城鎮化與城鄉收入差距關聯性再探討

彭定贇（教授），張飛鵬，周 立（博士）

城鎮化與城鄉收入差距關聯性再探討

彭定贇1（教授），張飛鵬1，周 立2（博士）

城鎮化與城鄉收入差距的關系是當前學術界的熱門議題。通過剖析城鎮化對城鄉收入差距的回饋效應、帶動效應、市場效應及外溢效應，構建了城鎮化與城鄉收入差距的互動模型，利用我國中部六省1999～2016年的面板數據進行回歸分析，實證發現：中部城鎮化與城鄉收入差距呈現出“倒U型”關系；現階段中部城鎮化推進會擴大城鄉收入差距；地方政府的財政活動對城鄉收入差距的作用不穩定。針對上述研究結果，提出了堅持城鎮化推進策略、重視城鎮化發展質量以及改革政府考核體制等三項措施。

城鎮化；城鄉收入差距；關聯性；作用機理

一、問題提出及文獻綜述

1978年，我國政府實施改革開放，從此經濟進入上升階段。在短短三十余年內，國內生產總值增長近185倍。在這令人矚目的成績背后，我國也面臨著城鄉收入差距擴大的局面。1978年，城鄉居民可支配收入比是2.57，2016年，該比值上升至2.92。

許多學者從不同角度出發探討了影響城鄉收入差距的因素。Lewis（1954）認為，社會可能存在二元制的經濟結構，即同時并存現代城鎮和傳統農村。顯然，城鎮與農村的生產率存在較大差異，城鄉收入差距因此擴大。Fan（1991）從技術進步和制度變遷兩個角度出發，解釋了我國農業生產率提高的原因，進而解釋了我國城鄉收入差距縮小的原因。高帆和汪亞楠（2016）對我國1992～2013年31個省、直轄市及自治區的面板數據進行回歸，發現全要素生產率與城鄉收入差距之間存在“倒U型”的關系。市場需求和人力資本需求是連接兩者的重要渠道，前者被稱為結構效應，后者被稱為規模效應。也有學者從勞動力流動的角度來解釋城鄉收入差距擴大的原因。John?son（2002）長期關注中國的農村問題，指出農村勞動力的外流有利于縮小城鄉收入差距。同時，他也承認城鄉收入差距的收斂還取決于農民文化素質等其他因素，城鄉收入差距擴大的局面在短期內難以改善。

上述研究利用不同的實證方法，得到了許多具有價值的結論。綜觀前人的研究，不難發現過往文獻還存在以下兩個需要改進的方面：第一，缺乏對中國中部地區情況的關注；第二，忽略了機制分析，尤其是模型推導。本文對上述兩個方面做出了改進。

二、理論與機制分析

（一）城鎮化對城鄉收入差距的作用機理

城鎮化對城鄉收入差距的作用是不確定的，它同時存在收斂作用和發散作用。

收斂作用主要體現為回饋效應和帶動效應。回饋效應指農村勞動力流向城市，可以獲得較高經濟報酬，這部分資金有可能會回饋到農村地區，帶動當地經濟發展；帶動效應指伴隨著城鎮消費規模以及消費水平的提高，農村地區農產品生產有可能被帶動起來，農產品供給隨市場需求增加而擴張，達到增收的效果。

發散作用主要體現為市場效應和外溢效應。城鎮信息、資本以及技術等生產要素比農村地區更加豐富，城鎮化會加劇這些生產要素從農村脫離，向城鎮流入。市場效應指公司在選址過程中會考慮當地的區位條件，城鎮區位條件明顯優于農村區位條件，因而更容易吸引企業入駐。外溢效應指人力資本從農村向城鎮溢出，從欠發達地區向發達地區溢出。人力資本是地區經濟發展、居民增收的重要因素，人力資本從農村地區外溢不利于當地經濟發展，會擴大城鄉收入差距。在城鎮化過程中，城鄉收入差距一般會經歷“倒U型”曲線。在發展初期，城鎮部門從城鎮化過程中獲取的邊際效應非常可觀，城鄉收入差距會被拉大。當城鎮化率突破閾值時，城鎮部門從城鎮化過程中獲取的邊際效應會逐漸加速遞減，城鄉收入差距會變小趨于均衡，具體如圖1所示。

圖1 城鎮化邊際效益示意圖

圖1中，a曲線表明隨著城鎮化推進，其釋放出來的有利于城鄉收入差距縮小的正向邊際量會逐漸變大；b曲線表明隨著城鎮化推進，其釋放出來的導致城鄉收入差距擴大的負向邊際量會逐漸變小；a′曲線是a曲線以橫軸為中心，翻轉過來形成的曲線。a′曲線和b曲線在縱軸上對應的差距就是城鎮化最終對城鄉收入差距的影響。當城鎮化率處于B點到A點之間的時候，曲線b大于曲線a′，即正向邊際量小于負向邊際量，城鎮化和城鄉收入差距是負向相關關系；當城鎮化率大于A點的時候，曲線b小于曲線a′，即正向邊際量大于負向邊際量，城鎮化和城鄉收入差距是正向相關關系。上述關系可用圖2表示。

圖2 城鎮化與城鄉收入差距的聯系

（二）城鎮化與城鄉收入差距的關系模型

1.假設與符號。

（1）假設社會存在鮮明的農村部門（R）和城鎮部門（U）。城鎮地區居民收入在國民收入中的占比用IU來表示，農村地區居民收入在國民收入中的比重用IR來表示，IU+IR=1。

（2）假設城鎮化率（P）用城鎮人口在常住人口中的比重來表示，居民家庭人均可支配收入用y來表示，yU和yR分別表示城鎮居民人均可支配收入和農村家庭人均純收入。

（3）用泰爾指數（T）來衡量城鄉收入差距，忽略城鄉各自內部收入差距，只考慮城鄉間的差距。

2.推導與命題。參考改良的城鄉收入差距泰爾指數進行推導：

將IU表達式代入式（1）可得：

可以對式（2）進行簡化分裂，得出式（3）：

視P為變量，其他參數視為常數，求關于泰爾指數城鎮化率的一階偏導：

由上式可知，存在點P?使得當P＜P?、0時，城鄉收入差距隨城鎮化推進逐步拉大；當0時，城鄉收入差距隨城鎮化推進逐步縮小。因此，可以提出以下命題：

城鄉收入差距和城鎮化之間呈現出“倒U型”關系。在城鎮化初期，城鄉收入差距會被拉大；在鎮化中后期，城鄉收入差距會逐漸縮小，形成均衡狀態。目前，中部地區正處于城鎮化率急速上升時期，城鄉收入差距和城鎮化率應呈現出同向變化關系。

三、實證分析

（一）模型與設定

根據理論分析，城鎮化與城鄉收入差距之間存在庫茲涅茨曲線特征，因而將城鎮化率平方項引入模型中。被解釋變量是城鄉收入差距，核心解釋變量是城鎮化率和城鎮化率平方，控制變量包括社會保障程度（PROTE）、土地財政依賴程度（LAND）以及政府干預程度（GOV），具體模型設定如下：

其中：下標i=1，2，…，6分別表示中部六省；t表示時間變量，從1999～2016年；ηi表示不隨時間變化而改變的個體效應；εit表示與解釋變量沒有任何關系的隨機擾動項；Xit表示一系列控制變量。

城鄉收入差距（GAP）采用城鎮居民人均可支配收入與農村家庭人均純收入比來衡量；城鎮化率（CITY）用城鎮人口與常住人口的比值來計算；城鎮化率平方（CITY2）就是城鎮化率的平方項；社會保障程度（PROTE）用社會保障和就業支出在當地財政總支出中的比重衡量。土地財政依賴程度（LAND）用省級政府收取的土地增值稅占省級政府財政收入的比重來衡量。政府干預程度（GOV）用財政支出占當地生產總值的比重來衡量。

本文數據的時間跨度為1999～2016年。所有數據均來源于中經網統計數據庫。所有指標剔除通貨膨脹影響，并取自然對數避免異方差問題。

（二）實證結果與穩健性分析

1.實證結果。從表1可知，回歸結果還是令人滿意的。在混合模型估計中，基準模型城鎮化率是正向符號，城鎮化率平方是負向符號，在1%置信水平上顯著。加入控制變量后，城鎮化率和城鎮化率平方的符號都沒有發生改變，仍在1%的置信水平上顯著，社會保障水平、土地財政依賴程度以及政府干預程度也在1%的置信水平上顯著。可決系數從0.2454上升到0.5439。

表1 面板模型回歸結果

在固定效應估計中，基準模型城鎮化率為正向符號，城鎮化率平方為負向符號。加入控制變量后，城鎮化率和城鎮化率平方的符號沒有發生改變，可決系數從0.5757上升到0.6835。在隨機效應估計中，基準模型城鎮化率是正向符號，城鎮化率平方項是負向符號，都在1%的置信水平上顯著。加入控制變量后，城鎮化率和城鎮化率平方項的符號沒有發生改變，社會保障水平、土地財政依賴程度以及政府干預程度都在置信水平1%的條件下顯著，可決系數也從0.3319上升到0.5439。綜上所述，城鎮化率與城鄉收入差距存在“倒U型”關系。加入控制變量后，各變量的顯著性水平都有較大提高，可決系數也大幅上升。

中部城鎮化水平還處于起步階段。這段時期內，城鎮化的負面效應是大于正面效應的。當發展到一定時期，中部地區城鎮化率越過了閾值，城鎮化的正面效應會遠遠大于負面效應。我國政府的財政支出是存在嚴重的城鎮化偏向的，尤其是社會保障性支出。社會保障水平和政府干預程度始終都與城鄉收入差距保持正向關系就是最有利的證明，并且社會保障水平的影響系數是大于政府干預程度影響系數的。土地財政依賴程度可以反映地方政府對待土地問題的態度。在城鄉土地二元制的情況下，地方政府更有可能征用農業用地用于商業開發。農業用地的征用價格便宜，征用難度小，地方政府可以在農村地區土地的征用過程中獲取土地出讓金來維持自身財政平衡，有力地配合了城市擴張。

2.穩健性分析。這里的城鄉收入指標用城鎮居民家庭平均每人全年可支配收入與農村居民家庭平均每人全年純收入之比來衡量。依據凱恩斯消費函數可知，收入與消費之間存在緊密聯系。城鄉收入差距指標可以用城鄉消費差距指標來代替，一般表示為城鎮居民人均消費支出與農村居民人均消費支出之比。這里用城鄉消費差距指標作為檢驗模型穩定性的替代指標。從表2可知，城鎮化率和城鎮化率平方與城鄉消費差距保持著“倒U型”關系，并且都在置信水平為1%的條件下顯著成立。加入控制變量后，城鎮化率和城鎮化率平方的系數、顯著性水平以及符號都沒有太大變化，可決系數卻出現了較大幅度的提升。對于控制變量，社會保障水平、土地財政依賴程度以及政府干預程度的顯著性都出現了不同程度降低。總的來看，替換了被解釋變量的面板數據在各個模型當中，核心解釋變量的符號和顯著性都沒有發生變化，足見其具有穩健性。

表2 替代指標穩健性分析

上述模型有可能出現內生性問題，因而需用二階段最小二乘法（2SLS）再回歸，觀察在克服了數據內生性的情況下，模型參數是否出現較大波動。出于簡約需求，只對固定效應和隨機效應的基準模型與對照模型進行回歸。

從表3可知，城鎮化率與城鄉收入差距之間仍然保持著穩定的“倒U型”關系，符號沒有發生顯著改變，置信水平也處于1%的水平。部分控制變量雖不顯著，但模型總體通過檢驗。結合上述檢驗，可知城鎮化率與城鄉收入差距之間的“倒U型”關系較為穩定，而控制變量會隨著估計方法和模型設定的不同發生波動，說明控制變量的選擇還存在改進的空間。

表3 2SLS穩健性分析

四、結論與政策建議

通過上述分析可知，中部地區城鎮化率和城鄉收入差距之間存在著明顯的“倒U型”關系。在城鎮化初期，城鎮化率的提高會擴大城鄉收入差距，越過閾值后城鄉收入差距會進入收斂區域。政府應及時調整城鎮化政策，不僅要重視城鎮化的速度，更要追求城鎮化的質量，充分發揮反饋效應和帶動效應，降低城鎮化過程中的負面效應。針對以上結論，給出如下政策措施：

第一，堅定不移地支持中央城鎮化戰略，推進中部地區城鎮化進程。城鎮化率與城鄉收入差距之間是“倒U型”關系，即在初期是正向相關關系，在中后期是反向相關關系。地方政府應堅持城鎮化戰略，推動中部地區城鎮化率盡快越過閾值點，進入下降通道。暫緩城鎮化戰略，會導致中部地區長期處于“倒U型”的前半段，并不利于中部地區城鄉收入差距的縮小。

第二，重視城鎮化的質量，減小城鎮化推進過程中的負面效應。在城鎮化初期，城鎮化率會拉大城鄉收入差距。這是一種正常現象，但并不代表政府可以忽視這個問題。城鎮化策略不僅意味著重視城鎮化的速度，還意味著應該重視城鎮化發展的質量。過快過粗的城鎮化會削減正向邊際效用，給社會帶來巨大的負面影響。重視城鎮化發展的質量，可以調整反饋效應、帶動效應、市場效應以及溢出效應的效用，減小對城鄉收入差距帶來的負面影響。當城鎮化率突破閾值時，高質量的城鎮化將有助于積極效應的發揮。

第三，完善地方政府考核機制，平衡短期利益和長期利益，達到均衡狀態。地方政府的短視行為和城鎮化偏向是不合理的考核機制激勵下的結果。通過考核機制的合理化，可以有效改善被扭曲的經濟福利，降低城鎮化偏向，引導財政資源向更合理的區域配置，發揮調節資源的作用，縮小城鄉收入差距。

LewisW.A.．EconomicDevelopmentwith Unlimited Supplies of Labour［J］．The Manchester School，1954（2）．

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F224 【文獻標識碼】A 【文章編號】1004-0994（2017）33-0114-5

國家社會科學基金項目“收入差距擴大的誘因、影響和控制對策研究”（項目編號：12BJY033）

作者單位：1.武漢理工大學經濟學院，武漢430070；2.武漢大學醫學部，武漢430070