洪 麗，尹 康

（1.武漢大學(xué) a.社會保障研究中心，b.政治與公共管理學(xué)院，湖北 武漢 430072；2.湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院 經(jīng)濟(jì)學(xué)系，湖北 武漢 430205；3.上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)與管理學(xué)院，上海 200433）

【統(tǒng)計(jì)理論與方法】

中國城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點(diǎn)測度
——基于東、中、西部地區(qū)省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

洪 麗1a,1b，尹 康2，3

（1.武漢大學(xué) a.社會保障研究中心，b.政治與公共管理學(xué)院，湖北 武漢 430072；2.湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院 經(jīng)濟(jì)學(xué)系，湖北 武漢 430205；3.上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)與管理學(xué)院，上海 200433）

基于中國2000—2011年省際面板數(shù)據(jù)，分析城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響及其地區(qū)差異，結(jié)果發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化的推進(jìn)使中國城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)先擴(kuò)大后縮小的“倒U型”規(guī)律，拐點(diǎn)出現(xiàn)在城鎮(zhèn)化率為46.07%的時(shí)候，約在2009年出現(xiàn)。同時(shí)，由于中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展和城鎮(zhèn)化進(jìn)程的不平衡性，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在顯著的地區(qū)差異。在東部地區(qū)，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響也顯著呈“倒U型”，不過其拐點(diǎn)與全國相比出現(xiàn)在更早的時(shí)期和城鎮(zhèn)化水平更高的位置；在中、西部地區(qū)，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”影響并不顯著，中部地區(qū)顯著處于城鎮(zhèn)化擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距的階段，其“倒U型”拐點(diǎn)尚未出現(xiàn)，而西部地區(qū)有效縮小城鄉(xiāng)收入差距的轉(zhuǎn)折點(diǎn)可能會出現(xiàn)的更晚。

城鎮(zhèn)化；城鄉(xiāng)收入差距；“倒U型”曲線；拐點(diǎn)；系統(tǒng)GMM估計(jì)

一、文獻(xiàn)綜述

黨的十八大報(bào)告提出：“要加大統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展力度，增強(qiáng)農(nóng)村發(fā)展活力，逐步縮小城鄉(xiāng)差距，促進(jìn)城鄉(xiāng)共同繁榮”。十八屆三中全會也指出，要“努力縮小城鄉(xiāng)、區(qū)域、行業(yè)收入分配差距，逐步形成橄欖型分配格局”， 同時(shí)提出，“堅(jiān)持走中國特色新型城鎮(zhèn)化道路，推進(jìn)以人為核心的城鎮(zhèn)化，……促進(jìn)城鎮(zhèn)化和新農(nóng)村建設(shè)協(xié)調(diào)推進(jìn)”。根據(jù)劉易斯、托達(dá)羅的二元經(jīng)濟(jì)理論，城鎮(zhèn)化過程中伴隨著農(nóng)村剩余勞動力從農(nóng)村向城市流動，將對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生重要影響。那么，中國是否可實(shí)現(xiàn)“推進(jìn)城鎮(zhèn)化的同時(shí)有效縮小城鄉(xiāng)收入差距”的目標(biāo)呢？城鎮(zhèn)化的推進(jìn)與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系在東、中、西部地區(qū)有何區(qū)別呢？弄清中國城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系及其地區(qū)差異，將對中國的統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展及城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略都具有重要意義。

關(guān)于城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系的研究，最早可以追溯到Lewis、Kuznets等人的研究。Lewis在其二元經(jīng)濟(jì)模型中指出，在城市化過程中，伴隨著勞動力由農(nóng)村向城市流動，城鄉(xiāng)收入差距先擴(kuò)大后縮小[1]。Kuznets認(rèn)為，在工業(yè)化發(fā)展的不同階段，城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響效果截然不同[2]。而Todaro認(rèn)為，在二元經(jīng)濟(jì)中，只要存在著城鄉(xiāng)期望收入差距, 勞動力就會流動，而勞動力的流動則會通過要素報(bào)酬的均等化縮小城鄉(xiāng)收入差距[3]。此后，一些學(xué)者利用兩部門模型從理論上證明了城市化與城鄉(xiāng)收入差距呈“倒U 型”關(guān)系，認(rèn)為在城市化初始階段，首先是農(nóng)村人口中少數(shù)具備較高勞動技能和資本的人群進(jìn)入城市部門，致使城鄉(xiāng)收入差距逐漸擴(kuò)大，隨著更多農(nóng)村人口流入城市，農(nóng)業(yè)勞動力的相對稀缺性不斷加劇，農(nóng)業(yè)勞動報(bào)酬開始增加，城鄉(xiāng)收入差距轉(zhuǎn)向縮小，總體呈現(xiàn)城市化與城鄉(xiāng)收入差距為“倒U型”的變化趨勢[4-7]。

國外這些研究大多從經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一般規(guī)律出發(fā)，少有研究聯(lián)系中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際，對中國城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系進(jìn)行分析和檢驗(yàn)。那么，中國城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距是否呈“倒U型”關(guān)系，拐點(diǎn)又何時(shí)到來呢？還是中國城鎮(zhèn)化具有顯著地縮小或擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距的作用？國內(nèi)一些學(xué)者采用中國的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，對中國城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系展開了相關(guān)研究，研究方法主要采用面板數(shù)據(jù)分析或基于時(shí)序數(shù)據(jù)的VAR模型及協(xié)整分析，研究結(jié)論則存在較大分歧。目前主要存在三種不同的觀點(diǎn)：一是認(rèn)為城鎮(zhèn)化縮小了城鄉(xiāng)收入差距。陸銘和陳釗基于1987—2001年的省際面板數(shù)據(jù)，采用工具變量的方法，首次從實(shí)證的角度分析了中國城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響，結(jié)果顯示城市化對降低統(tǒng)計(jì)上的城鄉(xiāng)收入差距有顯著的作用[8]。毛其淋利用中國1995—2008年的省際面板數(shù)據(jù), 基于系統(tǒng)廣義矩方法研究發(fā)現(xiàn)，城市化水平是縮小中國城鄉(xiāng)收入差距的重要因素[9]。孫永強(qiáng)、曹裕等也發(fā)現(xiàn)，中國城市化有利于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距[10-11]。二是認(rèn)為城鎮(zhèn)化推動了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。林毅夫、劉明興利用中國28 個(gè)省1978—1997年間的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)城市化的程度對城鄉(xiāng)收入差距存在正的影響[12]。程開明和李金昌利用中國1978—2004 年的時(shí)序數(shù)據(jù)，基于VAR模型分析發(fā)現(xiàn)，城市化與城市偏向是造成城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的原因[13]。三是認(rèn)為城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響非簡單的正效應(yīng)或負(fù)效應(yīng)。周云波利用兩部門模型研究發(fā)現(xiàn)，改革開放以來的中國城市化是導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距呈“倒U型”變化的主要原因，且指出中國總體收入差距在2006—2009年迎來“倒U型”曲線的拐點(diǎn)[14]。莫亞琳和張志超則利用中國1995—2006年的省際數(shù)據(jù)進(jìn)行動態(tài)面板GMM分析，也發(fā)現(xiàn)城市化進(jìn)程對收入分配的影響將出現(xiàn)先惡化后改善的“倒U型”曲線關(guān)系，但指出城市化進(jìn)程有效改善收入分配的轉(zhuǎn)折點(diǎn)（城市化率為57%）尚未到來[15]。周少甫等指出，中國城市化水平對城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的門檻效應(yīng)，當(dāng)城市化水平低于0.456 時(shí)，城市化對收入差距的作用并不顯著，而一旦超過這個(gè)水平，城市化的提高會顯著地縮小城鄉(xiāng)收入差距[16]。

上述研究用不同方法分析了城鎮(zhèn)化對中國城鄉(xiāng)收入差距的影響，主要存在兩個(gè)問題：一是大多數(shù)文獻(xiàn)在研究城鎮(zhèn)化對中國城鄉(xiāng)收入差距的影響時(shí)，沒有考慮到城鄉(xiāng)收入差距可能也會反向影響城鎮(zhèn)化水平，有研究發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距對城鎮(zhèn)化水平有顯著影響[17]。因此，已有研究忽視了變量可能存在的內(nèi)生性問題。二是少數(shù)文獻(xiàn)考慮到了變量的內(nèi)生性問題，但忽略了城鎮(zhèn)化對中國城鄉(xiāng)收入差距影響的地區(qū)差異。中國東、中、西部地區(qū)在地理位置、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)及政策傾斜等方面存在較大差異，各地城鎮(zhèn)化水平和城鄉(xiāng)收入差距也存在很大差距，城鎮(zhèn)化過程中農(nóng)村勞動力向城市的流動更多地表現(xiàn)為從西部地區(qū)的農(nóng)村向東部地區(qū)的城市流動，因此，在不同地區(qū)城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響很可能是不一致的。因此，本文以現(xiàn)有文獻(xiàn)研究為基礎(chǔ)，擬采用中國2000—2011年全國城鄉(xiāng)相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)及東、中、西部地區(qū)省際面板數(shù)據(jù)，在考慮城鎮(zhèn)化變量內(nèi)生性問題的基礎(chǔ)上，探討以下兩個(gè)方面的問題：一是研究2000年以來是否存在城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”關(guān)系及其拐點(diǎn)何時(shí)出現(xiàn)；二是揭示城鎮(zhèn)化在三大地區(qū)對城鄉(xiāng)收入差距影響的差異，為合理提出加快城鎮(zhèn)化、縮小城鄉(xiāng)收入差距在不同地區(qū)的差異性政策奠定基礎(chǔ)。

二、理論假說

從理論上而言，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距應(yīng)具有雙重作用，對這一點(diǎn)眾多學(xué)者已達(dá)成共識，只是城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的凈效應(yīng)，在不同學(xué)者間尚存在較大分歧，眾多實(shí)證研究并未得到一致結(jié)論。

單從城鎮(zhèn)化縮小城鄉(xiāng)收入差距的積極效應(yīng)來看，主要存在以下幾種傳導(dǎo)途徑：一是競爭效應(yīng)。城鎮(zhèn)化的推進(jìn)促使農(nóng)村勞動力不斷向城市、非農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移，城市勞動供給的增加將加大城市勞動力市場的競爭，降低城市勞動力的工資。不過，這種效應(yīng)在城鎮(zhèn)化初期城鄉(xiāng)勞動力市場分割的情形下并不明顯，在城鎮(zhèn)化后期形成統(tǒng)一的城鄉(xiāng)勞動力市場后，該效應(yīng)可能才會逐漸顯現(xiàn)。二是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變效應(yīng)。城鎮(zhèn)化的過程是原來從事傳統(tǒng)低效的第一產(chǎn)業(yè)的勞動力轉(zhuǎn)向從事現(xiàn)代高效的第二、第三產(chǎn)業(yè)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)逐步升級轉(zhuǎn)換的同時(shí)，帶來轉(zhuǎn)移勞動力的收入提升。三是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變效應(yīng)。農(nóng)村勞動力向城市流動將減少農(nóng)村剩余勞動力，使得農(nóng)村人均土地?fù)碛辛吭黾?，有利于?shí)現(xiàn)土地的規(guī)模經(jīng)營和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營，將會使農(nóng)村的勞動生產(chǎn)率和農(nóng)民的收入水平提高，這種效應(yīng)在城鎮(zhèn)化后期會更加突出。四是農(nóng)產(chǎn)品需求效應(yīng)。城鎮(zhèn)化的推進(jìn)使越來越多的人從農(nóng)村轉(zhuǎn)移到城市，一邊是從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的人減少，一邊又伴隨著對農(nóng)產(chǎn)品需求的增加，導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上升、農(nóng)民收入增加，這種效應(yīng)在城鎮(zhèn)化后期會益發(fā)凸顯。簡而言之，上述四種效應(yīng)會使城鎮(zhèn)化進(jìn)程中農(nóng)村勞動力向城市的流動通過城鄉(xiāng)勞動力報(bào)酬均等化縮小城鄉(xiāng)收入差距。

另一方面，城鎮(zhèn)化也可能會通過如下幾種渠道拉大城鄉(xiāng)收入差距：一是人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變效應(yīng)。在城鎮(zhèn)化過程中，農(nóng)村中較富裕、有較高技能的人可能會最先轉(zhuǎn)為城鎮(zhèn)居民，農(nóng)村家庭中相對富裕的勞動力的子女也有更多的機(jī)會獲取相對豐富的教育資源，并通過考上大學(xué)、畢業(yè)后留在城市工作而轉(zhuǎn)變?yōu)槌擎?zhèn)居民，農(nóng)村中年富力強(qiáng)更有生產(chǎn)能力的勞動力相對生產(chǎn)力較低的老弱婦孺也會更先轉(zhuǎn)變?yōu)槌擎?zhèn)居民，這種相對富裕的首先走向城市、相對貧困的留在農(nóng)村，以及年富力強(qiáng)、更有生產(chǎn)能力的走向城市、生產(chǎn)能力較低的老弱婦孺留在農(nóng)村的人口結(jié)構(gòu)變化在一定程度上會推動城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大，特別是在城鎮(zhèn)化初始階段。不過，隨著城鎮(zhèn)化的推進(jìn)，人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)會逐漸減弱。二是不合理的土地流轉(zhuǎn)收益分配效應(yīng)。城鎮(zhèn)化最重要的載體是土地，中國過去30年的城市化路徑，是建立在以損害農(nóng)民權(quán)益為代價(jià)的低成本的土地基礎(chǔ)上的粗放擴(kuò)張，農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)中地方政府憑借“公共權(quán)力”獲取了大部分收益，抑制了農(nóng)民收入提高，推動了城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大。不過，在新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略下，土地制度改革若能提高農(nóng)民在土地流轉(zhuǎn)收益中的分配比例，則伴隨土地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生的推動城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的效應(yīng)將轉(zhuǎn)變?yōu)榭s小城鄉(xiāng)收入差距的積極效應(yīng)。三是城鎮(zhèn)住房需求效應(yīng)和農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)向城市就業(yè)的過程，會產(chǎn)生對城鎮(zhèn)住房、社會保障、子女教育的需求，對住房的需求首當(dāng)其沖，無論是租房需求還是購房需求，都會推動城鎮(zhèn)住房價(jià)格的上漲。城鎮(zhèn)住房價(jià)格上漲，一方面使城鎮(zhèn)有房者通過租房價(jià)格上升而獲益，另一方面使城鎮(zhèn)高收入階層通過投資房地產(chǎn)獲得的財(cái)產(chǎn)性收入增加，這無疑會推動城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大。

筆者認(rèn)為，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的凈效應(yīng)取決于城鎮(zhèn)化縮小城鄉(xiāng)收入差距的積極效應(yīng)和負(fù)面效應(yīng)的力量相對強(qiáng)弱的對比。在城鎮(zhèn)化初始階段，擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距的人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變效應(yīng)和不合理的土地流轉(zhuǎn)收益分配效應(yīng)、城鎮(zhèn)住房需求效應(yīng)可能會占主導(dǎo)地位，正負(fù)效應(yīng)的合力使城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大；而在城鎮(zhèn)化后期，隨著農(nóng)民在土地流轉(zhuǎn)收益中的分配比例逐漸提高，政府通過增加保障性住房供給等房地產(chǎn)調(diào)控手段的加強(qiáng)，以及縮小城鄉(xiāng)收入差距的競爭效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變效應(yīng)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變效應(yīng)和農(nóng)產(chǎn)品需求效應(yīng)逐漸占據(jù)主導(dǎo)地位，各種效應(yīng)合力使城鄉(xiāng)收入差距轉(zhuǎn)向縮小。因此，本文的理論假說1為：

假說1：中國城鎮(zhèn)化的推進(jìn)使城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)先擴(kuò)大、后縮小的“倒U型”規(guī)律。

此外，鑒于中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展和城鎮(zhèn)化推進(jìn)進(jìn)程的不平衡性，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響可能存在顯著的地區(qū)差異。改革開放初期，國家的經(jīng)濟(jì)資源和政策更多地投向了東部地區(qū)，因此，東部地區(qū)受益于此，獲得了長足的優(yōu)先發(fā)展。東部地區(qū)的優(yōu)先發(fā)展，一方面在促進(jìn)本地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入提高的同時(shí)，也加快了東部地區(qū)農(nóng)村居民向城鎮(zhèn)的轉(zhuǎn)移，使東部地區(qū)城鎮(zhèn)化進(jìn)程明顯快于中、西部地區(qū)；另一方面，東部地區(qū)的優(yōu)先發(fā)展，促使中、西部地區(qū)農(nóng)村居民向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移的時(shí)候，開始更多的是向東部地區(qū)的城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，隨著中、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展及東部地區(qū)城鎮(zhèn)的容納力趨于減弱，中、西部地區(qū)的農(nóng)村居民才逐漸向本地區(qū)的城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移。盡管城鎮(zhèn)化影響城鄉(xiāng)收入差距的幾種效應(yīng)依然與全國范圍內(nèi)分析的相似，但考慮到農(nóng)村居民向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移的這種區(qū)域差異及其變化，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響在不同地區(qū)的表現(xiàn)可能是不同的。第一，東部地區(qū)的城鎮(zhèn)化進(jìn)程明顯快于中、西部地區(qū)，東部地區(qū)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點(diǎn)應(yīng)比中、西部地區(qū)在更早的時(shí)期出現(xiàn)，換句話說，也會比基于全國整體的城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點(diǎn)在更早的時(shí)期出現(xiàn)。第二，東部地區(qū)在城鎮(zhèn)化初期由于外來人口進(jìn)入城鎮(zhèn)，使其在本地農(nóng)村勞動力及收入相對不變的條件下，城鎮(zhèn)化水平被進(jìn)一步推高，相對于全國來說，東部地區(qū)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點(diǎn)應(yīng)出現(xiàn)在城鎮(zhèn)化水平更高的位置。據(jù)此，我們提出假說2和假說3：

假說2：東部地區(qū)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點(diǎn)比中、西部地區(qū)或全國在更早的時(shí)期出現(xiàn)。

假說3：相對于全國來說，東部地區(qū)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點(diǎn)出現(xiàn)在城鎮(zhèn)化水平更高的位置。

三、計(jì)量模型與數(shù)據(jù)

下面我們將利用中國30個(gè)省（西藏因數(shù)據(jù)不全及數(shù)據(jù)質(zhì)量問題而未考慮）2000-2011年的省際面板數(shù)據(jù)資料，采用全國樣本對假說1進(jìn)行驗(yàn)證，進(jìn)而采用東部、中部、西部三大地區(qū)子樣本對假說2與假說3進(jìn)行驗(yàn)證。

為檢驗(yàn)假說1-3，本文設(shè)計(jì)了如下計(jì)量模型：

inequalit=α0+α1inequalit-1+α2urbanit+α3urban2it+βXit+vi+εit

式中下標(biāo)i和t（t=2000,2001,…，2011）分別代表第i個(gè)省份和第t年， inequalit為i省t年實(shí)際城鄉(xiāng)收入比，是度量城鄉(xiāng)收入差距的指標(biāo)。為了剔除價(jià)格因素的影響，在計(jì)算這個(gè)比率之前，用各地區(qū)的城鄉(xiāng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（2000年=100）對收入數(shù)據(jù)進(jìn)行了消脹。inequalit-1為i省t-1年滯后期的城鄉(xiāng)收入比，考慮到城鄉(xiāng)收入差距的慣性，這里將滯后一期的城鄉(xiāng)收入差距變量考慮進(jìn)來作為解釋變量之一。urbanit為i省t年常住人口中城鎮(zhèn)人口所占比重，是度量城鎮(zhèn)化水平的指標(biāo)*文獻(xiàn)中常用的度量城鎮(zhèn)化水平的指標(biāo)可分為兩種，一種是采用按常住人口統(tǒng)計(jì)的“城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎亍边@一人口統(tǒng)計(jì)學(xué)指標(biāo)，另一種是采用按戶籍人口統(tǒng)計(jì)的“非農(nóng)業(yè)人口在總?cè)丝谥械谋戎亍边@一指標(biāo)。由于按戶籍人口統(tǒng)計(jì)的“非農(nóng)業(yè)人口所占比重”這一指標(biāo)不能真實(shí)反應(yīng)城市化或城鎮(zhèn)化水平，故本文中采用按常住人口統(tǒng)計(jì)的“城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎亍边@一指標(biāo)來度量城鎮(zhèn)化水平。在新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的背景下，這一指標(biāo)也更具有現(xiàn)實(shí)意義。其中，2000-2008年城鎮(zhèn)人口比重來自《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，個(gè)別省份統(tǒng)計(jì)的是非農(nóng)業(yè)人口比重而非城鎮(zhèn)人口比重，或數(shù)據(jù)質(zhì)量有問題與《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》不符的，采用歷年地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)（如天津、上海、湖北、廣西）；2009、2011年城鎮(zhèn)人口比重來自2010和2012年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》；2010年數(shù)據(jù)來自各地區(qū)2010年第六次全國人口普查主要數(shù)據(jù)公報(bào)。，urban2it為城鎮(zhèn)人口比重的平方項(xiàng)，α2和α3是我們所關(guān)注的待估計(jì)參數(shù)，度量城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響。根據(jù)假說1，我們預(yù)期α2為正，α3為負(fù)。Xit為計(jì)量分析中的控制變量，β是這些變量的系數(shù)。vi、εit表示地區(qū)效應(yīng)和殘差。

以現(xiàn)有文獻(xiàn)為基礎(chǔ)，本文控制了其他可能影響城鄉(xiāng)收入差距的變量，具體如下。

經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度。城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度密切相關(guān)。為檢驗(yàn)庫茲涅茨“倒U型假說”在中國是否成立，本文在模型中引入實(shí)際人均GDP的對數(shù)lgdp，及l(fā)gdp的平方項(xiàng)lgdp2。如果該假說成立lgdp系數(shù)的符號應(yīng)該顯著為正，而其平方項(xiàng)（lgdp2）的符號應(yīng)該顯著為負(fù)。

經(jīng)濟(jì)開放程度。自1978年開始的改革開放對中國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了深遠(yuǎn)的影響。對外開放主要表現(xiàn)為國際間商品流動和資本流動更為頻繁，到2010年，中國的貿(mào)易依存度已經(jīng)超過了70%，大大推動了中國制造業(yè)以及與貿(mào)易相關(guān)的服務(wù)業(yè)的發(fā)展。由于貿(mào)易相關(guān)產(chǎn)業(yè)及國際直接投資（FDI）都主要集中在城鎮(zhèn)地區(qū)，主要有利于提高城鎮(zhèn)居民收入，故經(jīng)濟(jì)開放程度會推動城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大，預(yù)期其系數(shù)符號為正。本文使用貿(mào)易依存度（進(jìn)出口總額/GDP）*通過《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》中"各地區(qū)按境內(nèi)目的地和貨源地分商品進(jìn)出口總額/各地區(qū)支出法GDP"計(jì)算得到，在除以GDP之前，進(jìn)出口總額單位轉(zhuǎn)化成了人民幣。來度量地區(qū)的對外開放程度，記為trade。

所有制結(jié)構(gòu)變化。中國經(jīng)濟(jì)改革進(jìn)程中一個(gè)最為令人矚目的變化，就是經(jīng)濟(jì)的非國有化。非國有單位就業(yè)份額的上升是由城鎮(zhèn)地區(qū)國有企業(yè)非國有化和農(nóng)村地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展造成的。一方面，城鎮(zhèn)地區(qū)國有企業(yè)非國有化會加劇城市勞動力市場的競爭，提高高人力資本水平的城鎮(zhèn)居民收入水平，產(chǎn)生擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距的作用；另一方面，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展有利于吸納農(nóng)村剩余勞動力，促進(jìn)農(nóng)村居民收入提高，有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。因此，所有制結(jié)構(gòu)變化對城鄉(xiāng)收入差距的凈效應(yīng)要通過實(shí)證結(jié)果來估計(jì)。本文在模型中引入非國有化指標(biāo)，通過“1-分地區(qū)國有單位職工人數(shù)/分地區(qū)職工人數(shù)”計(jì)算得到，記為private。

政府干預(yù)程度。中國各級政府在一個(gè)地區(qū)及全國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中扮演著重要角色。由于地方政府業(yè)績考核的GDP導(dǎo)向，地方政府支出一般帶有嚴(yán)重的城市傾向，即地方政府財(cái)政支出多投向城鎮(zhèn)的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)來發(fā)展城市經(jīng)濟(jì)，以獲取更高的GDP增長率。因此，一般而言，城鎮(zhèn)地區(qū)從地方政府財(cái)政支出中得到的好處要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于農(nóng)村地區(qū)。通常用地方政府財(cái)政支出占GDP的比重（gov）來反映地方政府對經(jīng)濟(jì)的干預(yù)程度，預(yù)期該變量會推動城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大，系數(shù)符號為正。

政府對農(nóng)業(yè)的支持程度。一般用支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)支出、農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費(fèi)三項(xiàng)之和*2007年開始三項(xiàng)合為農(nóng)林水事務(wù)支出。占地方政府財(cái)政支出的比重（agriculture）來度量地方政府對農(nóng)業(yè)的支持程度，如果該比重越大，表明地方政府越重視農(nóng)業(yè)發(fā)展，有利于提高農(nóng)民收入，縮小城鄉(xiāng)收入差距，預(yù)期該變量（agriculture）的符號為負(fù)。

上述指標(biāo)所使用的數(shù)據(jù)主要來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫、《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》及部分地區(qū)地方統(tǒng)計(jì)年鑒。

四、城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的實(shí)證檢驗(yàn)

（一）估計(jì)方法

面板數(shù)據(jù)模型最常用的估計(jì)方法是固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，不過當(dāng)解釋變量具有內(nèi)生性時(shí)，這兩種模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果都是有偏且不一致。本文中的模型，一方面由于解釋變量中出現(xiàn)了滯后一期的被解釋變量，另一方面城鄉(xiāng)收入差距可能反向影響城鎮(zhèn)化水平，即被解釋變量可能反向影響解釋變量，從而存在聯(lián)立內(nèi)生性問題。對于這種含有內(nèi)生解釋變量的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，通常采用的是差分廣義矩估計(jì)方法（DifferenceGMM）和系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法（SystemGMM）。相對來說，系統(tǒng)GMM估計(jì)量具有更好的有限樣本性質(zhì)。由于系統(tǒng)GMM不僅有助于緩解差分GMM的弱工具性和有限樣本偏誤等問題，還可以提高估計(jì)的效率，故采用系統(tǒng)GMM方法對模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。

系統(tǒng)GMM估計(jì)是否可靠有效，或者說系統(tǒng)GMM估計(jì)是否能獲得一致的估計(jì)系數(shù)，關(guān)鍵在于工具變量的選取是否有效以及殘差項(xiàng)是否不存在二階自相關(guān)。這需要進(jìn)行兩方面的檢驗(yàn)：第一，通過Sargan/Hansen檢驗(yàn)（過度識別約束檢驗(yàn)，原假設(shè)H0：所有工具變量均有效）來判定所有工具變量的有效性，如果不能拒絕原假設(shè)，就意味著工具變量的設(shè)定是合適的。系統(tǒng)GMM方法相對于差分GMM方法還多一個(gè)Difference-in-Sargan/Difference-in-Hansen檢驗(yàn)（原假設(shè)H0：水平方程新增工具變量是有效的），如果不能拒絕原假設(shè)，表明水平方程新增的工具變量是有效的。第二，通過AR（2）統(tǒng)計(jì)值檢驗(yàn)原模型一階差分后的殘差項(xiàng)是否存在二階自相關(guān)（要求不存在二階自相關(guān)），如果AR（2）檢驗(yàn)不能拒絕原假設(shè)，則意味著一階差分方程的隨機(jī)誤差項(xiàng)中不存在二階自相關(guān)。對于系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果是否有效可行，Bond等還給出了一種簡便的判斷方法，即將系統(tǒng)GMM估計(jì)值分別與混合OLS估計(jì)值及固定效應(yīng)（FE）估計(jì)值比較，由于混合OLS估計(jì)通常嚴(yán)重高估被解釋變量滯后項(xiàng)的系數(shù)，而固定效應(yīng)估計(jì)則一般會低估被解釋變量滯后項(xiàng)的系數(shù)，兩者共同構(gòu)成被解釋變量滯后項(xiàng)系數(shù)真實(shí)值的合理區(qū)間，因此，如果系統(tǒng)GMM估計(jì)值介于混合OLS和FE估計(jì)值之間，則說明系統(tǒng)GMM估計(jì)是可靠有效的。

此外，根據(jù)對權(quán)重矩陣的選擇不同，GMM估計(jì)又分為一步估計(jì)（onestep）和兩步估計(jì)（twostep）。一般情況下，兩步估計(jì)法的標(biāo)準(zhǔn)協(xié)方差矩陣能更好地處理自相關(guān)和異方差問題，由于全國30個(gè)省份存在較大的地區(qū)差異，即全國樣本很可能存在異方差問題，故對全國樣本我們采用兩步系統(tǒng)GMM估計(jì)。在小樣本中，兩步估計(jì)容易導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)值的標(biāo)準(zhǔn)差被嚴(yán)重低估[18]。這種向下偏倚經(jīng)過Windmeijer的修正后會有所減小，但卻會導(dǎo)致兩步GMM估計(jì)量的近似漸進(jìn)分布不可靠。由于三大地區(qū)子樣本的樣本容量大大減少，屬于小樣本，因此，對于三大地區(qū)子樣本的估計(jì)，我們采用一步系統(tǒng)GMM方法。

（二）GMM估計(jì)結(jié)果分析

1.全國層面的估計(jì)結(jié)果

表1報(bào)告了采用全國樣本用兩步系統(tǒng)GMM方法對城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)的結(jié)果，作為對照，我們同時(shí)給出了混合OLS估計(jì)結(jié)果、固定效應(yīng)（FE）方法估計(jì)結(jié)果及一步差分GMM、兩步差分GMM、一步系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果。

從表1可知，差分GMM和系統(tǒng)GMM估計(jì)的被解釋變量滯后項(xiàng)inequal（-1）的系數(shù)都介于混合OLS與固定效應(yīng)之間，但一步差分GMM、兩步差分GMM估計(jì)的sargan檢驗(yàn)的p值為0.000，要拒絕“工具變量聯(lián)合有效”的假設(shè)，盡管其殘差自相關(guān)檢驗(yàn)AR（2）的伴隨p值分別為0.721和0.710，表明一階差分方程中的殘差不存在自相關(guān)，但由于一步差分GMM、兩步差分GMM估計(jì)無法通過sargan檢驗(yàn)，不符合差分GMM有效估計(jì)的要求。同樣地，盡管一步系統(tǒng)GMM估計(jì)可以通過AR（2）檢驗(yàn)，但無法通過sargan檢驗(yàn)，也不符合有效估計(jì)的要求。相比之下，表1中模型（6）給出的兩步系統(tǒng)GMM估計(jì)的殘差自相關(guān)檢驗(yàn)AR（2）的伴隨p值為0.778，表明一階差分方程中的殘差不存在自相關(guān)；同時(shí)，過度識別約束檢驗(yàn)Hansen檢驗(yàn)的p值為0.998，無法拒絕“工具變量聯(lián)合有效”的假設(shè)，且Difference-in-Hansen檢驗(yàn)的p值為1.000，表明水平方程新增工具變量是有效的，同時(shí)結(jié)合AR（2）檢驗(yàn)、Hansen檢驗(yàn)和Difference-in-Hansen檢驗(yàn)三項(xiàng)檢驗(yàn)的結(jié)果表明，我們采用的兩步系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果是有效可靠的，對于本模型，兩步系統(tǒng)GMM估計(jì)優(yōu)于其他估計(jì)，下面將以此為依據(jù)展開分析。

表1 中國城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的回歸結(jié)果（全國樣本）

注：GMM估計(jì)采用在Stata12.0中用“xtabond2”命令完成。內(nèi)生變量滯后期選擇Lag（3 3）。對于考察“水平方程新增工具變量是否有效”的檢驗(yàn)，一步系統(tǒng)GMM估計(jì)Stata12.0報(bào)告的是Difference-in-Sargan test，而兩步系統(tǒng)GMM估計(jì)Stata12.0報(bào)告的是Difference-in-Hansen test，故對于兩步系統(tǒng)GMM估計(jì)，表1中報(bào)告Hansen檢驗(yàn)和Difference-in-Hansen檢驗(yàn)的結(jié)果，對于一步系統(tǒng)GMM估計(jì)，表1中報(bào)告Sargan檢驗(yàn)和Difference-in-Sargan檢驗(yàn)的結(jié)果。殘差自相關(guān)檢驗(yàn)AR （1）和AR（2）以及Sargan/Hansen檢驗(yàn)、Dif.-in-Sargan/Dif.-in-Hansen檢驗(yàn)給出的都是統(tǒng)計(jì)量伴隨p值。表格括號中報(bào)告的是t統(tǒng)計(jì)量，在混合OLS 估計(jì)和FE估計(jì)中，使用的是經(jīng)過聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差校正計(jì)算得到的t統(tǒng)計(jì)量。***、**、*分別表示在1%、5%、10%置信水平上顯著。

從表1中模型（6）給出的兩步系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果可以看出，城鎮(zhèn)化率urban的系數(shù)為正，而城鎮(zhèn)化率平方項(xiàng)urban2的系數(shù)為負(fù)，且在統(tǒng)計(jì)上都非常顯著，表明中國城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響呈顯著的“倒U型”，并且可以算出城鎮(zhèn)化先擴(kuò)大后縮小城鄉(xiāng)收入差距的轉(zhuǎn)折點(diǎn)出現(xiàn)在城鎮(zhèn)化率為46.07%的時(shí)候*轉(zhuǎn)折點(diǎn)=-b/2a=-4.0177/[2×（-4.360 0）]=46.07%。，即當(dāng)中國城鎮(zhèn)化率低于46.07%時(shí)，城鎮(zhèn)化推動城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大，而當(dāng)中國城鎮(zhèn)化率高于46.07%以后，城鎮(zhèn)化會縮小城鄉(xiāng)收入差距。在此，假說1得到了驗(yàn)證。從中國城鎮(zhèn)化進(jìn)程來看，2008年中國城鎮(zhèn)化率為45.68%，2009年城鎮(zhèn)化率為46.59%，這就是說，中國在2009年以后城鎮(zhèn)化的推進(jìn)將有效縮小城鄉(xiāng)收入差距，而以城鄉(xiāng)收入比衡量的城鄉(xiāng)收入差距正是在經(jīng)歷了1997年至2009年的持續(xù)擴(kuò)大后，于2010年開始轉(zhuǎn)向縮小，這表明我們的結(jié)論得到了現(xiàn)實(shí)證據(jù)的支持。當(dāng)然，城鄉(xiāng)收入差距的縮小可能是諸多因素共同作用的結(jié)果，而我們的研究表明，中國城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn)是推動2009年以后中國城鄉(xiāng)收入差距縮小的重要因素。

從回歸結(jié)果我們還發(fā)現(xiàn)，實(shí)際人均GDP的對數(shù)lgdp及其平方項(xiàng)lgdp2統(tǒng)計(jì)上均十分顯著，但系數(shù)的符號剛好與庫茲涅茨“倒U型”假說預(yù)測的相反，說明中國城鄉(xiāng)收入差距隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展不存在先擴(kuò)大后縮小的規(guī)律，相反，與陸銘、陳斌開和林毅夫等人的發(fā)現(xiàn)相同，中國城鄉(xiāng)收入差距在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中呈現(xiàn)“U 型”規(guī)律，“U型”曲線的拐點(diǎn)位于我們的數(shù)據(jù)范圍內(nèi)部，這說明隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高，城鄉(xiāng)收入差距先縮小后擴(kuò)大。

其他控制變量的具體情形如下。1.進(jìn)出口總額占GDP比重（trade）的系數(shù)顯著為正，表明對外開放政策的推行和經(jīng)濟(jì)開放程度的加深，推動了中國城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大，與我們的理論預(yù)期相一致，原因主要在于對外開放主要是城鎮(zhèn)地區(qū)獲益，而農(nóng)村居民從中受益有限，故而對外開放拉大了城鄉(xiāng)收入差距。2.中國經(jīng)濟(jì)改革的非國有化（private）對城鄉(xiāng)收入差距的影響顯著為負(fù)，表明所有制結(jié)構(gòu)非國有化的凈效應(yīng)是有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距的，這與陸銘和陳釗基于中國1987—2001年的數(shù)據(jù)得到的結(jié)論有所不同。究其原因，可能與中國經(jīng)濟(jì)改革“城鎮(zhèn)地區(qū)國有企業(yè)非國有化在先、農(nóng)村地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展在后”的非國有化歷程有關(guān)，故有陸銘和陳釗基于中國1987—2001年的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)非國有化的主要效應(yīng)是提高了城鎮(zhèn)地區(qū)勞動力市場競爭壓力和組織效率，進(jìn)而提高了城市勞動力市場的工資水平，從而推動了城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大；而在非國有化的發(fā)展中隨著農(nóng)村地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的日益蓬勃發(fā)展，吸納了大量農(nóng)村剩余勞動力，有效提高了農(nóng)村居民收入，故有本文基于2000—2011年的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)的非國有化縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)占據(jù)了主導(dǎo)地位。3.政府財(cái)政支出占GDP 比重（gov）的系數(shù)為負(fù)，但不顯著，表明早先一些文獻(xiàn)指出的“地方政府對經(jīng)濟(jì)的干預(yù)推動城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大”的作用已不明顯，這也暗示地方政府財(cái)政支出的城市偏向有所減弱，不過地方政府對經(jīng)濟(jì)的干預(yù)有效縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用尚未凸顯。4.政府支農(nóng)支出占地方政府財(cái)政支出的比重（agriculture）對城鄉(xiāng)收入差距的影響在5%的顯著性水平上顯著為負(fù)，與我們的理論預(yù)期相一致，表明地方政府對農(nóng)業(yè)的支持有利于提高農(nóng)民收入，有效縮小了城鄉(xiāng)收入差距。

2.三大地區(qū)層面的估計(jì)結(jié)果

鑒于中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡性，同時(shí)為了比較不同區(qū)域的城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系的差異，對假說2與假說3進(jìn)行驗(yàn)證，我們將樣本數(shù)據(jù)劃分為東部、中部和西部地區(qū)三個(gè)子樣本，采用一步系統(tǒng) GMM 方法進(jìn)行估計(jì)，得到的估計(jì)結(jié)果見表2。

表2 中國城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的三大地區(qū)子樣本估計(jì)結(jié)果（一步系統(tǒng)GMM）

注：由于三大地區(qū)子樣本的樣本容量大大減少，屬于小樣本，因此，對于三大地區(qū)子樣本的估計(jì)采用一步系統(tǒng)GMM方法，且在“xtabond2”程序中加入“collapse”選項(xiàng)以控制工具變量的數(shù)目。模型（7）～（11）估計(jì)結(jié)果中inequal（-1）對應(yīng)的一行出現(xiàn)的中括號給出的是相應(yīng)模型分別用固定效應(yīng)（FE）和混合OLS方法估計(jì)得到的inequal（-1）的系數(shù)構(gòu)成其真實(shí)值的合理區(qū)間。小括號內(nèi)報(bào)告的是t統(tǒng)計(jì)量。殘差自相關(guān)檢驗(yàn)AR （1）和AR（2）以及Sargan檢驗(yàn)、Dif.-in-Sargan檢驗(yàn)給出的都是統(tǒng)計(jì)量伴隨p值。***、**、*分別表示在1%、5%、10%置信水平上顯著。

在表2中，分別對東部、中部、西部三個(gè)地區(qū)子樣本進(jìn)行一步系統(tǒng)GMM估計(jì)（模型（7）～（11））得到的被解釋變量滯后項(xiàng)inequal（-1）的系數(shù)都介于混合OLS 與固定效應(yīng)之間，這表明一步系統(tǒng)GMM 估計(jì)未因弱工具變量問題而出現(xiàn)嚴(yán)重偏誤。同時(shí)，結(jié)合AR（2）檢驗(yàn)、Sargan檢驗(yàn)和Difference-in-Sargan檢驗(yàn)三項(xiàng)檢驗(yàn)的結(jié)果表明，對三大地區(qū)子樣本采用一步系統(tǒng)GMM估計(jì)的結(jié)果是有效可靠的。

從表2可以看出，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響在東部地區(qū)也顯著呈“倒U型”，這一規(guī)律與基于中國整體的分析得到的結(jié)論一致。計(jì)算東部地區(qū)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距“倒U型”曲線的拐點(diǎn)，出現(xiàn)在城鎮(zhèn)化率為58.47%的時(shí)候，而基于全國整體分析的城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距“倒U型”曲線的拐點(diǎn)出現(xiàn)在城鎮(zhèn)化率為46.07%的時(shí)候，即相對于全國來說，東部地區(qū)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點(diǎn)出現(xiàn)在城鎮(zhèn)化水平更高的位置。在此，假說3得到了驗(yàn)證。比較東部地區(qū)和全國的城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點(diǎn)出現(xiàn)的時(shí)間可以發(fā)現(xiàn)，2005年東部地區(qū)城鎮(zhèn)化率平均為58.99%，即東部地區(qū)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點(diǎn)大約出現(xiàn)在2005年，2005年以后東部地區(qū)城鎮(zhèn)化的推進(jìn)將有效縮小其城鄉(xiāng)收入差距，而基于全國樣本分析的城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點(diǎn)約出現(xiàn)在2009年，故東部地區(qū)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點(diǎn)比全國在更早的時(shí)期出現(xiàn)。根據(jù)表2我們還發(fā)現(xiàn)，模型（8）和模型（10）的估計(jì)結(jié)果中urban和urban2的系數(shù)符號符合“倒U型”曲線的規(guī)律，但并不顯著，即城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”影響在中、西部地區(qū)不顯著，我們猜測，可能是由于本文選取的2000—2011年的樣本段有限，在該樣本期內(nèi)中、西部地區(qū)尚未到達(dá)有效縮小城鄉(xiāng)收入差距的拐點(diǎn)。基于這一考慮，我們在模型中剔除了城鎮(zhèn)化率的平方項(xiàng)urban2，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化率urban的系數(shù)在模型（9）中在10%的顯著性水平上是顯著為正的，即中部地區(qū)處于城鎮(zhèn)化擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距的階段；而在模型（11）中urban的系數(shù)符號為正，但不顯著，表明城鎮(zhèn)化的推進(jìn)在西部地區(qū)對城鄉(xiāng)收入差距的影響尚不明顯?？梢?，東部地區(qū)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點(diǎn)比中、西部地區(qū)要出現(xiàn)的早。目前，中部地區(qū)尚處于城鎮(zhèn)化擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距的階段，其“倒U型”拐點(diǎn)尚未出現(xiàn)，而西部地區(qū)有效縮小城鄉(xiāng)收入差距的轉(zhuǎn)折點(diǎn)可能會出現(xiàn)的更晚，這一點(diǎn)還有待于在以后更長的樣本期中進(jìn)一步加以檢驗(yàn)。不過，總的來看，假說2在此也得到了驗(yàn)證。

在系列控制變量中出現(xiàn)如下情形：1.實(shí)際人均GDP的對數(shù)lgdp及其平方項(xiàng)lgdp2在模型（7）中統(tǒng)計(jì)上十分顯著，系數(shù)的符號與基于全國樣本的發(fā)現(xiàn)一樣，剛好與庫茲涅茨“倒U型”假說預(yù)測的相反，表明東部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中也顯著呈“U 型”規(guī)律；不過，在中、西部地區(qū)，城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平并沒有明顯的關(guān)系。2.進(jìn)出口總額占GDP的比重（trade）在模型（7）中系數(shù)為正，但不顯著，表明東部地區(qū)對外開放擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)不十分明顯，可能在于東部地區(qū)對外開放程度已相對較高，由經(jīng)濟(jì)開放初期城鎮(zhèn)居民受益已逐漸擴(kuò)大到東部地區(qū)城鄉(xiāng)居民整體受益，導(dǎo)致對外開放擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)被弱化了。而在中部地區(qū)，trade的系數(shù)符號為負(fù)，且在10%的水平上顯著，表明中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)開放顯著縮小了城鄉(xiāng)收入差距，其原因可能在于中部地區(qū)的外貿(mào)部門更多地生產(chǎn)的是勞動密集型和低技術(shù)含量的產(chǎn)品，農(nóng)民工從中受益，收入水平提高，從而有效縮小了城鄉(xiāng)收入差距。在西部地區(qū)雖然trade變量并不顯著，不過其系數(shù)符號也為負(fù)，表明西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)開放縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)尚不明顯，也意味著西部地區(qū)有待于進(jìn)一步提高經(jīng)濟(jì)開放度。3.中國經(jīng)濟(jì)改革的非國有化（private）在東、西部地區(qū)對城鄉(xiāng)收入差距的影響顯著為負(fù)，不過在中部地區(qū)對城鄉(xiāng)收入差距的影響不顯著。4.政府財(cái)政支出占GDP的 比重（gov）在東部地區(qū)對城鄉(xiāng)收入差距的影響顯著為負(fù)，表明地方政府財(cái)政支出的城市偏向有所減弱，東部地區(qū)政府對經(jīng)濟(jì)的干預(yù)起到了縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用。不過，在中、西部地區(qū)，地方政府對經(jīng)濟(jì)的干預(yù)對城鄉(xiāng)收入差距的影響不顯著。5.政府支農(nóng)支出占地方政府財(cái)政支出的比重（agriculture）在模型（7）～（9）中系數(shù)符號為負(fù)，但不顯著，在模型（10）～（11）中其系數(shù)符號為正，也不顯著，這表明政府對農(nóng)業(yè)的支持在東、中部地區(qū)已開始產(chǎn)生縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)，但作用尚不明顯，而在西部地區(qū)，政府支持農(nóng)業(yè)發(fā)展帶來的縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)還未顯現(xiàn)，這也意味著政府對農(nóng)業(yè)支持的力度有待進(jìn)一步加強(qiáng)，使其在東、中部地區(qū)有效縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)盡快凸顯，在西部地區(qū)對縮小城鄉(xiāng)收入差距逐漸產(chǎn)生積極效應(yīng)。

五、結(jié)論和政策建議

本文利用中國2000—2011年的省際面板數(shù)據(jù)，采用系統(tǒng)GMM方法對中國城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)：1.城鎮(zhèn)化的推進(jìn)使中國城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)先擴(kuò)大后縮小的“倒U型”規(guī)律，拐點(diǎn)出現(xiàn)在城鎮(zhèn)化率為46.07%的時(shí)候，即當(dāng)中國城鎮(zhèn)化率高于46.07%以后，城鎮(zhèn)化的推進(jìn)會有效縮小城鄉(xiāng)收入差距，換句話講，中國在2009年（城鎮(zhèn)化率為46.59%）以后城鎮(zhèn)化的推進(jìn)將有利于城鄉(xiāng)收入差距縮小。2.城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響在東、中、西部地區(qū)表現(xiàn)出顯著的區(qū)域差異。在東部地區(qū)，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響也顯著呈“倒U型”，不過拐點(diǎn)出現(xiàn)在城鎮(zhèn)化率為58.47%的時(shí)候，即相對于全國來說，東部地區(qū)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點(diǎn)出現(xiàn)在城鎮(zhèn)化水平更高的位置。2005年東部地區(qū)城鎮(zhèn)化率平均為58.99%，故東部地區(qū)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點(diǎn)比全國在更早的時(shí)期出現(xiàn)。而在中、西部地區(qū)，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”影響并不顯著，中部地區(qū)顯著的處于城鎮(zhèn)化擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距的階段，其“倒U型”拐點(diǎn)尚未出現(xiàn)，而西部地區(qū)有效縮小城鄉(xiāng)收入差距的轉(zhuǎn)折點(diǎn)可能會出現(xiàn)的更晚，這一點(diǎn)還有待于在以后更長的樣本期中進(jìn)一步加以檢驗(yàn)。

本文的實(shí)證研究還表明：1.庫茲涅茨“倒U型”假說在中國并不成立，城鄉(xiāng)收入差距隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展在東部地區(qū)及全國都顯著呈“U 型”規(guī)律，不過，在中、西部地區(qū)，城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平并未表現(xiàn)出明顯的關(guān)系。因此，不能期待城鄉(xiāng)收入差距會隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展而自動縮小。2.對外開放在全國顯著擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距，不過分地區(qū)來看，這種效應(yīng)表現(xiàn)不十分明顯。3.中國經(jīng)濟(jì)改革的非國有化在全國顯著縮小了城鄉(xiāng)收入差距，在東、西部地區(qū)也顯著地產(chǎn)生了這種效應(yīng)，不過在中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)非國有化對城鄉(xiāng)收入差距的影響并不顯著。4.近10年來，地方政府對經(jīng)濟(jì)的干預(yù)推動城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的作用已不明顯，這暗示著地方政府財(cái)政支出的城市偏向有所減弱，不過地方政府對經(jīng)濟(jì)的干預(yù)有效縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用在全國及中、西部地區(qū)都尚未凸顯，僅在東部地區(qū)表現(xiàn)顯著。5.政府對農(nóng)業(yè)的支持在全國能有效起到縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用，在東、中部地區(qū)，政府對農(nóng)業(yè)的支持已開始產(chǎn)生縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)，但作用尚不明顯，而在西部地區(qū)，政府支持農(nóng)業(yè)發(fā)展帶來的縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)還未顯現(xiàn)，這也意味著政府對農(nóng)業(yè)支持的力度有待進(jìn)一步加強(qiáng)。

基于以上結(jié)論，本文的研究有著重要的政策含義：第一，有效推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程，促進(jìn)農(nóng)民向市民的真正轉(zhuǎn)變，將對縮小全國及東部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生積極效應(yīng)，也有利于中、西部地區(qū)早日迎來城鎮(zhèn)化推動城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大轉(zhuǎn)向縮小的轉(zhuǎn)折點(diǎn)。具體而言，要推進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化，促進(jìn)土地規(guī)模經(jīng)營，實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)方式向集約化轉(zhuǎn)變；提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，在農(nóng)業(yè)勞動力逐漸減少的情況下保證充足的農(nóng)產(chǎn)品供給；加快土地制度改革，建立統(tǒng)一的城鄉(xiāng)土地市場，提高農(nóng)民在土地流轉(zhuǎn)收益中的分配比例；形成統(tǒng)一的城鄉(xiāng)勞動力市場，增加進(jìn)城農(nóng)民公平就業(yè)的機(jī)會；大力推動第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，提升城鎮(zhèn)就業(yè)吸納能力和轉(zhuǎn)移勞動力收入水平；增加保障性住房的供給，有效抑制城鎮(zhèn)住房價(jià)格上漲。這些舉措將有利于中國城鎮(zhèn)化進(jìn)程中實(shí)現(xiàn)縮小城鄉(xiāng)收入差距、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展的目標(biāo)。至于哪種舉措對縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)更大，則有待對城鎮(zhèn)化影響城鄉(xiāng)收入差距的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行效應(yīng)分解實(shí)證分析，受篇幅所限，這將成為下一步的研究方向。第二，本文的實(shí)證結(jié)果還表明，在大力發(fā)展對外貿(mào)易和提高經(jīng)濟(jì)開放度的同時(shí)，要加強(qiáng)勞動密集型產(chǎn)品的出口（尤其是在中、西部地區(qū)），為低技能者（如農(nóng)民工）提供更多的就業(yè)機(jī)會，使對外開放的好處也覆蓋到農(nóng)村居民，努力抑制經(jīng)濟(jì)開放對城鄉(xiāng)收入差距可能帶來的消極影響，發(fā)揮縮小城鄉(xiāng)收入差距的積極效應(yīng)。第三，在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)非國有化的過程中，大力推動鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展，使其充分發(fā)揮吸納農(nóng)村剩余勞動力和有效提高農(nóng)民收入的積極效應(yīng)，促進(jìn)城鄉(xiāng)收入差距縮小。第四，加大政府對農(nóng)業(yè)的支持力度，增加農(nóng)村公共投入，顯著提高農(nóng)民收入，有效推動城鄉(xiāng)收入差距的縮小。

[1] Lewis WA.Economic Development with Unlimited Supply of Labor[J].The Manchester School of Economic and Social Studies, 1954, 22（2）.

[2] Kuznet S.Economic Growth and Income Inequality[J].American Economic Review, 1955, 45（1）.

[3] Todaro Michael P.A Model for Labor Migration and Urban Unemployment in Less Developed Countries[J].The American Economic Review, 1969, 59（1）.

[4] Robinson S.A Note on the U Hypothesis Relating Income Inequality and Economic Development[J].American Economic Review, 1976, 66（3）.

[5] Glomm G.A Model of Growth and Migration[J].Canadian Journal of Economics, 1992, 25（4）.

[6] Rauch J.Economic Development, Urban Underemployment, and Income Inequality[J].Canadian Journal of Economics, 1993, 26（4）.

[7] Anand S.The Kuznets Process and the Inequality-Development Relationship[J].Journal of Development Economics, 1993, 40（1）.

[8] 陸銘,陳釗.城市化、城市傾向的經(jīng)濟(jì)政策與城鄉(xiāng)收入差距[J].經(jīng)濟(jì)研究,2004（4）.

[9] 毛其淋.經(jīng)濟(jì)開放、城市化水平與城鄉(xiāng)收入差距——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究[J].浙江社會科學(xué),2011（1）.

[10]孫永強(qiáng).金融發(fā)展、城市化與城鄉(xiāng)居民收入差距研究[J].金融研究,2012（4）.

[11]曹裕,陳曉紅,馬躍如.城市化、城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長——基于中國省級面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].統(tǒng)計(jì)研究,2010（3）.

[12]林毅夫,劉明興.中國的經(jīng)濟(jì)增長收斂與收入分配[J].世界經(jīng)濟(jì),2003（8）.

[13]程開明,李金昌.城市偏向、城市化與城鄉(xiāng)收入差距的作用機(jī)制及動態(tài)分析[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2007（7）.

[14]周云波.城市化、城鄉(xiāng)差距以及全國居民總體收入差距的變動——收入差距倒U形假說的實(shí)證檢驗(yàn)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）,2009（4）.

[15]莫亞琳,張志超.城市化進(jìn)程、公共財(cái)政支出與社會收入分配——基于城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)模型與面板數(shù)據(jù)計(jì)量的分析[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2011（3）.

[16]周少甫,亓壽偉,盧忠寶.地區(qū)差異、城市化與城鄉(xiāng)收入差距[J].中國人口·資源與環(huán)境,2010（8）.

[17]張雷.社會保障、收入差距與城鎮(zhèn)化——基于全國31省份數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].社會保障研究,2011（2）.

[18]Windmeijer F.A Finite Sample Correction for the Variance of Linear Efficient Two-step GMM Estimators[J].Journal of Econometrics, 2005,126（1）.

（責(zé)任編輯：張治國）

Inflection Point of Inverted U-Curve for Urbanization and the Urban-Rural Inequality in China：An Empirical Analysis Based on Provincial Panel Data

HONG Li1a,1b,YIN Kang2,3

（1a.Centre for Social Security Studies， 1b.School of Political Science and Public Administration, Wuhan University , Wuhan 430072, China;2.Department of Economics, Hubei University of Economics, Wuhan 430205, China;3.School of Statistics and Management, Shanghai University of Finance and Economics, Shanghai 200433, China）

This paper intends to study theimpact of urbanization on the urban-rural inequality in China and its three regions.Based on system GMM estimation with the provincial panel data during the period of 2000-2011 in China, the empirical results show that the effect of urbanization on the urban-rural inequality appears the inverted U-curve relationship, the turning point of which occurs in about 2009 when urbanization rate was 46.07%.Meanwhile, as China's regional economic development and urbanization imbalance, the effect of urbanization on the urban-rural inequality appears significant regional differences.In eastern China, the effect of urbanization on the urban-rural inequality also appears the inverted U-curve relationship significantly, while the turning point of which appears in the earlier period and in a higher position of the level of urbanization compared with the national of China.In central and western China, the inverted U-curve relationship of urbanization and the urban-rural inequality is not significant in our sample period.The central region lies in the stage that urbanization expands the urban-rural inequality significantly and the turning point of inverted U-curve has not yet appeared.In western China, the turning point of urbanization reducing the urban-rural inequality may be later than in eastern China.

urbanization; urban-rural inequality; inverted U-curve;inflection point; system GMM estimation

2015-04-30；修復(fù)日期：2015-06-13

洪 麗，女，湖北荊門人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，講師，研究方向：收入分配與社會保障； 尹 康，男，湖北洪湖人，博士生，講師，研究方向：計(jì)量經(jīng)濟(jì)理論與應(yīng)用。

F291.1∶F014.44

A

1007-3116（2015）09-0012-10