中国城镇化与城乡收入差距的“倒U型”拐点测度——基于东、中、西部地区省际面板数据的实证研究

洪 丽，尹 康

（1.武汉大学 a.社会保障研究中心，b.政治与公共管理学院，湖北 武汉 430072；2.湖北经济学院 经济学系，湖北 武汉 430205；3.上海财经大学 统计与管理学院，上海 200433）

【统计理论与方法】

中国城镇化与城乡收入差距的“倒U型”拐点测度
——基于东、中、西部地区省际面板数据的实证研究

洪 丽1a,1b，尹 康2，3

（1.武汉大学 a.社会保障研究中心，b.政治与公共管理学院，湖北 武汉 430072；2.湖北经济学院 经济学系，湖北 武汉 430205；3.上海财经大学 统计与管理学院，上海 200433）

基于中国2000—2011年省际面板数据，分析城镇化对城乡收入差距的影响及其地区差异，结果发现城镇化的推进使中国城乡收入差距呈现先扩大后缩小的“倒U型”规律，拐点出现在城镇化率为46.07%的时候，约在2009年出现。同时，由于中国区域经济发展和城镇化进程的不平衡性，城镇化对城乡收入差距的影响存在显著的地区差异。在东部地区，城镇化对城乡收入差距的影响也显著呈“倒U型”，不过其拐点与全国相比出现在更早的时期和城镇化水平更高的位置；在中、西部地区，城镇化对城乡收入差距的“倒U型”影响并不显著，中部地区显著处于城镇化扩大城乡收入差距的阶段，其“倒U型”拐点尚未出现，而西部地区有效缩小城乡收入差距的转折点可能会出现的更晚。

城镇化；城乡收入差距；“倒U型”曲线；拐点；系统GMM估计

一、文献综述

党的十八大报告提出：“要加大统筹城乡发展力度，增强农村发展活力，逐步缩小城乡差距，促进城乡共同繁荣”。十八届三中全会也指出，要“努力缩小城乡、区域、行业收入分配差距，逐步形成橄榄型分配格局”， 同时提出，“坚持走中国特色新型城镇化道路，推进以人为核心的城镇化，……促进城镇化和新农村建设协调推进”。根据刘易斯、托达罗的二元经济理论，城镇化过程中伴随着农村剩余劳动力从农村向城市流动，将对城乡收入差距产生重要影响。那么，中国是否可实现“推进城镇化的同时有效缩小城乡收入差距”的目标呢？城镇化的推进与城乡收入差距的关系在东、中、西部地区有何区别呢？弄清中国城镇化与城乡收入差距的关系及其地区差异，将对中国的统筹城乡发展及城镇化战略都具有重要意义。

关于城镇化与城乡收入差距关系的研究，最早可以追溯到Lewis、Kuznets等人的研究。Lewis在其二元经济模型中指出，在城市化过程中，伴随着劳动力由农村向城市流动，城乡收入差距先扩大后缩小[1]。Kuznets认为，在工业化发展的不同阶段，城市化对城乡收入差距的影响效果截然不同[2]。而Todaro认为，在二元经济中，只要存在着城乡期望收入差距, 劳动力就会流动，而劳动力的流动则会通过要素报酬的均等化缩小城乡收入差距[3]。此后，一些学者利用两部门模型从理论上证明了城市化与城乡收入差距呈“倒U 型”关系，认为在城市化初始阶段，首先是农村人口中少数具备较高劳动技能和资本的人群进入城市部门，致使城乡收入差距逐渐扩大，随着更多农村人口流入城市，农业劳动力的相对稀缺性不断加剧，农业劳动报酬开始增加，城乡收入差距转向缩小，总体呈现城市化与城乡收入差距为“倒U型”的变化趋势[4-7]。

国外这些研究大多从经济发展的一般规律出发，少有研究联系中国经济发展的实际，对中国城镇化与城乡收入差距的关系进行分析和检验。那么，中国城镇化与城乡收入差距是否呈“倒U型”关系，拐点又何时到来呢？还是中国城镇化具有显著地缩小或扩大城乡收入差距的作用？国内一些学者采用中国的经验数据，对中国城镇化与城乡收入差距的关系展开了相关研究，研究方法主要采用面板数据分析或基于时序数据的VAR模型及协整分析，研究结论则存在较大分歧。目前主要存在三种不同的观点：一是认为城镇化缩小了城乡收入差距。陆铭和陈钊基于1987—2001年的省际面板数据，采用工具变量的方法，首次从实证的角度分析了中国城市化对城乡收入差距的影响，结果显示城市化对降低统计上的城乡收入差距有显著的作用[8]。毛其淋利用中国1995—2008年的省际面板数据, 基于系统广义矩方法研究发现，城市化水平是缩小中国城乡收入差距的重要因素[9]。孙永强、曹裕等也发现，中国城市化有利于缩小城乡居民收入差距[10-11]。二是认为城镇化推动了城乡收入差距的扩大。林毅夫、刘明兴利用中国28 个省1978—1997年间的面板数据，发现城市化的程度对城乡收入差距存在正的影响[12]。程开明和李金昌利用中国1978—2004 年的时序数据，基于VAR模型分析发现，城市化与城市偏向是造成城乡收入差距扩大的原因[13]。三是认为城镇化对城乡收入差距的影响非简单的正效应或负效应。周云波利用两部门模型研究发现，改革开放以来的中国城市化是导致城乡收入差距呈“倒U型”变化的主要原因，且指出中国总体收入差距在2006—2009年迎来“倒U型”曲线的拐点[14]。莫亚琳和张志超则利用中国1995—2006年的省际数据进行动态面板GMM分析，也发现城市化进程对收入分配的影响将出现先恶化后改善的“倒U型”曲线关系，但指出城市化进程有效改善收入分配的转折点（城市化率为57%）尚未到来[15]。周少甫等指出，中国城市化水平对城乡收入差距具有显著的门槛效应，当城市化水平低于0.456 时，城市化对收入差距的作用并不显著，而一旦超过这个水平，城市化的提高会显著地缩小城乡收入差距[16]。

上述研究用不同方法分析了城镇化对中国城乡收入差距的影响，主要存在两个问题：一是大多数文献在研究城镇化对中国城乡收入差距的影响时，没有考虑到城乡收入差距可能也会反向影响城镇化水平，有研究发现城乡收入差距对城镇化水平有显著影响[17]。因此，已有研究忽视了变量可能存在的内生性问题。二是少数文献考虑到了变量的内生性问题，但忽略了城镇化对中国城乡收入差距影响的地区差异。中国东、中、西部地区在地理位置、经济基础及政策倾斜等方面存在较大差异，各地城镇化水平和城乡收入差距也存在很大差距，城镇化过程中农村劳动力向城市的流动更多地表现为从西部地区的农村向东部地区的城市流动，因此，在不同地区城镇化对城乡收入差距的影响很可能是不一致的。因此，本文以现有文献研究为基础，拟采用中国2000—2011年全国城乡相关统计数据及东、中、西部地区省际面板数据，在考虑城镇化变量内生性问题的基础上，探讨以下两个方面的问题：一是研究2000年以来是否存在城镇化与城乡收入差距的“倒U型”关系及其拐点何时出现；二是揭示城镇化在三大地区对城乡收入差距影响的差异，为合理提出加快城镇化、缩小城乡收入差距在不同地区的差异性政策奠定基础。

二、理论假说

从理论上而言，城镇化对城乡收入差距应具有双重作用，对这一点众多学者已达成共识，只是城镇化对城乡收入差距的净效应，在不同学者间尚存在较大分歧，众多实证研究并未得到一致结论。

单从城镇化缩小城乡收入差距的积极效应来看，主要存在以下几种传导途径：一是竞争效应。城镇化的推进促使农村劳动力不断向城市、非农业部门转移，城市劳动供给的增加将加大城市劳动力市场的竞争，降低城市劳动力的工资。不过，这种效应在城镇化初期城乡劳动力市场分割的情形下并不明显，在城镇化后期形成统一的城乡劳动力市场后，该效应可能才会逐渐显现。二是产业结构转变效应。城镇化的过程是原来从事传统低效的第一产业的劳动力转向从事现代高效的第二、第三产业，产业结构逐步升级转换的同时，带来转移劳动力的收入提升。三是农业生产方式转变效应。农村劳动力向城市流动将减少农村剩余劳动力，使得农村人均土地拥有量增加，有利于实现土地的规模经营和农业产业化经营，将会使农村的劳动生产率和农民的收入水平提高，这种效应在城镇化后期会更加突出。四是农产品需求效应。城镇化的推进使越来越多的人从农村转移到城市，一边是从事农业生产的人减少，一边又伴随着对农产品需求的增加，导致农产品价格上升、农民收入增加，这种效应在城镇化后期会益发凸显。简而言之，上述四种效应会使城镇化进程中农村劳动力向城市的流动通过城乡劳动力报酬均等化缩小城乡收入差距。

另一方面，城镇化也可能会通过如下几种渠道拉大城乡收入差距：一是人口结构转变效应。在城镇化过程中，农村中较富裕、有较高技能的人可能会最先转为城镇居民，农村家庭中相对富裕的劳动力的子女也有更多的机会获取相对丰富的教育资源，并通过考上大学、毕业后留在城市工作而转变为城镇居民，农村中年富力强更有生产能力的劳动力相对生产力较低的老弱妇孺也会更先转变为城镇居民，这种相对富裕的首先走向城市、相对贫困的留在农村，以及年富力强、更有生产能力的走向城市、生产能力较低的老弱妇孺留在农村的人口结构变化在一定程度上会推动城乡收入差距扩大，特别是在城镇化初始阶段。不过，随着城镇化的推进，人口结构转变扩大城乡收入差距的效应会逐渐减弱。二是不合理的土地流转收益分配效应。城镇化最重要的载体是土地，中国过去30年的城市化路径，是建立在以损害农民权益为代价的低成本的土地基础上的粗放扩张，农村土地流转中地方政府凭借“公共权力”获取了大部分收益，抑制了农民收入提高，推动了城乡收入差距扩大。不过，在新型城镇化战略下，土地制度改革若能提高农民在土地流转收益中的分配比例，则伴随土地流转产生的推动城乡收入差距扩大的效应将转变为缩小城乡收入差距的积极效应。三是城镇住房需求效应和农村劳动力转向城市就业的过程，会产生对城镇住房、社会保障、子女教育的需求，对住房的需求首当其冲，无论是租房需求还是购房需求，都会推动城镇住房价格的上涨。城镇住房价格上涨，一方面使城镇有房者通过租房价格上升而获益，另一方面使城镇高收入阶层通过投资房地产获得的财产性收入增加，这无疑会推动城乡收入差距扩大。

笔者认为，城镇化对城乡收入差距的净效应取决于城镇化缩小城乡收入差距的积极效应和负面效应的力量相对强弱的对比。在城镇化初始阶段，扩大城乡收入差距的人口结构转变效应和不合理的土地流转收益分配效应、城镇住房需求效应可能会占主导地位，正负效应的合力使城乡收入差距扩大；而在城镇化后期，随着农民在土地流转收益中的分配比例逐渐提高，政府通过增加保障性住房供给等房地产调控手段的加强，以及缩小城乡收入差距的竞争效应、产业结构转变效应、农业生产方式转变效应和农产品需求效应逐渐占据主导地位，各种效应合力使城乡收入差距转向缩小。因此，本文的理论假说1为：

假说1：中国城镇化的推进使城乡收入差距呈现先扩大、后缩小的“倒U型”规律。

此外，鉴于中国区域经济发展和城镇化推进进程的不平衡性，城镇化对城乡收入差距的影响可能存在显著的地区差异。改革开放初期，国家的经济资源和政策更多地投向了东部地区，因此，东部地区受益于此，获得了长足的优先发展。东部地区的优先发展，一方面在促进本地区城镇居民收入提高的同时，也加快了东部地区农村居民向城镇的转移，使东部地区城镇化进程明显快于中、西部地区；另一方面，东部地区的优先发展，促使中、西部地区农村居民向城镇转移的时候，开始更多的是向东部地区的城镇转移，随着中、西部地区经济的发展及东部地区城镇的容纳力趋于减弱，中、西部地区的农村居民才逐渐向本地区的城镇转移。尽管城镇化影响城乡收入差距的几种效应依然与全国范围内分析的相似，但考虑到农村居民向城镇转移的这种区域差异及其变化，城镇化对城乡收入差距的影响在不同地区的表现可能是不同的。第一，东部地区的城镇化进程明显快于中、西部地区，东部地区城镇化与城乡收入差距的“倒U型”拐点应比中、西部地区在更早的时期出现，换句话说，也会比基于全国整体的城镇化与城乡收入差距的“倒U型”拐点在更早的时期出现。第二，东部地区在城镇化初期由于外来人口进入城镇，使其在本地农村劳动力及收入相对不变的条件下，城镇化水平被进一步推高，相对于全国来说，东部地区城镇化与城乡收入差距的“倒U型”拐点应出现在城镇化水平更高的位置。据此，我们提出假说2和假说3：

假说2：东部地区城镇化与城乡收入差距的“倒U型”拐点比中、西部地区或全国在更早的时期出现。

假说3：相对于全国来说，东部地区城镇化与城乡收入差距的“倒U型”拐点出现在城镇化水平更高的位置。

三、计量模型与数据

下面我们将利用中国30个省（西藏因数据不全及数据质量问题而未考虑）2000-2011年的省际面板数据资料，采用全国样本对假说1进行验证，进而采用东部、中部、西部三大地区子样本对假说2与假说3进行验证。

为检验假说1-3，本文设计了如下计量模型：

inequalit=α0+α1inequalit-1+α2urbanit+α3urban2it+βXit+vi+εit

式中下标i和t（t=2000,2001,…，2011）分别代表第i个省份和第t年， inequalit为i省t年实际城乡收入比，是度量城乡收入差距的指标。为了剔除价格因素的影响，在计算这个比率之前，用各地区的城乡居民消费价格指数（2000年=100）对收入数据进行了消胀。inequalit-1为i省t-1年滞后期的城乡收入比，考虑到城乡收入差距的惯性，这里将滞后一期的城乡收入差距变量考虑进来作为解释变量之一。urbanit为i省t年常住人口中城镇人口所占比重，是度量城镇化水平的指标*文献中常用的度量城镇化水平的指标可分为两种，一种是采用按常住人口统计的“城镇人口占总人口的比重”这一人口统计学指标，另一种是采用按户籍人口统计的“非农业人口在总人口中的比重”这一指标。由于按户籍人口统计的“非农业人口所占比重”这一指标不能真实反应城市化或城镇化水平，故本文中采用按常住人口统计的“城镇人口占总人口的比重”这一指标来度量城镇化水平。在新型城镇化战略的背景下，这一指标也更具有现实意义。其中，2000-2008年城镇人口比重来自《新中国60年统计资料汇编》，个别省份统计的是非农业人口比重而非城镇人口比重，或数据质量有问题与《中国统计年鉴》不符的，采用历年地区统计年鉴数据（如天津、上海、湖北、广西）；2009、2011年城镇人口比重来自2010和2012年《中国统计年鉴》；2010年数据来自各地区2010年第六次全国人口普查主要数据公报。，urban2it为城镇人口比重的平方项，α2和α3是我们所关注的待估计参数，度量城镇化对城乡收入差距的影响。根据假说1，我们预期α2为正，α3为负。Xit为计量分析中的控制变量，β是这些变量的系数。vi、εit表示地区效应和残差。

以现有文献为基础，本文控制了其他可能影响城乡收入差距的变量，具体如下。

经济发展程度。城乡收入差距与经济发展程度密切相关。为检验库兹涅茨“倒U型假说”在中国是否成立，本文在模型中引入实际人均GDP的对数lgdp，及lgdp的平方项lgdp2。如果该假说成立lgdp系数的符号应该显著为正，而其平方项（lgdp2）的符号应该显著为负。

经济开放程度。自1978年开始的改革开放对中国经济产生了深远的影响。对外开放主要表现为国际间商品流动和资本流动更为频繁，到2010年，中国的贸易依存度已经超过了70%，大大推动了中国制造业以及与贸易相关的服务业的发展。由于贸易相关产业及国际直接投资（FDI）都主要集中在城镇地区，主要有利于提高城镇居民收入，故经济开放程度会推动城乡收入差距扩大，预期其系数符号为正。本文使用贸易依存度（进出口总额/GDP）*通过《中国统计年鉴》中"各地区按境内目的地和货源地分商品进出口总额/各地区支出法GDP"计算得到，在除以GDP之前，进出口总额单位转化成了人民币。来度量地区的对外开放程度，记为trade。

所有制结构变化。中国经济改革进程中一个最为令人瞩目的变化，就是经济的非国有化。非国有单位就业份额的上升是由城镇地区国有企业非国有化和农村地区乡镇企业发展造成的。一方面，城镇地区国有企业非国有化会加剧城市劳动力市场的竞争，提高高人力资本水平的城镇居民收入水平，产生扩大城乡收入差距的作用；另一方面，乡镇企业的发展有利于吸纳农村剩余劳动力，促进农村居民收入提高，有利于缩小城乡收入差距。因此，所有制结构变化对城乡收入差距的净效应要通过实证结果来估计。本文在模型中引入非国有化指标，通过“1-分地区国有单位职工人数/分地区职工人数”计算得到，记为private。

政府干预程度。中国各级政府在一个地区及全国的经济发展中扮演着重要角色。由于地方政府业绩考核的GDP导向，地方政府支出一般带有严重的城市倾向，即地方政府财政支出多投向城镇的非农产业来发展城市经济，以获取更高的GDP增长率。因此，一般而言，城镇地区从地方政府财政支出中得到的好处要远远大于农村地区。通常用地方政府财政支出占GDP的比重（gov）来反映地方政府对经济的干预程度，预期该变量会推动城乡收入差距扩大，系数符号为正。

政府对农业的支持程度。一般用支援农村生产支出、农业综合开发支出、农林水利气象等部门事业费三项之和*2007年开始三项合为农林水事务支出。占地方政府财政支出的比重（agriculture）来度量地方政府对农业的支持程度，如果该比重越大，表明地方政府越重视农业发展，有利于提高农民收入，缩小城乡收入差距，预期该变量（agriculture）的符号为负。

上述指标所使用的数据主要来自历年《中国统计年鉴》、国家统计局数据库、《新中国60年统计资料汇编》及部分地区地方统计年鉴。

四、城镇化与城乡收入差距的实证检验

（一）估计方法

面板数据模型最常用的估计方法是固定效应模型和随机效应模型，不过当解释变量具有内生性时，这两种模型的参数估计结果都是有偏且不一致。本文中的模型，一方面由于解释变量中出现了滞后一期的被解释变量，另一方面城乡收入差距可能反向影响城镇化水平，即被解释变量可能反向影响解释变量，从而存在联立内生性问题。对于这种含有内生解释变量的动态面板数据模型，通常采用的是差分广义矩估计方法（DifferenceGMM）和系统广义矩估计方法（SystemGMM）。相对来说，系统GMM估计量具有更好的有限样本性质。由于系统GMM不仅有助于缓解差分GMM的弱工具性和有限样本偏误等问题，还可以提高估计的效率，故采用系统GMM方法对模型进行参数估计。

系统GMM估计是否可靠有效，或者说系统GMM估计是否能获得一致的估计系数，关键在于工具变量的选取是否有效以及残差项是否不存在二阶自相关。这需要进行两方面的检验：第一，通过Sargan/Hansen检验（过度识别约束检验，原假设H0：所有工具变量均有效）来判定所有工具变量的有效性，如果不能拒绝原假设，就意味着工具变量的设定是合适的。系统GMM方法相对于差分GMM方法还多一个Difference-in-Sargan/Difference-in-Hansen检验（原假设H0：水平方程新增工具变量是有效的），如果不能拒绝原假设，表明水平方程新增的工具变量是有效的。第二，通过AR（2）统计值检验原模型一阶差分后的残差项是否存在二阶自相关（要求不存在二阶自相关），如果AR（2）检验不能拒绝原假设，则意味着一阶差分方程的随机误差项中不存在二阶自相关。对于系统GMM估计结果是否有效可行，Bond等还给出了一种简便的判断方法，即将系统GMM估计值分别与混合OLS估计值及固定效应（FE）估计值比较，由于混合OLS估计通常严重高估被解释变量滞后项的系数，而固定效应估计则一般会低估被解释变量滞后项的系数，两者共同构成被解释变量滞后项系数真实值的合理区间，因此，如果系统GMM估计值介于混合OLS和FE估计值之间，则说明系统GMM估计是可靠有效的。

此外，根据对权重矩阵的选择不同，GMM估计又分为一步估计（onestep）和两步估计（twostep）。一般情况下，两步估计法的标准协方差矩阵能更好地处理自相关和异方差问题，由于全国30个省份存在较大的地区差异，即全国样本很可能存在异方差问题，故对全国样本我们采用两步系统GMM估计。在小样本中，两步估计容易导致参数估计值的标准差被严重低估[18]。这种向下偏倚经过Windmeijer的修正后会有所减小，但却会导致两步GMM估计量的近似渐进分布不可靠。由于三大地区子样本的样本容量大大减少，属于小样本，因此，对于三大地区子样本的估计，我们采用一步系统GMM方法。

（二）GMM估计结果分析

1.全国层面的估计结果

表1报告了采用全国样本用两步系统GMM方法对城镇化与城乡收入差距进行计量检验的结果，作为对照，我们同时给出了混合OLS估计结果、固定效应（FE）方法估计结果及一步差分GMM、两步差分GMM、一步系统GMM估计结果。

从表1可知，差分GMM和系统GMM估计的被解释变量滞后项inequal（-1）的系数都介于混合OLS与固定效应之间，但一步差分GMM、两步差分GMM估计的sargan检验的p值为0.000，要拒绝“工具变量联合有效”的假设，尽管其残差自相关检验AR（2）的伴随p值分别为0.721和0.710，表明一阶差分方程中的残差不存在自相关，但由于一步差分GMM、两步差分GMM估计无法通过sargan检验，不符合差分GMM有效估计的要求。同样地，尽管一步系统GMM估计可以通过AR（2）检验，但无法通过sargan检验，也不符合有效估计的要求。相比之下，表1中模型（6）给出的两步系统GMM估计的残差自相关检验AR（2）的伴随p值为0.778，表明一阶差分方程中的残差不存在自相关；同时，过度识别约束检验Hansen检验的p值为0.998，无法拒绝“工具变量联合有效”的假设，且Difference-in-Hansen检验的p值为1.000，表明水平方程新增工具变量是有效的，同时结合AR（2）检验、Hansen检验和Difference-in-Hansen检验三项检验的结果表明，我们采用的两步系统GMM估计结果是有效可靠的，对于本模型，两步系统GMM估计优于其他估计，下面将以此为依据展开分析。

表1 中国城镇化与城乡收入差距的回归结果（全国样本）

注：GMM估计采用在Stata12.0中用“xtabond2”命令完成。内生变量滞后期选择Lag（3 3）。对于考察“水平方程新增工具变量是否有效”的检验，一步系统GMM估计Stata12.0报告的是Difference-in-Sargan test，而两步系统GMM估计Stata12.0报告的是Difference-in-Hansen test，故对于两步系统GMM估计，表1中报告Hansen检验和Difference-in-Hansen检验的结果，对于一步系统GMM估计，表1中报告Sargan检验和Difference-in-Sargan检验的结果。残差自相关检验AR （1）和AR（2）以及Sargan/Hansen检验、Dif.-in-Sargan/Dif.-in-Hansen检验给出的都是统计量伴随p值。表格括号中报告的是t统计量，在混合OLS 估计和FE估计中，使用的是经过聚类稳健标准差校正计算得到的t统计量。***、**、*分别表示在1%、5%、10%置信水平上显著。

从表1中模型（6）给出的两步系统GMM估计结果可以看出，城镇化率urban的系数为正，而城镇化率平方项urban2的系数为负，且在统计上都非常显著，表明中国城镇化对城乡收入差距的影响呈显著的“倒U型”，并且可以算出城镇化先扩大后缩小城乡收入差距的转折点出现在城镇化率为46.07%的时候*转折点=-b/2a=-4.0177/[2×（-4.360 0）]=46.07%。，即当中国城镇化率低于46.07%时，城镇化推动城乡收入差距扩大，而当中国城镇化率高于46.07%以后，城镇化会缩小城乡收入差距。在此，假说1得到了验证。从中国城镇化进程来看，2008年中国城镇化率为45.68%，2009年城镇化率为46.59%，这就是说，中国在2009年以后城镇化的推进将有效缩小城乡收入差距，而以城乡收入比衡量的城乡收入差距正是在经历了1997年至2009年的持续扩大后，于2010年开始转向缩小，这表明我们的结论得到了现实证据的支持。当然，城乡收入差距的缩小可能是诸多因素共同作用的结果，而我们的研究表明，中国城镇化进程的推进是推动2009年以后中国城乡收入差距缩小的重要因素。

从回归结果我们还发现，实际人均GDP的对数lgdp及其平方项lgdp2统计上均十分显著，但系数的符号刚好与库兹涅茨“倒U型”假说预测的相反，说明中国城乡收入差距随着经济发展不存在先扩大后缩小的规律，相反，与陆铭、陈斌开和林毅夫等人的发现相同，中国城乡收入差距在经济发展过程中呈现“U 型”规律，“U型”曲线的拐点位于我们的数据范围内部，这说明随着经济发展水平提高，城乡收入差距先缩小后扩大。

其他控制变量的具体情形如下。1.进出口总额占GDP比重（trade）的系数显著为正，表明对外开放政策的推行和经济开放程度的加深，推动了中国城乡收入差距的扩大，与我们的理论预期相一致，原因主要在于对外开放主要是城镇地区获益，而农村居民从中受益有限，故而对外开放拉大了城乡收入差距。2.中国经济改革的非国有化（private）对城乡收入差距的影响显著为负，表明所有制结构非国有化的净效应是有利于缩小城乡收入差距的，这与陆铭和陈钊基于中国1987—2001年的数据得到的结论有所不同。究其原因，可能与中国经济改革“城镇地区国有企业非国有化在先、农村地区乡镇企业发展在后”的非国有化历程有关，故有陆铭和陈钊基于中国1987—2001年的数据发现非国有化的主要效应是提高了城镇地区劳动力市场竞争压力和组织效率，进而提高了城市劳动力市场的工资水平，从而推动了城乡收入差距扩大；而在非国有化的发展中随着农村地区乡镇企业的日益蓬勃发展，吸纳了大量农村剩余劳动力，有效提高了农村居民收入，故有本文基于2000—2011年的数据发现的非国有化缩小城乡收入差距的效应占据了主导地位。3.政府财政支出占GDP 比重（gov）的系数为负，但不显著，表明早先一些文献指出的“地方政府对经济的干预推动城乡收入差距扩大”的作用已不明显，这也暗示地方政府财政支出的城市偏向有所减弱，不过地方政府对经济的干预有效缩小城乡收入差距的作用尚未凸显。4.政府支农支出占地方政府财政支出的比重（agriculture）对城乡收入差距的影响在5%的显著性水平上显著为负，与我们的理论预期相一致，表明地方政府对农业的支持有利于提高农民收入，有效缩小了城乡收入差距。

2.三大地区层面的估计结果

鉴于中国区域经济发展的不平衡性，同时为了比较不同区域的城镇化与城乡收入差距关系的差异，对假说2与假说3进行验证，我们将样本数据划分为东部、中部和西部地区三个子样本，采用一步系统 GMM 方法进行估计，得到的估计结果见表2。

表2 中国城镇化与城乡收入差距的三大地区子样本估计结果（一步系统GMM）

注：由于三大地区子样本的样本容量大大减少，属于小样本，因此，对于三大地区子样本的估计采用一步系统GMM方法，且在“xtabond2”程序中加入“collapse”选项以控制工具变量的数目。模型（7）～（11）估计结果中inequal（-1）对应的一行出现的中括号给出的是相应模型分别用固定效应（FE）和混合OLS方法估计得到的inequal（-1）的系数构成其真实值的合理区间。小括号内报告的是t统计量。残差自相关检验AR （1）和AR（2）以及Sargan检验、Dif.-in-Sargan检验给出的都是统计量伴随p值。***、**、*分别表示在1%、5%、10%置信水平上显著。

在表2中，分别对东部、中部、西部三个地区子样本进行一步系统GMM估计（模型（7）～（11））得到的被解释变量滞后项inequal（-1）的系数都介于混合OLS 与固定效应之间，这表明一步系统GMM 估计未因弱工具变量问题而出现严重偏误。同时，结合AR（2）检验、Sargan检验和Difference-in-Sargan检验三项检验的结果表明，对三大地区子样本采用一步系统GMM估计的结果是有效可靠的。

从表2可以看出，城镇化对城乡收入差距的影响在东部地区也显著呈“倒U型”，这一规律与基于中国整体的分析得到的结论一致。计算东部地区城镇化与城乡收入差距“倒U型”曲线的拐点，出现在城镇化率为58.47%的时候，而基于全国整体分析的城镇化与城乡收入差距“倒U型”曲线的拐点出现在城镇化率为46.07%的时候，即相对于全国来说，东部地区城镇化与城乡收入差距的“倒U型”拐点出现在城镇化水平更高的位置。在此，假说3得到了验证。比较东部地区和全国的城镇化与城乡收入差距的“倒U型”拐点出现的时间可以发现，2005年东部地区城镇化率平均为58.99%，即东部地区城镇化与城乡收入差距的“倒U型”拐点大约出现在2005年，2005年以后东部地区城镇化的推进将有效缩小其城乡收入差距，而基于全国样本分析的城镇化与城乡收入差距的“倒U型”拐点约出现在2009年，故东部地区城镇化与城乡收入差距的“倒U型”拐点比全国在更早的时期出现。根据表2我们还发现，模型（8）和模型（10）的估计结果中urban和urban2的系数符号符合“倒U型”曲线的规律，但并不显著，即城镇化对城乡收入差距的“倒U型”影响在中、西部地区不显著，我们猜测，可能是由于本文选取的2000—2011年的样本段有限，在该样本期内中、西部地区尚未到达有效缩小城乡收入差距的拐点。基于这一考虑，我们在模型中剔除了城镇化率的平方项urban2，发现城镇化率urban的系数在模型（9）中在10%的显著性水平上是显著为正的，即中部地区处于城镇化扩大城乡收入差距的阶段；而在模型（11）中urban的系数符号为正，但不显著，表明城镇化的推进在西部地区对城乡收入差距的影响尚不明显。可见，东部地区城镇化与城乡收入差距的“倒U型”拐点比中、西部地区要出现的早。目前，中部地区尚处于城镇化扩大城乡收入差距的阶段，其“倒U型”拐点尚未出现，而西部地区有效缩小城乡收入差距的转折点可能会出现的更晚，这一点还有待于在以后更长的样本期中进一步加以检验。不过，总的来看，假说2在此也得到了验证。

在系列控制变量中出现如下情形：1.实际人均GDP的对数lgdp及其平方项lgdp2在模型（7）中统计上十分显著，系数的符号与基于全国样本的发现一样，刚好与库兹涅茨“倒U型”假说预测的相反，表明东部地区的城乡收入差距在经济发展过程中也显著呈“U 型”规律；不过，在中、西部地区，城乡收入差距与经济发展水平并没有明显的关系。2.进出口总额占GDP的比重（trade）在模型（7）中系数为正，但不显著，表明东部地区对外开放扩大城乡收入差距的效应不十分明显，可能在于东部地区对外开放程度已相对较高，由经济开放初期城镇居民受益已逐渐扩大到东部地区城乡居民整体受益，导致对外开放扩大城乡收入差距的效应被弱化了。而在中部地区，trade的系数符号为负，且在10%的水平上显著，表明中部地区的经济开放显著缩小了城乡收入差距，其原因可能在于中部地区的外贸部门更多地生产的是劳动密集型和低技术含量的产品，农民工从中受益，收入水平提高，从而有效缩小了城乡收入差距。在西部地区虽然trade变量并不显著，不过其系数符号也为负，表明西部地区的经济开放缩小城乡收入差距的效应尚不明显，也意味着西部地区有待于进一步提高经济开放度。3.中国经济改革的非国有化（private）在东、西部地区对城乡收入差距的影响显著为负，不过在中部地区对城乡收入差距的影响不显著。4.政府财政支出占GDP的 比重（gov）在东部地区对城乡收入差距的影响显著为负，表明地方政府财政支出的城市偏向有所减弱，东部地区政府对经济的干预起到了缩小城乡收入差距的作用。不过，在中、西部地区，地方政府对经济的干预对城乡收入差距的影响不显著。5.政府支农支出占地方政府财政支出的比重（agriculture）在模型（7）～（9）中系数符号为负，但不显著，在模型（10）～（11）中其系数符号为正，也不显著，这表明政府对农业的支持在东、中部地区已开始产生缩小城乡收入差距的效应，但作用尚不明显，而在西部地区，政府支持农业发展带来的缩小城乡收入差距的效应还未显现，这也意味着政府对农业支持的力度有待进一步加强，使其在东、中部地区有效缩小城乡收入差距的效应尽快凸显，在西部地区对缩小城乡收入差距逐渐产生积极效应。

五、结论和政策建议

本文利用中国2000—2011年的省际面板数据，采用系统GMM方法对中国城镇化与城乡收入差距的关系进行了实证检验。研究发现：1.城镇化的推进使中国城乡收入差距呈现先扩大后缩小的“倒U型”规律，拐点出现在城镇化率为46.07%的时候，即当中国城镇化率高于46.07%以后，城镇化的推进会有效缩小城乡收入差距，换句话讲，中国在2009年（城镇化率为46.59%）以后城镇化的推进将有利于城乡收入差距缩小。2.城镇化对城乡收入差距的影响在东、中、西部地区表现出显著的区域差异。在东部地区，城镇化对城乡收入差距的影响也显著呈“倒U型”，不过拐点出现在城镇化率为58.47%的时候，即相对于全国来说，东部地区城镇化与城乡收入差距的“倒U型”拐点出现在城镇化水平更高的位置。2005年东部地区城镇化率平均为58.99%，故东部地区城镇化与城乡收入差距的“倒U型”拐点比全国在更早的时期出现。而在中、西部地区，城镇化对城乡收入差距的“倒U型”影响并不显著，中部地区显著的处于城镇化扩大城乡收入差距的阶段，其“倒U型”拐点尚未出现，而西部地区有效缩小城乡收入差距的转折点可能会出现的更晚，这一点还有待于在以后更长的样本期中进一步加以检验。

本文的实证研究还表明：1.库兹涅茨“倒U型”假说在中国并不成立，城乡收入差距随经济发展在东部地区及全国都显著呈“U 型”规律，不过，在中、西部地区，城乡收入差距与经济发展水平并未表现出明显的关系。因此，不能期待城乡收入差距会随着经济发展而自动缩小。2.对外开放在全国显著扩大了城乡收入差距，不过分地区来看，这种效应表现不十分明显。3.中国经济改革的非国有化在全国显著缩小了城乡收入差距，在东、西部地区也显著地产生了这种效应，不过在中部地区经济结构非国有化对城乡收入差距的影响并不显著。4.近10年来，地方政府对经济的干预推动城乡收入差距扩大的作用已不明显，这暗示着地方政府财政支出的城市偏向有所减弱，不过地方政府对经济的干预有效缩小城乡收入差距的作用在全国及中、西部地区都尚未凸显，仅在东部地区表现显著。5.政府对农业的支持在全国能有效起到缩小城乡收入差距的作用，在东、中部地区，政府对农业的支持已开始产生缩小城乡收入差距的效应，但作用尚不明显，而在西部地区，政府支持农业发展带来的缩小城乡收入差距的效应还未显现，这也意味着政府对农业支持的力度有待进一步加强。

基于以上结论，本文的研究有着重要的政策含义：第一，有效推进城镇化进程，促进农民向市民的真正转变，将对缩小全国及东部地区的城乡收入差距产生积极效应，也有利于中、西部地区早日迎来城镇化推动城乡收入差距扩大转向缩小的转折点。具体而言，要推进农业产业化，促进土地规模经营，实现生产方式向集约化转变；提升农业生产效率，在农业劳动力逐渐减少的情况下保证充足的农产品供给；加快土地制度改革，建立统一的城乡土地市场，提高农民在土地流转收益中的分配比例；形成统一的城乡劳动力市场，增加进城农民公平就业的机会；大力推动第三产业的发展，促进产业结构升级，提升城镇就业吸纳能力和转移劳动力收入水平；增加保障性住房的供给，有效抑制城镇住房价格上涨。这些举措将有利于中国城镇化进程中实现缩小城乡收入差距、统筹城乡发展的目标。至于哪种举措对缩小城乡收入差距的效应更大，则有待对城镇化影响城乡收入差距的传导机制进行效应分解实证分析，受篇幅所限，这将成为下一步的研究方向。第二，本文的实证结果还表明，在大力发展对外贸易和提高经济开放度的同时，要加强劳动密集型产品的出口（尤其是在中、西部地区），为低技能者（如农民工）提供更多的就业机会，使对外开放的好处也覆盖到农村居民，努力抑制经济开放对城乡收入差距可能带来的消极影响，发挥缩小城乡收入差距的积极效应。第三，在经济结构非国有化的过程中，大力推动乡镇企业的发展，使其充分发挥吸纳农村剩余劳动力和有效提高农民收入的积极效应，促进城乡收入差距缩小。第四，加大政府对农业的支持力度，增加农村公共投入，显著提高农民收入，有效推动城乡收入差距的缩小。

[1] Lewis WA.Economic Development with Unlimited Supply of Labor[J].The Manchester School of Economic and Social Studies, 1954, 22（2）.

[2] Kuznet S.Economic Growth and Income Inequality[J].American Economic Review, 1955, 45（1）.

[3] Todaro Michael P.A Model for Labor Migration and Urban Unemployment in Less Developed Countries[J].The American Economic Review, 1969, 59（1）.

[4] Robinson S.A Note on the U Hypothesis Relating Income Inequality and Economic Development[J].American Economic Review, 1976, 66（3）.

[5] Glomm G.A Model of Growth and Migration[J].Canadian Journal of Economics, 1992, 25（4）.

[6] Rauch J.Economic Development, Urban Underemployment, and Income Inequality[J].Canadian Journal of Economics, 1993, 26（4）.

[7] Anand S.The Kuznets Process and the Inequality-Development Relationship[J].Journal of Development Economics, 1993, 40（1）.

[8] 陆铭,陈钊.城市化、城市倾向的经济政策与城乡收入差距[J].经济研究,2004（4）.

[9] 毛其淋.经济开放、城市化水平与城乡收入差距——基于中国省际面板数据的经验研究[J].浙江社会科学,2011（1）.

[10]孙永强.金融发展、城市化与城乡居民收入差距研究[J].金融研究,2012（4）.

[11]曹裕,陈晓红,马跃如.城市化、城乡收入差距与经济增长——基于中国省级面板数据的实证研究[J].统计研究,2010（3）.

[12]林毅夫,刘明兴.中国的经济增长收敛与收入分配[J].世界经济,2003（8）.

[13]程开明,李金昌.城市偏向、城市化与城乡收入差距的作用机制及动态分析[J].数量经济技术经济研究,2007（7）.

[14]周云波.城市化、城乡差距以及全国居民总体收入差距的变动——收入差距倒U形假说的实证检验[J].经济学（季刊）,2009（4）.

[15]莫亚琳,张志超.城市化进程、公共财政支出与社会收入分配——基于城乡二元结构模型与面板数据计量的分析[J].数量经济技术经济研究,2011（3）.

[16]周少甫,亓寿伟,卢忠宝.地区差异、城市化与城乡收入差距[J].中国人口·资源与环境,2010（8）.

[17]张雷.社会保障、收入差距与城镇化——基于全国31省份数据的实证研究[J].社会保障研究,2011（2）.

[18]Windmeijer F.A Finite Sample Correction for the Variance of Linear Efficient Two-step GMM Estimators[J].Journal of Econometrics, 2005,126（1）.

（责任编辑：张治国）

Inflection Point of Inverted U-Curve for Urbanization and the Urban-Rural Inequality in China：An Empirical Analysis Based on Provincial Panel Data

HONG Li1a,1b,YIN Kang2,3

（1a.Centre for Social Security Studies， 1b.School of Political Science and Public Administration, Wuhan University , Wuhan 430072, China;2.Department of Economics, Hubei University of Economics, Wuhan 430205, China;3.School of Statistics and Management, Shanghai University of Finance and Economics, Shanghai 200433, China）

This paper intends to study theimpact of urbanization on the urban-rural inequality in China and its three regions.Based on system GMM estimation with the provincial panel data during the period of 2000-2011 in China, the empirical results show that the effect of urbanization on the urban-rural inequality appears the inverted U-curve relationship, the turning point of which occurs in about 2009 when urbanization rate was 46.07%.Meanwhile, as China's regional economic development and urbanization imbalance, the effect of urbanization on the urban-rural inequality appears significant regional differences.In eastern China, the effect of urbanization on the urban-rural inequality also appears the inverted U-curve relationship significantly, while the turning point of which appears in the earlier period and in a higher position of the level of urbanization compared with the national of China.In central and western China, the inverted U-curve relationship of urbanization and the urban-rural inequality is not significant in our sample period.The central region lies in the stage that urbanization expands the urban-rural inequality significantly and the turning point of inverted U-curve has not yet appeared.In western China, the turning point of urbanization reducing the urban-rural inequality may be later than in eastern China.

urbanization; urban-rural inequality; inverted U-curve;inflection point; system GMM estimation

2015-04-30；修复日期：2015-06-13

洪 丽，女，湖北荆门人，经济学博士，讲师，研究方向：收入分配与社会保障； 尹 康，男，湖北洪湖人，博士生，讲师，研究方向：计量经济理论与应用。

F291.1∶F014.44

A

1007-3116（2015）09-0012-10