袁偉彥

(廣西師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，廣西 桂林 541004)

一、引言

2000年我國城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)已超過0.30(陳宗勝等，2012)[1]，2008年達(dá)到0.34的最大值，隨后幾年雖有收縮但仍保持在較高水平(Lee，2013)[2]。根據(jù)胡祖光(2004)提出的簡(jiǎn)單計(jì)算公式[3]，利用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入五等份抽樣數(shù)據(jù)計(jì)算得到的結(jié)果與上述研究的結(jié)論基本一致，同時(shí)還發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民收入不平等表現(xiàn)出明顯的地區(qū)差異(參見圖1)。那么，我國城鎮(zhèn)居民收入不平等加劇的驅(qū)動(dòng)因素是什么？造成城鎮(zhèn)居民收入不平等地區(qū)差異的原因又是什么？

已有文獻(xiàn)通常將經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和結(jié)構(gòu)變化作為解釋我國城鎮(zhèn)居民收入不平等的主要原因，強(qiáng)調(diào)制度設(shè)計(jì)對(duì)城鎮(zhèn)居民收入不平等的影響。王韌(2006)通過構(gòu)建一個(gè)包含三條勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移路線的城鄉(xiāng)開放與封閉四部門、雙二元的動(dòng)態(tài)模型分析居民收入差距，認(rèn)為居民收入分配變動(dòng)趨勢(shì)受城鄉(xiāng)轉(zhuǎn)換和經(jīng)濟(jì)開放的雙重約束，城鎮(zhèn)開放與封閉部門并存是城鎮(zhèn)居民收入不平等的根源；隨著勞動(dòng)力在部門之間流動(dòng)，由此導(dǎo)致的收入不平等狀況會(huì)不斷得到改善，從而使城鎮(zhèn)居民收入不平等的演變呈倒“U”型趨勢(shì)[4]。陳釗等(2010)、葉林祥等(2011)、吳曉剛和張卓妮(2014)、蔣含明(2016)、柳建坤(2017)分別提供了市場(chǎng)化進(jìn)程、勞動(dòng)力市場(chǎng)分割和要素市場(chǎng)扭曲影響城鎮(zhèn)居民收入不平等的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[5-9]；韓軍等(2015)、陳怡和孫文遠(yuǎn)(2015)、林玲和容金霞(2016)、高運(yùn)勝等(2017)的實(shí)證分析則表明對(duì)外開放對(duì)我國城鎮(zhèn)居民收入不平等具有影響[10-13]。與其他嘗試從個(gè)體特征差異尋求答案的文獻(xiàn)不同，上述文獻(xiàn)更加強(qiáng)調(diào)勞動(dòng)力流動(dòng)、市場(chǎng)分割和對(duì)外開放等經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型特征的影響，探討了解釋我國城鎮(zhèn)居民收入不平等的宏觀經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)，這也與諸多收入分配領(lǐng)域研究文獻(xiàn)的做法更加一致。

借鑒已有文獻(xiàn)的研究思路，本文構(gòu)建一個(gè)包含農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)和城鎮(zhèn)化沖擊，體現(xiàn)市場(chǎng)與非市場(chǎng)、開放與封閉“雙二元”經(jīng)濟(jì)特征的城鎮(zhèn)要素收入分配理論框架，通過分析非農(nóng)部門要素收入份額的變化來解釋城鎮(zhèn)居民收入不平等及其地區(qū)差異。理論分析表明：城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大是城鎮(zhèn)居民收入不平等加劇的原因之一，城鎮(zhèn)化發(fā)展則有助于減輕城鎮(zhèn)居民收入不平等；同時(shí)，兩者對(duì)城鎮(zhèn)居民收入不平等的作用大小受市場(chǎng)化程度和對(duì)外開放水平的調(diào)節(jié)；基于2004—2012年我國25個(gè)省級(jí)行政區(qū)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)支持了上述理論分析。與已有文獻(xiàn)相比，本文為從“城鄉(xiāng)收入差距、城鎮(zhèn)化到勞動(dòng)力流動(dòng)再到城鎮(zhèn)居民收入不平等”的邏輯路徑探討我國城鎮(zhèn)居民收入不平等問題提供了一個(gè)完整的理論框架，也為解釋我國城鎮(zhèn)居民收入不平等及其地區(qū)差異問題提供了新的視角。

二、理論模型

1.城鄉(xiāng)收入差距和城鎮(zhèn)化對(duì)城鎮(zhèn)居民收入不平等的影響

城鄉(xiāng)收入差距和城鎮(zhèn)化會(huì)對(duì)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)供求均衡形成沖擊。哈里斯-托達(dá)羅模型(H-T模型)將城鄉(xiāng)收入差距預(yù)期視為影響農(nóng)村居民向城市遷移決策的重要因素，大量文獻(xiàn)也證實(shí)了城鄉(xiāng)收入差距是我國農(nóng)村勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)流動(dòng)的直接或間接原因(王桂新 等，2012；范曉非 等，2013)[14-15]。基于這些文獻(xiàn)研究，假設(shè)農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)函數(shù)為：

Lr=Lr(IG,Cru)Lr 1> 0,Lr 2< 0

其中IG為城鄉(xiāng)收入差距，Cru為農(nóng)村勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)非農(nóng)部門流動(dòng)需要耗費(fèi)的成本，Lr1和Lr2分別為L(zhǎng)r關(guān)于IG和Cru的一階偏導(dǎo)數(shù)。在流動(dòng)成本不變時(shí)，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大將推動(dòng)農(nóng)村勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)非農(nóng)部門流動(dòng)。

均衡工資的變化又如何影響城鎮(zhèn)居民收入不平等？為了簡(jiǎn)化分析，假設(shè)城鎮(zhèn)非農(nóng)部門同質(zhì)且僅有勞動(dòng)(L)和資本(K)兩種投入，則城鎮(zhèn)非農(nóng)部門加總的生產(chǎn)函數(shù)為：

YF=F(L,K)F1>0,F2>0,F11<0,F22<0,F12>0

其中，F(xiàn)1、F2分別表示關(guān)于L、K的一階偏導(dǎo)數(shù)，F(xiàn)11、F22分別表示關(guān)于L、K的二階偏導(dǎo)數(shù)，F(xiàn)12表示關(guān)于L、K的交叉偏導(dǎo)數(shù)。假設(shè)非農(nóng)部門的勞動(dòng)需求取決于部門工資水平與資本規(guī)模，且勞動(dòng)需求隨著工資水平提高而減少，隨著部門資本規(guī)模擴(kuò)張而增加，即：

L=h(WF,K)

其中，hWF<0，hK>0，分別表示關(guān)于WF、K的一階偏導(dǎo)數(shù)。非農(nóng)部門均衡時(shí)，資本收入份額占比(YF-WFL)/YF對(duì)均衡工資變化的反應(yīng)為：

有關(guān)文獻(xiàn)證實(shí)，我國城鎮(zhèn)非農(nóng)部門總體勞動(dòng)需求彈性明顯大于-1(李娟等，2015；張車偉 等，2016)[19-20]。因此，如果將城鎮(zhèn)居民按收入從低到高劃分為依靠勞動(dòng)獲得收入的低收入組和依靠資本獲得收入的高收入組，那么城鄉(xiāng)收入差距和城鎮(zhèn)化就會(huì)通過如下機(jī)制影響城鎮(zhèn)居民收入不平等：當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)張時(shí)，農(nóng)村勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)流動(dòng)規(guī)模增大，城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)供給增加，非農(nóng)部門均衡工資下降，勞動(dòng)收入份額下降，資本收入份額上升，即低收入組城鎮(zhèn)居民相對(duì)收入下降，高收入組城鎮(zhèn)居民相對(duì)收入上升，城鎮(zhèn)居民收入不平等加劇；當(dāng)城鎮(zhèn)化發(fā)展加快時(shí)，城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)需求增加，非農(nóng)部門均衡工資上升，勞動(dòng)收入份額上升，資本收入份額下降，即低收入組城鎮(zhèn)居民相對(duì)收入上升，高收入組城鎮(zhèn)居民相對(duì)收入下降，城鎮(zhèn)居民收入不平等減輕。

推論I：城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大會(huì)導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民收入不平等加劇，城鎮(zhèn)化發(fā)展則有助于減輕城鎮(zhèn)居民收入不平等。

2.市場(chǎng)化程度和對(duì)外開放水平的調(diào)節(jié)作用

由前述公式可推導(dǎo)：

d{d[(YF-WFL)/YF]/dWF}/dEL<0

其中EL為城鎮(zhèn)非農(nóng)部門的勞動(dòng)需求彈性。上式表明，均衡工資改變對(duì)城鎮(zhèn)非農(nóng)部門資本收入份額的影響程度與勞動(dòng)需求彈性負(fù)相關(guān)，城鎮(zhèn)非農(nóng)部門的勞動(dòng)需求越缺乏彈性，工資下降導(dǎo)致資本收入份額上升和勞動(dòng)收入份額下降的幅度就越大，其加劇城鎮(zhèn)居民收入不平等的效應(yīng)越顯著；與此相反，在這種情況下，如果均衡工資上升，資本收入份額下降和勞動(dòng)收入份額上升的幅度也增大，其減輕城鎮(zhèn)居民收入不平等的效應(yīng)也更加明顯。

那么，勞動(dòng)需求彈性又與哪些因素有關(guān)？這里主要從我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的角度考察市場(chǎng)化程度和對(duì)外開放水平對(duì)勞動(dòng)需求彈性的影響。根據(jù)Hamermesh(1993)的研究[21]，在競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)和生產(chǎn)函數(shù)規(guī)模報(bào)酬不變的條件下，企業(yè)的勞動(dòng)需求彈性可表示為：

ηll=-(1-s)σ-sη

其中s為工資在收入中所占的份額，σ>0為勞動(dòng)與其他要素投入之間的替代彈性，η>0為企業(yè)產(chǎn)品的需求彈性。上式實(shí)際上將勞動(dòng)需求彈性分解為兩部分：“-(1-s)σ”表示替代效應(yīng)，即工資上升會(huì)導(dǎo)致其他要素對(duì)勞動(dòng)產(chǎn)生替代；“-sη”表示規(guī)模效應(yīng)，即產(chǎn)品市場(chǎng)變化會(huì)影響企業(yè)的要素需求。

從理論上講，要素市場(chǎng)分割由于扭曲了要素價(jià)格而會(huì)降低要素之間的替代彈性，要素市場(chǎng)化程度提高則有利于企業(yè)獲取投入替代品從而提高要素的替代彈性，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)也會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)品的需求更富彈性。對(duì)外開放的效果與此類似，因?yàn)閷?duì)外開放同樣會(huì)提高產(chǎn)品市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)程度，并通過提高資本品和中間投入品的可獲得性提高企業(yè)的技術(shù)水平(Topalova et al，2011)[22]，最終提高生產(chǎn)投入的替代彈性。因此，如果不考慮工資份額對(duì)替代效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)傳遞的約束，市場(chǎng)化程度的加深和對(duì)外開放水平的提高會(huì)導(dǎo)致勞動(dòng)需求彈性減小，即企業(yè)的勞動(dòng)需求更加富有彈性。

推論II：城鄉(xiāng)收入差距和城鎮(zhèn)化對(duì)城鎮(zhèn)居民收入不平等的影響受市場(chǎng)化程度和對(duì)外開放水平的調(diào)節(jié)，在市場(chǎng)化程度和對(duì)外開放水平較低地區(qū)，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大對(duì)城鎮(zhèn)居民收入不平等的正向推動(dòng)效應(yīng)較大，城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)居民收入不平等的減輕效應(yīng)也較大。

推論I為我國城鎮(zhèn)居民收入不平等的演變提供了一個(gè)解釋視角，推論II則可以進(jìn)一步解釋我國城鎮(zhèn)居民收入不平等存在的地區(qū)差異。城鄉(xiāng)收入差距帶來的農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)和城鎮(zhèn)化雙向沖擊城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)的供給和需求，勞動(dòng)供求關(guān)系變化改變城鎮(zhèn)非農(nóng)部門的要素收入份額從而導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民收入不平等的變化；同時(shí)，由于要素收入份額變化對(duì)勞動(dòng)供求變化的反應(yīng)程度與經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和制度環(huán)境相關(guān)，市場(chǎng)化程度和對(duì)外開放度水平的地區(qū)差異將導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民收入不平等的地區(qū)差異。如果考慮城鄉(xiāng)收入差距和城鎮(zhèn)化對(duì)城鎮(zhèn)不同非農(nóng)部門工資沖擊的差異性，上述理論框架也為探討城鎮(zhèn)部門、行業(yè)和居民的收入不平等問題提供了一個(gè)研究方向和路徑。

三、實(shí)證設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)處理

為了檢驗(yàn)上述兩個(gè)理論推論，本文將實(shí)證檢驗(yàn)分為兩個(gè)步驟：一是基于全樣本檢驗(yàn)城鄉(xiāng)收入差距和城鎮(zhèn)化對(duì)我國城鎮(zhèn)居民收入不平等產(chǎn)生的影響；二是分別基于市場(chǎng)化發(fā)展水平和對(duì)外開放程度構(gòu)建若干子樣本，檢驗(yàn)市場(chǎng)化程度和對(duì)外開放水平在其中的調(diào)節(jié)作用，以解釋我國城鎮(zhèn)居民收入不平等的地區(qū)差異。根據(jù)理論分析，將檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)定為：

lnugi=α+βlnIG+γlnUR+ΓΧ+ε

其中，ugi為城鎮(zhèn)居民收入不平等變量，IG為城鄉(xiāng)收入差距變量，UR為城鎮(zhèn)化變量，X為控制變量組成的向量組，Γ是相應(yīng)的系數(shù)向量組。根據(jù)胡祖光(2004)[3]提出的簡(jiǎn)易公式計(jì)算城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)*各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒都公布有足夠時(shí)間長(zhǎng)度的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入五等份分組抽樣數(shù)據(jù)，這種計(jì)算方法直觀簡(jiǎn)單，且計(jì)算結(jié)果與許多文獻(xiàn)對(duì)我國城鎮(zhèn)居民收入不平等的評(píng)價(jià)非常接近。，并以之衡量城鎮(zhèn)居民收入不平等；參考張克中和馮俊誠(2010)[23]、余玲錚和魏下海(2012)[24]的做法，選擇教育發(fā)展水平、金融發(fā)展水平、物價(jià)水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和人均產(chǎn)出水平為控制變量；市場(chǎng)化程度的度量比較復(fù)雜，本文主要關(guān)注要素市場(chǎng)結(jié)構(gòu)的影響，而國有經(jīng)濟(jì)的體制變化是影響我國要素市場(chǎng)扭曲的重要因素(楊帆 等，2009)[25]。因此， 參考孫早等(2014)的做法[26]，用國有經(jīng)濟(jì)占比來度量市場(chǎng)化程度，國有經(jīng)濟(jì)占比越低則市場(chǎng)化程度越高；對(duì)于對(duì)外開放水平，則參考洪占卿和郭峰(2012)[27]的做法，用進(jìn)出口總額占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重來衡量。各變量計(jì)算方法見表1。

由于各地區(qū)普遍只公布了2002—2013年的城鎮(zhèn)居民收入五等份分組抽樣數(shù)據(jù)，為了避免2002年城市住戶調(diào)查對(duì)象由非農(nóng)業(yè)人口擴(kuò)大至城市市區(qū)和縣城關(guān)鎮(zhèn)區(qū)住戶可能產(chǎn)生的影響，也考慮到2002、2003、2013年有不少地區(qū)數(shù)據(jù)缺失，因此本文采用包括25個(gè)省級(jí)行政區(qū)2004—2012年的面板樣本進(jìn)行分析(不包括港、澳、臺(tái)地區(qū)和數(shù)據(jù)缺失的山東、湖南、云南三省以及城鎮(zhèn)化水平異常高的北京、上海、天津三個(gè)直轄市)。各變量數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和各樣本地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒，并以2004年為基期分別使用相應(yīng)地區(qū)的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)名義值進(jìn)行調(diào)整，消除價(jià)格因素后得到城鎮(zhèn)居民人均實(shí)際可支配收入、農(nóng)村居民人均實(shí)際純收入、人均實(shí)際GDP，用年平均匯率計(jì)算進(jìn)出口總額(人民幣)。

表1 各變量含義及計(jì)算方法

此外，由于樣本數(shù)據(jù)均是年末統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，但理論上講農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)決策具有滯后性，因?yàn)檗r(nóng)村勞動(dòng)力的收入預(yù)期信息主要來源于經(jīng)驗(yàn)。因此，在檢驗(yàn)城鄉(xiāng)收入差距對(duì)城鎮(zhèn)居民收入不平等的影響時(shí)，對(duì)城鄉(xiāng)收入比指標(biāo)做了滯后一期處理。為了檢驗(yàn)市場(chǎng)化程度和對(duì)外開放水平的調(diào)節(jié)作用，將樣本劃分為大體相等的子樣本重新估計(jì)模型，即分別以2005—2012年國有經(jīng)濟(jì)占比(2004年數(shù)據(jù)缺失)和2004—2012年對(duì)外貿(mào)易占GDP比重從高到低排序，排前13位的地區(qū)分別構(gòu)成市場(chǎng)化程度低和對(duì)外開放水平高的子樣本，其余地區(qū)則分別構(gòu)成市場(chǎng)化程度高和對(duì)外開放水平低的子樣本。這樣得到的子樣本也基本符合經(jīng)驗(yàn)判斷，市場(chǎng)化程度較低的基本都是內(nèi)地或老工業(yè)基地省區(qū)，對(duì)外開放水平較高的基本都是沿海、沿邊省區(qū)。

分析發(fā)現(xiàn)，1986—2014年的全國城鎮(zhèn)居民收入基尼系數(shù)與城鄉(xiāng)收入差距、城鎮(zhèn)化率的演變趨勢(shì)相似，特別是城鎮(zhèn)居民收入基尼系數(shù)與城鄉(xiāng)收入差距一階滯后的變動(dòng)非常吻合(圖1)，然而同期各地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入基尼系數(shù)與城鄉(xiāng)收入差距一階滯后項(xiàng)以及城鎮(zhèn)化率的關(guān)系并不一致。以2006年和2010年為例，有些地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距相對(duì)較大，但城鎮(zhèn)居民收入不平等程度相對(duì)卻較?。挥行┑貐^(qū)雖然城鎮(zhèn)化水平高，但城鎮(zhèn)居民收入不平等卻更突出(圖2)。這初步支持了前面的理論推論：整體上看，城鄉(xiāng)收入差距和城鎮(zhèn)化對(duì)我國的城鎮(zhèn)居民收入不平等有影響；分地區(qū)看，由于各地區(qū)市場(chǎng)化程度和對(duì)外開放水平不同，城鄉(xiāng)收入差距和城鎮(zhèn)化對(duì)城鎮(zhèn)居民收入不平等的影響在不同地區(qū)有不同的表現(xiàn)。

圖1 1986—2014年城鄉(xiāng)收入差距、城鎮(zhèn)化率與城鎮(zhèn)居民收入不平等

圖2 各樣本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距、城鎮(zhèn)化與城鎮(zhèn)居民收入不平等(左：2006年；右：2010年)

四、檢驗(yàn)結(jié)果與分析

首先分別使用LLC、ADF-Fisher、PP-Fisher和Hadri四種檢驗(yàn)方法對(duì)各變量序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果表明只有金融發(fā)展水平序列通過全部四種檢驗(yàn)(序列不存在單位根)。進(jìn)一步的協(xié)整檢驗(yàn)(由于樣本時(shí)間區(qū)間較短，只采用了基于EG兩步法基礎(chǔ)的Kao協(xié)整檢驗(yàn))表明，全樣本及各子樣本的變量之間均存在協(xié)整關(guān)系。為了盡量弱化各地區(qū)數(shù)據(jù)可能的相互干擾，并最大程度消除未觀察的個(gè)體特征的影響，選擇使用個(gè)體固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果也支持了該選擇，估計(jì)結(jié)果如表2所示。

表2 面板固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果

注：(1)括號(hào)中的數(shù)字為t值；(2)***、**和*分別表示在1%、5%和10%顯著水平上顯著；(3)Hausman檢驗(yàn)的零假設(shè)是固定效應(yīng)模型與隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)系數(shù)無系統(tǒng)性差異。

表3 工具變量估計(jì)結(jié)果

注：(1)括號(hào)中的數(shù)字為z值；(2)***、**和*分別表示在1%、5%和10%顯著水平上顯著；(3)倒數(shù)1～2行為工具變量有效性檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值。為了證明工具變量的有效性，針對(duì)工具變量分別進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)、弱工具性檢驗(yàn)和外生性檢驗(yàn)。相關(guān)性檢驗(yàn)表明工具變量與相應(yīng)解釋變量顯著相關(guān)，Cragg-Donald Wald檢驗(yàn)表明不存在弱工具性問題，Sargan檢驗(yàn)表明不能拒絕這些工具變量的外生性假設(shè)，因此，本文對(duì)工具變量的選擇具有合理性。

1.城鄉(xiāng)收入差距、城鎮(zhèn)化與城鎮(zhèn)居民收入不平等

估計(jì)結(jié)果表明(見表2)，在控制了其他變量的影響后，全國樣本的城鄉(xiāng)收入差距和城鎮(zhèn)化變量的系數(shù)均在統(tǒng)計(jì)上顯著，前者系數(shù)值為正(0.139)，后者系數(shù)值為負(fù)(-0.442)，且工具變量法估計(jì)結(jié)果(見表3)與之相似(統(tǒng)計(jì)顯著，系數(shù)值分別為0.264和-0.472)。說明城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大是我國城鎮(zhèn)居民收入不平等加劇的一個(gè)原因，而城鎮(zhèn)化發(fā)展則顯著減輕了城鎮(zhèn)居民收入的不平等。

改革開初期，我國城鄉(xiāng)收入差距逐漸加大。1990年全國城鄉(xiāng)收入比為2.21，2000年上升到2.36，2010年則達(dá)到了3.12的最大值；近幾年城鄉(xiāng)收入比雖有所縮小，但仍基本保持在2.9～3.0之間。城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率提高等因素推動(dòng)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力大規(guī)模向城鎮(zhèn)非農(nóng)部門流動(dòng)。農(nóng)村勞動(dòng)力的流動(dòng)對(duì)城鎮(zhèn)居民收入可能產(chǎn)生兩種效應(yīng)：一是城鎮(zhèn)勞動(dòng)力可以通過與農(nóng)村勞動(dòng)力相互補(bǔ)缺、分工合作實(shí)現(xiàn)互惠共贏(鐘笑寒，2006)[28]，但勞動(dòng)力互補(bǔ)對(duì)城鎮(zhèn)居民收入增長(zhǎng)的推動(dòng)作用嚴(yán)重依賴于市場(chǎng)化進(jìn)程(沈坤榮 等，2011)[29]；二是農(nóng)村勞動(dòng)力進(jìn)入城鎮(zhèn)勞動(dòng)市場(chǎng)后，與城鎮(zhèn)勞動(dòng)力形成競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系，減少了城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的就業(yè)機(jī)會(huì)并降低其保留工資。特別是城鎮(zhèn)的低端勞動(dòng)力，由于其所在勞動(dòng)力市場(chǎng)分割不明顯、進(jìn)入門檻低，其保留工資更容易受到農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)的負(fù)向沖擊(劉學(xué)軍 等，2009)[30]。由于農(nóng)村勞動(dòng)力主要流向城鎮(zhèn)低人力資本、低收入群體所在勞動(dòng)力市場(chǎng)，與該群體最直接的效應(yīng)是競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，通過降低其保留工資及相對(duì)工資水平減小其勞動(dòng)收入份額，最終加劇了城鎮(zhèn)居民收入不平等。

城鎮(zhèn)化是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)轉(zhuǎn)型的又一重大體現(xiàn)，從1990年到2010年，我國城鎮(zhèn)人口比重提高了23.54個(gè)百分點(diǎn)，2014年該值達(dá)到了54.77%，超過一半的人口生活在城鎮(zhèn)?？焖偻七M(jìn)的城鎮(zhèn)化通過要素集聚為產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供了有利環(huán)境和巨大空間，推動(dòng)城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)特別是第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，大大提高了城鎮(zhèn)正規(guī)部門對(duì)勞動(dòng)力的需求；此外，城鎮(zhèn)化也通過帶動(dòng)進(jìn)入成本低、市場(chǎng)化程度高、就業(yè)形式靈活的城鎮(zhèn)非正規(guī)部門的發(fā)展，進(jìn)一步開拓了城鎮(zhèn)勞動(dòng)力(尤其是低端勞動(dòng)力)的就業(yè)渠道(蔡昉 等，2004)[18]。由于工作崗位增多，非農(nóng)部門勞動(dòng)需求增加，城鎮(zhèn)就業(yè)率上升，推動(dòng)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力保留工資提升，促使勞動(dòng)收入份額增加，進(jìn)而減輕了城鎮(zhèn)居民收入不平等。

2.市場(chǎng)化和對(duì)外開放的調(diào)節(jié)作用

對(duì)4個(gè)子樣本的估計(jì)結(jié)果表明，城鄉(xiāng)收入差距和城鎮(zhèn)化對(duì)城鎮(zhèn)居民收入不平等的影響的確存在地區(qū)差異，市場(chǎng)化程度和對(duì)外開放水平確實(shí)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距和城鎮(zhèn)化的收入不平等效應(yīng)具有調(diào)節(jié)作用。估計(jì)結(jié)果顯示，在市場(chǎng)化程度較低的地區(qū)，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大對(duì)城鎮(zhèn)居民收入不平等存在顯著正向影響(系數(shù)值為0.214)，并且工具變量估計(jì)得到的系數(shù)也最大(系數(shù)值為0.413)。城鎮(zhèn)化影響城鎮(zhèn)居民收入不平等的地區(qū)差異更加明顯，在市場(chǎng)化程度較低和對(duì)外開放水平較低的地區(qū)，城鎮(zhèn)化減輕城鎮(zhèn)居民收入不平等的效應(yīng)顯著(系數(shù)值分別為-0.484和-0.543)，而在市場(chǎng)化程度較高和對(duì)外開放水平較高的地區(qū)該效應(yīng)不顯著。

一方面，市場(chǎng)化程度較低意味著要素市場(chǎng)分割更嚴(yán)重，勞動(dòng)與其他要素之間的替代更困難。一些文獻(xiàn)證實(shí)，在要素價(jià)格扭曲的制度條件下，國有經(jīng)濟(jì)部門和壟斷部門基于各自目的以不同方式向職工提供高于市場(chǎng)的薪酬，導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民收入的所有制不平等和行業(yè)不平等(葉林祥 等，2011)[6]。從理論上講，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大推動(dòng)農(nóng)村勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)流動(dòng)則進(jìn)一步加劇了這種不平等，因?yàn)槭袌?chǎng)分割導(dǎo)致農(nóng)村勞動(dòng)力只能進(jìn)入低工資部門與城鎮(zhèn)勞動(dòng)力展開競(jìng)爭(zhēng)，向這些部門供給勞動(dòng)的城鎮(zhèn)居民為了獲得就業(yè)，只能以更大的幅度調(diào)低其保留工資。而在市場(chǎng)化程度較高、對(duì)外開放水平較高的地區(qū)，城鄉(xiāng)收入差距對(duì)城鎮(zhèn)居民收入不平等也具有負(fù)向影響，也是符合我國國情的。因?yàn)樵谖覈?，?guī)模龐大的農(nóng)村勞動(dòng)力主要流向市場(chǎng)化程度較高和對(duì)外開放水平較高的沿海發(fā)達(dá)地區(qū)，在農(nóng)村勞動(dòng)力大規(guī)模流入的情況下，競(jìng)爭(zhēng)加劇會(huì)導(dǎo)致保留工資下降，進(jìn)而勞動(dòng)收入份額也會(huì)下降，城鎮(zhèn)居民收入不平等加劇。

另一方面，在市場(chǎng)化程度較低和對(duì)外開放水平較低地區(qū)，通常國有和集體經(jīng)濟(jì)占比也較大，由于國有企業(yè)工資管制對(duì)勞動(dòng)需求產(chǎn)生負(fù)面影響，國有和集體企業(yè)的就業(yè)消失更加突出(馬弘 等，2013)[31]，這些地區(qū)城鎮(zhèn)居民的就業(yè)壓力也更大。通過加快城鎮(zhèn)化來推動(dòng)就業(yè)創(chuàng)造能力較強(qiáng)、就業(yè)門檻較低的私營經(jīng)濟(jì)部門和一般制造業(yè)、服務(wù)業(yè)發(fā)展，對(duì)于增加城鎮(zhèn)居民的就業(yè)機(jī)會(huì)無疑是一劑良藥。因此，在這些地區(qū)，城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)居民收入不平等的減輕效應(yīng)也更加明顯。

實(shí)證檢驗(yàn)也發(fā)現(xiàn)了其他一些值得思考的問題。雖然教育發(fā)展水平、金融發(fā)展水平和價(jià)格水平的系數(shù)估計(jì)值在統(tǒng)計(jì)上都不顯著，但人均產(chǎn)出水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)我國城鎮(zhèn)居民收入不平等具有顯著影響。人均產(chǎn)出水平提高會(huì)加劇城鎮(zhèn)居民收入不平等，而第三產(chǎn)業(yè)占比增大有助于減輕城鎮(zhèn)居民收入不平等。樣本期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之所以與城鎮(zhèn)居民收入不平等正相關(guān)，一個(gè)合理的解釋是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的資本偏向和就業(yè)消失使低收入群體的收入增長(zhǎng)相對(duì)較慢，就業(yè)創(chuàng)造不足導(dǎo)致在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)城鎮(zhèn)居民收入不平等加劇。與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用不同，第三產(chǎn)業(yè)比重增大意味著就業(yè)創(chuàng)造能力提高，城鎮(zhèn)非農(nóng)部門勞動(dòng)需求增加推動(dòng)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力保留工資提高和勞動(dòng)收入份額增加，進(jìn)而減輕城鎮(zhèn)居民收入不平等。

五、結(jié)論與啟示

城鎮(zhèn)居民收入不平等是經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展不平等的重要方面，也是人們關(guān)注的焦點(diǎn)之一。本文的理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)表明：我國城鎮(zhèn)居民收入不平等與城鄉(xiāng)收入差距和城鎮(zhèn)化存在密切關(guān)系，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大是城鎮(zhèn)居民收入不平等加劇的原因之一，城鎮(zhèn)化發(fā)展則有助于減輕城鎮(zhèn)居民收入不平等。上述效應(yīng)的大小受到市場(chǎng)化程度和對(duì)外開放水平的調(diào)節(jié)，導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民收入不平等存在明顯的地區(qū)差異。在市場(chǎng)化程度較高、對(duì)外開放水平較高的地區(qū)，城鄉(xiāng)收入差距對(duì)城鎮(zhèn)居民收入不平等的正向加劇效應(yīng)較?。欢谑袌?chǎng)化程度較低、對(duì)外開放水平較低的地區(qū)，城鎮(zhèn)化對(duì)城鎮(zhèn)居民收入不平等的負(fù)向減弱效應(yīng)較大；造成這種差異的原因是城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)分割，且各地區(qū)城鎮(zhèn)非農(nóng)部門的勞動(dòng)需求彈性不同，使城鄉(xiāng)收入差距和城鎮(zhèn)化所產(chǎn)生的作用大小存在差異。

我國的城鎮(zhèn)居民收入不平等問題具有復(fù)雜性，相關(guān)問題的解決也面臨諸多挑戰(zhàn)。減輕城鎮(zhèn)居民收入不平等，需要從城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)的供求兩端著手：一方面，既要通過縮小城鄉(xiāng)收入差距，減少農(nóng)村勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)非農(nóng)部門的被動(dòng)轉(zhuǎn)移和盲目流動(dòng)，弱化農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)城鎮(zhèn)居民就業(yè)帶來的負(fù)面沖擊；也要進(jìn)一步加快推進(jìn)我國的新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程，繁榮城鎮(zhèn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)(特別是第三產(chǎn)業(yè))增加非農(nóng)部門就業(yè)創(chuàng)造；兩相合力推動(dòng)城鎮(zhèn)低端勞動(dòng)力收入快速增長(zhǎng)。另一方面，要深化改革，打破要素市場(chǎng)分割和行業(yè)界限，加快要素市場(chǎng)建設(shè)，使城鎮(zhèn)非農(nóng)部門的就業(yè)更加富有彈性，促使農(nóng)村流動(dòng)勞動(dòng)力和城鎮(zhèn)勞動(dòng)力形成互補(bǔ)，在實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民整體收入增長(zhǎng)的同時(shí)減輕城鎮(zhèn)居民收入不平等。當(dāng)前我國正在大力推動(dòng)實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，其根本就是通過農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營、發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)等多種方式不斷提高農(nóng)村居民收入水平，實(shí)現(xiàn)生活富裕?？梢灶A(yù)期，在鄉(xiāng)村振興和新型城鎮(zhèn)化等一系列相關(guān)戰(zhàn)略推動(dòng)下，我國的城鎮(zhèn)居民收入不平等問題將得到有效緩解。

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