中國(guó)市場(chǎng)化改革與城鄉(xiāng)居民收入相對(duì)不平等
——基于中國(guó)地區(qū)面板數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)*

顏長(zhǎng)春，劉長(zhǎng)庚

(湘潭大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411105)

一、引言

研究市場(chǎng)化改革對(duì)城鄉(xiāng)居民收入不平等及分項(xiàng)收入不平等有助于解釋我國(guó)居民收入不平等的深層次原因。長(zhǎng)期以來(lái)偏城市化政策下的市場(chǎng)化改革造成了城鄉(xiāng)市場(chǎng)、制度、環(huán)境的二元分割,使得城鄉(xiāng)居民收入不平等進(jìn)一步惡化。我國(guó)市場(chǎng)化改革涉及金融、土地、國(guó)有企業(yè)、進(jìn)出口、貨幣等多個(gè)方面，已有研究主要圍繞上述方面對(duì)居民收入不平等的影響展開，從收入結(jié)構(gòu)角度去探求市場(chǎng)化改革影響收入不平等的研究頗為少見。從目前我國(guó)市場(chǎng)化改革幾個(gè)方面來(lái)看，金融市場(chǎng)化過(guò)程中階層性貧富差距加劇，同時(shí)金融抑制政策下的資本收入轉(zhuǎn)移導(dǎo)致居民財(cái)產(chǎn)收入遭到侵蝕[1]5-16。在二元結(jié)構(gòu)中，金融市場(chǎng)化改革推進(jìn)城市化進(jìn)程中對(duì)農(nóng)村居民的收入具有抑制作用，對(duì)城市居民收入?yún)s反之[2]39-42。理論上，金融市場(chǎng)化能通過(guò)信貸支持改變農(nóng)戶初始稟賦進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)[3]33-45，現(xiàn)實(shí)中資金轉(zhuǎn)移、產(chǎn)業(yè)間的投資對(duì)農(nóng)戶信貸產(chǎn)生不同程度的抑制作用，加之農(nóng)戶對(duì)利息的敏感性也使得大量正規(guī)貸款被富裕農(nóng)戶獲得，從而限制農(nóng)戶增收。

已有研究集中分析市場(chǎng)化改革的某個(gè)方面對(duì)城鄉(xiāng)收入不平等的異質(zhì)性影響，對(duì)存在的異質(zhì)性影響的結(jié)構(gòu)性原因的解釋力不足。本文的突破在于：第一，在揭示市場(chǎng)化改革對(duì)城鄉(xiāng)居民收入不平等異質(zhì)性影響的基礎(chǔ)上揭示存在的結(jié)構(gòu)性原因；第二，本文采用面板數(shù)據(jù)回歸、工具變量回歸、極大似然估計(jì)對(duì)我國(guó)1996—2015年省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析與穩(wěn)健性檢驗(yàn),擬揭示我國(guó)市場(chǎng)化改革進(jìn)程中城鄉(xiāng)收入不平等的深層次原因。

二、指標(biāo)選取與模型設(shè)計(jì)

從《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中收入統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可知，我國(guó)居民的收入總量中工資性收入和轉(zhuǎn)移性收入占比較高，經(jīng)營(yíng)性收入的比重處于比較低的水平，財(cái)產(chǎn)性收入存在被低估的可能性，其比重同樣較低，我國(guó)居民收入不平等存在深層次的結(jié)構(gòu)性原因。為此本文構(gòu)建城鄉(xiāng)居民收入不平等指數(shù)，并對(duì)城鄉(xiāng)居民總收入不平等進(jìn)行分解，具體計(jì)算過(guò)程如下：

(1)

(2)

將式(2)代入式(1)得到：

(3)

從上述測(cè)算公式可知，城鄉(xiāng)居民的收入相對(duì)不平等同時(shí)受到分項(xiàng)收入不平等系數(shù)和城鄉(xiāng)居民各分項(xiàng)收入占各自總收入的比重的影響。城鄉(xiāng)居民總量收入不平等與各分項(xiàng)收入在城鄉(xiāng)居民之間的平均分配程度、不平等程度及收入結(jié)構(gòu)有關(guān)?？梢娔稠?xiàng)收入的不平等程度較高，但是收入占比較低，使得該項(xiàng)收入對(duì)城鄉(xiāng)收入不平等的貢獻(xiàn)程度也可能較低，反之亦然。

根據(jù)理論分析，本文分別采用金融發(fā)展、通貨膨脹、開放程度、外資水平、國(guó)有化率及土地協(xié)議出讓比例來(lái)度量市場(chǎng)化改革，采用地區(qū)存款/GDP、貸款/GDP、存貸比、直接融資占比四個(gè)金融發(fā)展指標(biāo)表示金融市場(chǎng)化改革；采用CPI定基指數(shù)變化率表示貨幣市場(chǎng)化；采用地區(qū)實(shí)際使用外資與GDP的比值、進(jìn)出口占比表示開放程度。本文進(jìn)一步控制包括地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城市化率、人力資本水平、社會(huì)撫養(yǎng)比、政府干預(yù)等因素。其中，采用城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)與省份總就業(yè)人數(shù)表示城市化率；采用人均GDP的對(duì)數(shù)一次項(xiàng)和二次項(xiàng)來(lái)表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，旨在檢驗(yàn)居民收入不平等是否與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈kuznets倒“U”型關(guān)系；采用當(dāng)?shù)卣卺t(yī)療、衛(wèi)生、教育方面的支出占總財(cái)政支出的比重表示政府干預(yù)。政府公共服務(wù)供給與轉(zhuǎn)移支付在很大程度上影響著居民的收入水平，交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)促進(jìn)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口工資性收入。變量描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1變量描述性統(tǒng)計(jì)

變量名VariableNMeanStd. Dev.MinMax城鄉(xiāng)收入不平等equa5881.1480.2750.4182.017工資性收入不平等WQ5852.3261.2880.29714.216經(jīng)營(yíng)性收入不平等OIn584-20.728114.391-1 160.67492.304財(cái)產(chǎn)性收入不平等pIn5850.9761.512-9.77213.180轉(zhuǎn)移性收入不平等tIn5853.7441.921-1.03718.979金融發(fā)展sDp589235.6571 566.6930.30011 s854.9lDp5891.0540.3400.3072.585dFn4340.1210.1060.0000.701通貨膨脹cpi5890.0260.031-0.0320.297國(guó)有化率sWn5890.4720.2070.0360.899開放程度imPt5890.1520.2330.0041.419國(guó)有資產(chǎn)利潤(rùn)率pOS4960.0430.036-0.0130.276外資水平fdi5860.0300.0290.0000.169土地市場(chǎng)化land3720.3350.2760.0060.964經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平eDp5899.5950.8797.62511.564城市化率Urb5890.3700.1540.1190.877人力資本水平huCl5580.2070.0990.0040.612撫養(yǎng)比older5870.1150.0260.0610.219young5880.2830.0920.0960.578政府干預(yù)gov5890.2480.0410.1270.347

根據(jù)不同指標(biāo)的缺失情況和盡量獲得較多的研究樣本，本文選取1996—2015年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)作為研究區(qū)間，構(gòu)建以下分析模型：

equait=C+∑(αit*Xit)+∑(βit*Zit)+ηit+εit

(4)

(5)

三、市場(chǎng)化改革影響城鄉(xiāng)收入不平等的整體效應(yīng)

由于土地市場(chǎng)化、金融發(fā)展的樣本量較少，在實(shí)證分析中采用逐步回歸進(jìn)行檢驗(yàn)。表2中Hausman檢驗(yàn)結(jié)果為負(fù)，說(shuō)明選擇隨機(jī)效應(yīng)模型更合理，模型適應(yīng)性檢驗(yàn)表明所有變量的系數(shù)不同時(shí)為0，在隨機(jī)效應(yīng)基礎(chǔ)上給出了極大似然估計(jì)結(jié)果。表2中極大似然估計(jì)結(jié)果中存款比的系數(shù)顯著為正，但是非常小，貸款比系數(shù)不顯著，說(shuō)明地區(qū)存款占GDP比例越高越會(huì)導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入不平等的惡化。當(dāng)通貨膨脹率提高1個(gè)百分點(diǎn)，城鄉(xiāng)收入不平等的程度將進(jìn)一步加劇0.604個(gè)百分點(diǎn)。國(guó)有化改革系數(shù)均為正，且在方程1*文中提到的方程均是以相關(guān)解釋變量替換模型(4)或(5)中的Xit而建立，故沒(méi)有一一列出。中在0.05水平上顯著，說(shuō)明國(guó)有化程度越高會(huì)導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入不平等越嚴(yán)重。地區(qū)開放程度的兩個(gè)變量的系數(shù)呈現(xiàn)出相反的影響機(jī)制，其中進(jìn)出口占比的系數(shù)顯著為正，地區(qū)外資水平系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明地區(qū)進(jìn)出口水平成為擴(kuò)大收入不平等的重要原因，外資水平則有助于縮小城鄉(xiāng)不平等，可見外資流入為地區(qū)的剩余勞動(dòng)力提供了就業(yè)崗位，同時(shí)有助于提升地區(qū)市民化水平。政府干預(yù)的系數(shù)顯著為負(fù)，當(dāng)政府干預(yù)提高一個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入不平等縮小0.879個(gè)百分點(diǎn)，可見政府干預(yù)成為有效縮小城鄉(xiāng)收入不平等的方式。

從控制變量來(lái)看，地區(qū)居民消費(fèi)能力或發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入不平等呈現(xiàn)顯著的倒“U”型關(guān)系；地區(qū)城市化系數(shù)(Urb)顯著為負(fù)，可見城市化進(jìn)程有助于改善城鄉(xiāng)收入不平等。

表2 市場(chǎng)化改革與城鄉(xiāng)收入相對(duì)不平等

注：t statistics in parenthe ses，*p<0.1,**p<0.05, ***p<0.01。

表3 土地市場(chǎng)化與城鄉(xiāng)居民收入不平等的實(shí)證結(jié)果

注：t statistics in parenthe ses，* p<0.1, ** p<0.05, ***p<0.01。

值得注意的是，表2中老年撫養(yǎng)比、少兒撫養(yǎng)比系數(shù)分別顯著為正和負(fù)，說(shuō)明老年撫養(yǎng)率越高會(huì)加劇城鄉(xiāng)居民收入的不平等，少兒撫養(yǎng)比有助于縮小城鄉(xiāng)收入不平等。人口撫養(yǎng)率發(fā)生變化必然導(dǎo)致居民收入不平等發(fā)生變化，但是如果社會(huì)整體福利水平逐步提高，社會(huì)撫養(yǎng)比例增加并不會(huì)導(dǎo)致收入不平等的惡化，我國(guó)老齡化趨勢(shì)是我國(guó)人口結(jié)構(gòu)正在經(jīng)歷的過(guò)程，實(shí)際上在我國(guó)城市化進(jìn)程中城鄉(xiāng)分割的局面正在逐步改善，收入再分配的公平與效率也會(huì)進(jìn)一步提升，現(xiàn)有公共政策和再分配政策應(yīng)該更加重視城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下老齡化加劇城鄉(xiāng)居民收入不平等的問(wèn)題。

表3是土地市場(chǎng)化與城鄉(xiāng)收入不平等的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，方程擬合程度達(dá)到0.42以上，且均通過(guò)模型適應(yīng)性檢驗(yàn)。土地市場(chǎng)化系數(shù)顯著為負(fù)，表明在土地市場(chǎng)化改革過(guò)程中土地協(xié)議交易量的增加有助于改善城鄉(xiāng)收入不平等。穩(wěn)健性檢驗(yàn)中的極大似然估計(jì)結(jié)果與隨機(jī)效應(yīng)模型結(jié)果保持一致，采用滯后一期的土地協(xié)議出讓比例作為工具變量進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)土地市場(chǎng)指數(shù)的系數(shù)還是負(fù)數(shù)，說(shuō)明基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。人力資本存量和直轄市虛擬變量的系數(shù)變化，說(shuō)明地區(qū)人力資本存量的提升有助于縮小城鄉(xiāng)收入不平等。

表4分別采用存貸比和存貸和兩個(gè)變量替換金融發(fā)展變量，并進(jìn)行相應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)，存貸比的系數(shù)顯著為正，系數(shù)值為0.000 01，說(shuō)明存貸比例越高會(huì)惡化城鄉(xiāng)收入不平等，但其影響較小。工具變量回歸和極大似然估計(jì)結(jié)果同樣與固定效應(yīng)回歸保持一致。表4中極大似然估計(jì)與采用滯后一期作為工具變量的結(jié)果都是顯著為正，說(shuō)明地區(qū)存貸總額占GDP比重越大越會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入不平等。

地區(qū)經(jīng)濟(jì)開放程度與我國(guó)城市化、工業(yè)化進(jìn)程密切相關(guān)，因此地區(qū)開放程度可能與城鄉(xiāng)收入相對(duì)不平等互為因果關(guān)系，即城鄉(xiāng)收入不平等在一定程度上影響了地區(qū)開放程度。該部分采用進(jìn)出口占比、外資比重的滯后項(xiàng)作為工具變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)(見表5)。方程1、方程2中工具變量系數(shù)顯著為正，說(shuō)明進(jìn)出口的確在一定程度上擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入不平等；方程3、方程4中工具變量系數(shù)都是負(fù)數(shù)，但是僅有方程3中隨機(jī)效應(yīng)模型中工具變量系數(shù)在0.1的水平上顯著，與表2保持一致，說(shuō)明“地區(qū)外資水平的提高改善了城鄉(xiāng)居民收入不平等”的結(jié)論同樣是穩(wěn)健的。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)(1)——替換變量與工具變量

注：t statistics inparenthe ses，* p<0.1, **p<0.05, ***p<0.01。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)(4)——工具變量

注：方程1、方程2中()表示Standard errors in parentheses；方程3、方程4中()表示t statistics in parentheses；*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。

四、市場(chǎng)化改革影響城鄉(xiāng)居民分項(xiàng)收入不平等的結(jié)構(gòu)效應(yīng)

該部分同樣采用逐步回歸來(lái)實(shí)證檢驗(yàn)市場(chǎng)化改革影響收入不平等的結(jié)構(gòu)效應(yīng)。表7～9中方程1～4的被解釋變量分別為城鄉(xiāng)居民工資性收入不平等、經(jīng)營(yíng)性收入不平等、財(cái)產(chǎn)性收入不平等及轉(zhuǎn)移性收入不平等，通過(guò)hausman檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)采用隨機(jī)效應(yīng)模型優(yōu)于固定效應(yīng)模型。*該部分沒(méi)有給出固定效應(yīng)結(jié)果(檢驗(yàn)過(guò)程和數(shù)據(jù)備索)。

表6中，方程3中貸款比的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明采用貸款占GDP比重表示金融發(fā)展具有擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入不平等的效應(yīng)，但是對(duì)其他分項(xiàng)收入不平等的影響存在不確定性。貨幣市場(chǎng)化對(duì)分項(xiàng)收入不平等影響存在不確定性。方程1、方程2和方程4中國(guó)有化率的系數(shù)顯著，說(shuō)明國(guó)有化率越高越不利于縮小城鄉(xiāng)居民工資性收入不平等和轉(zhuǎn)移性收入不平等，對(duì)財(cái)產(chǎn)性收入、經(jīng)營(yíng)性收入不平等的影響存在不確定性。地區(qū)開放程度的系數(shù)顯著，其中地區(qū)進(jìn)出口占比越高會(huì)加劇城鄉(xiāng)居民經(jīng)營(yíng)性收入不平等，同時(shí)具有縮小城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入不平等的效應(yīng)；地區(qū)外資水平(FDI)對(duì)城鄉(xiāng)收入不平等的影響存在不確定性。

從控制變量來(lái)看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平一次項(xiàng)(eDp)都是顯著為負(fù)，二次項(xiàng)(eDp2)都是顯著為正，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與城鄉(xiāng)居民的工資性收入不平等、經(jīng)營(yíng)性收入不平等呈“U”型關(guān)系，方程4中一次項(xiàng)(eDp)系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有助于縮小城鄉(xiāng)居民轉(zhuǎn)移性收入不平等；地區(qū)人力資本存量的系數(shù)分別顯著為負(fù)和正，說(shuō)明隨著地區(qū)人力資本的提高有助于縮小經(jīng)營(yíng)性收入不平等。從人口結(jié)構(gòu)來(lái)看，說(shuō)明老齡化趨勢(shì)可能使得城鄉(xiāng)居民四種分項(xiàng)收入不平等加劇，但是存在不確定性；少兒撫養(yǎng)比的系數(shù)在所有方程中都是正數(shù)，說(shuō)明地區(qū)少兒撫養(yǎng)比越高會(huì)拉大城鄉(xiāng)居民的工資性收入和財(cái)產(chǎn)性收入不平等。

表7中土地市場(chǎng)化的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明地區(qū)土地協(xié)議出讓比例越高越會(huì)導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入不平等加劇，對(duì)其他分項(xiàng)收入不平等的影響卻存在不確定性；城市化進(jìn)程會(huì)加劇城鄉(xiāng)居民工資性收入不平等，但有助于改善經(jīng)營(yíng)性收入不平等；提升地區(qū)人力資本存量有助于城鄉(xiāng)居民工資性收入不平等改善；地區(qū)老齡化人口比例越高會(huì)加劇城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入不平等，可能原因是二元結(jié)構(gòu)下城市人口的財(cái)產(chǎn)代際轉(zhuǎn)移和農(nóng)村財(cái)產(chǎn)性收入較低加劇了這種不平等，在土地市場(chǎng)化程度較高的地區(qū)少兒撫養(yǎng)比有助于縮小城鄉(xiāng)轉(zhuǎn)移性收入不平等。

表8中國(guó)有企業(yè)利潤(rùn)率指標(biāo)的系數(shù)顯著為正，地區(qū)國(guó)有企業(yè)利潤(rùn)上升1個(gè)百分點(diǎn)，城鄉(xiāng)居民的工資性收入不平等會(huì)加劇3.65個(gè)百分點(diǎn)；國(guó)有企業(yè)利潤(rùn)率系數(shù)顯著為負(fù)，國(guó)有企業(yè)效益的提升具有改善城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入不平等的效應(yīng)。值得注意的是政府干預(yù)、城市化率的顯著為正，說(shuō)明國(guó)有企業(yè)利潤(rùn)越高的地區(qū)，政府干預(yù)、城市化進(jìn)程具有顯著擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民轉(zhuǎn)移性收入不平等的效應(yīng)；在控制國(guó)有企業(yè)改革后地區(qū)老齡化趨勢(shì)具有擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民工資性收入不平等的效應(yīng)。

表6 市場(chǎng)化改革與分項(xiàng)收入不平等

注：t statistics in parentheses，*p<0.1, **p<0.05, ***p<0.01。

表9中直接融資占比系數(shù)顯著為正，表明金融市場(chǎng)化改革過(guò)程中直接融資具有顯著地?cái)U(kuò)大城鄉(xiāng)居民工資性收入的效應(yīng)，提高直接融資比例對(duì)其他城鄉(xiāng)分項(xiàng)收入不平等存在不確定性的影響。在控制直接融資比例后，政府干預(yù)具有顯著改善城鄉(xiāng)居民工資性收入不平等的效應(yīng)。其他控制變量系數(shù)與顯著程度未出現(xiàn)實(shí)質(zhì)的變化，表明實(shí)證分析是穩(wěn)健的。

表7 土地市場(chǎng)化改革與城鄉(xiāng)居民分項(xiàng)收入不平等

注：t statistics in parentheses，*p<0.1, **p<0.05, ***p<0.01。

注：t statistics in parentheses，* p<0.1, ** p<0.05, *** p<0.01。

表9 金融結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)居民分項(xiàng)收入不平等

注：t statistics in parentheses，* p<0.1, ** p<0.05, *** p<0.01。

五、結(jié)論

本文系統(tǒng)研究了市場(chǎng)化改革影響城鄉(xiāng)收入不平等的整體效應(yīng)與結(jié)構(gòu)效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：金融市場(chǎng)化改革對(duì)收入不平等具有拉大的作用。這主要是偏城市化與偏富人的金融授信方式，導(dǎo)致資源以馬態(tài)效應(yīng)的方式進(jìn)一步集中。由此金融改革應(yīng)注重政策傾斜扶持。

國(guó)有化程度越高會(huì)導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入不平等越嚴(yán)重，不利于改善城鄉(xiāng)居民工資性收入不平等和轉(zhuǎn)移性收入不平等。在國(guó)有企業(yè)利潤(rùn)率越高的地區(qū)，城鄉(xiāng)居民工資性收入不平等更嚴(yán)重。

地區(qū)進(jìn)出口水平成為擴(kuò)大收入不平等的重要原因，外資水平則有助于縮小城鄉(xiāng)不平等。地區(qū)進(jìn)出口占比越高會(huì)加劇城鄉(xiāng)居民經(jīng)營(yíng)性收入不平等，同時(shí)具有縮小城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入不平等的效應(yīng)。

土地市場(chǎng)化改革過(guò)程中土地協(xié)議交易量的增加有助于改善城鄉(xiāng)收入不平等，同時(shí)導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入不平等加劇。

老年撫養(yǎng)比越高會(huì)導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入不平等程度加劇，進(jìn)一步惡化城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入不平等。地區(qū)少兒撫養(yǎng)比越高有助于縮小城鄉(xiāng)收入不平等，也會(huì)加劇城鄉(xiāng)居民的工資性收入和財(cái)產(chǎn)性收入不平等。這與我國(guó)城鄉(xiāng)分割的經(jīng)濟(jì)環(huán)境、制度環(huán)境密切相關(guān)，在我國(guó)城市化進(jìn)程中城鄉(xiāng)分割的局面正在逐步改善，收入再分配的公平與效率也會(huì)進(jìn)一步提升，現(xiàn)有公共政策和再分配政策應(yīng)該更加重視城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下老齡化加劇城鄉(xiāng)居民不平等的問(wèn)題。

本文研究還發(fā)現(xiàn)政府干預(yù)成為有效縮小城鄉(xiāng)收入不平等的方式，政府干預(yù)具有顯著擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民轉(zhuǎn)移性收入不平等和顯著改善城鄉(xiāng)居民工資性收入不平等的效應(yīng)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入不平等、工資性收入不平等、經(jīng)營(yíng)性收入不平等呈現(xiàn)顯著的倒“U”型關(guān)系。