城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距關聯(lián)性再探討

彭定贇（教授），張飛鵬，周 立（博士）

城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距關聯(lián)性再探討

彭定贇1（教授），張飛鵬1，周 立2（博士）

城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的關系是當前學術界的熱門議題。通過剖析城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的回饋效應、帶動效應、市場效應及外溢效應，構(gòu)建了城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的互動模型，利用我國中部六省1999～2016年的面板數(shù)據(jù)進行回歸分析，實證發(fā)現(xiàn)：中部城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)出“倒U型”關系；現(xiàn)階段中部城鎮(zhèn)化推進會擴大城鄉(xiāng)收入差距；地方政府的財政活動對城鄉(xiāng)收入差距的作用不穩(wěn)定。針對上述研究結(jié)果，提出了堅持城鎮(zhèn)化推進策略、重視城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量以及改革政府考核體制等三項措施。

城鎮(zhèn)化；城鄉(xiāng)收入差距；關聯(lián)性；作用機理

一、問題提出及文獻綜述

1978年，我國政府實施改革開放，從此經(jīng)濟進入上升階段。在短短三十余年內(nèi)，國內(nèi)生產(chǎn)總值增長近185倍。在這令人矚目的成績背后，我國也面臨著城鄉(xiāng)收入差距擴大的局面。1978年，城鄉(xiāng)居民可支配收入比是2.57，2016年，該比值上升至2.92。

許多學者從不同角度出發(fā)探討了影響城鄉(xiāng)收入差距的因素。Lewis（1954）認為，社會可能存在二元制的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，即同時并存現(xiàn)代城鎮(zhèn)和傳統(tǒng)農(nóng)村。顯然，城鎮(zhèn)與農(nóng)村的生產(chǎn)率存在較大差異，城鄉(xiāng)收入差距因此擴大。Fan（1991）從技術進步和制度變遷兩個角度出發(fā)，解釋了我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高的原因，進而解釋了我國城鄉(xiāng)收入差距縮小的原因。高帆和汪亞楠（2016）對我國1992～2013年31個省、直轄市及自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)進行回歸，發(fā)現(xiàn)全要素生產(chǎn)率與城鄉(xiāng)收入差距之間存在“倒U型”的關系。市場需求和人力資本需求是連接兩者的重要渠道，前者被稱為結(jié)構(gòu)效應，后者被稱為規(guī)模效應。也有學者從勞動力流動的角度來解釋城鄉(xiāng)收入差距擴大的原因。John?son（2002）長期關注中國的農(nóng)村問題，指出農(nóng)村勞動力的外流有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。同時，他也承認城鄉(xiāng)收入差距的收斂還取決于農(nóng)民文化素質(zhì)等其他因素，城鄉(xiāng)收入差距擴大的局面在短期內(nèi)難以改善。

上述研究利用不同的實證方法，得到了許多具有價值的結(jié)論。綜觀前人的研究，不難發(fā)現(xiàn)過往文獻還存在以下兩個需要改進的方面：第一，缺乏對中國中部地區(qū)情況的關注；第二，忽略了機制分析，尤其是模型推導。本文對上述兩個方面做出了改進。

二、理論與機制分析

（一）城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的作用機理

城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的作用是不確定的，它同時存在收斂作用和發(fā)散作用。

收斂作用主要體現(xiàn)為回饋效應和帶動效應。回饋效應指農(nóng)村勞動力流向城市，可以獲得較高經(jīng)濟報酬，這部分資金有可能會回饋到農(nóng)村地區(qū)，帶動當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展；帶動效應指伴隨著城鎮(zhèn)消費規(guī)模以及消費水平的提高，農(nóng)村地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)有可能被帶動起來，農(nóng)產(chǎn)品供給隨市場需求增加而擴張，達到增收的效果。

發(fā)散作用主要體現(xiàn)為市場效應和外溢效應。城鎮(zhèn)信息、資本以及技術等生產(chǎn)要素比農(nóng)村地區(qū)更加豐富，城鎮(zhèn)化會加劇這些生產(chǎn)要素從農(nóng)村脫離，向城鎮(zhèn)流入。市場效應指公司在選址過程中會考慮當?shù)氐膮^(qū)位條件，城鎮(zhèn)區(qū)位條件明顯優(yōu)于農(nóng)村區(qū)位條件，因而更容易吸引企業(yè)入駐。外溢效應指人力資本從農(nóng)村向城鎮(zhèn)溢出，從欠發(fā)達地區(qū)向發(fā)達地區(qū)溢出。人力資本是地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展、居民增收的重要因素，人力資本從農(nóng)村地區(qū)外溢不利于當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展，會擴大城鄉(xiāng)收入差距。在城鎮(zhèn)化過程中，城鄉(xiāng)收入差距一般會經(jīng)歷“倒U型”曲線。在發(fā)展初期，城鎮(zhèn)部門從城鎮(zhèn)化過程中獲取的邊際效應非?？捎^，城鄉(xiāng)收入差距會被拉大。當城鎮(zhèn)化率突破閾值時，城鎮(zhèn)部門從城鎮(zhèn)化過程中獲取的邊際效應會逐漸加速遞減，城鄉(xiāng)收入差距會變小趨于均衡，具體如圖1所示。

圖1 城鎮(zhèn)化邊際效益示意圖

圖1中，a曲線表明隨著城鎮(zhèn)化推進，其釋放出來的有利于城鄉(xiāng)收入差距縮小的正向邊際量會逐漸變大；b曲線表明隨著城鎮(zhèn)化推進，其釋放出來的導致城鄉(xiāng)收入差距擴大的負向邊際量會逐漸變??；a′曲線是a曲線以橫軸為中心，翻轉(zhuǎn)過來形成的曲線。a′曲線和b曲線在縱軸上對應的差距就是城鎮(zhèn)化最終對城鄉(xiāng)收入差距的影響。當城鎮(zhèn)化率處于B點到A點之間的時候，曲線b大于曲線a′，即正向邊際量小于負向邊際量，城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)收入差距是負向相關關系；當城鎮(zhèn)化率大于A點的時候，曲線b小于曲線a′，即正向邊際量大于負向邊際量，城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)收入差距是正向相關關系。上述關系可用圖2表示。

圖2 城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的聯(lián)系

（二）城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的關系模型

1.假設與符號。

（1）假設社會存在鮮明的農(nóng)村部門（R）和城鎮(zhèn)部門（U）。城鎮(zhèn)地區(qū)居民收入在國民收入中的占比用IU來表示，農(nóng)村地區(qū)居民收入在國民收入中的比重用IR來表示，IU+IR=1。

（2）假設城鎮(zhèn)化率（P）用城鎮(zhèn)人口在常住人口中的比重來表示，居民家庭人均可支配收入用y來表示，yU和yR分別表示城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村家庭人均純收入。

（3）用泰爾指數(shù)（T）來衡量城鄉(xiāng)收入差距，忽略城鄉(xiāng)各自內(nèi)部收入差距，只考慮城鄉(xiāng)間的差距。

2.推導與命題。參考改良的城鄉(xiāng)收入差距泰爾指數(shù)進行推導：

將IU表達式代入式（1）可得：

可以對式（2）進行簡化分裂，得出式（3）：

視P為變量，其他參數(shù)視為常數(shù)，求關于泰爾指數(shù)城鎮(zhèn)化率的一階偏導：

由上式可知，存在點P?使得當P＜P?、0時，城鄉(xiāng)收入差距隨城鎮(zhèn)化推進逐步拉大；當0時，城鄉(xiāng)收入差距隨城鎮(zhèn)化推進逐步縮小。因此，可以提出以下命題：

城鄉(xiāng)收入差距和城鎮(zhèn)化之間呈現(xiàn)出“倒U型”關系。在城鎮(zhèn)化初期，城鄉(xiāng)收入差距會被拉大；在鎮(zhèn)化中后期，城鄉(xiāng)收入差距會逐漸縮小，形成均衡狀態(tài)。目前，中部地區(qū)正處于城鎮(zhèn)化率急速上升時期，城鄉(xiāng)收入差距和城鎮(zhèn)化率應呈現(xiàn)出同向變化關系。

三、實證分析

（一）模型與設定

根據(jù)理論分析，城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間存在庫茲涅茨曲線特征，因而將城鎮(zhèn)化率平方項引入模型中。被解釋變量是城鄉(xiāng)收入差距，核心解釋變量是城鎮(zhèn)化率和城鎮(zhèn)化率平方，控制變量包括社會保障程度（PROTE）、土地財政依賴程度（LAND）以及政府干預程度（GOV），具體模型設定如下：

其中：下標i=1，2，…，6分別表示中部六?。籺表示時間變量，從1999～2016年；ηi表示不隨時間變化而改變的個體效應；εit表示與解釋變量沒有任何關系的隨機擾動項；Xit表示一系列控制變量。

城鄉(xiāng)收入差距（GAP）采用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村家庭人均純收入比來衡量；城鎮(zhèn)化率（CITY）用城鎮(zhèn)人口與常住人口的比值來計算；城鎮(zhèn)化率平方（CITY2）就是城鎮(zhèn)化率的平方項；社會保障程度（PROTE）用社會保障和就業(yè)支出在當?shù)刎斦傊С鲋械谋戎睾饬?。土地財政依賴程度（LAND）用省級政府收取的土地增值稅占省級政府財政收入的比重來衡量。政府干預程度（GOV）用財政支出占當?shù)厣a(chǎn)總值的比重來衡量。

本文數(shù)據(jù)的時間跨度為1999～2016年。所有數(shù)據(jù)均來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。所有指標剔除通貨膨脹影響，并取自然對數(shù)避免異方差問題。

（二）實證結(jié)果與穩(wěn)健性分析

1.實證結(jié)果。從表1可知，回歸結(jié)果還是令人滿意的。在混合模型估計中，基準模型城鎮(zhèn)化率是正向符號，城鎮(zhèn)化率平方是負向符號，在1%置信水平上顯著。加入控制變量后，城鎮(zhèn)化率和城鎮(zhèn)化率平方的符號都沒有發(fā)生改變，仍在1%的置信水平上顯著，社會保障水平、土地財政依賴程度以及政府干預程度也在1%的置信水平上顯著?？蓻Q系數(shù)從0.2454上升到0.5439。

表1 面板模型回歸結(jié)果

在固定效應估計中，基準模型城鎮(zhèn)化率為正向符號，城鎮(zhèn)化率平方為負向符號。加入控制變量后，城鎮(zhèn)化率和城鎮(zhèn)化率平方的符號沒有發(fā)生改變，可決系數(shù)從0.5757上升到0.6835。在隨機效應估計中，基準模型城鎮(zhèn)化率是正向符號，城鎮(zhèn)化率平方項是負向符號，都在1%的置信水平上顯著。加入控制變量后，城鎮(zhèn)化率和城鎮(zhèn)化率平方項的符號沒有發(fā)生改變，社會保障水平、土地財政依賴程度以及政府干預程度都在置信水平1%的條件下顯著，可決系數(shù)也從0.3319上升到0.5439。綜上所述，城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距存在“倒U型”關系。加入控制變量后，各變量的顯著性水平都有較大提高，可決系數(shù)也大幅上升。

中部城鎮(zhèn)化水平還處于起步階段。這段時期內(nèi)，城鎮(zhèn)化的負面效應是大于正面效應的。當發(fā)展到一定時期，中部地區(qū)城鎮(zhèn)化率越過了閾值，城鎮(zhèn)化的正面效應會遠遠大于負面效應。我國政府的財政支出是存在嚴重的城鎮(zhèn)化偏向的，尤其是社會保障性支出。社會保障水平和政府干預程度始終都與城鄉(xiāng)收入差距保持正向關系就是最有利的證明，并且社會保障水平的影響系數(shù)是大于政府干預程度影響系數(shù)的。土地財政依賴程度可以反映地方政府對待土地問題的態(tài)度。在城鄉(xiāng)土地二元制的情況下，地方政府更有可能征用農(nóng)業(yè)用地用于商業(yè)開發(fā)。農(nóng)業(yè)用地的征用價格便宜，征用難度小，地方政府可以在農(nóng)村地區(qū)土地的征用過程中獲取土地出讓金來維持自身財政平衡，有力地配合了城市擴張。

2.穩(wěn)健性分析。這里的城鄉(xiāng)收入指標用城鎮(zhèn)居民家庭平均每人全年可支配收入與農(nóng)村居民家庭平均每人全年純收入之比來衡量。依據(jù)凱恩斯消費函數(shù)可知，收入與消費之間存在緊密聯(lián)系。城鄉(xiāng)收入差距指標可以用城鄉(xiāng)消費差距指標來代替，一般表示為城鎮(zhèn)居民人均消費支出與農(nóng)村居民人均消費支出之比。這里用城鄉(xiāng)消費差距指標作為檢驗模型穩(wěn)定性的替代指標。從表2可知，城鎮(zhèn)化率和城鎮(zhèn)化率平方與城鄉(xiāng)消費差距保持著“倒U型”關系，并且都在置信水平為1%的條件下顯著成立。加入控制變量后，城鎮(zhèn)化率和城鎮(zhèn)化率平方的系數(shù)、顯著性水平以及符號都沒有太大變化，可決系數(shù)卻出現(xiàn)了較大幅度的提升。對于控制變量，社會保障水平、土地財政依賴程度以及政府干預程度的顯著性都出現(xiàn)了不同程度降低?？偟膩砜?，替換了被解釋變量的面板數(shù)據(jù)在各個模型當中，核心解釋變量的符號和顯著性都沒有發(fā)生變化，足見其具有穩(wěn)健性。

表2 替代指標穩(wěn)健性分析

上述模型有可能出現(xiàn)內(nèi)生性問題，因而需用二階段最小二乘法（2SLS）再回歸，觀察在克服了數(shù)據(jù)內(nèi)生性的情況下，模型參數(shù)是否出現(xiàn)較大波動。出于簡約需求，只對固定效應和隨機效應的基準模型與對照模型進行回歸。

從表3可知，城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距之間仍然保持著穩(wěn)定的“倒U型”關系，符號沒有發(fā)生顯著改變，置信水平也處于1%的水平。部分控制變量雖不顯著，但模型總體通過檢驗。結(jié)合上述檢驗，可知城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距之間的“倒U型”關系較為穩(wěn)定，而控制變量會隨著估計方法和模型設定的不同發(fā)生波動，說明控制變量的選擇還存在改進的空間。

表3 2SLS穩(wěn)健性分析

四、結(jié)論與政策建議

通過上述分析可知，中部地區(qū)城鎮(zhèn)化率和城鄉(xiāng)收入差距之間存在著明顯的“倒U型”關系。在城鎮(zhèn)化初期，城鎮(zhèn)化率的提高會擴大城鄉(xiāng)收入差距，越過閾值后城鄉(xiāng)收入差距會進入收斂區(qū)域。政府應及時調(diào)整城鎮(zhèn)化政策，不僅要重視城鎮(zhèn)化的速度，更要追求城鎮(zhèn)化的質(zhì)量，充分發(fā)揮反饋效應和帶動效應，降低城鎮(zhèn)化過程中的負面效應。針對以上結(jié)論，給出如下政策措施：

第一，堅定不移地支持中央城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，推進中部地區(qū)城鎮(zhèn)化進程。城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距之間是“倒U型”關系，即在初期是正向相關關系，在中后期是反向相關關系。地方政府應堅持城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，推動中部地區(qū)城鎮(zhèn)化率盡快越過閾值點，進入下降通道。暫緩城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，會導致中部地區(qū)長期處于“倒U型”的前半段，并不利于中部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的縮小。

第二，重視城鎮(zhèn)化的質(zhì)量，減小城鎮(zhèn)化推進過程中的負面效應。在城鎮(zhèn)化初期，城鎮(zhèn)化率會拉大城鄉(xiāng)收入差距。這是一種正?，F(xiàn)象，但并不代表政府可以忽視這個問題。城鎮(zhèn)化策略不僅意味著重視城鎮(zhèn)化的速度，還意味著應該重視城鎮(zhèn)化發(fā)展的質(zhì)量。過快過粗的城鎮(zhèn)化會削減正向邊際效用，給社會帶來巨大的負面影響。重視城鎮(zhèn)化發(fā)展的質(zhì)量，可以調(diào)整反饋效應、帶動效應、市場效應以及溢出效應的效用，減小對城鄉(xiāng)收入差距帶來的負面影響。當城鎮(zhèn)化率突破閾值時，高質(zhì)量的城鎮(zhèn)化將有助于積極效應的發(fā)揮。

第三，完善地方政府考核機制，平衡短期利益和長期利益，達到均衡狀態(tài)。地方政府的短視行為和城鎮(zhèn)化偏向是不合理的考核機制激勵下的結(jié)果。通過考核機制的合理化，可以有效改善被扭曲的經(jīng)濟福利，降低城鎮(zhèn)化偏向，引導財政資源向更合理的區(qū)域配置，發(fā)揮調(diào)節(jié)資源的作用，縮小城鄉(xiāng)收入差距。

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F224 【文獻標識碼】A 【文章編號】1004-0994（2017）33-0114-5

國家社會科學基金項目“收入差距擴大的誘因、影響和控制對策研究”（項目編號：12BJY033）

作者單位：1.武漢理工大學經(jīng)濟學院，武漢430070；2.武漢大學醫(yī)學部，武漢430070