城鎮化與城鄉收入差距——基于省域面板模型的分析

覃成林　劉佩婷

(暨南大學，廣州　510632)

城鎮化與城鄉收入差距
——基于省域面板模型的分析

覃成林劉佩婷

(暨南大學，廣州510632)

〔摘要〕本文運用全國數據，考察城鎮化與城鄉收入差距的動態變化關系，發現1990～2014年城鎮化與城鄉收入差距之間呈倒U型變化，其拐點在2005年。根據1996～2013年省域面板數據特征，使用空間面板模型進行分階段檢驗，結果表明，1996～2004年城鎮化擴大了城鄉收入差距，而在2005～2013年城鎮化縮小了城鄉收入差距。同樣利用1996～2013年省域面板數據，估算每個省份城鎮化對城鄉收入差距的影響效果，結果顯示，城鎮化縮小城鄉收入差距的地區一般為東部沿海省份。可見，城鎮化是否產生縮小城鄉收入差距的效應是有階段性和地區差異性的。就目前及未來而言，可以把城鎮化作為縮小城鄉收入差距的一個手段。但其真正發揮這個作用，還依賴于有關政策的完善與創新。對經濟發展階段較滯后的地區而言，應積極促進城鎮化縮小城鄉收入差距效果的到來。

〔關鍵詞〕城鎮化城鄉收入差距空間面板模型泰爾指數

引　言

改革開放以來，城鄉收入差距成為我國收入不平等的最主要來源，且其影響在逐漸上升，1990年城鄉收入差距大致為總收入差距的67%，到2009年這個比例已經超過75%[1]。當前，我國政府正在大力推進新型城鎮化，將其視為解決城鄉收入差距問題的基本途徑。那么，城鎮化真能縮小城鄉收入差距嗎？在這個問題上，現有研究存在不同的認識。一種觀點認為，城鎮化可以縮小城鄉收入差距[2-4]。另一種觀點則認為，城鎮化擴大了城鄉收入差距[5，6]。我們認為，不能簡單地認為城鎮化擴大或縮小了城鄉收入差距，而是需要對它們之間的關系變化做長期的考察，理清其動態變化過程。在這個方面，部分學者參考著名的庫茲涅茨倒U理論，嘗試分析我國的城鎮化與城鄉收入差距是否也存在庫茲涅茨式的倒U曲線。王小魯和樊綱(2005)用1996～2002年各省的數據，分別做了橫截面數據及時間序列數據回歸，認為城鎮化很可能在短期內使城鄉收入差距擴大而在中長期使其縮小[7]。陳斌開和林毅夫(2013)、孫勇和李慧中(2014)分別選擇1978～2008年中國省域面板數據、1978～2012年全國時間序列來檢驗這種倒U關系，結果卻發現，城鎮化對城鄉收入差距的影響呈現出先下降、后上升的U型特征[8-9]。可見，現有的對城鎮化與城鄉收入差距關系的研究仍存在很大爭議。究其原因，一方面，不同學者所選擇的樣本、方法、指標、變量等并不一致，因而影響了研究結論的一致性；另一方面，他們所選擇的考察時間跨度也是影響研究結論的一個重要因素，如果選擇的時間偏短，很大可能不會得到“倒U型”的結論[10]。

本文在借鑒前人研究成果的基礎上，根據所能獲取的基礎數據情況，以省域為分析單元，運用空間計量分析方法，對1996年以來我國城鎮化與城鄉收入差距的動態變化進行考察，試圖分析在這個較長的時間里城市化是否產生了縮小城鄉收入差距的效應。進一步，探討不同地區的城鎮化是否具有一致的縮小城鄉收入差距的效果。本文依據所獲得的結論，判斷我國當前把城鎮化作為縮小城鄉收入差距的政策選擇是否合理，把握不同地區如何推行城鎮化的政策方向。

1　研究設計

1.1基本模型

眾所周知，城鄉居民收入與城鎮及鄉村的經濟增長密切相關。在城鎮化進程中，城鎮與鄉村之間的經濟增長持續地發生結構性分化，同時，人口在城鎮與鄉村之間的分布也在持續地改變。這兩個方面都會直接或間接地影響城鄉居民收入的增長。因此，我們可以認為，城鎮化是影響城鄉收入差距變化的一個綜合性因素。此外，城鄉收入差距的形成還與一系列影響城鎮及鄉村經濟增長的其它因素有關。根據已有的研究，這些因素主要有投資、人力資本、經濟增速、對外開放程度等[11，12]。基于這樣的認識，本文構建了如下所示的描述城鎮化與城鄉收入差距關系的基本模型。

InequalityU-R=β0+β1Urb+β2Control+ε

其中，InequalityU-R為城鄉收入差距，Urb為城鎮化，Control為控制變量，ε為隨機擾動項。

1.2變量說明

具體地，本文選擇城鄉收入泰爾指數(Thl)為被解釋變量，選擇城鎮化率(Urb)為解釋變量，選擇城鎮固定資產投資比例(Inv)、城鄉教育差距(Edu)、GDP增速(GDPr)、對外貿易比重(Tra)、外商投資比重(FDI)等為控制變量。各變量的進一步說明如下。

1.2.1泰爾指數(Thl)

測度城鄉收入差距有城鄉收入比、基尼系數、泰爾指數等多種指標。但是，城鄉收入比指標沒有反映城鄉人口所占的比重，不能準確度量城鄉收入差距；基尼系數是將總人口劃分為不同的收入階層，所度量的是總的收入差距而不是對城鄉收入差距的準確度量，且城鄉收入差距也不能從總收入差距中分離出來；泰爾指數對兩端(高收入和低收入階層)收入的變動比較敏感，因而能更好地度量城鄉收入差距[13]。因此，本文選自泰爾指數來測度城鄉收入差距，其計算公式如下：

其中，1和2分別表示城鎮和農村，zij表示i地區城鎮或農村人口數量，zi表示i地區總人口，pij表示i地區城鎮或農村的總收入，pi表示i地區總收入。

1.2.2城鎮化率(Urb)

與通常的做法一樣，本文用城鎮人口占總人口的比重來衡量城鎮化水平。

1.2.3城鎮固定資產投資比例(Inv)

根據新古典經濟增長理論，物質資本和人力資本是決定經濟增長的基本因素，又因為經濟增長是影響收入增長的主要因素，因此可以認為，城鄉之間的物質資本和人力資本差異是城鄉居民收入差距形成的主要原因[14]。本文選用城鎮固定資產投資額占全社會固定資產投資總額比重這個指標，考察城鄉物質資本差異對城鄉收入差距的影響。

1.2.4城鄉教育差距(Edu)

1.2.5GDP增速(GDPr)

經濟總體發展狀況被認為是影響城鄉收入差距的一個重要因素。本文采用丁志國和趙宣凱等(2011)的做法[16]，用實際GDP增長率反映經濟總體發展對城鄉收入差距的影響。

1.2.6對外貿易比重(Tra)

對外貿易通過影響城鄉經濟增長[1]及其參與全球化的程度[17]而影響到城鄉收入差距變化。本文使用進出口貿易額占GDP比重來描述城鄉貿易狀況。其中，進出口貿易總額按照歷年人民幣匯率年平均價格折算成人民幣。

1.2.7外商投資比重(FDI)

在差異化的開放進程中，外商投資多分布于城鎮地區的非農產業，成為影響城鄉經濟增長和收入差距變化的一個重要因素。本文用實際外商投資額占當年固定資產投資額的比重描述經濟活動開放程度[18]。其中，實際外商投資額按照歷年人民幣匯率年平均價格折算成人民幣。

1.3數據來源及研究時段

本文使用的是我國大陸31個省級行政區的面板數據，不包括港澳臺。有關基礎數據主要來源于相應年份的《中國統計年鑒》、《中國固定資產投資統計年鑒》、《中國人口和就業統計年鑒》、《中國貿易外經統計年鑒》、《新中國六十年統計資料匯編》，少部分數據來自《中國金融年鑒》及部分省份的統計年鑒。本文在考察各因素對城鄉收入差距變動的影響時，選擇了1996～2013年這個時間段。所有貨幣單位的變量均調整為1996年的不變價。

2　結果分析

2.1城鎮化與城鄉收入差距變化的總體檢驗

周云波(2009)的研究表明，我國居民總體收入差距與城鎮人口比重之間呈現出倒U型變化關系，而且當全國居民總體收入差距到達倒U拐點時，城鎮人口比重為41.67%[19]。那么，城鎮化與城鄉收入差距之間的關系變化是否也存在類似的倒U型關系呢？圖1顯示了1990～2014年全國城鎮化與城鄉收入差距之間的變化關系，我們可以直觀地看到，城鎮化與城鄉收入差距之間的變化關系在整體上呈現出明顯的倒U型特征，倒U型拐點大致出現在2005年。

基于此，如果利用省域面板數據進行分階段檢驗，是否能從實證上得到一樣的結論呢？不妨以2005年為分界，以可獲得的數據為例，分別檢驗1996～2004年、2005～2013年城鎮化對城鄉收入差距的影響是否呈現先上升后下降的U型特征。

圖1　1990～2014年全國城鎮化率與泰爾指數趨勢

資料來源：《中國統計年鑒》、《新中國六十年統計資料匯編》。

2.2城鎮化與城鄉收入差距變化的分階段檢驗

本文使用省域面板數據，分1996～2004年、2005～2013年兩個時段，進一步檢驗城鎮化與城鄉收入差距之間的變化關系。

有學者嘗試將空間因素引入城鎮化與城鄉收入差距的研究中[3，16，20]，將經濟活動的不均衡分布通過空間權重矩陣刻畫出來，取得了較好的效果。表1顯示，城鎮化率與泰爾指數的Moran’ I均為正且統計顯著，說明城鎮化與城鄉收入差距存在很強的空間關聯，地區之間可能存在一定的集聚現象，因此，可用空間計量的方法考察城鎮化與城鄉收入差距之間的變化關系。本文將建立SAR模型、SEM模型、SDM模型、SAC模型4種空間面板模型進行探討。

在空間權重矩陣的選擇上，本文采用公路距離矩陣W。參考Ahmed(2011)的做法，考慮到數據的可獲得性，本文的公路距離取值為區域i到擁有中心城市(大城市)的最近的區域j的平均公路距離的倒數[21]，具體是省會城市之間的公路里程的倒數。

表1　城鎮化率(Urb)與泰爾指數(Thl)的全局Moran’ I

說明：研究時段內Urb與Thl的Moran’ I均統計顯著，由于篇幅限制，本文只顯示以上年份。

2.2.1城鎮化擴大了城鄉收入差距：1996～2004年

從表2各變量的系數符號與統計顯著性看，4個模型基本穩健。其中，在SAR模型中，ρ=30.36，顯著水平為1%，說明城鄉收入差距存在空間互動效應。在SEM模型中，λ=33.78，且在1%水平上顯著，模型估計有效。在SDM模型中，ρ=15.18，在1%水平下顯著，而且還存在鄰近地區的城鎮化對本地區城鄉收入差距產生影響。在SAC模型中，ρ=31.17，且在1%水平上顯著；λ=-12.12，統計不顯著。總的來看，前3個空間面板模型符合設定原則。

空間面板回歸結果顯示，城鎮化率(Urb)在1%水平下顯著，系數分別為0.0686，0.0458，0.0460，0.0699。即在SAR模型里，城鎮化率(Urb)變動1單位，泰爾指數(Thl)變動0.0686單位，以此類推。據此，我們可以認為，1996～2004年城鎮化的推進擴大了城鄉收入差距。出現這一情況的可能原因是，在這個階段的城鎮化進程中，城市偏向的經濟政策和戶籍制度導致了城鄉收入差距不斷擴大。城市偏向的經濟政策是為優先發展非農經濟、城市經濟服務的。改革開放后，雖然價格體制改革使價格政策上的城市偏向有所減弱，但財政支出、投資、金融等非價格方面的城市傾向日益突出[22]。總體上，城市偏向政策制約農村勞動力在城市購買力、遷移城市能力及收入水平提高的效應大于吸引農村勞動力進城享受價格優惠的效應，從而使城鄉收入差距擴大。戶籍管理制度則限制了城鄉勞動力自由流動，加劇了城鄉二元經濟分割的局面。雖然“城市準入政策”讓少數富裕農民具備成為城市居民的條件，但大部分收入低的農民依然留在農村。因此，在城鎮化過程中，戶籍制度客觀上產生了擴大城鄉收入差距的效果[23-25]。

此外，由表2可知，城鎮固定資產投資比例(Inv)、對外貿易比重(Tra)均影響城鄉收入差距。以SAR模型為例，它們的系數分別為0.0721，-0.0265。城鎮固定資產投資比例(Inv)系數為正，表明大量的城鎮固定資產投資使更多企業把區位選擇在城市，而農村在資本的城市化進程中常常被忽略，導致農民的就業機會減少，使得農民與城市居民之間的收入差距逐漸擴大[20]。對外貿易比重(Tra)系數為負，主要是由于對外貿易的就業數量擴大效應所導致，即擴大非熟練勞動力的就業來增加農民的非農收入，從而縮小城鄉收入差距[26]。

表2　1996～2004年城鎮化與城鄉收入差距關系的空間面板模型

續　　表

注：***表示在1%水平下顯著，**表示在5%水平下顯著，*表示在10%水平下顯著。

說明：括號內為標準誤。由于篇幅限制，不羅列SAC模型的直接效應和間接效應。

2.2.2城鎮化縮小了城鄉收入差距：2005～2013年

從表3各變量的系數符號與統計顯著性看，4個模型基本穩健。其中，在SAR模型中，ρ=21.98，顯著水平為1%，說明城鄉收入差距存在空間互動效應。在SEM模型中，λ=30.32，且在1%水平上顯著，模型估計有效。在SDM模型中，ρ=12.85，在5%水平下顯著，而且還存在鄰近地區的其它因素對本地區城鄉收入差距產生影響。在SAC模型中，ρ=18.78，λ=17.17，均在1%水平上顯著。總的來看，4個空間面板模型符合設定原則。

空間面板回歸結果顯示，城鎮化率(Urb)在1%水平下顯著，系數分別為-0.290，-0.346，-0.324，-0.321。即在SAR模型里，城鎮化率(Urb)變動1單位，泰爾指數(Thl)變動-0.290單位，以此類推。因此，我們可以認為，2005～2013年城鎮化產生了明顯的縮小城鄉收入差距的效果。對于這個現象，我們可以從以下幾個方面來進行解釋。在制度層面，上世紀90年代中后期與本世紀初正好是中國經濟改革的轉型時期，戶籍制度、就業政策和福利制度等限制農村勞動力流動的制度性障礙依然存在[28]，導致城鄉收入差距逐步擴大。而進入本世紀后，中央政府注重解決“三農”問題，使城鄉二元體制逐步得到改善，城鄉戶籍制度管制放松，阻礙城鄉生產要素和商品流動的制度“壁壘”明顯削弱，城鄉經濟逐漸融合，城鄉收入差距也因此由不斷擴大逐步轉向縮小[29]。從城鄉二元經濟結構變化來看，中國于本世紀初已越過劉易斯“第一拐點”，目前正處于劉易斯“第一拐點”和“第二拐點”之間[30]，農村剩余勞動力已基本轉移到非農部門，農業部門的勞動報酬不斷向非農部門靠攏，這是城鄉收入差距縮小的重要原因之一。一方面，隨著農村人口流入城鎮的數量增加，城鎮勞動力市場競爭進一步加劇，降低了城鎮勞動力收入，而且城鎮化有利于農村勞動力的人力資本積累，減小城鄉勞動力的異質性，從而縮小了城鄉勞動力的工資差距；另一方面，城鎮化釋放了農村剩余勞動力，促進了農業生產方式向集約化、規模化轉變，提高農業部門的生產效率和農民的收入水平。

在控制變量方面，可以認為，城鄉教育差距(Edu)、GDP增長率(GDPr)、對外貿易比重(Tra)、外商投資比重(FDI)均影響城鄉收入差距。以SDM模型為例，它們的系數分別為-0.00413，-0.00108，-0.0208，-0.115。其中，城鄉教育差距(Edu)系數為負，可能是因為教育作為一項長期投資，對居民收入增長的積極作用還沒發揮出來，大部分農村年輕人早早進城打工反而提高了他們的當前收入水平。GDP增長率(GDPr)系數為負，意味著經濟增速加快有利于縮小城鄉收入差距，這正好說明2005年以來經濟高速發展帶來城鄉收入差距縮小的事實。對外貿易比重(Tra)系數為負，與1996～2004年這階段的解釋一致。外商投資比重(FDI)系數為負，可能的原因是，從就業結構上看，隨著經濟發展，FDI規模增大使農民在比較優勢高的非農產業就業，獲得高于從事農業生產的收入，提高了農村居民的收入水平，從而在一定程度上縮小了城鄉居民間的收入差距[31]。

表3　2005～2013年城鎮化與城鄉收入差距關系的空間面板模型

續　　表

注：***表示在1%水平下顯著，**表示在5%水平下顯著，*表示在10%水平下顯著。

說明：括號內為標準誤。由于篇幅限制，不羅列SAC模型的直接效應和間接效應。

2.3各省份城鎮化對城鄉收入差距的影響效果

從上述實證結果可知，1996～2004年，城鎮化的推進擴大了城鄉收入差距；2005～2013年，城鎮化縮小了城鄉收入差距。換而言之，就全國整體來看，現階段，城鎮化起到了縮小城鄉收入差距的作用。然而，由于所處的經濟發展階段不同，城鎮化對城鄉收入差距的影響很可能存在一定的地區差異性。本文仍然以1996～2013年省域面板數據為樣本，通過PMG(Pooled Mean Group)估計得到各個省份城鎮化對城鄉收入差距的影響效果。如表4。

可以看到，城鎮化對城鄉收入差距所起到的縮小作用，只在部分地區顯現出來，這些地區有北京、黑龍江、上海、江蘇、廣東、青海、新疆，城鎮化擴大城鄉收入差距的地區有河北、內蒙古、浙江、福建、湖南、廣西、海南、四川、云南、陜西、甘肅。不難發現，城鎮化對城鄉收入差距有顯著負影響的地區一般為東部沿海的發達地區，而城鎮化對城鄉收入差距有顯著正影響的地區以中西部較落后的地區居多。對于東部沿海地區而言，城鎮化處于較高級的階段，此階段的區域產業結構面臨轉型，傳統的勞動密集型產業逐漸被高新技術產業代替，這意味著以往技術水平較低的勞動力已不再適應產業結構轉型的需要，高質量、高水平的技術工人將是新型工業的主力軍，這種轉變給從事這部分產業的農民收入帶來提高。因此，城鎮化對城鄉收入差距產生的效果，不能一概而論，應根據不同地區所處于的經濟發展階段，作出正確的判斷。

表4　各省份城鎮化對城鄉收入差距的影響效果

續　　表

注：***表示在1%水平下顯著，**表示在5%水平下顯著，*表示在10%水平下顯著。

3　結論與啟示

本文圍繞城鎮化是否縮小了城鄉收入差距這一問題展開。以全國數據考察了1990～2014年城鎮化與城鄉收入差距之間的動態關系，發現二者之間存在倒U型變化過程，其拐點在2005年。分別利用1996～2004年、2005～2013年的省域面板數據，通過建立4種空間面板模型，分階段檢驗城鎮化與城鄉收入差距的變化過程。結果表明，1996～2004年期間，城鎮化的推進擴大了城鄉收入差距。城鎮化率變動1單位，城鄉收入差距分別變動0.0686，0.0458，0.0460，0.0699單位。在2005～2013年期間，城鎮化起到了縮小城鄉收入差距的作用。城鎮化率變動1單位，城鄉收入差距分別變動-0.290，-0.346，-0.324，-0.321單位。通過估計每個省份城鎮化對城鄉收入差距產生的效果，發現城鎮化縮小城鄉收入差距的地區一般為東部沿海省份，而城鎮化擴大城鄉收入差距的地區以中西部省份為主。

上述城鎮化與城鄉收入差距之間存在倒U型變化關系的分析結果表明，只有當城鎮化達到一定水平后，才能夠產生縮小城鄉收入差距的效應。但需要特別指出的是，存在這種變化并不意味著只要城鎮化達到一定的水平后，城鄉收入差距就會自然縮小，我們坐等倒U型變化的拐點到來便好，而不需要政策調節。恰恰相反，倒U型變化拐點的出現及其后城鎮化所產生的縮小城鄉收入差距的效應，其背后是有關政策的重大轉變所致。正如陳斌開和林毅夫指出的那樣，當城市偏向的經濟政策消除后，城鄉收入差距將隨著經濟發展而下降[8]。由此可見，對于我國當前及未來一段時間而言，通過推進城鎮化來促進城鄉收入差距縮小，大方向是正確的。而要達成此目的，必須重視有關配套政策的制定及執行。上述各省份城鎮化對城鄉收入差距的影響效果表明，城鎮化對城鄉收入差距的作用存在地區差異性。這意味著，就全國范圍而言，現階段城鎮化縮小城鄉收入差距的結論并不適用于每個地區。針對經濟發展階段較滯后的中西部地區，城鎮化帶來城鄉收入差距擴大是必經過程，應在推進城鎮化過程中積極找尋阻礙城鄉收入差距縮小的因素，使倒U型拐點提前到來并降低縱軸水平。

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(責任編輯：史琳)

Urbanization and Income Disparity between Urban and Rural Areas——An Analysis Based on Provincial Panel Data

Qin ChenglinLiu Peiting

(Jinan University，Guangzhou 510632，China)

〔Abstract〕In this paper,we use the national data to examine dynamic changes of urbanization and income disparity between urban and rural areas,and find that they perform inverted U change with inflexion point in 2005.According to characteristics of panel data of 1996 to 2013,this paper uses spatial panel analysis to investigate in stages and the result shows that urbanization widens income disparity between urban and rural areas from 1996 to 2004 while it narrows the income gap from 2005 to 2013.Also we use provincial panel data of 1996 to 2013 to estimate impact of urbanization on income disparity between urban and rural areas,and the results show that the regions in which urbanization narrows income gap between urban and rural areas are almost estern coastal provinces.It can be seen that the effects of urbanization on income gap between urban and rural areas are different in stages and among regions.Therefore,urbanization can be seen as a mean to decrease income gap between urban and rural areas in the present and in the future.However,it depends on improvements and innovations of related policy if urbanization really plays the role.For the regions with economic development stage lagged behind,we shoud actively promote the arrival of the effect that urbanization narrows income disparity between urban and rural areas.

〔Key words〕urbanization;income disparity between urban and rural areas;spatial panel model;Theil index

〔中圖分類號〕F291.1

〔文獻標識碼〕A

DOI：10．3969/j．issn．1004-910X．2016．10．001

作者簡介：覃成林，暨南大學經濟學院教授，博士，博士生導師。研究方向：區域經濟增長趨同、區域經濟協調發展。劉佩婷，通訊作者，暨南大學經濟學院碩士研究生。研究方向：區域經濟協調發展、城市化。

基金項目：國家社科基金重大項目“高鐵快速發展背景下區域經濟協調發展及相關政策研究”(項目編號：11&ZD159)階段性成果。

收稿日期：2016—06—14