【作 者】
彭定贇1（教授），张飞鹏1，周 立2（博士）
【作者单位】
1.武汉理工大学经济学院，武汉430070；2.武汉大学医学部，武汉430070
【摘 要】
【摘要】城镇化与城乡收入差距的关系是当前学术界的热门议题。通过剖析城镇化对城乡收入差距的回馈效应、带动效应、市场效应及外溢效应，构建了城镇化与城乡收入差距的互动模型，利用我国中部六省1999 ~ 2016年的面板数据进行回归分析，实证发现：中部城镇化与城乡收入差距呈现出“倒U型”关系；现阶段中部城镇化推进会扩大城乡收入差距；地方政府的财政活动对城乡收入差距的作用不稳定。针对上述研究结果，提出了坚持城镇化推进策略、重视城镇化发展质量以及改革政府考核体制等三项措施。
【关键词】城镇化；城乡收入差距；关联性；作用机理
【中图分类号】F224 【文献标识码】A 【文章编号】1004-0994（2017）33-0114-5一、问题提出及文献综述
1978年，我国政府实施改革开放，从此经济进入上升阶段。在短短三十余年内，国内生产总值增长近185倍。在这令人瞩目的成绩背后，我国也面临着城乡收入差距扩大的局面。1978年，城乡居民可支配收入比是2.57，2016年，该比值上升至2.92。
许多学者从不同角度出发探讨了影响城乡收入差距的因素。Lewis（1954）认为，社会可能存在二元制的经济结构，即同时并存现代城镇和传统农村。显然，城镇与农村的生产率存在较大差异，城乡收入差距因此扩大。Fan（1991）从技术进步和制度变迁两个角度出发，解释了我国农业生产率提高的原因，进而解释了我国城乡收入差距缩小的原因。高帆和汪亚楠（2016）对我国1992 ~ 2013年31个省、直辖市及自治区的面板数据进行回归，发现全要素生产率与城乡收入差距之间存在“倒U型”的关系。市场需求和人力资本需求是连接两者的重要渠道，前者被称为结构效应，后者被称为规模效应。也有学者从劳动力流动的角度来解释城乡收入差距扩大的原因。Johnson（2002）长期关注中国的农村问题，指出农村劳动力的外流有利于缩小城乡收入差距。同时，他也承认城乡收入差距的收敛还取决于农民文化素质等其他因素，城乡收入差距扩大的局面在短期内难以改善。
上述研究利用不同的实证方法，得到了许多具有价值的结论。综观前人的研究，不难发现过往文献还存在以下两个需要改进的方面：第一，缺乏对中国中部地区情况的关注；第二，忽略了机制分析，尤其是模型推导。本文对上述两个方面做出了改进。
二、理论与机制分析
（一）城镇化对城乡收入差距的作用机理
城镇化对城乡收入差距的作用是不确定的，它同时存在收敛作用和发散作用。
收敛作用主要体现为回馈效应和带动效应。回馈效应指农村劳动力流向城市，可以获得较高经济报酬，这部分资金有可能会回馈到农村地区，带动当地经济发展；带动效应指伴随着城镇消费规模以及消费水平的提高，农村地区农产品生产有可能被带动起来，农产品供给随市场需求增加而扩张，达到增收的效果。
发散作用主要体现为市场效应和外溢效应。城镇信息、资本以及技术等生产要素比农村地区更加丰富，城镇化会加剧这些生产要素从农村脱离，向城镇流入。市场效应指公司在选址过程中会考虑当地的区位条件，城镇区位条件明显优于农村区位条件，因而更容易吸引企业入驻。外溢效应指人力资本从农村向城镇溢出，从欠发达地区向发达地区溢出。人力资本是地区经济发展、居民增收的重要因素，人力资本从农村地区外溢不利于当地经济发展，会扩大城乡收入差距。在城镇化过程中，城乡收入差距一般会经历“倒U型”曲线。在发展初期，城镇部门从城镇化过程中获取的边际效应非常可观，城乡收入差距会被拉大。当城镇化率突破阈值时，城镇部门从城镇化过程中获取的边际效应会逐渐加速递减，城乡收入差距会变小趋于均衡，具体如图1所示。
图1中，a曲线表明随着城镇化推进，其释放出来的有利于城乡收入差距缩小的正向边际量会逐渐变大；b曲线表明随着城镇化推进，其释放出来的导致城乡收入差距扩大的负向边际量会逐渐变小；a"曲线是a曲线以横轴为中心，翻转过来形成的曲线。a"曲线和b曲线在纵轴上对应的差距就是城镇化最终对城乡收入差距的影响。当城镇化率处于B点到A点之间的时候，曲线b大于曲线a"，即正向边际量小于负向边际量，城镇化和城乡收入差距是负向相关关系；当城镇化率大于A点的时候，曲线b小于曲线a"，即正向边际量大于负向边际量，城镇化和城乡收入差距是正向相关关系。上述关系可用图2表示。
（二）城镇化与城乡收入差距的关系模型
1. 假设与符号。
（1）假设社会存在鲜明的农村部门（R）和城镇部门（U）。城镇地区居民收入在国民收入中的占比用IU来表示，农村地区居民收入在国民收入中的比重用IR来表示，IU+IR=1。
（2）假设城镇化率（P）用城镇人口在常住人口中的比重来表示，居民家庭人均可支配收入用y来表示，yU和yR分别表示城镇居民人均可支配收入和农村家庭人均纯收入。
（3）用泰尔指数（T）来衡量城乡收入差距，忽略城乡各自内部收入差距，只考虑城乡间的差距。
2. 推导与命题。参考改良的城乡收入差距泰尔指数进行推导：
T=IU∙ln（[IUP]）+（1-IU）∙ln（[1-IU1-P]） （1）
将IU表达式代入式（1）可得：
（2）
可以对式（2）进行简化分裂，得出式（3）：
（3）
视P为变量，其他参数视为常数，求关于泰尔指数城镇化率的一阶偏导：
（4）
由上式可知，存在点P∗使得[∂T∂P=0]。当P<P∗、，城乡收入差距随城镇化推进逐步拉大；当P>P∗，[∂T∂P＜0]时，城乡收入差距随城镇化推进逐步缩小。因此，可以提出以下命题：
城乡收入差距和城镇化之间呈现出“倒U型”关系。在城镇化初期，城乡收入差距会被拉大；在镇化中后期，城乡收入差距会逐渐缩小，形成均衡状态。目前，中部地区正处于城镇化率急速上升时期，城乡收入差距和城镇化率应呈现出同向变化关系。
三、实证分析
（一）模型与设定
根据理论分析，城镇化与城乡收入差距之间存在库兹涅茨曲线特征，因而将城镇化率平方项引入模型中。被解释变量是城乡收入差距，核心解释变量是城镇化率和城镇化率平方，控制变量包括社会保障程度（PROTE）、土地财政依赖程度（LAND）以及政府干预程度（GOV），具体模型设定如下：
GAPit=αit+β1CITYit+β2CITY +β3Xit+ηi+εit
（5）
其中：下标i=1，2，…，6分别表示中部六省；t表示时间变量，从1999 ~ 2016年；ηi表示不随时间变化而改变的个体效应；εit表示与解释变量没有任何关系的随机扰动项；Xit表示一系列控制变量。
城乡收入差距（GAP）采用城镇居民人均可支配收入与农村家庭人均纯收入比来衡量；城镇化率（CITY）用城镇人口与常住人口的比值来计算；城镇化率平方（CITY2）就是城镇化率的平方项；社会保障程度（PROTE）用社会保障和就业支出在当地财政总支出中的比重衡量。土地财政依赖程度（LAND）用省级政府收取的土地增值税占省级政府财政收入的比重来衡量。政府干预程度（GOV）用财政支出占当地生产总值的比重来衡量。
本文数据的时间跨度为1999 ~ 2016年。所有数据均来源于中经网统计数据库。所有指标剔除通货膨胀影响，并取自然对数避免异方差问题。
（二）实证结果与稳健性分析
1. 实证结果。从表1可知，回归结果还是令人满意的。在混合模型估计中，基准模型城镇化率是正向符号，城镇化率平方是负向符号，在1%置信水平上显著。加入控制变量后，城镇化率和城镇化率平方的符号都没有发生改变，仍在1%的置信水平上显著，社会保障水平、土地财政依赖程度以及政府干预程度也在1%的置信水平上显著。可决系数从0.2454上升到0.5439。
在固定效应估计中，基准模型城镇化率为正向符号，城镇化率平方为负向符号。加入控制变量后，城镇化率和城镇化率平方的符号没有发生改变，可决系数从0.5757上升到0.6835。在随机效应估计中，基准模型城镇化率是正向符号，城镇化率平方项是负向符号，都在1%的置信水平上显著。加入控制变量后，城镇化率和城镇化率平方项的符号没有发生改变，社会保障水平、土地财政依赖程度以及政府干预程度都在置信水平1%的条件下显著，可决系数也从0.3319上升到0.5439。综上所述，城镇化率与城乡收入差距存在“倒U型”关系。加入控制变量后，各变量的显著性水平都有较大提高，可决系数也大幅上升。
中部城镇化水平还处于起步阶段。这段时期内，城镇化的负面效应是大于正面效应的。当发展到一定时期，中部地区城镇化率越过了阈值，城镇化的正面效应会远远大于负面效应。我国政府的财政支出是存在严重的城镇化偏向的，尤其是社会保障性支出。社会保障水平和政府干预程度始终都与城乡收入差距保持正向关系就是最有利的证明，并且社会保障水平的影响系数是大于政府干预程度影响系数的。土地财政依赖程度可以反映地方政府对待土地问题的态度。在城乡土地二元制的情况下，地方政府更有可能征用农业用地用于商业开发。农业用地的征用价格便宜，征用难度小，地方政府可以在农村地区土地的征用过程中获取土地出让金来维持自身财政平衡，有力地配合了城市扩张。
2. 稳健性分析。这里的城乡收入指标用城镇居民家庭平均每人全年可支配收入与农村居民家庭平均每人全年纯收入之比来衡量。依据凯恩斯消费函数可知，收入与消费之间存在紧密联系。城乡收入差距指标可以用城乡消费差距指标来代替，一般表示为城镇居民人均消费支出与农村居民人均消费支出之比。这里用城乡消费差距指标作为检验模型稳定性的替代指标。从表2可知，城镇化率和城镇化率平方与城乡消费差距保持着“倒U型”关系，并且都在置信水平为1%的条件下显著成立。加入控制变量后，城镇化率和城镇化率平方的系数、显著性水平以及符号都没有太大变化，可决系数却出现了较大幅度的提升。对于控制变量，社会保障水平、土地财政依赖程度以及政府干预程度的显著性都出现了不同程度降低。总的来看，替换了被解释变量的面板数据在各个模型当中，核心解释变量的符号和显著性都没有发生变化，足见其具有稳健性。
上述模型有可能出现内生性问题，因而需用二阶段最小二乘法（2SLS）再回归，观察在克服了数据内生性的情况下，模型参数是否出现较大波动。出于简约需求，只对固定效应和随机效应的基准模型与对照模型进行回归。
从表3可知，城镇化率与城乡收入差距之间仍然保持着稳定的“倒U型”关系，符号没有发生显著改变，置信水平也处于1%的水平。部分控制变量虽不显著，但模型总体通过检验。结合上述检验，可知城镇化率与城乡收入差距之间的“倒U型”关系较稳定，而控制变量会随着估计方法和模型设定的不同发生波动，说明控制变量的选择还存在改进的空间。
四、结论与政策建议
通过上述分析可知，中部地区城镇化率和城乡收入差距之间存在着明显的“倒U型”关系。在城镇化初期，城镇化率的提高会扩大城乡收入差距，越过阈值后城乡收入差距会进入收敛区域。政府应及时调整城镇化政策，不仅要重视城镇化的速度，更要追求城镇化的质量，充分发挥反馈效应和带动效应，降低城镇化过程中的负面效应。针对以上结论，给出如下政策措施：
第一，坚定不移地支持中央城镇化战略，推进中部地区城镇化进程。城镇化率与城乡收入差距之间是“倒U型”关系，即在初期是正向相关关系，在中后期是反向相关关系。地方政府应坚持城镇化战略，推动中部地区城镇化率尽快越过阈值点，进入下降通道。暂缓城镇化战略，会导致中部地区长期处于“倒U型”的前半段，并不利于中部地区城乡收入差距的缩小。
第二，重视城镇化的质量，减小城镇化推进过程中的负面效应。在城镇化初期，城镇化率会拉大城乡收入差距。这是一种正常现象，但并不代表政府可以忽视这个问题。城镇化策略不仅意味着重视城镇化的速度，还意味着应该重视城镇化发展的质量。过快过粗的城镇化会削减正向边际效用，给社会带来巨大的负面影响。重视城镇化发展的质量，可以调整反馈效应、带动效应、市场效应以及溢出效应的效用，减小对城乡收入差距带来的负面影响。当城镇化率突破阈值时，高质量的城镇化将有助于积极效应的发挥。
第三，完善地方政府考核机制，平衡短期利益和长期利益，达到均衡状态。地方政府的短视行为和城镇化偏向是不合理的考核机制激励下的结果。通过考核机制的合理化，可以有效改善被扭曲的经济福利，降低城镇化偏向，引导财政资源向更合理的区域配置，发挥调节资源的作用，缩小城乡收入差距。
主要参考文献：
Lewis W. A.．Economic Development with
Unlimited Supplies of Labour［J］．The Manchester School，1954（2）．
Fan S.．Effects of Technological Change and
Institutional Reform on Production Growth in
Chinese Agriculture［J］．American Journal of
Agricultural Economics，1991（2）．
高帆，汪亚楠．城乡收入差距是如何影响全要素生产率的？［J］．数量经济技术经济研究，2016（1）．
Johnson D. G.．Comment on The U. S.
Structural Transformation and Regional Convergence: A Reinterpretation［J］．Journal of Political Economy，2002（6）．
