距指数（Ｉｇ）及一阶差分△Ｄｅ、△Ｉｇ进行平稳性检验，结果如表２。
表２ 二元系数和城乡收入差距指数的单位根检验表
变量ＡＤＦ值检验类型（Ｃ，Ｔ，Ｌ）１％临界值５％临界值是否平稳
ｌｎＩｇ－０．１７４ ４３６（０，０，１）－３．６７９ ３２２－２．９７１ ８５３非平稳
ｌｎＤｅ－１．７５７ ６９７（０，０，１）－３．６７９ ３２２－２．９６７ ７６７非平稳
△ｌｎＩｇ－４．８６５ ５７８（０，０，２）－３．７３７ ８５３－２．９９１ ８７８ 平稳
△ｌｎＤｅ－４．７８６ ０６６（０，０，１）－３．６８９ １９４－２．９７１ ８５３ 平稳
注：检验类型Ｃ、Ｔ和Ｌ表示单位根检验方程包括常数项、时间趋势项和滞后阶数。０表示不包括Ｃ或Ｔ。Δ为差分算子。 由表２可知虽然时间序列变量二元系数和城乡收入差距指数是非平稳的，但二元系数的一阶差分
２
７
统计与信息论坛
变量和城乡收入差距指数的二阶差分变量在１％的显著性水平下是平稳序列。由此可知，原序列存在单位根，满足协整检验的前提。
第二步进行协整检验。
运用Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验法对１９７８—２００７年中国二元系数和城乡收入差距指数数据的协整关系进行检验，结果如表３。
表３ 二元系数和城乡收入差距指数的协整检验特征值似然比统计量５％临界值Ｐｒｏｂ．零假设（Ｈ０）０．５９７ ８３５ ２３．４５６ ５６ １５．４９４ ７１ ０．００２ ６Ｎｏｎｅ＊０．０６４ ３０４ １．５９５ １４５ ３．８４１ ４６６ ０．２０６ ６Ａｔ ｍｏｓｔ １
由表３可知：在５％的显著水平下，似然比统计量为２３．４５６ ５６，而５％的临界值为１５．４９４ ７１，２３．４５６ ５６＞１５．４９４ ７１，拒绝零假设，表明原假设不成立，即存在协整关系。从第二行可以看出，似然比统计量为１．５９５ １４５，而５％的临界值为３．８４１ ４６６，１．５９５ １４５＜３．８４１ ４６６，表明原假设成立，即存在一个协整关系。所以说，在５％的显著水平下，二元系数和城乡收入差距指数存在协整关系，且存在一个协整关系。因此可以判断，二元系数和城乡收入差距指数之间存在长期稳定的关系。
第三步用向量误差修正模型（ＶＥＣ）进行分析。
上述研究表明，１９７８－２００７年间二元系数和城乡收入差距指数存在长期协整关系，因此可以建立ＶＥＣ模型。利用Ｅｖｉｅｗｓ６．０对向量误差修正模型（ＶＥＣ）进行估计，得到：
ΔｌｎＩｇ＝－０．１３６ ５０３ｅｃｍｔ＋０．０７５ ２７９ΔｌｎＩｇ（－１）－０．０５８ ６０７ΔｌｎＩｇ（－２）＋０．４４７ ３５５ΔｌｎＤｅ
（－１）＋０．２２３ １２８ΔｌｎＤｅ（－２）＋０．０７５ ６７６
（１）从公式（１）中误差修正项ｅｃｍｔ的系数来看，当短期波动偏离长期均衡时，将以－０．１３６ ５０３的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态，也就是说，当ｔ－１期误差修正项ａｅｃｍ＜０时，亦即ｔ－１期的城乡收入差距指数向上偏离长期均衡时，调整系数会以－０．１３６ ５０３的速度减少ｔ期城乡收入差距指数，从而调整ｔ期的城乡收入差距指数向长期均衡靠近，反之亦然。基于前面估算出的ＶＥＣ模型，用ｗａｌｄ统计量对回归系数进行约束检验，结果见表４。
从表４的结果可以看到二元结构能Ｇｒａｎｇｅｒ引起城乡收入差距指数，其Ｐ值达到０．０５１ ７。通过以上的Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验，基本上印证这样的设想：即城乡收入差距指数并没有Ｇｒａｎｇｅｒ引起二元结构，而二元结构却Ｇｒａｎｇｅｒ引起城乡收入差距指数。
表４ ＶＥＣ模型下的格兰杰因果检验表
Ｄｅｐｅｎｄｅｎｔ ｖａｒｉａｂｌｅ：Ｄ（Ｉｇ）
Ｃｈｉ－ｓｑ ｄｆ Ｐｒｏｂ．Ｄ（Ｄｅ）５．９２３ １１３ ２ ０．０５１ ７
Ｄｅｐｅｎｄｅｎｔ ｖａｒｉａｂｌｅ：Ｄ（Ｄｅ）
Ｃｈｉ－ｓｑ ｄｆ Ｐｒｏｂ．Ｄ（Ｉｇ）０．６４５ １７２ ２ ０．７２４ ３
（２）脉冲响应函数分析
前文的实证分析表明二元系数和城乡收入差距指数之间存在长期稳定的正向关系，二元系数是城乡收入差距指数的重要驱动力量。下文将利用向量自回归模型（Ｖｅｃｔｏｒ Ａｕｔｏ Ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ，ＶＡＲ）和脉冲响应函数从动态的角度进一步分析二元系数对城乡收入差距指数的影响。因为在现实经济中，很多经济变量不仅与本身及其他变量的滞后期值有关，还与其他变量的同期值有关。结构式ＶＡＲ（ＳＶＡＲ）考虑变量间的同期关系，从而相比较于无约束的ＶＡＲ更精确地去解释变量间的动态关系。
首先建立ＶＡＲ模型。
根据前文分析，在这里建立一个两变量的ＶＡＲ模型。
ｌｎＩｇｔ＝α０＋∑
ｍ
ｉ＝１
ａｉｌｎＤｅｔ－ｉ＋∑
ｍ
ｉ＝１
ｂｉｌｎＩｇｔ－ｉ＋ε１ｔ（２）ｌｎＤｅｔ＝α０＋∑
ｍ
ｉ＝１
ａｉｌｎＩｇｔ－ｉ＋∑
ｍ
ｉ＝１
ｂｉｌｎＤｅｔ－ｉ＋ε１ｔ（３）通过综合评价对数似然值ｌｏｇＬ、赤池信息准则ＡＩ、施瓦兹信息准则ＳＣ等，最终选定滞后阶数为２。利用Ｅｖｉｅｗｓ６．０对滞后阶数为２的两变量ＶＡＲ模型进行运算，结果如表５。
表５ ＶＡＲ模型估计结果表
项目ｌｎＩｇ ｌｎＤｅ
ｌｎＩｇ（－１）１．３０３ ２２６ ０．３１１ １５２
ｌｎＩｇ（－２）－０．３６０ ６０９－０．１５９ ６６７
ｌｎＤｅ（－１）０．２４９ ８１６ ０．８６８ ９９４
ｌｎＤｅ（－２）－０．２５３ ７１３－０．１８８ ２３５
ｃ常数０．０６５ ６８３ ０．３６４ ０４８
决定系数Ｒ２ ０．９３３ ４２１ ０．７８７ ４７３
调整后的决定系数０．９２１ ８４２ ０．７５０ ５１２
残差平方和０．０６０ ６２９ ０．１３４ ６４４
Ｆ－统计量８０．６１３ ２５ ２１．３０５ ４４
Ｌｏｇ ｌｉｋｅｌｉｈｏｏｄ准则４６．１６２ ３５ ３４．９９２ ９９
Ａｋａｉｋｅ ＡＩＣ准则－２．９４０ １６８－２．１４２ ３０６
Ｓｃｈｗａｒｚ ＳＣ准则－２．７０２ ２７４－１．９０４ ４１３
结果表明方程（２）和（３）的拟合优度分别为
３
７
王恩胡：二元经济结构影响农民收入增长的理论与实证分析
Ｒ２Ｎｙｊｊ＝０．９３３ ４２１Ｒ２Ｎｃｊｙ＝０．７８７ ４７３，表明方程的拟合优度很好。根据表５，写出两变量ＶＡＲ（２）模型如下：
ｌｎＩｇ＝１．３０３ ２２６×ｌｎＩｇ（－１）－０．３６０ ６０９×
ｌｎＩｇ（－２）＋０．２４９ ８１６×ｌｎＤｅ（－１）－
０．２５３ ７１３×ｌｎＤｅ（－２）＋０．０６５ ６８３ｌｎＤｅ＝０．３１１ １５２×ｌｎＩｇ（－１）－０．１５９ ６６７×ｌｎＩｇ（－２）＋０．８６８ ９９４×ｌｎＤｅ（－１）－
０．１８８ ２３５×ｌｎＤｅ（－２）＋０．３６４ ０４８从Ｉｇ方程的系数来看，当其他因素不变时，二元系数增加一个百分点将促使城乡收入差距提高１．３０３个百分点；而从Ｄｅ方程的系数来看，当其他因素不变时，城乡收入差距增加一个百分点将促使二元结构提高０．３１１ １个百分点。所以二元结构和城乡收入差距对对方都有很强的刺激作用。
第二步用ＳＶＡＲ模型进行分析。
ＶＡＲ模型并没有给出变量之间当期相关关系的确切形式，即在模型的右端不含有当期的内生变量，而这些当期相关关系隐藏在误差项的相关结构之中，是无法解释的。由于εｔ的协方差矩阵是非对角矩阵，扰动项εｔ中其他元素会随着第ｊ个元素ε
ｊｔ的变化而变化，要计算某一内生变量的扰动对整个模型的冲击相当困难。因此，利用上述估计所得样本残差值对扰动项进行正交标准化分解，构造两变量的ＳＶＡＲ（１）模型。ＳＶＡＲ模型实际是指ＶＡＲ模型的结构式，即在模型中包含变量之间的当期关系。构造两变量的ＳＶＡＲ（１）模型如下：
ｌｎＩｇｔ＝α０＋ａ０ｌｎＩｇ＋ａ１ｌｎＩｇｔ－１＋ｂ１ｌｎＤｅｔ－１＋υ１ｔ
（４）ｌｎＤｅｔ＝β０＋ｃ０ｌｎＤｅｔ＋ｃ１ｌｎＤｅｔ－１＋ｄ１ｌｎＩｇｔ－１＋υ２ｔ
（５）
这个模型可以简化为Ｂ０ｘｔ＝Γ０＋Γ１ｘｔ
－１＋υｔ
，ｔ＝１，２，…，Ｔ，其中变量和参数矩阵为：
ｘｔ＝ｌｎＩｇ
（）
ｌｎＤｅ
Ｂ０＝
１－ａ０
－ｃ０
烄
烆
烌
烎
１
Γ０＝α０
β
（）０ Γ１＝ａ１ｂ１
ｃ１ｄ
烄
烆
烌
烎
１
，υ
ｔ＝
υ１ｔ
υ２
（）ｔ
υ１ｔ，υ２ｔ分别表示作用在ｌｎＩｇ和ｌｎＤｅ的结构式冲击。如果Ｂ０可逆，可以将结构式方程转化为简化式方程：
ｘｔ＝Ｂ－１０Γ０＋Ｂ－１０Γ１ｘｔ－１＋εｔ（６）其中εｔ＝Ｂ－１０υｔ。一般而言，简化式扰动项εｔ是结构式扰动项υｔ的线性组合，这是一种复合冲击。
ＳＶＡＲ模型满足可识别的条件下，对模型施加短期约束，利用完全信息极大似然方法仅进行参数估计，得到εｔ和υｔ的线性组合结果。如表６所示。
表６ ＳＶＡＲ参数估计表
相关系数标准误差Ｚ－统计量相伴概率Ｃ（２）０．４３４ ５６４ ０．０９６ ６３０ ４．４９７ ２０４ ０．０００ ０
Ｃ（１）０．０７６ ５１２ ０．０１０ ２２４ ７．４８３ ３１５ ０．０００ ０Ｃ（３）０．０３９ １２２ ０．００５ ２２８ ７．４８３ ３１５ ０．０００ ０对数似然比８３．２５８ １３
ＳＶＡＲ模型的矩阵表示为：
１．０００ ０００ ０．０００ ０００
（）
－０．４３４ ５６４ １．０００ ０００
ε１ｔ
ε
（）２ｔ＝
０．０７６ ５１２ ０．０００ ０００
（）
０．０００ ０００ ０．０３９ １２２
υ１ｔ
υ
（）２ｔ（７）
以上是对ＳＶＡＲ模型施加短期约束得到的估计结果。为了识别模型供给冲击对产出的长期影响，Ｂｌａｎｃｈａｒｄ和Ｑｕａｈ在１９８９年提出了一种基于脉冲响应长期性质的约束。假设二元结构和城乡收入差距的结构冲击的长期响应为０。估计结果如表７所示。
表７ 长期约束下的ＳＶＡＲ参数估计表
相关系数标准误差Ｚ－统计量相伴概率Ｃ（１）０．１８４ ７８２ ０．０２４ ６９３ ７．４８３ ３１５ ０．０００ ０Ｃ（２）０．５５９ １４３ ０．０８２ ４７６ ６．７７９ ４５３ ０．０００ ０Ｃ（３）０．８５６ ６８４ ０．１１４ ４７９ ７．４８３ ３１５ ０．０００ ０对数似然比８３．２５８ １３
矩阵Ａ结果１．０００ ０００ ０．０００ ０００
０．０００ ０００ １．０００ ０００
矩阵Ｂ结果０．０５８ ９９０ ０．０４８ ７２７
０．０００ ７２０ ０．０５１ ３３７因此，当对ＳＶＡＲ模型施加长期约束时，得到：
ε１ｔ
ε
（）２ｔ＝０．０５８ ９９０ ０．０４８ ７２７
（）
０．０００ ７２０ ０．０５１ ３３７
υ１ｔ
υ
（）２ｔ（８）
第三步进行脉冲响应函数分析。
ＳＶＡＲ模型可以得到正交化的脉冲响应函数，从而能分别考察单个变量的冲击对其他变量的影响。图１及图２分别表示二元结构和城乡收入差距结构之间冲击的响应函数和累积响应函数。横轴表示冲击作用的滞后期间数（单位：年），纵轴表示城乡收入差距或二元结构的变化，实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍的标准差偏离带。
４
７
统计与信息论坛
统计与信息论坛
社会政策，加快发展第二、三产业，加速农村剩余劳动力转移，及早实现二元经济结构的完全转换。
参考文献：
［１］ 李纯英．国家投资进行农业基础设施建设是增加农民收入的新途径［Ｊ］．经济问题，２００１（１２）：４１－４３．
［２］ 冉光和．中国金融发展与农民收入增长［Ｊ］．经济研究，２００５（９）：３０－４３．
［３］ 陶勇．增加农民收入的财政支持研究［Ｊ］．财经研究，２００１（７）：３８－４４．
［４］ 吴江，曾光霞，张玉霞．增加农民收入的科技对策［Ｊ］．农业技术经济，２００１（１）：３０－３３．
［５］ 刘拥军，薛敬孝．加速农业市场化进程是增加农民收入的根本途径［Ｊ］．经济学家，２００３（１）：６８－７３．
［６］ 任柏强，许经勇．城镇化严重滞后与农民收入增幅趋缓［Ｊ］．宏观经济研究．２００１（３）：３０－３１．
［７］ 张晓山．“三农”问题根在扭曲的国民收入分配格局［Ｊ］．中国改革，２００１（８）：９－１１．
［８］ 盛洪．让农民自己代表自己［Ｎ］．经济观察报，２００３－０１－２７．
［９］ Ｇｒｅｇｏｒｙ Ｖｅｅｃｋ．Ｒｕｒａｌ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｒｅｓｔｒｕｃｔｕｒｉｎｇ ａｎｄ Ｆａｒｍ Ｈｏｕｓｅｈｏｌｄ Ｉｎｃｏｍｅ ｉｎ Ｊｉａｎｇｓｕ，Ｐｅｏｐｌｅ＇ｓ Ｒｅｐｕｂｌｉｃ ｏｆ Ｃｈｉｎａ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｃｏｎｔｅｍｐｏｒａｒｙ Ｃｈｉｎａ，２００４，１３（４１）：８０１－８１７．
［１０］Ｄ．Ｇａｌｅ Ｊｏｈｎｓｏｎ．Ｃａｎ ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ ｌａｂｏｕｒ ａｄｊｕｓｔｍｅｎｔ ｏｃｃｕｒ ｐｒｉｍａｒｉｌｙ ｔｈｒｏｕｇｈ ｃｒｅａｔｉｏｎ ｏｆ ｒｕｒａｌ ｎｏｎ－ｆａｒｍ ｊｏｂｓ ｉｎ Ｃｈｉｎａ？
［Ｊ］．Ｕｒｂａｎ Ｓｔｕｄｉｅｓ，２００２，３９（１２）：２１６３－２１７４．
［１１］李冰．新形势下提高农民收入的途径［Ｊ］．西安财经学院学报，２００９（６）：１０２－１０５．
［１２］高帆．中国二元经济结构转化：轨迹、特征与效应［Ｊ］．学习与探索，２００７（６）：１２３－１３０．
［１３］王国霞．中国农村剩余劳动力转移问题研究［Ｊ］．山西大学学报：哲学社会科学版，２００７（４）：１９－２４．
［１４］胡景北．中国乡城移民的宏观经济学［Ｊ／ＯＬ］．中国社会科学辑刊，２００９（１）：１３．ｈｔｔｐ：／／ｃｗｃ１０６３．ｃｈｉｎａｗ３．ｃｏｍ／４ｐｌｏａｄ．［１５］祝发龙．计量经济学［Ｍ］．北京：中国矿业大学出版社，２００２：３５－３８．
Ａ Ｔｈｅｏｒｅｔｉｃａｌ ａｎｄ Ｅｍｐｉｒｉｃａｌ Ａｎａｌｙｓｉｓ ｏｎ ｔｈｅ Ｉｍｐａｃｔ ｏｆ Ｄｕａｌ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ
Ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ ｏｎ ｔｈｅ Ｒｕｒａｌ Ｒｅｓｉｄｅｎｔｓ＇Ｉｎｃｏｍｅ Ｉｎｃｒｅａｓｅ
ＷＡＮＧ Ｅｎ－ｈｕ
（Ｓｃｈｏｏｌ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，Ｘｉ’ａｎ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ ｏｆ Ｆｉｎａｎｃｅ ａｎｄ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，Ｘｉ’ａｎ ７１０１００，Ｃｈｉｎａ）Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｔｈｉｓ ｐａｐｅｒ ａｎａｌｙｚｅｓ ｔｈｅ ｉｎｆｌｕｅｎｃｅ ｍｅｃｈａｎｉｓｍ ｏｆ ｔｈｅ ｄｕａｌ ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ ｔｏ ｔｈｅ ｉｎｃｒｅａｓｅ ｏｆｒｕｒａｌ ｒｅｓｉｄｅｎｔｓ’ｉｎｃｏｍｅ ｆｒｏ－ｍ ｈｏｕｓｅｈｏｌｄ ｏｐｅｒａｔｉｏｎｓ，ｉｎｃｏｍｅ ｆｒｏｍ ｗａｇｅｓ ａｎｄ ｓａｌａｒｉｅｓ，ａｎｄ ｉｎｃｏｍｅ ｆｒｏｍｔｒａｎｓｆｅｒｓ ａｎｄ ｐｒｏｐｅｒｔｉｅｓ．Ｔｈｅｎ ｉｔ ｕｓｅｓ ｔｈｅ ｃｒｏｓｓ－ｓｅｃｔｉｏｎａｌ ｄａｔａ ｏｆ ３１ｐｒｏｖｉｎｃｅｓ ａｎｄ ｒｅｇｉｏｎｓ ｉｎ ２００３ｔｏａｎａｌｙｚｅ ｔｈｅ ｉｍｐａｃｔ ｏｎ ｔｈｅ ｒｕｒａｌ ｒｅｓｉｄｅｎｔｓ’ｉｎｃｏｍｅ ｉｎｃｒｅａｓｅ ｏｆ ｕｒｂａｎ－ｒｕｒａｌ ｄｕａｌ ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ．Ｔｈｅｒｅｓｕｌｔ ｉｎｄｉｃａｔｅｓ ｔｈａｔ ｔｈｅ ｄｕａｌ ｕｒｂａｎ－ｒｕｒａｌ ｉｎｃｏｍｅ ｇａｐ ａｎｄ ｄｕａｌ ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔｓ ｈａｖｅ ａ ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔ ｐｏｓｉｔｉｖｅｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎ．Ｔｈｅ Ｇｒａｎｇｅｒ ｃａｕｓａｌｉｔｙ ｔｅｓｔ ｏｎ Ｂｉｎａｒｙ ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔｓ ａｎｄ ｕｒｂａｎ－ｒｕｒａｌ ｉｎｃｏｍｅ ｇａｐ ｏｆ ｔｈｅ １９７８－２００７ｙｅａｒｓ ｉｎｄｉｃｅｓ ｔｈａｔ ｔｈｅ ｄｕａｌ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ ｃｏｕｌｄ Ｇｒａｎｇｅｒ ｃａｕｓｅ ｔｈｅ ｕｒｂａｎ－ｒｕｒａｌ ｉｎｃｏｍｅ ｇａｐ．Ｍａｋｅ ｆｕｒｔｈｅｒ ｕｓｅ ｏｆｉｍｐｕｌｓｅ ｒｅｓｐｏｎｓｅ ｆｕｎｃｔｉｏｎ ａｎａｌｙｓｉｓ，ｆｏｕｎｄ ｔｈａｔ ｔｈｅ ｃｏｎｔｉｎｕｅｄ ｇｒｏｗｔｈ ｏｆ ｄｕａｌ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ ｗｉｌｌ ｃｏｎｔｒｉｂｕｔｅ ｔｏｕｒｂａｎ－ｒｕｒａｌ ｉｎｃｏｍｅ ｇａｐ，ａｎｄ ａｓ ｔｉｍｅ ｇｏｅｓ ｂｙ，ｔｈｉｓ ｓｔｉｍｕｌａｔｉｎｇ ｅｆｆｅｃｔ ｃｏｕｌｄ ｂｅ ｅｎｈａｎｃｅｄ．Ｔｈｅｒｅｆｏｒｅ，ｔｈｅｋｅｙ ｔｏ ｉｍｐｒｏｖｅ ｒｕｒａｌ ｒｅｓｉｄｅｎｔｓ’ｉｎｃｏｍｅ ｒａｄｉｃａｌｌｙ ｉｓ ｔｏ ｔｒａｎｓｆｏｒｍ ｔｈｅ ｄｕａｌ ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ ａｓ ｓｏｏｎ ａｓｐｏｓｓｉｂｌｅ．
Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ：ｄｕａｌ ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ；ｌａｂｏｒ ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ；ｔｈｅ ｒｕｒａｌ ｒｅｓｉｄｅｎｔｓ’ｉｎｃｏｍｅ ｉｎｃｒｅａｓｅ
（责任编辑：李 勤）７
６