勞動(dòng)力市場(chǎng)的所有制分割與城鄉(xiāng)收入差距

陳 萍 ，李 平

(1.遼寧社會(huì)科學(xué)院 經(jīng)濟(jì)研究所，遼寧 沈 陽 1 10031;2.遼寧大學(xué) 比較經(jīng)濟(jì)體制研究中心，遼寧 沈 陽 1 10036)

一、引 言

近年來，很多文獻(xiàn)研究了中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距及其決定因素。在這些研究中，城市化和政府的城市偏向政策、農(nóng)村人口流動(dòng)、金融發(fā)展、開放程度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及城鄉(xiāng)居民的個(gè)體特征成為影響城鄉(xiāng)收入差距的重要因素。雖然這些研究關(guān)注的重點(diǎn)各有不同，但在對(duì)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向城市流動(dòng)仍然遇到障礙問題上，卻是一致的。然而，影響城鄉(xiāng)收入差距的因素不僅有勞動(dòng)力流動(dòng)障礙，還有勞動(dòng)力流動(dòng)到城市以后面對(duì)什么樣的勞動(dòng)力市場(chǎng)問題:是統(tǒng)一的勞動(dòng)力市場(chǎng)，還是分割的勞動(dòng)力市場(chǎng)。如果是前者，流動(dòng)的農(nóng)民工將獲得一個(gè)競(jìng)爭(zhēng)性的工資，城鄉(xiāng)收入差距因?yàn)閯趧?dòng)力向城市流動(dòng)而得到改善;如果是后者，流動(dòng)的農(nóng)民工可能獲得一個(gè)非競(jìng)爭(zhēng)性的工資，能否因此而改善城鄉(xiāng)收入差距是不確定的。然而，大量的研究忽略了這個(gè)問題。Knight和Song以及奈特和宋麗娜根據(jù)城市截面調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)工資結(jié)構(gòu)變化的研究證明，改革開放后，中國(guó)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)還沒有發(fā)展成為一個(gè)統(tǒng)一的市場(chǎng)，而是存在省際分割和所有制分割的市場(chǎng)［1－2］。隨著改革的不斷深化，省際分割的作用下降，而所有制分割的影響依然存在。但是他們并沒有在此基礎(chǔ)上研究勞動(dòng)力市場(chǎng)的所有制分割對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，原因可能在于缺乏直接的和系統(tǒng)的農(nóng)民工工資統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，特別是面板數(shù)據(jù)。

本文通過間接的方法證明城鎮(zhèn)集體經(jīng)濟(jì)部門的工資是農(nóng)民工工資合適的代理變量，從而可以通過城鎮(zhèn)國(guó)有部門平均工資與集體部門平均工資的相對(duì)比例，觀察勞動(dòng)力市場(chǎng)的所有制分割，進(jìn)而研究這種分割對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。Chan和Hu認(rèn)為，中國(guó)城鎮(zhèn)人口增長(zhǎng)來源于三個(gè)方面:城鎮(zhèn)人口自然增長(zhǎng)、原有農(nóng)村地區(qū)劃歸城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民向城鎮(zhèn)流動(dòng)［3］。在他們看來，農(nóng)村居民向城鎮(zhèn)流動(dòng)是城鎮(zhèn)人口增長(zhǎng)最主要的原因。筆者認(rèn)為，由于城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)存在所有制分割，因此農(nóng)民向城鎮(zhèn)流動(dòng)必然流向非國(guó)有部門，并且由于人力資本水平較低，農(nóng)民工在非國(guó)有部門可能獲得的是最低的平均工資。通過對(duì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)集體部門的平均工資不僅低于國(guó)有部門，而且在所有非國(guó)有部門中也是最低的。通過對(duì)數(shù)據(jù)的分析還發(fā)現(xiàn)了城市化水平與集體部門平均工資變化的系統(tǒng)聯(lián)系。據(jù)此，我們將集體部門的工資作為農(nóng)民工工資的代理變量，用國(guó)有部門平均工資與集體部門平均工資的相對(duì)比例衡量勞動(dòng)力市場(chǎng)的所有制分割程度，并進(jìn)而研究這種分割對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。在考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入分配具有庫茲涅茨效應(yīng)的前提下，我們發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力市場(chǎng)的所有制分割具有擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距效應(yīng)的證據(jù)。

二、概念性框架與文獻(xiàn)回顧

Lewis提出了以二元結(jié)構(gòu)為背景的經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論［4］。在他的理論中，一個(gè)經(jīng)濟(jì)的二元性可以表現(xiàn)為“正式部門與非正式部門”并存，在文獻(xiàn)上這種說法經(jīng)常與“現(xiàn)代部門與傳統(tǒng)部門”，或“工業(yè)部門與農(nóng)業(yè)部門”，或“城市與鄉(xiāng)村”的說法交替使用。他假設(shè)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初期階段，傳統(tǒng)部門或農(nóng)業(yè)部門的勞動(dòng)力處于過剩狀態(tài)，勞動(dòng)力供給具有無限彈性，現(xiàn)代部門工資與傳統(tǒng)部門工資之間預(yù)先存在差距。傳統(tǒng)部門工資由其平均產(chǎn)品決定，而現(xiàn)代部門工資則由談判制度決定［5］，政治的和社會(huì)的因素對(duì)這些部門工資決定有著重要的影響。現(xiàn)代部門的發(fā)展吸引過剩的勞動(dòng)力流入，并向流入者支付高于傳統(tǒng)部門平均收入水平的工資。保持兩個(gè)部門的工資差距就會(huì)吸引過剩的勞動(dòng)力，只有當(dāng)勞動(dòng)力供給不再具有無限彈性時(shí)，現(xiàn)代部門的工資才開始上升，經(jīng)濟(jì)發(fā)展達(dá)到了所謂的“劉易斯轉(zhuǎn)折點(diǎn)”。

劉易斯理論的核心問題是勞動(dòng)力市場(chǎng)的二元性［6］，傳統(tǒng)部門工資決定機(jī)制與現(xiàn)代部門是不同的，勞動(dòng)力市場(chǎng)在兩個(gè)部門是分割的。最初劉易斯認(rèn)為，雖然現(xiàn)代部門也可以細(xì)分為不同的部門，但可以視為一個(gè)部門，因?yàn)檫@些部門都遵循競(jìng)爭(zhēng)性原則［4］。這意味著在現(xiàn)代部門中不存在勞動(dòng)力市場(chǎng)分割。也許正是這個(gè)原因，國(guó)內(nèi)有些學(xué)者認(rèn)為劉易斯的模型很難解釋中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中呈現(xiàn)不同層面城鄉(xiāng)分割的事實(shí)［7］。實(shí)際上，后來Lewis修正了他的理論，認(rèn)為即使是現(xiàn)代部門的勞動(dòng)力市場(chǎng)也存在競(jìng)爭(zhēng)性和非競(jìng)爭(zhēng)性兩個(gè)部分［8］。進(jìn)入非競(jìng)爭(zhēng)性的勞動(dòng)力市場(chǎng)受到控制，這使非競(jìng)爭(zhēng)性部門享受比競(jìng)爭(zhēng)性部門“優(yōu)惠”的工資。在劉易斯看來，現(xiàn)代部門中勞動(dòng)力市場(chǎng)的分割主要由行業(yè)工會(huì)力量的分布決定。而在中國(guó)，工會(huì)力量不是城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)分割的原因，因此，劉易斯的修正在國(guó)內(nèi)有關(guān)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距的研究中也被忽略了。

劉易斯模型隱含的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與收入分配的關(guān)系與Kuznets［9］對(duì)這個(gè)主題的研究極為相近，因?yàn)楹笳唠[含地將研究的背景建立在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)基礎(chǔ)上。當(dāng)經(jīng)濟(jì)從以農(nóng)業(yè)為主向以工業(yè)和服務(wù)業(yè)為主的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變過程中，經(jīng)歷了一個(gè)歷史性的增長(zhǎng)和發(fā)展過程。在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的早期階段，勞動(dòng)力由一個(gè)收入分配比較平等的農(nóng)業(yè)部門向收入分配不太平等的工業(yè)或服務(wù)業(yè)部門轉(zhuǎn)移，部門或城鄉(xiāng)之間的收入分配關(guān)系將會(huì)惡化，收入差距擴(kuò)大，但增長(zhǎng)的中間階段，收入分配差距比較穩(wěn)定，而在增長(zhǎng)的后期階段，收入分配差距會(huì)趨于縮小。這就是著名的庫茲涅茨有關(guān)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與收入分配不平等之間的倒U型曲線假說。

在二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下，城鄉(xiāng)之間收入差距的變化還受到政府支持發(fā)展的政策在城鄉(xiāng)之間不平衡分布的影響。Lipton提出了政府政策具有城市偏向的觀點(diǎn)［10］。按照Lipton的觀點(diǎn)，政府涉及城鄉(xiāng)之間的政策包括價(jià)格政策和支出政策。例如，扭曲或壓低農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格就有利于城市工人，從而有利于城市工業(yè)的資本積累。在他看來，隨著市場(chǎng)的發(fā)展，農(nóng)產(chǎn)品和工業(yè)品的價(jià)格更接近于市場(chǎng)定價(jià)，價(jià)格扭曲的狀況會(huì)得到部分矯正，但支出政策的偏向依然存在，甚至更為重要地體現(xiàn)城市偏向政策。

上述理論成為近些年國(guó)內(nèi)實(shí)證研究城鄉(xiāng)收入差距的概念性框架。陸銘和陳釗利用1987—2001年間省際面板數(shù)據(jù)重點(diǎn)研究了城市化、財(cái)政支農(nóng)政策和金融機(jī)構(gòu)農(nóng)業(yè)貸款對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響［11］。他們發(fā)現(xiàn)城市化產(chǎn)生縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)，而財(cái)政政策與金融貸款的作用相反，前者擴(kuò)大城鄉(xiāng)差距，后者產(chǎn)生縮小效應(yīng)。在他們的解釋變量中包含了開放程度，但不包含經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。章奇等利用1978—1998年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平 (GDP)與城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，具有庫茲涅茨效應(yīng)［12］。但在他們的估計(jì)模型中，不包含城市化這個(gè)解釋變量。萬廣華利用1987—2001年間省際面板數(shù)據(jù)研究同樣的問題，并將城市化和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平同時(shí)作為解釋變量，發(fā)現(xiàn)城市化具有縮小城鄉(xiāng)差距的效應(yīng)，但由人均收入衡量的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入差距呈U型關(guān)系，沒有庫茲涅茨效應(yīng)［13］。王韌根據(jù)1978—2002年的省際面板數(shù)據(jù)研究了城市化和開放程度對(duì)城鄉(xiāng)差距的影響。由于估計(jì)模型考慮了兩個(gè)解釋變量的非線性問題，因此，他發(fā)現(xiàn)城市化和開放程度與城鄉(xiāng)收入差距都具有倒U型曲線關(guān)系［14］，但在他的模型中沒有考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。在解釋城鄉(xiāng)收入差距時(shí)，不能同時(shí)考慮城市化和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響是估計(jì)模型的一個(gè)缺陷。此外，現(xiàn)有的文獻(xiàn)也沒有考慮城市部門勞動(dòng)力市場(chǎng)的分割對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。

Knight和Song以及奈特和宋麗娜利用1988、1995和2002年截面住戶調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)分割及其對(duì)工資結(jié)構(gòu)的影響進(jìn)行了專門研究。將勞動(dòng)力市場(chǎng)分割區(qū)分為省際分割和所有制分割之后，他們發(fā)現(xiàn)在1988—1995年間，雖然工資分配在不同的所有制之間分割較為嚴(yán)重，但省際分割對(duì)該時(shí)期工資不平等程度上升的貢獻(xiàn)最大，而在1995—2002年間，省際分割和所有制分割依然存在，但影響力發(fā)生了變化。省際分割對(duì)工資不平等程度的貢獻(xiàn)是負(fù)的，而所有制分割對(duì)工資不平等程度的貢獻(xiàn)是正的，但由于二者相互抵消了，所以勞動(dòng)力市場(chǎng)分割對(duì)該時(shí)期工資不平等程度上升的凈貢獻(xiàn)接近于零［1－2］。

Knight和Song的研究表明，雖然經(jīng)過了改革開放，但城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)的所有制分割仍然是很嚴(yán)重的。我們不能假設(shè)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向城市流動(dòng)之后面對(duì)的是一個(gè)統(tǒng)一的勞動(dòng)力市場(chǎng)，相反，他們面對(duì)的是一個(gè)被所有制分割的勞動(dòng)力市場(chǎng)。他們只能進(jìn)入市場(chǎng)力量作用較大的非國(guó)有部門，從而獲得工資收入，這些工資收入被統(tǒng)計(jì)在農(nóng)民家庭人均純收入中。如果其他條件不變，城鄉(xiāng)收入差距必然會(huì)縮小，但如果國(guó)有部門的工資也在發(fā)生變動(dòng)，那么，國(guó)有部門職工與農(nóng)民工工資的相對(duì)比例就是一個(gè)影響城鄉(xiāng)收入差距的重要變量。

三、勞動(dòng)力市場(chǎng)所有制分割的代理變量

國(guó)內(nèi)現(xiàn)有的文獻(xiàn)沒有討論城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)的所有制分割對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，一方面可能源于忽略了Lewis對(duì)其模型中隱含的單一勞動(dòng)力市場(chǎng)假設(shè)的修正［8］，另一方面缺少改革開放以來農(nóng)民工工資收入的系統(tǒng)數(shù)據(jù)，特別是面板數(shù)據(jù)。前者可以通過直接將勞動(dòng)力市場(chǎng)的所有制分割引入分析框架得到解決，但后者的解決辦法需要尋找農(nóng)民工工資的代理變量。

我們的思路是，農(nóng)村居民家庭人均純收入是農(nóng)民工的供給價(jià)格，農(nóng)民工進(jìn)入城市可以接受的最低工資要高于這個(gè)供給價(jià)格。由于城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)存在所有制分割，特別是國(guó)有與非國(guó)有之間的分割，所以，他們最可能進(jìn)入的是非國(guó)有部門。但他們一般都缺少必要的人力資本，因此，即使是可以比較容易地進(jìn)入非國(guó)有部門，也不可能是非國(guó)有部門中工資較高的企業(yè)。一個(gè)比較合理的假設(shè)是，他們進(jìn)入非國(guó)有部門中工資較低或最低的部門。根據(jù)《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒(2011)》提供的數(shù)據(jù)，我們發(fā)現(xiàn)1978—2010年間城鎮(zhèn)集體經(jīng)濟(jì)部門的平均工資與其他非國(guó)有部門相比較都是最低的。因此，可以假設(shè)，城鎮(zhèn)集體企業(yè)的平均工資合理地反映了農(nóng)民工的工資水平。如果這個(gè)假設(shè)成立的話，那么國(guó)有部門的工資水平與集體部門的工資水平之間的比例，就可以作為衡量城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)所有制分割的代理變量。

然而，如果城鎮(zhèn)集體經(jīng)濟(jì)的平均工資水平近似地反映了農(nóng)民工的工資水平，那么隨著農(nóng)民工人數(shù)的增加，城市化水平的提高，競(jìng)爭(zhēng)程度也增強(qiáng)，城鎮(zhèn)集體經(jīng)濟(jì)的工資水平必然面臨一個(gè)向下的壓力，否者城鎮(zhèn)集體的工資水平與農(nóng)民工的工資水平之間就沒有必然的聯(lián)系。同時(shí)，如果國(guó)有部門的工資是一個(gè)非競(jìng)爭(zhēng)性的工資，農(nóng)民工人數(shù)的增加或城市化水平的提高，對(duì)國(guó)有部門工資就沒有系統(tǒng)的影響。我們?yōu)榇诉M(jìn)行了檢驗(yàn)。

假設(shè)有一個(gè)工資函數(shù)，工資由集體經(jīng)濟(jì)部門平均工資的對(duì)數(shù)或國(guó)有部門平均工資的對(duì)數(shù)衡量，即

我們假設(shè)城市化水平是一個(gè)主要解釋工資變化的變量，其他作為控制變量，因?yàn)樵谄渌麠l件給定的情況下，進(jìn)入城市的農(nóng)民工越多，城市化水平也越高。我們利用1978—2008年30個(gè)省際面板數(shù)據(jù)分別對(duì)集體經(jīng)濟(jì)工資和國(guó)有工資進(jìn)行回歸分析，并采用地區(qū)和時(shí)間雙向固定效應(yīng)的OLS方法。估計(jì)的結(jié)果是，城市化水平對(duì)集體經(jīng)濟(jì)平均工資的影響系數(shù)為－0.14，t統(tǒng)計(jì)值為－2.39，而且在1%水平上具有統(tǒng)計(jì)顯著性，但是城市化水平對(duì)國(guó)有部門平均工資的影響系數(shù)為－0.04，t統(tǒng)計(jì)值為－0.84，在統(tǒng)計(jì)上不顯著。這個(gè)回歸結(jié)果證明我們選擇城鎮(zhèn)集體經(jīng)濟(jì)工資水平作為農(nóng)民工工資水平的合理性，并且由于國(guó)有部門的工資決定不受農(nóng)民工規(guī)模或城市化水平的影響，因此，將國(guó)有部門平均工資與集體部門平均工資之間的比例作為衡量城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)分割程度的代理變量也是合理的。

四、模型設(shè)定、數(shù)據(jù)說明和估計(jì)方法

1.模型設(shè)定

根據(jù)前述概念性框架，對(duì)于我們的研究目的來說，需要考慮城市化、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政府政策和勞動(dòng)力市場(chǎng)的所有制分割對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。在國(guó)內(nèi)大量的相關(guān)研究文獻(xiàn)中，城市化、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和政府政策被作為基本因素，但這些研究在考慮基本因素時(shí)忽略了勞動(dòng)力市場(chǎng)二元結(jié)構(gòu)可能對(duì)收入差距產(chǎn)生影響。我們?cè)诮?jīng)驗(yàn)分析中引入勞動(dòng)力市場(chǎng)因素旨在彌補(bǔ)這個(gè)缺陷。在解釋城鄉(xiāng)收入差距時(shí)通常還需要控制其他變量，例如，人口總量的變動(dòng)。此外，還要控制其他結(jié)構(gòu)性變量，考慮中國(guó)的特殊性，結(jié)構(gòu)性變量將包括開放程度、轉(zhuǎn)軌程度和農(nóng)業(yè)的傳統(tǒng)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)。

根據(jù)可獲得的中國(guó)1978—2010年省際面板數(shù)據(jù)，我們采用城鄉(xiāng)基尼系數(shù)作為被解釋變量，衡量城鄉(xiāng)收入差距。這個(gè)基尼系數(shù)是根據(jù)城鄉(xiāng)人口的相對(duì)比重和城鄉(xiāng)居民家庭人均收入之比計(jì)算而得到的［15］。在解釋變量中，用城鎮(zhèn)人口比重 (ups)衡量城市化水平，預(yù)計(jì)城市化有助于縮小城鄉(xiāng)差距，因此，估計(jì)系數(shù)是負(fù)的。用人均地區(qū)生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù) (lnpgrp)衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，根據(jù)庫茲涅茨效應(yīng)，在估計(jì)模型中還增加了人均地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)的平方 (lnpgrp2)這個(gè)變量。我們預(yù)計(jì)人均地區(qū)生產(chǎn)總值水平的初始提高將擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距，但人均地區(qū)生產(chǎn)總值成倍增加 (由這個(gè)變量的平方表示)時(shí)將縮小城鄉(xiāng)收入差距。因此，計(jì)量回歸的系數(shù)值先是正的，然后是負(fù)的。將財(cái)政支出中的農(nóng)業(yè)比重 (age)和金融機(jī)構(gòu)貸款的農(nóng)業(yè)比重 (als)作為衡量政府政策具有城市偏向程度的指標(biāo)。這兩個(gè)指標(biāo)越低，政府政策的城市偏向程度越高。我們預(yù)期這兩個(gè)指標(biāo)的提高將有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。將城鎮(zhèn)國(guó)有單位和集體單位的平均工資之比 (sawr)作為勞動(dòng)力市場(chǎng)分割的指標(biāo)。這個(gè)指標(biāo)越高，勞動(dòng)力市場(chǎng)的所有制分割程度越大。預(yù)期工資比例指標(biāo)越高，城鄉(xiāng)收入差距越大。將進(jìn)出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重 (trad)、非國(guó)有職工占全部職工人數(shù)的比重 (nswr)和糧食播種面積占農(nóng)作物總播種面積比重 (gcs)三個(gè)指標(biāo)依次作為反映經(jīng)濟(jì)開放程度、轉(zhuǎn)軌程度和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的變量。進(jìn)出口比重越高，越有利于體現(xiàn)資源利用的比較優(yōu)勢(shì)，矯正傳統(tǒng)體制遺留下來的工業(yè)和農(nóng)業(yè)產(chǎn)品價(jià)格扭曲的程度，因此，我們預(yù)期這個(gè)指標(biāo)越高，越有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距，估計(jì)參數(shù)值是負(fù)的。非國(guó)有職工的比重越高，勞動(dòng)力市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)程度將越高，越有助于城市部門提高生產(chǎn)效率，增加城鎮(zhèn)居民人均收入，因此，估計(jì)系數(shù)是正的。同時(shí)，非國(guó)有職工比重的增加也意味著勞動(dòng)力市場(chǎng)改革的深化，也有利于削弱所有制分割的作用，對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響取決于這兩個(gè)力量的對(duì)比。因此，非國(guó)有職工比重與所有制分割的交互作用項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)值不能預(yù)先確定。總?cè)丝诘膶?duì)數(shù) (lntp)則作為反映人口變化的變量，在農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力還沒有消除之前，人口的增加只會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距，因此預(yù)計(jì)估計(jì)參數(shù)的符號(hào)是正的。

據(jù)此，我們有下面的回歸方程:

其中，下標(biāo)i和t分別表示省份和年份，αi表示地區(qū)效應(yīng) (個(gè)體效應(yīng))，γt表示時(shí)間效應(yīng) (時(shí)點(diǎn)效應(yīng))，εit代表殘差項(xiàng)。

2.數(shù)據(jù)說明

數(shù)據(jù)主要來源于《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編 (1949—2008)》、《全國(guó)各省、自治區(qū)、直轄市歷史統(tǒng)計(jì)資料匯編 (1949—1989)》和相關(guān)各年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。本文研究的時(shí)間跨度是1978—2010年，但是，雖然從2010年起《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》也報(bào)告國(guó)有部門和非國(guó)有部門的平均工資，但不再統(tǒng)計(jì)國(guó)有和非國(guó)有部門的職工人數(shù)，而是報(bào)告相關(guān)部門的就業(yè)人數(shù)。為避免統(tǒng)計(jì)口徑上的不一致，我們實(shí)際研究的時(shí)間跨度是1978—2008年。與其他學(xué)者一樣，由于數(shù)據(jù)不完整，沒有包括西藏，并且由于重慶和四川的數(shù)據(jù)很難準(zhǔn)確分離，將其都保留在樣本中。這樣，樣本是一個(gè)包括30個(gè)省際(包括自治區(qū)、直轄市)截面和時(shí)間跨度為31年的非平衡面板數(shù)據(jù)。

根據(jù)《全國(guó)各省、自治區(qū)、直轄市歷史統(tǒng)計(jì)資料匯編 (1949—1989)》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒(2011)》獲取相關(guān)年份的美元匯率中間價(jià)，將進(jìn)出口貿(mào)易總額數(shù)據(jù)換算成以人民幣作為計(jì)價(jià)單位。此外，對(duì)一些缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行有限的彌補(bǔ)。例如，內(nèi)蒙古1979年國(guó)有和集體單位職工平均工資缺失，根據(jù)前后兩年的均值予以彌補(bǔ)。新疆1979年城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入為前后兩年的均值。個(gè)別數(shù)據(jù)異常，進(jìn)行了適當(dāng)?shù)恼{(diào)整。吉林省1983年農(nóng)村居民人均純收入463元，而城市居民451元，疑為異常。處理的辦法是將該省1982年與1984年數(shù)據(jù)的均值分別作為1983年的城鄉(xiāng)收入。

3.估計(jì)方法

本文對(duì)1978—2008年的面板數(shù)據(jù)分別采用個(gè)體和時(shí)點(diǎn)雙向效應(yīng)的OLS、雙向效應(yīng)的2SLS和GMM三種估計(jì)方法。雙向效應(yīng)的OLS方法假設(shè)所有的被解釋變量是外生的。然而，對(duì)我們估計(jì)的模型來說，這個(gè)假設(shè)可能存在問題。在其他解釋變量是外生的假設(shè)下，反映勞動(dòng)力市場(chǎng)所有制分割的變量sawr可能是內(nèi)生的，即sawr可能與誤差項(xiàng)相關(guān)。奈特和宋麗娜認(rèn)為，雖然經(jīng)過改革市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力量在增強(qiáng)，但是企業(yè)依然延續(xù)原有的分配傳統(tǒng)［2］。基于這個(gè)分析，我們將滯后一期的sawr(－1)作為sawr的工具變量，在這個(gè)假設(shè)下采用2SLS方法再次估計(jì)這個(gè)模型。然而，采用2SLS估計(jì)方法工具變量的個(gè)數(shù)恰好等于回歸方程估計(jì)參數(shù)的個(gè)數(shù)，或者說是恰好識(shí)別的，這種估計(jì)方法的有效性存在損失。而GMM方法則允許工具變量的個(gè)數(shù)超過估計(jì)參數(shù)的個(gè)數(shù)，或者說是過度識(shí)別的，并且可以借助臨界條件對(duì)過度識(shí)別進(jìn)行檢驗(yàn)的條件下改進(jìn)估計(jì)的有效性，因此，我們將sawr滯后1期、2期和3期作為工具變量并用GMM方法重新估計(jì)了這個(gè)模型。

五、實(shí)證結(jié)果與分析

表1提供了三種估計(jì)方式對(duì)1978—2008年省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸的結(jié)果。其中，雙向效應(yīng)OLS估計(jì)Chow檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量都大于5%水平上的臨界值，表明將所估計(jì)的模型設(shè)定為雙向效應(yīng)通過了統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。由于設(shè)定sawr為唯一的內(nèi)生變量，并且sawr三個(gè)滯后期變量作為工具，GMM估計(jì)下的J統(tǒng)計(jì)量必須小于χ2(2)的臨界值，才能證明所選擇的工具變量與誤差項(xiàng)不具有相關(guān)性。檢驗(yàn)的結(jié)果滿足這個(gè)條件，表明所選擇的工具變量具有外生性質(zhì)。

首先，看城市化和經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。表1回歸分析中城市化的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，并且在所有估計(jì)方法下均在1%的水平上顯著，表明城市化水平的提高具有縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)，與陸銘和陳釗［11］的研究結(jié)果相同。人均地區(qū)生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)lnpgrp在各種估計(jì)方法下系數(shù)均為正，且在1%水平上顯著，表明人均收入水平的提高具有擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)。加入地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)的平方之后，lnpgrp2的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，而且也在1%水平上具有統(tǒng)計(jì)的顯著性，表明人均地區(qū)生產(chǎn)總值與城鄉(xiāng)基尼系數(shù)衡量的不平等程度之間存在一種倒U型曲線關(guān)系，顯示出庫茲涅茨效應(yīng)。這個(gè)結(jié)果在其他相關(guān)的研究中也得到了證實(shí)［12－14］。

其次，我們發(fā)現(xiàn)，政府財(cái)政的農(nóng)業(yè)支出政策在所有的估計(jì)方法中統(tǒng)計(jì)上都不顯著，相反，金融機(jī)構(gòu)的農(nóng)業(yè)貸款als的估計(jì)系數(shù)基本上在不考慮人均收入庫茲涅茨效應(yīng)的情況下都顯著為負(fù)，一般在5%或10%水平上顯著，具有縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)，但只要考慮庫茲涅茨效應(yīng)，該系數(shù)就變得不顯著了。陸銘和陳釗發(fā)現(xiàn)財(cái)政的農(nóng)業(yè)支出政策具有縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)，而且在統(tǒng)計(jì)上顯著，但僅限于不考慮人均收入水平的庫茲涅茨效應(yīng)和金融機(jī)構(gòu)農(nóng)業(yè)貸款作用的情況下［11］。在他們那里，農(nóng)業(yè)貸款產(chǎn)生縮小城鄉(xiāng)差距的效應(yīng)是毋庸置疑的。章奇等的研究也發(fā)現(xiàn)財(cái)政支出農(nóng)業(yè)比重的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著。同時(shí)，他們發(fā)現(xiàn)金融機(jī)構(gòu)農(nóng)業(yè)貸款的增加有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距，但在統(tǒng)計(jì)上卻不顯著［12］。

再次，開放程度trad的系數(shù)在各種方法估計(jì)下均為負(fù)，意味著開放程度有助于縮小城鄉(xiāng)差距，但統(tǒng)計(jì)上的顯著性隨模型設(shè)定的不同而有所不同。在陸銘和陳釗［11］中，這個(gè)變量的系數(shù)顯著為正，而在章奇等［12］中，系數(shù)值也是正的，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著。我們的估計(jì)結(jié)果與他們存在明顯差別。

除了開放程度外，糧食種植面積比重gcs的估計(jì)系數(shù)在本文任何估計(jì)方法和任何模型設(shè)定下，都是顯著為正，說明縮小城鄉(xiāng)收入差距還需要改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)。總?cè)丝诘膶?duì)數(shù)lntp的估計(jì)系數(shù)也是正的，多數(shù)情況下在統(tǒng)計(jì)上顯著，只有在估計(jì)模型考慮庫茲涅茨效應(yīng)時(shí)，才變得不顯著了。顯然，其他條件給定，總?cè)丝诘脑黾訉U(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。

最后，也是本文關(guān)注的重點(diǎn)，有關(guān)sawr、nswr和 sawr×nswr三個(gè)變量的估計(jì)系數(shù)及其統(tǒng)計(jì)上的顯著性。從表1可以看出，反映勞動(dòng)力市場(chǎng)所有制分割的變量sawr的估計(jì)系數(shù)均為正，但當(dāng)模型設(shè)定不包括lnpgrp2和nswr時(shí)，不具有統(tǒng)計(jì)的顯著性。當(dāng)模型僅包括nswr而不考慮人均收入水平的庫茲涅茨效應(yīng)時(shí)，sawr顯著為正，除了GMM估計(jì)方法外。而當(dāng)模型設(shè)定同時(shí)考慮庫茲涅茨效應(yīng)和非國(guó)有職工比重nswr時(shí)，sawr再次顯著為正，無論模型采取哪一種估計(jì)方法。因此，在有限條件下，我們發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力市場(chǎng)的所有制分割具有擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)，這也意味著國(guó)有部門的平均工資相對(duì)集體部門平均工資 (農(nóng)民工工資的代理變量)的上升，將擴(kuò)大城鄉(xiāng)之間收入分配的不平等。

在表1中，nswr在所有的估計(jì)方法下都是顯著為正的，且在統(tǒng)計(jì)上顯著，非國(guó)有部門就業(yè)人員比重的增加具有擴(kuò)大城鄉(xiāng)分配不平等的作用。除了直接影響城鄉(xiāng)收入差距外，nswr還通過與sawr相互作用間接地影響城鄉(xiāng)收入差距。表1中，nswr與sawr交互作用項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，這意味著，估計(jì)勞動(dòng)力市場(chǎng)所有制分割對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，不僅要看sawr為正的系數(shù)，還要考慮sawr與nswr互動(dòng)作用項(xiàng)為負(fù)的系數(shù)，也就是說，要考察勞動(dòng)力市場(chǎng)所有制分割的凈效應(yīng)。在我們的樣本中，nswr的均值是0.28。如果選擇表1模型 (3)雙向效應(yīng)OLS系數(shù)值來估計(jì)△Gur/△saw的效應(yīng)，計(jì)算結(jié)果凈效應(yīng)為正，而如果選擇模型 (5)雙向效應(yīng)的2SLS系數(shù)值來估計(jì)凈效應(yīng)的話，計(jì)算結(jié)果是負(fù)。在表1的9種估計(jì)模式中，有5種估計(jì)模式sawr和sawr×nswr這兩個(gè)變量是同時(shí)顯著的，我們計(jì)算了這5種模式sawr的變動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的凈效應(yīng)，結(jié)果是，有3種模式的凈效應(yīng)為正，兩種為負(fù)。而凈效應(yīng)為正的3種模式都是考慮了人均收入變化的庫茲涅茨效應(yīng)，而且是采用OLS、2SLS和GMM三種不同估計(jì)方法得出的結(jié)果。顯然，估計(jì)的凈效應(yīng)是正還是負(fù)與估計(jì)方法無關(guān)，而與回歸分析中解釋變量的設(shè)定 (如是否考慮庫茲涅茨效應(yīng))有關(guān)。同時(shí)，也與選擇的nswr數(shù)值有關(guān)。在我們的樣本中，nswr的最大值是0.77，最小值是0.08。顯然，將nswr的最大值代入估計(jì)式，勞動(dòng)力市場(chǎng)所有制分割的凈效應(yīng)必定是負(fù)，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力量克服了所有制分割的影響。而如果將nswr的最小值代入估計(jì)式，所有制分割的凈效應(yīng)必定是正，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力量不足以克服所有制分割的影響。

六、結(jié) 論

由于缺少系統(tǒng)的農(nóng)民工工資的面板數(shù)據(jù)，有關(guān)城鄉(xiāng)收入差距研究的文獻(xiàn)主要關(guān)注城市化、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政府的城市偏向政策、開放程度以及人口增長(zhǎng)率等因素，忽略了對(duì)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)分割如何影響城鄉(xiāng)收入差距的實(shí)證研究。本文將城鎮(zhèn)集體經(jīng)濟(jì)部門的平均工資作為農(nóng)民工工資的代理變量，并將城鎮(zhèn)國(guó)有部門的平均工資與集體部門的平均工資的比例作為衡量城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)所有制分割的指標(biāo)，通過對(duì)中國(guó)1978—2008年間省際面板數(shù)據(jù)的分析，考察城市化和經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，勞動(dòng)力市場(chǎng)的所有制分割對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。我們發(fā)現(xiàn)，勞動(dòng)力市場(chǎng)的所有制分割本身具有擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)，但同時(shí)，非國(guó)有部門職工比重的增加會(huì)削弱勞動(dòng)力市場(chǎng)所有制分割的效應(yīng)，因此，勞動(dòng)力市場(chǎng)的所有制分割對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的凈效應(yīng)還需要比較所有制分割本身的效應(yīng)與所有制分割和非國(guó)有就業(yè)比重相互作用的效應(yīng)。我們發(fā)現(xiàn)，在考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)城鄉(xiāng)收入差距具有庫茲涅茨倒U型關(guān)系的條件下，勞動(dòng)力市場(chǎng)的所有制分割具有擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距的凈效應(yīng)。更一般地說，這個(gè)回歸分析表明，即使所有制分割仍然存在，如果進(jìn)一步深化改革，提高非國(guó)有職工的比重，增強(qiáng)勞動(dòng)力市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)力量，所有制分割的效應(yīng)將被削弱，有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。這個(gè)結(jié)論不受是否存在庫茲涅茨效應(yīng)的約束。

此外，我們還證實(shí)城市化具有縮小城鄉(xiāng)差距的效應(yīng)。政府財(cái)政的農(nóng)業(yè)支出政策具有擴(kuò)大城鄉(xiāng)差距的傾向，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著，而金融機(jī)構(gòu)的農(nóng)業(yè)貸款在不考慮人均收入庫茲涅茨效應(yīng)的情況下具有顯著地縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)。在我們的研究中，如果不考慮非國(guó)有職工比重這個(gè)變量，開放程度具有縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)，即使考慮庫茲涅茨效應(yīng)也是如此。糧食種植面積具有顯著地?cái)U(kuò)大城鄉(xiāng)差距的效應(yīng)，而總?cè)丝诘淖兓诓豢紤]庫茲涅茨效應(yīng)的情況下具有顯著地?cái)U(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)。顯然，調(diào)整財(cái)政支農(nóng)政策，改善農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)，對(duì)于縮小城鄉(xiāng)收入差距具有十分重要的意義。

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