顏長春，劉長庚

(湘潭大學 商學院，湖南 湘潭 411105)

一、引言

研究市場化改革對城鄉(xiāng)居民收入不平等及分項收入不平等有助于解釋我國居民收入不平等的深層次原因。長期以來偏城市化政策下的市場化改革造成了城鄉(xiāng)市場、制度、環(huán)境的二元分割,使得城鄉(xiāng)居民收入不平等進一步惡化。我國市場化改革涉及金融、土地、國有企業(yè)、進出口、貨幣等多個方面，已有研究主要圍繞上述方面對居民收入不平等的影響展開，從收入結(jié)構(gòu)角度去探求市場化改革影響收入不平等的研究頗為少見。從目前我國市場化改革幾個方面來看，金融市場化過程中階層性貧富差距加劇，同時金融抑制政策下的資本收入轉(zhuǎn)移導致居民財產(chǎn)收入遭到侵蝕[1]5-16。在二元結(jié)構(gòu)中，金融市場化改革推進城市化進程中對農(nóng)村居民的收入具有抑制作用，對城市居民收入?yún)s反之[2]39-42。理論上，金融市場化能通過信貸支持改變農(nóng)戶初始稟賦進而促進農(nóng)民收入增長[3]33-45，現(xiàn)實中資金轉(zhuǎn)移、產(chǎn)業(yè)間的投資對農(nóng)戶信貸產(chǎn)生不同程度的抑制作用，加之農(nóng)戶對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化改革的某個方面對城鄉(xiāng)收入不平等的異質(zhì)性影響，對存在的異質(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，在揭示市場化改革對城鄉(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、極大似然估計對我國1996—2015年省級面板數(shù)據(jù)進行實證分析與穩(wěn)健性檢驗,擬揭示我國市場化改革進程中城鄉(xiāng)收入不平等的深層次原因。

二、指標選取與模型設(shè)計

從《中國統(tǒng)計年鑒》中收入統(tǒng)計數(shù)據(jù)可知，我國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)營性收入的比重處于比較低的水平，財產(chǎn)性收入存在被低估的可能性，其比重同樣較低，我國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)，并對城鄉(xiāng)居民總收入不平等進行分解，具體計算過程如下：

(1)

(2)

將式(2)代入式(1)得到：

(3)

從上述測算公式可知，城鄉(xiāng)居民的收入相對不平等同時受到分項收入不平等系數(shù)和城鄉(xiāng)居民各分項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)。可見某項收入的不平等程度較高，但是收入占比較低，使得該項收入對城鄉(xiāng)收入不平等的貢獻程度也可能較低，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、國有化率及土地協(xié)議出讓比例來度量市場化改革，采用地區(qū)存款/GDP、貸款/GDP、存貸比、直接融資占比四個金融發(fā)展指標表示金融市場化改革；采用CPI定基指數(shù)變化率表示貨幣市場化；采用地區(qū)實際使用外資與GDP的比值、進出口占比表示開放程度。本文進一步控制包括地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、城市化率、人力資本水平、社會撫養(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的對數(shù)一次項和二次項來表示經(jīng)濟發(fā)展水平，旨在檢驗居民收入不平等是否與經(jīng)濟發(fā)展水平呈kuznets倒“U”型關(guān)系；采用當?shù)卣卺t(yī)療、衛(wèi)生、教育方面的支出占總財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)促進勞動力轉(zhuǎn)移，進而提高農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口工資性收入。變量描述性統(tǒng)計見表1。

表1變量描述性統(tǒng)計

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)營性收入不平等OIn584-20.728114.391-1 160.67492.304財產(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國有化率sWn5890.4720.2070.0360.899開放程度imPt5890.1520.2330.0041.419國有資產(chǎn)利潤率pOS4960.0430.036-0.0130.276外資水平fdi5860.0300.0290.0000.169土地市場化land3720.3350.2760.0060.964經(jīng)濟發(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年中國省級面板數(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)

由于土地市場化、金融發(fā)展的樣本量較少，在實證分析中采用逐步回歸進行檢驗。表2中Hausman檢驗結(jié)果為負，說明選擇隨機效應(yīng)模型更合理，模型適應(yīng)性檢驗表明所有變量的系數(shù)不同時為0，在隨機效應(yīng)基礎(chǔ)上給出了極大似然估計結(jié)果。表2中極大似然估計結(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，說明地區(qū)存款占GDP比例越高越會導致城鄉(xiāng)收入不平等的惡化。當通貨膨脹率提高1個百分點，城鄉(xiāng)收入不平等的程度將進一步加劇0.604個百分點。國有化改革系數(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，故沒有一一列出。中在0.05水平上顯著，說明國有化程度越高會導致城鄉(xiāng)收入不平等越嚴重。地區(qū)開放程度的兩個變量的系數(shù)呈現(xiàn)出相反的影響機制，其中進出口占比的系數(shù)顯著為正，地區(qū)外資水平系數(shù)顯著為負，說明地區(qū)進出口水平成為擴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)的剩余勞動力提供了就業(yè)崗位，同時有助于提升地區(qū)市民化水平。政府干預(yù)的系數(shù)顯著為負，當政府干預(yù)提高一個百分點，會導致城鄉(xiāng)收入不平等縮小0.879個百分點，可見政府干預(yù)成為有效縮小城鄉(xiāng)收入不平等的方式。

從控制變量來看，地區(qū)居民消費能力或發(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，可見城市化進程有助于改善城鄉(xiāng)收入不平等。

表2 市場化改革與城鄉(xiāng)收入相對不平等

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

表3 土地市場化與城鄉(xiāng)居民收入不平等的實證結(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，說明老年撫養(yǎng)率越高會加劇城鄉(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)生變化必然導致居民收入不平等發(fā)生變化，但是如果社會整體福利水平逐步提高，社會撫養(yǎng)比例增加并不會導致收入不平等的惡化，我國老齡化趨勢是我國人口結(jié)構(gòu)正在經(jīng)歷的過程，實際上在我國城市化進程中城鄉(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進一步提升，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題。

表3是土地市場化與城鄉(xiāng)收入不平等的實證檢驗結(jié)果，方程擬合程度達到0.42以上，且均通過模型適應(yīng)性檢驗。土地市場化系數(shù)顯著為負，表明在土地市場化改革過程中土地協(xié)議交易量的增加有助于改善城鄉(xiāng)收入不平等。穩(wěn)健性檢驗中的極大似然估計結(jié)果與隨機效應(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行檢驗發(fā)現(xiàn)土地市場指數(shù)的系數(shù)還是負數(shù)，說明基準回歸結(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變量替換金融發(fā)展變量，并進行相應(yīng)穩(wěn)健性檢驗，存貸比的系數(shù)顯著為正，系數(shù)值為0.000 01，說明存貸比例越高會惡化城鄉(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中極大似然估計與采用滯后一期作為工具變量的結(jié)果都是顯著為正，說明地區(qū)存貸總額占GDP比重越大越會擴大城鄉(xiāng)收入不平等。

地區(qū)經(jīng)濟開放程度與我國城市化、工業(yè)化進程密切相關(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。該部分采用進出口占比、外資比重的滯后項作為工具變量進行穩(wěn)健性檢驗(見表5)。方程1、方程2中工具變量系數(shù)顯著為正，說明進出口的確在一定程度上擴大了城鄉(xiāng)收入不平等；方程3、方程4中工具變量系數(shù)都是負數(shù)，但是僅有方程3中隨機效應(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(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(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、市場化改革影響城鄉(xiāng)居民分項收入不平等的結(jié)構(gòu)效應(yīng)

該部分同樣采用逐步回歸來實證檢驗市場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)營性收入不平等、財產(chǎn)性收入不平等及轉(zhuǎn)移性收入不平等，通過hausman檢驗后發(fā)現(xiàn)采用隨機效應(yīng)模型優(yōu)于固定效應(yīng)模型。*該部分沒有給出固定效應(yīng)結(jié)果(檢驗過程和數(shù)據(jù)備索)。

表6中，方程3中貸款比的系數(shù)顯著為正，說明采用貸款占GDP比重表示金融發(fā)展具有擴大城鄉(xiāng)居民財產(chǎn)性收入不平等的效應(yīng)，但是對其他分項收入不平等的影響存在不確定性。貨幣市場化對分項收入不平等影響存在不確定性。方程1、方程2和方程4中國有化率的系數(shù)顯著，說明國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，對財產(chǎn)性收入、經(jīng)營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)進出口占比越高會加劇城鄉(xiāng)居民經(jīng)營性收入不平等，同時具有縮小城鄉(xiāng)居民財產(chǎn)性收入不平等的效應(yīng)；地區(qū)外資水平(FDI)對城鄉(xiāng)收入不平等的影響存在不確定性。

從控制變量來看，經(jīng)濟發(fā)展水平一次項(eDp)都是顯著為負，二次項(eDp2)都是顯著為正，說明經(jīng)濟發(fā)展水平與城鄉(xiāng)居民的工資性收入不平等、經(jīng)營性收入不平等呈“U”型關(guān)系，方程4中一次項(eDp)系數(shù)顯著為負，說明地區(qū)經(jīng)濟發(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)分別顯著為負和正，說明隨著地區(qū)人力資本的提高有助于縮小經(jīng)營性收入不平等。從人口結(jié)構(gòu)來看，說明老齡化趨勢可能使得城鄉(xiāng)居民四種分項收入不平等加劇，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)，說明地區(qū)少兒撫養(yǎng)比越高會拉大城鄉(xiāng)居民的工資性收入和財產(chǎn)性收入不平等。

表7中土地市場化的系數(shù)顯著為正，說明地區(qū)土地協(xié)議出讓比例越高越會導致城鄉(xiāng)居民財產(chǎn)性收入不平等加劇，對其他分項收入不平等的影響卻存在不確定性；城市化進程會加劇城鄉(xiāng)居民工資性收入不平等，但有助于改善經(jīng)營性收入不平等；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加劇城鄉(xiāng)居民財產(chǎn)性收入不平等，可能原因是二元結(jié)構(gòu)下城市人口的財產(chǎn)代際轉(zhuǎn)移和農(nóng)村財產(chǎn)性收入較低加劇了這種不平等，在土地市場化程度較高的地區(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中國有企業(yè)利潤率指標的系數(shù)顯著為正，地區(qū)國有企業(yè)利潤上升1個百分點，城鄉(xiāng)居民的工資性收入不平等會加劇3.65個百分點；國有企業(yè)利潤率系數(shù)顯著為負，國有企業(yè)效益的提升具有改善城鄉(xiāng)居民財產(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，說明國有企業(yè)利潤越高的地區(qū)，政府干預(yù)、城市化進程具有顯著擴大城鄉(xiāng)居民轉(zhuǎn)移性收入不平等的效應(yīng)；在控制國有企業(yè)改革后地區(qū)老齡化趨勢具有擴大城鄉(xiāng)居民工資性收入不平等的效應(yīng)。

表6 市場化改革與分項收入不平等

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，表明金融市場化改革過程中直接融資具有顯著地擴大城鄉(xiāng)居民工資性收入的效應(yīng)，提高直接融資比例對其他城鄉(xiāng)分項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)實質(zhì)的變化，表明實證分析是穩(wěn)健的。

表7 土地市場化改革與城鄉(xiāng)居民分項收入不平等

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)：金融市場化改革對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，導致資源以馬態(tài)效應(yīng)的方式進一步集中。由此金融改革應(yīng)注重政策傾斜扶持。

國有化程度越高會導致城鄉(xiāng)收入不平等越嚴重，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。在國有企業(yè)利潤率越高的地區(qū)，城鄉(xiāng)居民工資性收入不平等更嚴重。

地區(qū)進出口水平成為擴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)進出口占比越高會加劇城鄉(xiāng)居民經(jīng)營性收入不平等，同時具有縮小城鄉(xiāng)居民財產(chǎn)性收入不平等的效應(yīng)。

土地市場化改革過程中土地協(xié)議交易量的增加有助于改善城鄉(xiāng)收入不平等，同時導致城鄉(xiāng)居民財產(chǎn)性收入不平等加劇。

老年撫養(yǎng)比越高會導致城鄉(xiāng)收入不平等程度加劇，進一步惡化城鄉(xiāng)居民財產(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，也會加劇城鄉(xiāng)居民的工資性收入和財產(chǎn)性收入不平等。這與我國城鄉(xiāng)分割的經(jīng)濟環(huán)境、制度環(huán)境密切相關(guān)，在我國城市化進程中城鄉(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進一步提升，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)營性收入不平等呈現(xiàn)顯著的倒“U”型關(guān)系。