城鄉經濟不平衡視域下市場化改革經濟效應的測度與分析
——基于共同富裕的視角

杜云晗,陳 成,劉金華

(1.西南財經大學 人口與發展數據實驗室, 四川 成都 611130;2.四川省人力資源和社會保障廳 科學研究所, 四川 成都 610047;3.四川省社會科學院 社會學所, 四川 成都 610072)

共同富裕問題與我國城鄉經濟發展存在密切聯系,城鄉經濟差距的縮小在一定程度上代表共同富裕水平的提高[1],同時也是城鄉收入分配格局優化的體現,考察城鄉之間、區域之間的經濟水平差距[2]有利于更好地了解共同富裕的實現程度。共同富裕的實現須以城鄉、區域、階層之間的經濟水平協調發展和共同提升為前提,而城鄉經濟發展不平衡引致城鄉差距持續存在,將抑制農村需求市場發育,影響城鄉區域優勢互補格局形成,進而阻滯城鄉共同富裕的實現。當前,我國正朝著第二個百年奮斗目標邁進,共同富裕成為我國經濟社會發展的主旋律。根據國務院新聞辦公室發布的《中國的全面小康》白皮書,我國尚有數億多低收入群體,大多分布在農村特別是中西部農村地區。城鄉關系的演變、城鄉矛盾的解決,都直接影響我國共同富裕的戰略布局。要實現我國經濟社會共同富裕的美好愿景,必須著力解決城鄉經濟發展不協調、差距過大的問題,強調城鎮化模式的包容性。

當前我國經濟發展最大的不平衡是城鄉間的不平衡,紓解城鄉發展不平衡問題離不開現代化體制機制的作用。黨的二十大報告指出,我國發展不平衡、不充分問題仍然突出,城鄉區域發展和收入分配差距依然較大,應著力推進城鄉融合發展。2023年中央一號文件強調,要健全城鄉融合發展體制機制和政策體系,暢通城鄉要素流動。當前我國城鄉市場化改革滯后于市場經濟發展,城鄉要素自由交互的市場沒有完全形成,部分要素的產權基礎模糊不清,城市資本和人才進入農村部門受到較大限制,農村土地市場化交易制度不夠完善,以及個別地方政府對農村土地利用的過度干預等均是城鄉要素市場體系不健全的表現,這些都會進一步加深城鄉經濟不平衡程度。新時代新征程,繼續做好城鄉融合發展這篇大文章,下好城鄉融合“一盤棋”,走好城鄉融合“發展路”,必須抓住關鍵環節,健全體制機制,推動構建城鄉融合發展新格局,加快實現城鄉共同富裕新格局。

從我國城鄉市場化改革的歷史脈絡來看,早期城鄉市場化改革主要集中在產品市場和生產組織方面,近年來則主要集中于城鄉要素市場化改革。自20世紀90年代我國建立社會主義市場經濟體制以來,市場化改革的不同方面對城鄉經濟不平衡的影響如何?各項舉措的作用效果之間是否存在差異?這些是本文關注的主要內容。

二、文獻綜述

我國城鄉問題由來已久,直接表現為城鄉經濟發展不平衡,體現為城鄉居民收入、消費以及參與生產的機會和條件等方面存在巨大差異,背后更深層次的問題是經濟發展體制機制以及城鄉治理的不平衡。對于城鄉經濟不平衡的內涵,馬克思主義城鄉思想有其科學的闡釋:城鄉經濟不平衡是指在一定社會生產力水平和制度條件下,城鄉在生產、分配、交換和消費方面的不合理差距[3]。城鄉居民由于分工的不同以及對各類生產資料占有的差異形成了不平衡關系,城市集中了資本、人口、權力和財富,是經濟活動的中心,農村則相反。從現代經濟學角度來講,城鄉經濟不平衡指城市與農村兩個空間由于產業結構轉型速度的快慢,經濟增長、資源配置等方面的不協調,導致城鄉居民收入、消費和投資等方面出現較大差距的局面[4]。

城鄉經濟不平衡的影響因素眾多。城鄉生產力不平衡是最為直接的因素[5-7],也有不少研究從空間視角切入進行分析[9-13]。由于我國城鄉問題既有經濟發展的一般規律,也有體制機制以及治理策略的特定影響,因此,大多數學者更多是從制度層面研究城鄉生產關系的不平衡。城鄉經濟差距的制度歸因大體分為兩類:一類是計劃經濟體制下的有關制度安排,包括城鄉二元就業與消費品供應制度[6]、工農經濟剩余分配制度[14]等,即我國城鄉經濟不平衡問題實質是經濟發展與體制性因素共同作用之結果[15];另一類是市場經濟體制下的有關改革制度安排[16-17],包括戶籍制度[18-19]、要素市場價格扭曲[20-21]、公共政策的城市偏向[22-25]等。

較少有文獻從市場化改革及其結構特征的角度分析其對城鄉經濟不平衡的影響效應。市場化改革的主要目的在于推動我國實現“雙重轉型”,即發展轉型和體制轉型[26]。發展轉型意為我國從落后的傳統農業社會向現代工業社會轉型,體制轉型則指我國從計劃經濟體制向市場經濟體制轉型,市場化改革是聯結兩類轉型的中介,其本身指向的是經濟轉軌的方式方法。在因果關系上,發展轉型是體制轉型、生產力進步和財富積累的結果,體制轉型績效與速率決定了經濟發展轉型的質量高低。本文基于對市場化改革因素的分解,分析其對城鄉經濟不平衡影響的結構特征,并討論政府行為和市場機制在其中發揮的作用,最后提出可能的對策建議。

三、理論分析與研究設計

從改革開放前的城鄉嚴重二元分割,到黨的十六大后統籌城鄉發展、黨的十七大后推動城鄉發展一體化,再到黨的十九大提出建立健全城鄉融合發展體制機制和政策體系,城鄉二元體制也在改革發展中不斷松動。雖然國家逐步調整了很多制約城鄉協調發展的政策機制,但城鄉分割局面并未發生根本性的扭轉,一些根本性管制仍舊存在。而市場化、城市化的自發機制,在一些方面抵消了這種政策上的“努力”,城鄉二元結構轉型依然存在突出的現實阻礙,諸如資源配置、產權保護、公共服務等一系列市場經濟最重要的制度安排在城鄉之間呈現出非均衡分布的特點。

(一)理論分析

市場化改革是我國經濟體制改革進程的重要一環,對經濟體制結構、生產發展和資源配置等多個方面產生影響,同時深刻影響著城鄉經濟關系的變遷。1997—2019年我國各省市場化改革變遷軌跡如圖1所示。從中位數相對位置可知,我國市場化改革程度總體上表現為逐年增加。各省市場化改革程度在2000年及以前較為接近,但2000年后最大值與最小值差距逐年擴大。2019年我國各省市場化改革程度呈現出明顯的“馬太效應”,表明資源有限條件下市場化改革本身存在慣性,市場化程度較高的省份應重視政府適度干預與經濟治理績效;市場化程度較低的省份要不斷利用政策工具并結合當地資源稟賦和發展實際持續推進市場化改革,最大程度地釋放市場經濟體制改革的增長效應。

圖1 1997—2019年我國市場化改革變遷軌跡

城鄉經濟不平衡既體現在要素形成、配置和報酬等方面的不平衡,也表現為產權制度和相關治理機制的不平衡[27],推進市場化改革有利于促使要素市場發育、產權保護增強和市場機制完善。從城鄉經濟治理角度而言,市場化改革經濟效應體現在影響城鄉資源要素配置、重塑優化城鄉經濟主體權利空間和健全城鄉統一市場體系等方面。首先,市場化改革能夠拓寬城鄉要素流動場域,借助價格信號的調節作用充分推動城鄉要素再配置,拓寬其流動的產業部門范圍,提高城鄉要素流動效率,促使城鄉要素平衡發展。其次,市場化改革可以強化城鄉經濟主體要素配置權利,通過產權界定為產權實施及其經濟價值實現創造基礎性條件,特別是通過農村產權制度改革激活農村資源存量價值,從而擴展經濟主體收入空間,促使城鄉收入平衡發展。最后,市場化改革帶來的收入倍增效應有利于增加城鄉市場有效需求,擴充城鄉要素和產品市場容量,平衡城鄉供求結構,改善農村居民高儲蓄傾向和低收入并存的局面,促使城鄉需求平衡發展。

此外,高質量要素市場化改革的缺乏可能在城鄉要素交換過程中導致農村要素大量流失,或者要素交換出現不對等問題,最終形成城鄉要素流動的“馬太效應”。單憑市場機制并不總能實現社會資源配置優化和生產效率提升[28],不恰當的政府行為還可能加劇城鄉經濟不平衡程度[29],如地方政府出于快速發展經濟的目的,對城鄉之間市場機制缺失、價格扭曲、資本節制的管控缺失以及對勞動者權益保護不足,都可能進一步拉大城鄉經濟差距。因此,借助市場化改革優化城鄉結構、實現城鄉經濟關系平衡化發展、處理好政府與市場的關系至關重要。

(二)研究設計

1.數據說明

主要選取2000—2019年我國30個省、自治區和直轄市的區域經濟數據,考慮到數據可得性,樣本數據不包含港澳臺和西藏自治區數據。數據來自歷年《中國統計年鑒》、CEIC中國經濟數據庫以及北京國民經濟研究所CMID數據庫,經手工整理得到面板數據。市場化改革有關數據是通過CMID數據庫整理得到,包括“政府與市場關系”“非國有經濟的發展”“產品市場的發育程度”“要素市場的發育程度”“市場中介組織的發育和法律制度環境”5個維度共計16個指標。2017—2019年市場化改革有關數據主要來自由國民經濟研究所、社會科學文獻出版社出版的《中國分省份市場化指數報告(2021)》,并以該資料中2016年為基期測算得到各年指數增長率,以此為基礎更新CMID數據庫相應指標數據。

2.變量說明

根據前文理論分析,城鄉經濟不平衡與要素市場發展水平、產權保護狀況和市場運行情況等有關,故從CMID數據庫中選取技術成果的市場化、人力資源供應條件等指標用以衡量要素市場發育狀況,用知識產權保護衡量產權保護狀況,用市場組織化、服務化和法治環境衡量市場運行情況。為了遵循最大限度減少測量誤差的原則,本文不直接采用數據庫提供的采取算術平均計算得到的各維度綜合指數進行分析,而是采取基于各維度的子指標構建潛變量并構建結構模型的做法。初步檢驗發現,“政府與市場關系”“非國有經濟的發展”“產品市場的發育程度”3個維度的測量模型擬合效果較差,說明這3個維度對應的子指標難以刻畫所屬維度的發展變化情況,因此將其作為顯變量納入模型分析。“要素市場的發育程度”“市場中介組織的發育和法律制度環境”兩個維度的測量模型擬合情況較好,其子指標可用于構造潛變量。類似地,城鄉經濟有關的4個指標用于構造城鄉經濟不平衡的潛變量。

借鑒李實等[30]的做法,本文用城鄉間人均意義上的經濟差距來表示城鄉經濟不平衡程度,將城鄉人均經濟差距為零作為城鄉實現經濟平衡協調發展的理想化參照,考察當前城鄉經濟發展現狀與參照之間的距離。城鄉經濟發展通常涵蓋城鄉經濟關系在各個層面的相對差距,可以從多個維度衡量城鄉經濟不平衡,即關注多維視角下的城鄉經濟不平衡。由此,城鄉經濟不平衡可由城鄉間不同層面的經濟差距來體現。城鄉經濟差距是二元城鄉結構向城鄉等值化轉變過程中產生的一種結構性失衡[31],本文選取城鄉人均可支配收入比、城鄉人均消費比和城鄉恩格爾系數比作為衡量城鄉經濟不平衡的經濟變量;同時,考慮到固定資產投資是區域資本積累與生產活動開展的重要來源,利用全社會固定資產投資數據與城鄉常住人口數據分別測算出城鄉人均社會固定資產投資比。將以上顯變量作為測量指標測度出一個與之高度相關的潛變量,作為衡量城鄉經濟不平衡的代理變量。

3.模型設定

本文分析模型主要由測量模型和結構模型組成。測量模型由潛變量對應的顯變量構成,同時選擇“要素市場的發育程度”“市場中介組織的發育和法律制度環境”“城鄉經濟不平衡”3個潛變量構建結構方程模型,不進入測量模型的有關顯變量也一并納入結構方程模型。

η=Aη+Bφ+ε

(1)

X=Mη+δ

(2)

式(1)為結構模型,η′=[ηa,ηb,ηc]代表結構模型中的各個潛變量,ηa代表城鄉經濟不平衡潛變量,ηb代表要素市場的發育程度潛變量,ηc代表市場中介組織的發育和法律制度環境潛變量。φ′=[φ1,φ2,φ3,φ4,φ5,φ6,φ7,φ8]代表模型中的顯變量,包括市場分配經濟資源的比重φ1、減少政府對企業的干預φ2、縮小政府規模φ3、非國有經濟在工業企業主營業務收入中所占比例φ4、非國有經濟在全社會固定資產總投資中所占比例φ5、非國有經濟占城鎮就業人數的比例φ6、價格由市場決定的程度φ7、減少商品市場上的地方保護φ8。A=[0,a2,a3;0,0,0;0,0,0]代表解釋潛變量與被解釋潛變量之間的關系矩陣,B=[b1,b2,b3,b4,b5,b6,b7,b8;b9,b10,b11,0,0,0,0,0;b12,b13,b14,0,0,0,0,0]代表被解釋潛變量與顯變量之間的關系矩陣,ε′=[ε1,ε2,ε3]代表結構模型的擾動項。

4.基本思路

圍繞城鄉經濟不平衡潛變量,使用“要素市場發育”“產權保護和市場機制完善程度”2個潛變量,以及“政府與市場關系”“非國有經濟的發展”“產品市場的發育程度”3個方面有關的顯變量,分析其對于城鄉經濟不平衡的影響作用。構建潛變量測量模型前,分別進行探索性因子分析和驗證性因子分析,進一步確證模型有關設定的正確性。根據顯變量和潛變量構建結構模型,探討被解釋潛變量城鄉經濟不平衡的影響因素,并對其標準化后的估計系數進行對比分析,識別市場化改革中政府和市場各自體現的經濟效應。如果地方政府行為變化導致了城鄉經濟不平衡發生,表明城鄉經濟關系演進中出現了“政府失靈”;如果市場機制運行導致了城鄉經濟不平衡發生,則表明城鄉經濟關系演進中出現了“市場失靈”。“政府失靈”“市場失靈”往往共同存在,隨著政府經濟治理水平的提升和治理體系的不斷完善,政府與市場的矛盾運動將更趨于協同化發展。政府可以利用公共財政政策與產業發展政策引導市場化改革基本方向,同時利用社會主義市場經濟體制機制構建城鄉一體的要素與產品對流體系。當政府行為趨于更符合區域平衡發展目標時,市場能夠充分發揮價格和供求機制對城鄉兩部門資本、人才和技術等經濟要素的配置效應,促使城鄉人力資本和物質資本的優化配置以及產業結構變遷的合理化,由此促進城鄉和區域經濟協調發展。多維度變量的設定有助于識別政府與市場各自影響城鄉經濟關系的作用方向與作用力度大小。接下來本文將基于結構方程模型進行城鄉經濟影響因素的多維識別。

四、實證結果分析

(一)探索性因子分析

探索性因子分析用于檢驗所選測量指標是否能測度一個共同的公因子。為確保結果的穩健性,采取主成分因子法、迭代主軸因子法和極大似然因子法3種不同的方法進行驗證,3個潛變量的探索性因子分析結果見表1～3。由表1可知,主成分因子法(PCF)和迭代主軸因子法(PF)提取所得因子中,因子1的特征值分別為1.777和1.264。盡管主成分因子法中因子2的特征值大于1,但其對各指標共同方差的解釋力僅為因子1的57%。3種估計方法的結果均表明:因子1特征值大于1,且對指標共同方差的解釋力最強,故而4個測量指標只能測度唯一公因子(要素市場發育)。

表1 要素市場發育的探索性因子分析結果(N=508)

由表2可知,主成分因子法(PCF)和迭代主軸因子法(PF)提取所得因子中,因子1特征值分別為2.583和2.216,且因子1對指標共同方差的解釋力最強。3種估計方法的結果均表明:因子1特征值大于2,且對指標共同方差的解釋力最強,4個測量指標只能測度唯一公因子(產權保護和市場機制完善程度)。

表2 產權保護和市場機制完善程度的探索性因子分析結果(N=509)

由表3可知,主成分因子法(PCF)和迭代主軸因子法(PF)提取所得因子中,因子1特征值分別為2.583和2.216,且因子1對指標共同方差的解釋力最強。3種估計方法的結果均表明:因子1特征值大于1,4個測量指標只能測度唯一公因子(城鄉經濟不平衡)。

表3 城鄉經濟不平衡的探索性因子分析結果(N=510)

(二)驗證性因子分析

探索性因子分析的主要作用在于確保特定維度的測量指標能測度出唯一的公因子,便于進一步識別測量指標載荷系數大小及其顯著性。對此,采取驗證性因子分析(CFA)探討測量指標的合理性。考慮到樣本中部分省份存在經濟數據缺失情況,使用缺失值極大似然估計方法(MLMV),以充分利用所有觀測值信息,同時使用穩健估計獲取穩健標準誤。圖2～4為3個潛變量的驗證性因子分析結果,估計結果給出了3個CFA模型的擬合指標。 SPMR和RMSE擬合指標刻畫了模型不擬合的程度,3個CFA估計模型的對應擬合指標均小于0.1。CFI擬合指標刻畫了獨立模型和假設模型之間的對比關系,3個CFA估計模型的對應擬合指標均大于0.8,說明擬合情況良好。各指標載荷系數均在1%統計水平上顯著,說明指標與所測度潛變量高度相關。綜合前文驗證性因子分析結果來看,本文基于各潛變量構建的因子測量模型是可靠的。

注:采用MLMV估計方法和非標準化系數,下圖同。

圖3 產權保護和市場機制完善程度的驗證性因子分析

圖4 城鄉經濟不平衡的驗證性因子分析

(三)結構關系識別

在潛變量測度的基礎上加入“政府與市場關系”“非國有經濟的發展”“產品市場的發育程度”3個維度共8個指標作為顯變量,并基于3個潛變量之間的路徑關系考察市場化改革對我國城鄉經濟不平衡的影響渠道。測量模型和結構模型結果見表4,測量模型主要展示結構方程中各潛變量測度的結果。從結果可知,12個測量指標均在1%統計水平上具有顯著性,間接印證了前文EFA和CFA模型結果的穩健性。結構模型主要展示有關變量對城鄉經濟不平衡影響作用的回歸估計系數。除“減少政府對企業的干預”顯變量估計系數不顯著外,其余變量均至少在5%統計水平上拒絕了原假設,說明我國市場化改革總體上顯著影響著城鄉經濟關系走向。從估計結果來看,“要素市場發育”“縮小政府規模”“減少商品市場上的地方保護”3個顯變量正向影響城鄉經濟不平衡。

表4 結構方程模型參數估計結果(N=502,估計方法:MLMV,非標準化系數)

由此可知,縮小政府規模一定程度上加劇了城鄉經濟不平衡,擴大了城鄉經濟差距。地方政府規模一般用政府部門就業人員和地方財政支出水平來衡量,反映政府介入經濟社會的程度和能力。自我國經濟體制改革以來,政府更加注重對市場機制的運用,中央與地方、政府與居民之間的治理結構經歷了從管制、放權再到互動的特征事實。所有制改革與社會主義市場經濟體制的建立,促使地方政府不再對經濟活動進行全方位控制,而是逐漸轉向以政策引導和制度創新的方式介入經濟活動,與市場機制共同決定著城鄉兩部門間資源和利益的分配方式。城鄉經濟不平衡實則是城鄉經濟發展在宏微觀不同層面體現出來的結構化特征,地方政府根據自身治理能力對城鄉兩部門經濟發展發揮調節作用,其中財政支出作為政府部門的消費體現,對地方經濟社會影響頗深,如有關基本公共設施建設撥款、農林事務的財政支持以及科教文衛事業的支出。地方政府財政支出對城鄉經濟的影響不僅反映在總量上,更重要的是對財政支出結構帶來的影響。如地方政府推進經濟建設中城鎮化偏向的“筑巢引鳳”行為可能會進一步拉大城鄉差距,而兼顧鄉鎮和農村地區的公共財政政策與產業扶持機制則有利于城鄉經濟協調發展。地方政府規模縮小意味著其經濟治理能力的相對弱化、經濟政策的干預能力有所降低。當前,如何激活鄉村振興內生動力、發揮城市經濟對廣大農村地區的輻射效應仍是城鄉經濟治理的重點領域。在缺乏替代性治理工具的情形下,地方政府規模縮小可能會因降低支農力度而導致城鄉經濟不平衡程度加深。據此,在城鄉經濟治理過程中,不應簡單地將政府權力單方面退出視為合理的治理趨向,應重視更好發揮政府協調城鄉經濟發展的能力,強調城鄉間利益平衡機制的構建,完善政策與市場的城鄉一體化體系。

從“減少商品市場上的地方保護”“要素市場發育”兩個變量的系數估計結果來看,要素市場發育程度的提高和地方市場進一步開放均能加劇城鄉經濟不平衡。指標“減少商品市場上的地方保護”主要用地方保護性措施和市場準入限制情況來衡量地方市場壁壘,反映各區域市場競爭程度。短期來看,地方保護舉措如限制性準入政策或差別化市場監管等抑制了外來企業進入數量,提高了市場流通準入門檻,有利于保護本地競爭力不強的低端行業,給予其充足的發展時間與空間。但長此以往,處于政府干預下的不完善市場體系將使本地保護性行業缺乏外部競爭壓力,生產和流通能力難以得到真正意義上的檢驗,不利于其自生能力發展。逐步減少地方政府對本地企業的保護性手段,從優化企業經營管理結構與戰略意識角度調整激勵與約束機制,能有效激發本地行業內生動力,促使其使用先進的技術與管理知識,實現區域產業結構高級化。伴隨著產業結構高級化帶來的生產部門重組,城市經濟規模開始擴大,產業結構變動的就業效應凸顯,勞動力需求結構發生相應變化,且變化率快于勞動者自身人力資本的提升速度。由于大量的農村勞動者很難在短時間內提高自身知識技能水平和管理能力,這部分群體的跨部門流動性較弱,同時非農部門就業又是城市經濟帶動農村勞動力增收的重要渠道,因此,產業結構高級化一定程度上可能拉大城鄉收入差距。

潛變量“要素市場發育”回歸估計系數為正,說明要素市場發育程度提升對城鄉經濟不平衡具有促進作用。“要素市場發育”綜合指數由“金融業的市場化”“人力資源供應條件”“技術成果市場化”3個正向分項指標測度得到,可見以上指標對應的金融市場、人力資源市場和技術交易市場發展對城鄉經濟不平衡均存在顯著正向影響。

首先,金融市場發展表現出來的城鄉不平衡效應可能同農村地區存在的金融抑制有關。城鄉信貸市場發展的不平衡以及農村正規信貸渠道利用率的低下,是農村信貸約束的重要誘因。正規信貸在貸款規模和風險等方面優于依靠熟人社會實現的非正規信貸,但在審批手續履行、利息繳付以及擔保方式等方面更為嚴格,而農村居民受教育程度和市場知識積累普遍不如城市居民,因此,農村居民信貸需求的實際滿足面臨更多困難。信貸約束使農村居民無論在個體生產經營還是住房、醫療等消費領域,均可能面臨資金短缺問題,進而影響個體或家庭福祉。因此,城鄉金融市場發展的非均等將導致城鄉經濟關系的不平衡發展。

其次,人力資源市場的發育和完善對勞動力供給狀況具有直接影響。人力資源供應條件用技術人員、管理人員和熟練工人的供應情況進行衡量,反映的是具有較高人力資本勞動力的供給水平。人力資源供應條件對城鄉經濟不平衡的促進作用可能是由于城鄉間在就業機會以及公共品供給等方面存在較大差距[32],高技能水平勞動者會在城鄉之間進行選擇性遷移[33],導致農村高學歷或高技能人才缺乏。只有當城鄉公共基礎設施等實現基本均等、產業布局基本合理、農村人才引進機制不斷完善優化時,才可能促使城鄉就業機會成本趨同[34],弱化城鄉人力資源供應條件存在的差別化特征。城市部門的人才集聚效應將由于人力資源市場供應條件的改善而放大,使農村地區缺乏足夠的人力資本存量,進而降低農村人均產出水平。

最后,技術成果市場化程度提高對城鄉經濟不平衡具有促進作用,這可能是因為技術成果市場發展內在的城鎮偏向特征使然。原因之一在于城市部門主要以工商業為主,商品和服務種類繁多且更新較快,專利申請類別由發明專利、實用新型專利和外觀設計專利構成,從規模和效率上來說更容易實現商業價值。農村部門主要以農業為主,農業專利主要以發明專利和植物新品種權為主,種類較少且申請難度、周期和申請過程中的技術或新品種信息泄漏風險極大。此外,我國農業現代化水平還有待進一步提高,集約化規模化農業生產體系亟待完善,分散式小農經營給農業專利使用、推廣和保護帶來困難。農業生產過程中,新品種培育、新技術研發周期長且模仿成本低、農業生產的田間公示性導致了極高的創新成本和技術信息保護缺位,使農業技術領域難以像工業技術領域那樣開展保密工作。農業現代化轉型期間,農業創新主體主要以高等院校和農科研究機構為主,專利意識與商業運作能力不如企業。不僅如此,農業專利申請需提供大量重復的實驗數據,農業生產特性使農業實驗周期長且存在季節性和自然因素干擾,農業專利申請成本與收益不成比例,高昂的經濟成本使農業專利潛在的市場價值難以得到充分釋放。因此,在技術市場交易規模和流通速率上,城市部門顯然具有更大優勢,而我國農業技術產權實施轉化率相對較低,技術市場發展對農村經濟拉動作用不大。

市場化改革背景下我國城鄉經濟治理中,“政府失靈”與“市場失靈”共同存在。“政府失靈”情況的發生,一方面可能源自地方政府調整政府部門規模的過程中,財政體制與制度供給有效性不足,從而降低城鄉經濟治理績效;另一方面,在優化政企關系過程中,單方面追求政府干預的退出而忽視了配套機制的完善,同樣可能對城鄉收入分配平衡形成負面影響。如削弱地方企業保護壁壘固然能夠為形成區域間統一市場提供必要的制度環境,但由于忽視勞動力供求平衡與就業結構升級等問題,可能會影響城鄉之間的勞動力流動,對農村勞動力人力資本提升和收入水平的提高形成阻礙,最終拉大城鄉差距。

實證結果表明,城鄉經濟關系演進中同樣也存在“市場失靈”,主要表現為城市與農村部門經濟關系在市場經濟背景下產生的失衡。改革開放前,農村支持城市的基本國策使我國城鄉經濟不平衡問題始終存在。社會主義市場經濟體制建立后,我國城鄉經濟不平衡問題因農村經濟體制改革而有所緩解,但總體趨勢仍呈現擴大化。究其原因,市場機制強調的是分散個體的最優決策,運用供求機制、價格機制與競爭機制實現資源配置、商品生產和流通。城鄉經濟差距在改革初期已經存在,市場經濟體制下經濟活動與要素更多集中于城市部門,這與規模經濟與要素相對報酬有關,城市部門工商業集聚在城鎮化中創造的巨大價值,抬高了發展農業的機會成本,促使城市集聚經濟的形成。城市部門的經濟增長效應引致的城鄉間在收入、消費與投資等方面的巨大差距,是各國在城鎮化工業化過程中共同經歷過的現象,是城鄉區域發展一般規律使然,這與城鄉經濟治理中的“政府失靈”有所不同。縱觀各國城鎮化進程中的城鄉關系演進,“政府失靈”在城鄉經濟關系的形成、演化與結構特征等方面存在明顯的國別差異,在我國則表現為國家治理意志對城鄉經濟結構安排的介入與干預。

表4其余結果顯示,產權保護和市場機制完善程度等7個方面的市場化改革因素不存在“政府失靈”或“市場失靈”現象,說明從縮小城鄉差距、實現城鄉經濟由失衡到平衡的目標來講,我國推進市場化改革發揮了積極作用。“減少政府對企業的干預”一項的影響系數為負,這可能是因為減少政府干預后企業的發展,特別是農村地區民營企業的發展對農村地區財政收入、經濟增長以及居民就業有著正向影響。統計結果顯示其并未通過至少10%的顯著性檢驗,可能是因為政府減少對企業的干預對城鄉經濟的影響表現為間接作用,因而加入其他市場化改革有關變量后不再顯著。由于表4中呈現的是非標準化系數,以上對促進城鄉經濟平衡發展的市場化改革因素無法進行橫向比較。為更好地識別市場化改革影響作用的內部結構特征,本文引入標準化系數對各因素影響效應大小進行簡單對比。

五、進一步分析:市場化改革治理效能的相對差異識別

使用標準化系數估計的市場化改革影響作用如圖5所示。導致城鄉經濟不平衡的因素中,要素市場發育帶來的影響作用最大,變量“要素市場發育”每增加1個標準單位,“城鄉經濟不平衡”就增加0.827個標準單位。與要素市場發育相比,縮小政府規模和減少商品市場上的地方保護對城鄉經濟不平衡的影響作用相對較小。變量“縮小政府規模”每增加1個標準單位;“城鄉經濟不平衡”就增加0.101個標準單位;變量“減少商品市場上的地方保護”每增加1個標準單位,“城鄉經濟不平衡”就增加0.058個標準單位。簡單對比影響系數可以發現,要素市場發育對城鄉經濟不平衡的影響遠大于另外兩類市場化改革因素的作用,其作用效果約為縮小政府規模影響作用的8.19倍,約為減少商品市場上地方保護影響作用的14.26倍。

注:采用MLMV估計方法和標準化系數;***表示在1%的水平上顯著。

通過標準化系數比較分析,進一步說明了城鄉經濟不平衡問題更多是由要素市場發育過程中的“市場失靈”所致,金融信貸市場、人力資源市場以及技術成果交易市場的發展加劇了城鄉不平衡程度,政府治理的缺位與監管機制的不完善是可能的原因。縮小政府規模和減少商品市場上的地方保護兩因素的影響作用較為接近,前者約為后者的1.74倍,說明政府的經濟干預能力下降可能更為直接地導致了農村經濟發展的相對滯后。出于對農村經濟的高度關注,我國出臺了大量財政支農與扶持政策來支持鄉村振興戰略實施。根據城鄉發展的一般規律,城鎮化工業化中后期城市部門應更多支持農村的生產發展。在資源配置、收入分配與社會福利保障方面,政府同樣發揮著極為重要的作用,與市場形成互補。因此,通過降低政府干預實現資源配置的高效,可能同時產生不利于農村經濟發展的后果,需引進配套改革政策與相應的制度創新,以確保政府直接干預的退出不會導致農村部門在生產、分配與政策支持等方面獲取治理資源能力的下降。減少商品市場上的地方保護的影響作用最小,且回歸系數不顯著,說明盡管地方政府采取競爭性產業發展政策,但其主要體現為間接作用,實際操作中可能因勞動力市場摩擦而影響城鄉勞動者收入分配。改革開放時期,區域間勞動力流動相對更為自由,且公共交通基礎設施的大規模建設也為部分有條件的農村勞動力提供了“用腳投票”的現實基礎,那些不適應就業結構調整的農村勞動力能夠通過跨區域流動實現就業的供求匹配,從而在部分地區出現長距離的勞動者“候鳥式”遷移現象。

除上述促進城鄉經濟不平衡市場化改革因素外,圖5還展示了其他抑制城鄉經濟不平衡的因素的影響作用,同樣以標準化系數方式呈現。從影響作用大小來看,增加非國有經濟在經濟活動中的比重能夠有效抑制城鄉經濟不平衡,其中“非國有經濟占城鎮就業人數的比例”變量的回歸估計系數為 -0.397,且在1%統計水平上顯著,表明增加非國有經濟行業就業人數占比能有效抑制城鄉經濟不平衡。增加工業企業和全社會固定資產投資中的非國有經濟成分,同樣對抑制城鄉經濟不平衡存在積極作用。從產業經濟視角來看,市場化改革過程中的所有制結構變動影響著國有行業與非國有行業間在獲取和配置資源、組織生產與市場流通方面的相對能力大小。國有企業因國家直接治理因素的存在,在信貸與行業準入等方面擁有更多的政策性資源,國有經濟利潤汲取方式從“工農產品剪刀差”轉變為獲取優質政策性支持、廉價自然或經濟資源以及通過行業準入限制形成對非國有經濟的利潤捕獲。國有經濟在部分領域的優勢地位阻礙了非國有經濟發展與城市對農村剩余勞動力的吸收水平,盡管國有經濟在實現資源分配均等化、縮小貧富差距和實現共同富裕等方面具有一定優勢,但國有經濟成分過多會擠出非國有部門經濟活動水平,而在此過程中創造的產出和就業需求十分有限。提升非國有經濟占比能夠通過提升農村勞動力向外轉移速率的方式,賦予城鄉勞動者更均等的就業機會與收入來源,進而促進城鄉兩部門收入分配向更為平衡的局面發展。

市場經濟條件下的治理,其本質是運用有效產權制度與相應治理規則實現不同組織、階層或派系之間的利益均衡[35]。相對完備的現代化經濟體系,是城鄉間生產要素自由流動以及交易中各市場主體平等參與的有效前提。在信息不對稱、信息交換傳輸技術尚處于較低水平時,政府過多干預市場運行可能會影響要素在城鄉間的定價機制與流動效率,注意運用間接調控與引導手段指導市場經濟運行與發展,能更好發揮政府與市場的互補作用。從實證分析的結果看,變量“市場分配經濟資源的比重”每增加1個標準單位,“城鄉經濟不平衡”就減少0.197個標準單位。“減少政府對企業的干預”邊際效應較小且不顯著,可能是因為該變量與“價格由市場決定的程度”存在高度相關關系。政府可通過對企業采購、生產與銷售的定價或限價直接或間接影響原料與貨物市場價格,而變量“價格由市場決定的程度”反映的是商品的實際價格狀況,兩者高度相關且“價格由市場決定的程度”能直接衡量價格扭曲程度,其中介作用可能導致“減少政府對企業的干預”間接作用表現為不顯著。以上結果說明,市場機制分配資源的程度越高,政府對企業經營與價格機制的管束越小,城鄉經濟不平衡程度就越低,充分說明了現階段應盡量避免政府對市場經濟體系的直接干預,而應運用更多切合當地經濟發展實際的靈活治理機制,更有利于促進城鄉利益平衡與和諧發展。

六、結論與啟示

利用結構方程模型分析市場化改革對城鄉經濟發展的影響,研究結果表明:要素市場發育、縮小政府規模和減少商品市場上的地方保護均加深了城鄉經濟不平衡程度,而其余市場化改革舉措則有利于降低城鄉經濟不平衡程度。同時,我國市場化改革的不同舉措對城鄉經濟發展的影響作用存在差異。當存在“政府失靈”和“市場失靈”時,市場化改革會對城鄉經濟的協調發展產生不利影響。

基于相關研究結論,獲得如下啟示:實現城鄉共同富裕,必須建立與城鄉資源要素屬性、經濟主體行為特征以及產權制度體系相契合的治理體制機制,并考慮分權政治體制下治理實踐的多樣性與復雜性。要建立健全能維持城鄉經濟動態平衡以及功能互補的長效治理機制,重視科層治理與市場治理的充分結合,加快推進城鄉要素市場化改革,主要包括以下3個方面:

一是構建城鄉人力資源雙向對流平衡機制。圍繞縣一級推進新型城鎮化建設,著力提升縣域產業、基礎設施和公共服務發展水平,加快推進農業轉移人口市民化進程,讓具有轉移意愿和能力的農村勞動力更多向邊際生產率高的城鎮地區和非農產業流動。堅持農業農村優先發展政策,健全相關保障發展體系,保障落實各類返鄉創業人員的基本權益,建立人才下鄉配套一體化政策體系,增強農村人力資源集聚力、技術人才吸引力、管理人才聚合力。

二是構建城鄉資本合理流動交換機制。持續不斷完善財政支農體系,財政支付設計應充分考慮農村保障糧食安全、維持生態平衡等重要作用,利用專項財政資金引導支持現代農業發展和園區建設。提高農村儲蓄資金的使用率,深化農村金融體制改革,加快完善農村信用信息服務體系,持續創新農村金融產品,著力擴大農村普惠金融覆蓋面。

三是構建城鄉統一產權制度與市場體系。深化農村集體產權制度改革,摸清盤活集體資產規模和分布,擴展農村集體資產可持續增值空間,探索形成城鎮化市場化背景下農村集體資產科學運營方式。加快建立城鄉統一的建設用地市場,完善農村土地產權二級市場建設。探索集體經營性建設用地使用權按宗地入市出讓。完善集體經營性建設用地使用權轉讓、出租和抵押等二級市場,確保農村集體經營性建設用地與國有建設用地“同地、同權、同價、同責”。探索建立公平合理的集體經營性建設用地入市增值收益分配制度,推動城中村、城邊村、村級工業園等連片開發區域土地依法整治入市。