技術(shù)創(chuàng)新、城市化與城鄉(xiāng)收入差距
——基于城市面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

趙 崢，張亮亮，陳 志

(1.國(guó)務(wù)院發(fā)展研究中心公共管理與人力資源研究所，北京 100010；2.南開(kāi)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展研究院與中國(guó)科學(xué)技術(shù)發(fā)展戰(zhàn)略研究院聯(lián)合博士后工作站，北京 100038；3.中國(guó)科學(xué)技術(shù)發(fā)展戰(zhàn)略研究院，北京 100038)

1 文獻(xiàn)綜述

近年來(lái)，城鄉(xiāng)居民收入分配差距過(guò)大已成為全社會(huì)關(guān)注的熱點(diǎn)問(wèn)題。據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)，2003—2013年的城鄉(xiāng)收入比一直在3倍以上，2009年高達(dá)3.33倍，城鄉(xiāng)之間能否協(xié)調(diào)發(fā)展已成為制約中國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展和全面實(shí)現(xiàn)小康社會(huì)的一大瓶頸。城市化作為傳統(tǒng)二元經(jīng)濟(jì)向現(xiàn)代一元經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)換的途徑一直以來(lái)受到?jīng)Q策層的重視，然而，學(xué)術(shù)界關(guān)于城市化進(jìn)程對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距影響的結(jié)論并不一致，已有研究結(jié)論主要有三種。一種認(rèn)為，城市化進(jìn)程有助于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。雖然改革開(kāi)放已經(jīng)實(shí)施40年，但中國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)形成的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)仍然存在，農(nóng)民在教育、就業(yè)、醫(yī)療、社會(huì)保障等公共服務(wù)中仍然無(wú)法享受與城市居民同等的待遇。尤其在教育領(lǐng)域，由于公共教育財(cái)政支出巨大的城鄉(xiāng)差距，農(nóng)民及其子女的人力資本投資回報(bào)遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于城市居民，并進(jìn)一步反映在就業(yè)市場(chǎng)。然而，盡管中心城市為控制城市常住人口規(guī)模經(jīng)常出臺(tái)針對(duì)性政策限制農(nóng)村進(jìn)城務(wù)工人員，但只要存在城鄉(xiāng)收入差距，就會(huì)有大量農(nóng)村勞動(dòng)力向城市流動(dòng)并成為城市常住人口[1]，而這種流動(dòng)一方面通過(guò)增加城市勞動(dòng)供給、加大城市勞動(dòng)力市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)而降低城市勞動(dòng)力的工資水平，另一方面則通過(guò)直接或間接提高外出進(jìn)城務(wù)工者的家庭收入[2]，減少農(nóng)村剩余勞動(dòng)力而提高農(nóng)村勞動(dòng)生產(chǎn)率和收入水平，從而使要素報(bào)酬均等化[3]，進(jìn)而緩解城鄉(xiāng)收入差距。第二種結(jié)論認(rèn)為城市化進(jìn)程可能導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)一步拉大。這是因?yàn)?，城市化進(jìn)程本身就是資本、技術(shù)、勞動(dòng)等生產(chǎn)要素從農(nóng)村向城市集聚的過(guò)程，大量生產(chǎn)要素的流失對(duì)農(nóng)村發(fā)展和農(nóng)民收入的提高造成嚴(yán)重影響，而隨著城市規(guī)模的進(jìn)一步擴(kuò)大，城市經(jīng)濟(jì)越來(lái)越具有規(guī)模效應(yīng)和集聚效應(yīng)。同時(shí)，為滿(mǎn)足城市人口增多帶來(lái)的基礎(chǔ)設(shè)施需求，更多投資將投向城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)[4]，城鄉(xiāng)分割的固定資產(chǎn)投資體制則使城市經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)村的虹吸效應(yīng)進(jìn)一步增強(qiáng)，從而進(jìn)一步加大城市與農(nóng)村居民之間的收入差距。再者，從戶(hù)籍人口城市化的渠道來(lái)看，通過(guò)戶(hù)口買(mǎi)賣(mài)、近郊農(nóng)村城市化、子女升學(xué)、購(gòu)房等方式實(shí)現(xiàn)戶(hù)口“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的農(nóng)村居民收入水平顯著高于其他農(nóng)村人口，這部分農(nóng)村高收入人群的離開(kāi)使得農(nóng)村人均收入相對(duì)下降。由于中國(guó)的城鄉(xiāng)收入統(tǒng)計(jì)以戶(hù)籍為基礎(chǔ)，如果城市化進(jìn)程中較富裕的農(nóng)民首先轉(zhuǎn)變?yōu)槌鞘芯用?，城市化進(jìn)程就可能在不改變所有居民收入的情況下擴(kuò)大統(tǒng)計(jì)上的城鄉(xiāng)收入差距[5]。同時(shí)城市戶(hù)籍所享受到的種種附加福利又使得“農(nóng)轉(zhuǎn)非”居民的收入水平進(jìn)一步提高，從而導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距繼續(xù)擴(kuò)大。第三種結(jié)論認(rèn)為，城市化進(jìn)程對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距存在倒U型影響。城市化進(jìn)程初期，農(nóng)村中具備技術(shù)、資本等比較優(yōu)勢(shì)的群體進(jìn)入城市使城鄉(xiāng)居民收入差距擴(kuò)大，而到城市化中后期，要素報(bào)酬均等化使得城鄉(xiāng)收入差距轉(zhuǎn)而縮小呈現(xiàn)倒U型趨勢(shì)[6-7]。

城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響得到實(shí)證研究的支持，但如果對(duì)產(chǎn)業(yè)技術(shù)與城市化的演進(jìn)進(jìn)行歷史考察，可以發(fā)現(xiàn)，城市化進(jìn)程取決于產(chǎn)業(yè)技術(shù)的發(fā)展[8]。從熊彼特的創(chuàng)新理論來(lái)看，一個(gè)產(chǎn)業(yè)部門(mén)的技術(shù)創(chuàng)新將會(huì)在產(chǎn)業(yè)技術(shù)鏈和產(chǎn)業(yè)部門(mén)鏈中引起連鎖反應(yīng)，率先創(chuàng)新的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)部門(mén)會(huì)促使相鄰產(chǎn)業(yè)部門(mén)增加投入或提高技術(shù)效率，而產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系的擴(kuò)展會(huì)增加生產(chǎn)要素的需求諸如需要增加服務(wù)業(yè)和建筑業(yè)等[9]。技術(shù)創(chuàng)新及擴(kuò)散形成的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)園區(qū)等產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)以及配套的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)也產(chǎn)生大量人才需求，由此，技術(shù)創(chuàng)新及擴(kuò)散能夠通過(guò)直接及間接效應(yīng)加快城市化進(jìn)程。同時(shí)，國(guó)內(nèi)外實(shí)證研究結(jié)論也表明城市化對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力提升具有積極顯著的促進(jìn)作用。例如，有研究表明1870—1920年美國(guó)各州的城市化水平對(duì)人均專(zhuān)利授權(quán)數(shù)之間具有非常顯著的正向影響[10]，絕大多數(shù)技術(shù)創(chuàng)新集中于城市地區(qū)[11]。城市在專(zhuān)業(yè)化與多樣性、人力資本積累、信息交流網(wǎng)絡(luò)形成以及交易效率提高等方面的優(yōu)勢(shì)有利于技術(shù)創(chuàng)新的產(chǎn)生，城市完善的信息、通訊等基礎(chǔ)設(shè)施也為創(chuàng)新擴(kuò)散提供良好的傳播渠道和環(huán)境[12]。城市化既會(huì)通過(guò)人才集聚、知識(shí)基礎(chǔ)設(shè)施優(yōu)勢(shì)與復(fù)合功能等城市化外部性提高創(chuàng)新效率,增強(qiáng)創(chuàng)新供給能力，也會(huì)通過(guò)消費(fèi)多樣化偏好等為區(qū)域創(chuàng)新提供大規(guī)模需求牽引[13]。

可以看到，雖然城市化可能導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民收入差距拉大，但是城市化一方面對(duì)城鄉(xiāng)收入差距具有直接影響,另一方面城市化會(huì)通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)而對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生間接影響。技術(shù)創(chuàng)新與收入不平等具有密切聯(lián)系，但研究結(jié)論不一。國(guó)外學(xué)者多從技術(shù)進(jìn)步偏向性理論的角度開(kāi)展研究，例如，Acemoglu對(duì)美國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)的技能溢價(jià)與工資不平等關(guān)系進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn)收入不平等程度的持續(xù)擴(kuò)大源于技術(shù)偏向型技術(shù)進(jìn)步[14]；Ojha等也認(rèn)為改變技術(shù)進(jìn)步方向可以改善收入分配差距過(guò)大的格局[15]。國(guó)內(nèi)學(xué)者則從多個(gè)角度研究技術(shù)創(chuàng)新與收入分配差距的關(guān)系。陳安平等基于省級(jí)數(shù)據(jù)的研究表明地方財(cái)政的科教文衛(wèi)支出更有利于農(nóng)民收入的增長(zhǎng)從而縮小城鄉(xiāng)差距，但隨著地方政府財(cái)政自主權(quán)的增強(qiáng)，科教文衛(wèi)支出對(duì)城鄉(xiāng)差距的削減作用在減弱[16]。丁從明等則認(rèn)為現(xiàn)階段勞動(dòng)收入分配失衡的一大原因在于技術(shù)的選擇偏離本國(guó)的要素稟賦結(jié)構(gòu)[17]；董直慶等發(fā)現(xiàn)中性技術(shù)進(jìn)步能夠增加技能勞動(dòng)的供給,并減小技能勞動(dòng)和非技能勞動(dòng)的工資差距[18]。

中國(guó)常住人口城市化率2011年已超過(guò)50%，全社會(huì)R&D經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度也已于2013年突破2%，在城市化快速推進(jìn)、創(chuàng)新投入強(qiáng)度不斷提高的背景下，我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距將如何演變？綜合國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)，大多僅分析技術(shù)創(chuàng)新或者城市化與城鄉(xiāng)收入差距兩者間的關(guān)系，鮮有關(guān)于三者之間作用機(jī)制及關(guān)系的研究。本文將技術(shù)創(chuàng)新、城市化與城鄉(xiāng)居民收入差距納入一個(gè)統(tǒng)一分析框架，并綜合運(yùn)用靜態(tài)面板和動(dòng)態(tài)面板方法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，使結(jié)論更為穩(wěn)健可靠。與以往基于省級(jí)數(shù)據(jù)或時(shí)間序列數(shù)據(jù)的研究不同，基于地級(jí)及以上城市的面板數(shù)據(jù)對(duì)不同規(guī)模等級(jí)的城市進(jìn)行的考察為我們理解中國(guó)各地城市的創(chuàng)新、城市化及發(fā)展差距提供了新的視角。

2 模型設(shè)定與變量說(shuō)明

2.1 基本模型

科學(xué)識(shí)別近年來(lái)我國(guó)城市化進(jìn)程及技術(shù)創(chuàng)新對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，可為我國(guó)在十三五時(shí)期踐行創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開(kāi)放、共享的發(fā)展理念并最終全面建成小康社會(huì)的政策選擇提供一定理論依據(jù)。為實(shí)證分析城市化及技術(shù)創(chuàng)新對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，首先建立如下靜態(tài)面板模型：

IDit=Ci+α1URBit+α2INNOit+βXit+ui+εit

(1)

在模型(1)中，IDit為i城市t年的城鄉(xiāng)收入差距；URBit為i城市t年的城市化率；INNOit為i城市t年的創(chuàng)新投入水平；Xit為控制變量向量；Ci為代表個(gè)體城市異質(zhì)性的截距項(xiàng)；α1、α2、β為待估參數(shù)；ui為個(gè)體效應(yīng)；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。在確定上述變量的基礎(chǔ)上，考慮到城鄉(xiāng)收入差距可能具有較強(qiáng)的循環(huán)累積效應(yīng)，受往期的影響較大，因此加入滯后一期城鄉(xiāng)收入差距變量IDit-1，設(shè)定動(dòng)態(tài)面板模型：

IDit=Ci+IDit-1+α1URBit+α2INNOit+βXit+ui+εit

(2)

2.2 估計(jì)方法

本文通過(guò)混合OLS(Pooled OLS)、固定效應(yīng)(Fixed effects)、隨機(jī)效應(yīng)(Random effects)和系統(tǒng)廣義矩估計(jì)(SGMM)四種模型對(duì)式(2)進(jìn)行估計(jì)。在模型(2)中，城鄉(xiāng)收入差距水平受到上一期城鄉(xiāng)收入差距的影響，因此該式實(shí)質(zhì)上是一個(gè)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。其中，以混合OLS回歸在對(duì)標(biāo)準(zhǔn)差估計(jì)時(shí)采用聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差，但混合回歸并未考慮個(gè)體效應(yīng)，由于個(gè)體效應(yīng)以固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)兩種形式存在，需對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)以判斷究竟使用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，即如果拒絕原假設(shè)則采用固定效應(yīng)模型。但若將固定效應(yīng)模型作為一個(gè)含滯后因變量的普通回歸模型來(lái)估計(jì)，由于樣本時(shí)期較短，滯后項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果將產(chǎn)生向下偏差。雖然固定效應(yīng)可以控制個(gè)體之間不可觀測(cè)的異質(zhì)性，但存在動(dòng)態(tài)面板偏差問(wèn)題，并不能完全解決遺漏變量所導(dǎo)致的模型內(nèi)生性問(wèn)題，系統(tǒng)廣義矩估計(jì)不僅可以控制不可觀測(cè)的固定效應(yīng)，還可糾正固定效應(yīng)估計(jì)對(duì)動(dòng)態(tài)面板模型估計(jì)的有偏性，在一般情況下比差分廣義矩估計(jì)更有效，同時(shí)不易受弱工具變量的影響，從而較好地克服遺漏變量和反向因果問(wèn)題[19]。對(duì)于系統(tǒng)GMM，我們通過(guò)AR(2)統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)差分后的殘差項(xiàng)是否存在二階自相關(guān)，并通過(guò)Sargan統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行過(guò)度識(shí)別約束檢驗(yàn)以考察工具變量是否整體有效。此外，在回歸中使用兩步估計(jì)，并在所有的估計(jì)中包括年度虛擬變量。估計(jì)過(guò)程中使用由Stata命令xtabond2得出系統(tǒng)廣義矩估計(jì)量，并同時(shí)對(duì)兩步估計(jì)中報(bào)告的標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行有限樣本修正，以糾正可能發(fā)生的向下的偏誤[20-21]。文中采用前述四種估計(jì)方法進(jìn)行估計(jì)，并主要以系統(tǒng)GMM的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行分析。

2.3 數(shù)據(jù)和變量說(shuō)明

(1)被解釋變量。即城鄉(xiāng)居民收入差距，采用文獻(xiàn)中常用的方法，本文以城市居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比對(duì)其進(jìn)行衡量，其中收入數(shù)據(jù)均以各地城鄉(xiāng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，該變量反映城鄉(xiāng)收入差距的相對(duì)水平及城鄉(xiāng)收入來(lái)源的動(dòng)態(tài)特征，變量值越大代表城鄉(xiāng)收入差距越大，反之意味著城鄉(xiāng)收入差距的縮小。

(2)解釋變量。包括城市化(URB)和技術(shù)創(chuàng)新(INNO)。其中，城市化以戶(hù)籍人口城市化率為代理變量，即如果第i個(gè)城市t期的城市化水平為URBit，那么URBit= i城市t期的非農(nóng)業(yè)人口/i城市t期的總?cè)丝?。中?guó)統(tǒng)計(jì)城市化率的現(xiàn)行指標(biāo)有兩個(gè)，一個(gè)是常住人口城市化率，一個(gè)是戶(hù)籍人口城市化率。以2013年為例，常住人口城市化率為53.7%，而戶(hù)籍人口城市化率僅為35.7%，二者相差18個(gè)百分點(diǎn)。由于計(jì)算常住人口城市化率時(shí)將大量農(nóng)村進(jìn)城務(wù)工人員作為城市人口，但其并不能享受到與城市戶(hù)口居民同等的教育、醫(yī)療和社會(huì)保障等公共服務(wù)，這部分人口的收入水平和消費(fèi)模式與城市戶(hù)口居民并不相同?？紤]到本文研究目的，選取戶(hù)籍人口城市化率即非農(nóng)業(yè)人口占全市總?cè)丝诘谋嚷首鳛槌鞘谢降暮饬恐笜?biāo)，這一做法也為國(guó)內(nèi)外諸多學(xué)者所認(rèn)可。同時(shí)基于數(shù)據(jù)的可獲得性考慮，本文重點(diǎn)關(guān)注的另一解釋變量技術(shù)創(chuàng)新(INNO)以財(cái)政科技支出為代理變量。政府通過(guò)財(cái)政科技支出對(duì)企業(yè)、高校和科研院所等創(chuàng)新主體的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)進(jìn)行直接經(jīng)費(fèi)支持，國(guó)內(nèi)外已有研究表明，財(cái)政科技支出能夠有效促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新。政府的稅收減免和補(bǔ)貼等政策工具可以降低企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的研發(fā)成本和風(fēng)險(xiǎn)，有效促進(jìn)企業(yè)加大研發(fā)投入[22-23]。

(3)其他控制變量。考慮實(shí)際數(shù)據(jù)的可得性，沿襲國(guó)內(nèi)學(xué)者在分析城鄉(xiāng)收入差距時(shí)考慮的因素，本文將公共教育投入、經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為控制變量納入模型中進(jìn)行分析。其中，以公共教育投入作為控制變量是因?yàn)槿肆Y本存量是城鄉(xiāng)差距的重要因素之一，而公共教育投入可以通過(guò)作用于人力資本積累來(lái)影響城鄉(xiāng)差距；經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度以外商直接投資作為代理變量，具體地，選擇該城市政府與外商簽訂合同之后當(dāng)年實(shí)際得到并有效使用的外資金額度量該城市的經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度。以非農(nóng)就業(yè)比率即第二、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)之和與該城市全部從業(yè)人數(shù)的比率來(lái)考察產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)升級(jí)情況。

本文所用數(shù)據(jù)包括31個(gè)省、自治區(qū)、直轄市總共286個(gè)城市的樣本。其中，城市和農(nóng)村居民收入數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，由于僅可獲得2013年前的地級(jí)市居民收入數(shù)據(jù)，所有變量選取2003—2013年的數(shù)據(jù)。非農(nóng)業(yè)人口和總?cè)丝跀?shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，其他變量數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分缺失的數(shù)據(jù)采用各省份統(tǒng)計(jì)年鑒中的數(shù)據(jù)予以補(bǔ)充。由于變量取對(duì)數(shù)后不會(huì)改變?cè)瓉?lái)的關(guān)系，且可減輕可能的異方差問(wèn)題，除地區(qū)和年度虛擬變量外，各變量均取自然對(duì)數(shù)，主要變量描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

3 實(shí)證分析結(jié)果

依模型設(shè)定和估計(jì)方法不同，本節(jié)基于286個(gè)城市的面板數(shù)據(jù)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新、城市化及城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。第(1)列的估計(jì)表明，如果不考慮非觀測(cè)異質(zhì)性，OLS估計(jì)的滯后期城鄉(xiāng)收入差距參數(shù)相對(duì)較大，這是因?yàn)镺LS估計(jì)對(duì)非觀測(cè)異質(zhì)性的忽視會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果存在向上偏誤[24]，這表明非觀測(cè)異質(zhì)性可以部分解釋城鄉(xiāng)收入差距和滯后項(xiàng)之間的正相關(guān)關(guān)系。為了進(jìn)行比較，第(2)列的解釋變量中未考慮城鄉(xiāng)收入差距的滯后項(xiàng)，當(dāng)在第(3)列中用固定效應(yīng)估計(jì)動(dòng)態(tài)模型時(shí)，城鄉(xiāng)居民收入差距的滯后變量在1%水平下具有顯著性，表明如若將模型設(shè)定為靜態(tài)面板將導(dǎo)致嚴(yán)重的遺漏變量偏差。我們也對(duì)靜態(tài)和動(dòng)態(tài)模型同時(shí)采用了隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)，但Hausman檢驗(yàn)均顯示拒絕原假設(shè)，因此應(yīng)該采用固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果。固定效應(yīng)可以很好地剔除城市個(gè)體的異質(zhì)性以及滯后一期城鄉(xiāng)收入差距所未能捕捉到的歷史收入分配特征所帶來(lái)的影響。然而，如果應(yīng)用固定效應(yīng)來(lái)估計(jì)動(dòng)態(tài)模型仍然存在兩個(gè)較嚴(yán)重問(wèn)題，首先，固定效應(yīng)估計(jì)動(dòng)態(tài)面板模型在有限樣本中有偏；其次，雖然固定效應(yīng)可以控制個(gè)體城市間不可觀測(cè)的異質(zhì)性，但并不能完全解決遺漏變量所導(dǎo)致的模型內(nèi)生性問(wèn)題，因?yàn)槿缰贫纫蛩氐葧?huì)隨時(shí)間變化的遺漏變量可能會(huì)同時(shí)影響當(dāng)期和前期的城鄉(xiāng)收入差距；最后，城市偏向政策引致的城鄉(xiāng)收入差距是農(nóng)村居民向城市遷移的直接拉動(dòng)力，城市化與城鄉(xiāng)收入差距之間可能互為因果，城鄉(xiāng)收入差距與動(dòng)態(tài)模型中的某些解釋變量如城市化之間可能存在的雙向因果關(guān)系將產(chǎn)生聯(lián)立性偏差。

本文將用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)法在動(dòng)態(tài)面板模型中估計(jì)影響城鄉(xiāng)收入差距的影響因素以解決前述問(wèn)題。我們采用兩步系統(tǒng)廣義矩估計(jì)法，在估計(jì)中以?xún)?nèi)生變量的所有滯后值為工具變量，對(duì)應(yīng)的Sargan檢驗(yàn)P值表明模型中的工具整體有效，AR(2)檢驗(yàn)P值顯示不能拒絕殘差項(xiàng)差分的二階自相關(guān)系數(shù)為零的原假設(shè)。我們用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)(SGMM)得到的系數(shù)對(duì)回歸結(jié)果作解釋?zhuān)鳛閰⒄眨?同時(shí)報(bào)告了用混合回歸、固定效應(yīng)回歸(FE)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距動(dòng)態(tài)模型估計(jì)的系數(shù)。

表2 城鎮(zhèn)化、技術(shù)創(chuàng)新對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響估計(jì)結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差;AR(2)和Sargan檢驗(yàn)為統(tǒng)計(jì)量相應(yīng)P值；回歸中均控制了年度虛擬變量，限于篇幅未列示。

系統(tǒng)GMM的估計(jì)顯示滯后因變量顯著為正，這表明城鄉(xiāng)收入差距本身具有自我強(qiáng)化、累積循環(huán)的內(nèi)生機(jī)制，城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)導(dǎo)致的初始分配不均在中國(guó)市場(chǎng)化和城市化進(jìn)程中進(jìn)一步強(qiáng)化并通過(guò)社會(huì)階層的不斷分化最終導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距陷入惡性循環(huán)趨勢(shì)。

估計(jì)結(jié)果還顯示，戶(hù)籍人口城市化率的系數(shù)在1%的水平下顯著為正,表明在其他條件不變的情況下，城市化進(jìn)程擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民收入差距。從戶(hù)籍人口城市化的渠道看，無(wú)論是通過(guò)買(mǎi)戶(hù)口、子女升學(xué)、購(gòu)房還是通過(guò)近郊農(nóng)村“村改居”，這部分實(shí)現(xiàn)“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的農(nóng)民平均收入水平顯著高于其他農(nóng)村人口，即城市化進(jìn)程中較富裕的農(nóng)民首先轉(zhuǎn)變?yōu)槌鞘芯用瘢鞘械囊丶坌?yīng)、財(cái)政支出政策的城市偏向以及城市戶(hù)口的種種附加福利使得原本平均收入較高的城市居民收入水平得到進(jìn)一步保障和強(qiáng)化，從而持續(xù)擴(kuò)大并固化城鄉(xiāng)收入差距。

無(wú)論是采用混合OLS、固定效應(yīng)回歸還是系統(tǒng)GMM回歸，估計(jì)結(jié)果均顯示技術(shù)創(chuàng)新系數(shù)顯著為負(fù)，表明以地方政府財(cái)政科技支出為代理變量的技術(shù)創(chuàng)新將顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距。而第(5)列中的城市化與技術(shù)創(chuàng)新的交乘項(xiàng)為負(fù),且通過(guò)5%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明技術(shù)創(chuàng)新具有負(fù)向的中介效應(yīng)，城市化將通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新這一中介變量緩解城鄉(xiāng)收入差距。

經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度變量系數(shù)顯著為負(fù)，且與技術(shù)創(chuàng)新對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響程度相當(dāng)，表明積極吸引外商直接投資能夠有效縮小城鄉(xiāng)收入差距，提高對(duì)外開(kāi)放水平和市場(chǎng)化程度是縮小城鄉(xiāng)收入差距的重要途徑之一；從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量來(lái)看，非農(nóng)就業(yè)比重對(duì)城鄉(xiāng)收入差距在統(tǒng)計(jì)上也具有顯著的負(fù)向影響，非農(nóng)就業(yè)比重越高，工業(yè)化發(fā)展水平越高，同時(shí)也意味著第二產(chǎn)業(yè)及第三產(chǎn)業(yè)將為農(nóng)村剩余勞動(dòng)力提供更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更加優(yōu)化，農(nóng)民收入增加，城鄉(xiāng)收入差距得到緩解。地區(qū)虛擬變量系數(shù)的估計(jì)結(jié)果同時(shí)表明，位于西部地區(qū)的城市城鄉(xiāng)收入差距最大，中部地區(qū)城市次之，東部地區(qū)城市城鄉(xiāng)差距最小。

值得注意的是，公共教育投入的系數(shù)為正且非常顯著，也就是說(shuō)在其他條件不變的條件下，地方財(cái)政教育支出每增加1%，城鄉(xiāng)收入差距將擴(kuò)大約0.06%。已有研究業(yè)已表明，教育不平等是城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的主要原因之一[25]，城市偏向的教育經(jīng)費(fèi)投入政策導(dǎo)致城鄉(xiāng)教育質(zhì)量的顯著差異，進(jìn)而影響城鄉(xiāng)居民的人力資本投資收益，而教育回報(bào)率更高的城市居民將更有動(dòng)力增加人力資本投資，使得城市居民的人力資本水平高于農(nóng)村居民，進(jìn)而導(dǎo)致城鄉(xiāng)差距進(jìn)一步拉大[26]。

4 結(jié)論與政策含義

本文將技術(shù)創(chuàng)新、城市化與城鄉(xiāng)居民收入差距納入一個(gè)統(tǒng)一分析框架，基于2003—2013年286個(gè)地級(jí)及以上城市面板數(shù)據(jù)，對(duì)中國(guó)的城市化、技術(shù)創(chuàng)新與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),研究結(jié)論如下：第一，城市化進(jìn)程將擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民收入差距。第二，技術(shù)創(chuàng)新將縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，同時(shí)，城市化將通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新這一中介變量緩解城鄉(xiāng)收入差距。第三，對(duì)外開(kāi)放、非農(nóng)就業(yè)比重、城市所處區(qū)域等變量系數(shù)的估計(jì)結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)、市場(chǎng)化和工業(yè)化程度越高的城市將越有能力緩解城鄉(xiāng)收入差距、協(xié)調(diào)城鄉(xiāng)發(fā)展。

以城市面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)的估計(jì)結(jié)果表明，當(dāng)前絕大多數(shù)地區(qū)實(shí)施的市民化即戶(hù)籍人口城市化政策值得商榷，以擴(kuò)大城市戶(hù)口占比為核心的市民準(zhǔn)入門(mén)檻實(shí)際上是富裕農(nóng)民的市民化，而不能取得城市戶(hù)籍的農(nóng)民及進(jìn)城務(wù)工人員則無(wú)權(quán)享受與市民同等的教育、社會(huì)保障等基本公共服務(wù)，戶(hù)籍人口城市化實(shí)施上是擇優(yōu)給予城市戶(hù)口，非但并未達(dá)到預(yù)期的縮小城鄉(xiāng)收入差距目標(biāo)，反而使原有的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)得到固化。這也使以省級(jí)區(qū)域數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)的實(shí)證結(jié)論在地級(jí)市的地理單元上得到驗(yàn)證，現(xiàn)行以擴(kuò)大戶(hù)籍比率為措施的市民化政策會(huì)擴(kuò)大我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距。自2011年中國(guó)常住人口城市化率超過(guò)50%以來(lái)，如何使城市化成為繼工業(yè)化之后推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的穩(wěn)定動(dòng)力成為社會(huì)焦點(diǎn)問(wèn)題，擴(kuò)大城市戶(hù)籍人口比重被視為提高城市化質(zhì)量的重要舉措，然而，擇優(yōu)錄取的戶(hù)籍人口城市化政策以及基于現(xiàn)行戶(hù)籍制度的市民化政策事實(shí)上是對(duì)原有城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的進(jìn)一步固化，高質(zhì)量城市化的重點(diǎn)在于城市居民對(duì)高質(zhì)量公共服務(wù)的可得性，盡快縮小城鄉(xiāng)戶(hù)籍附帶的公共服務(wù)差異，使城市外來(lái)常住人口與戶(hù)籍人口在醫(yī)療、衛(wèi)生、養(yǎng)老、教育、文化等公共服務(wù)領(lǐng)域具有同等權(quán)利才是城市化的路徑及本來(lái)意義所在。

從本文研究的時(shí)間段來(lái)看，城鄉(xiāng)居民收入差距走勢(shì)總體表現(xiàn)為城鄉(xiāng)居民收入均在提高，但農(nóng)村居民收入實(shí)際增長(zhǎng)速度不及城市，這一趨勢(shì)直到2010年才有所轉(zhuǎn)變。由于政績(jī)考核、利益團(tuán)體推動(dòng)以及制度慣性等眾所周知的原因，大多數(shù)經(jīng)濟(jì)政策均具有城市偏向，但與城市偏向的公共財(cái)政教育投入政策由于家庭教育投資決策行為的循環(huán)累積效應(yīng)而極易強(qiáng)化城鄉(xiāng)收入差距不同，財(cái)政科技投入政策雖然也是城市偏向，其投入的客體卻是企業(yè)、科研院所等科研實(shí)體，創(chuàng)新對(duì)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的驅(qū)動(dòng)有利于整個(gè)社會(huì)的協(xié)調(diào)發(fā)展從而減小城鄉(xiāng)差距。此外，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)較低的基數(shù)使得技術(shù)創(chuàng)新本身及其擴(kuò)散效應(yīng)給農(nóng)民帶來(lái)的收入拉動(dòng)效果更為明顯，這從各地出現(xiàn)的“民工荒”、“技工荒”中也可見(jiàn)一斑。這與諸多研究認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新將擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民收入差距的結(jié)論不同，實(shí)踐中各級(jí)政府對(duì)創(chuàng)新的強(qiáng)調(diào)和重視在本研究中得到證據(jù)支持?？紤]到各地城市已相繼進(jìn)入工業(yè)化和城市化中后期，地方政府應(yīng)在創(chuàng)新領(lǐng)域大力推動(dòng)工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)、城市支持農(nóng)村，繼續(xù)提高財(cái)政科技投入強(qiáng)度，一方面促進(jìn)工業(yè)技術(shù)創(chuàng)新擴(kuò)散，健全科技投入產(chǎn)出評(píng)價(jià)體系，提高資金使用效率，另一方面積極構(gòu)建農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新協(xié)同機(jī)制，完善農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新硬件及軟件建設(shè)，提升農(nóng)業(yè)科技水平，夯實(shí)新農(nóng)村建設(shè)的產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)。

從控制變量的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)、市場(chǎng)化和工業(yè)化程度越高的城市將越有能力緩解城鄉(xiāng)收入差距，深入推進(jìn)改革及開(kāi)放仍應(yīng)是解決長(zhǎng)期以來(lái)城鄉(xiāng)收入差距過(guò)大問(wèn)題的優(yōu)選路徑，改革開(kāi)放不可因國(guó)民收入分配失衡等等發(fā)展中勢(shì)必出現(xiàn)的問(wèn)題而有所停滯；此外，既然提高非農(nóng)就業(yè)比重也即推進(jìn)工業(yè)化、發(fā)展服務(wù)經(jīng)濟(jì)對(duì)縮小城鄉(xiāng)差距在城市轄區(qū)的全樣本中表現(xiàn)出顯著的積極作用，那么考慮到城市對(duì)各類(lèi)生產(chǎn)要素的集聚效應(yīng)，以及農(nóng)村工業(yè)化進(jìn)程中業(yè)已普遍發(fā)生的土地資源浪費(fèi)、環(huán)境污染難以管控等問(wèn)題，是否繼續(xù)推動(dòng)農(nóng)村工業(yè)化應(yīng)加以慎重考慮。