中国市场化改革与城乡居民收入相对不平等——基于中国地区面板数据的检验*

颜长春，刘长庚

(湘潭大学 商学院，湖南 湘潭 411105)

一、引言

研究市场化改革对城乡居民收入不平等及分项收入不平等有助于解释我国居民收入不平等的深层次原因。长期以来偏城市化政策下的市场化改革造成了城乡市场、制度、环境的二元分割,使得城乡居民收入不平等进一步恶化。我国市场化改革涉及金融、土地、国有企业、进出口、货币等多个方面，已有研究主要围绕上述方面对居民收入不平等的影响展开，从收入结构角度去探求市场化改革影响收入不平等的研究颇为少见。从目前我国市场化改革几个方面来看，金融市场化过程中阶层性贫富差距加剧，同时金融抑制政策下的资本收入转移导致居民财产收入遭到侵蚀[1]5-16。在二元结构中，金融市场化改革推进城市化进程中对农村居民的收入具有抑制作用，对城市居民收入却反之[2]39-42。理论上，金融市场化能通过信贷支持改变农户初始禀赋进而促进农民收入增长[3]33-45，现实中资金转移、产业间的投资对农户信贷产生不同程度的抑制作用，加之农户对利息的敏感性也使得大量正规贷款被富裕农户获得，从而限制农户增收。

已有研究集中分析市场化改革的某个方面对城乡收入不平等的异质性影响，对存在的异质性影响的结构性原因的解释力不足。本文的突破在于：第一，在揭示市场化改革对城乡居民收入不平等异质性影响的基础上揭示存在的结构性原因；第二，本文采用面板数据回归、工具变量回归、极大似然估计对我国1996—2015年省级面板数据进行实证分析与稳健性检验,拟揭示我国市场化改革进程中城乡收入不平等的深层次原因。

二、指标选取与模型设计

从《中国统计年鉴》中收入统计数据可知，我国居民的收入总量中工资性收入和转移性收入占比较高，经营性收入的比重处于比较低的水平，财产性收入存在被低估的可能性，其比重同样较低，我国居民收入不平等存在深层次的结构性原因。为此本文构建城乡居民收入不平等指数，并对城乡居民总收入不平等进行分解，具体计算过程如下：

(1)

(2)

将式(2)代入式(1)得到：

(3)

从上述测算公式可知，城乡居民的收入相对不平等同时受到分项收入不平等系数和城乡居民各分项收入占各自总收入的比重的影响。城乡居民总量收入不平等与各分项收入在城乡居民之间的平均分配程度、不平等程度及收入结构有关。可见某项收入的不平等程度较高，但是收入占比较低，使得该项收入对城乡收入不平等的贡献程度也可能较低，反之亦然。

根据理论分析，本文分别采用金融发展、通货膨胀、开放程度、外资水平、国有化率及土地协议出让比例来度量市场化改革，采用地区存款/GDP、贷款/GDP、存贷比、直接融资占比四个金融发展指标表示金融市场化改革；采用CPI定基指数变化率表示货币市场化；采用地区实际使用外资与GDP的比值、进出口占比表示开放程度。本文进一步控制包括地区经济发展水平、城市化率、人力资本水平、社会抚养比、政府干预等因素。其中，采用城镇就业人数与省份总就业人数表示城市化率；采用人均GDP的对数一次项和二次项来表示经济发展水平，旨在检验居民收入不平等是否与经济发展水平呈kuznets倒“U”型关系；采用当地政府在医疗、卫生、教育方面的支出占总财政支出的比重表示政府干预。政府公共服务供给与转移支付在很大程度上影响着居民的收入水平，交通基础设施建设促进劳动力转移，进而提高农业转移人口工资性收入。变量描述性统计见表1。

表1变量描述性统计

变量名VariableNMeanStd. Dev.MinMax城乡收入不平等equa5881.1480.2750.4182.017工资性收入不平等WQ5852.3261.2880.29714.216经营性收入不平等OIn584-20.728114.391-1 160.67492.304财产性收入不平等pIn5850.9761.512-9.77213.180转移性收入不平等tIn5853.7441.921-1.03718.979金融发展sDp589235.6571 566.6930.30011 s854.9lDp5891.0540.3400.3072.585dFn4340.1210.1060.0000.701通货膨胀cpi5890.0260.031-0.0320.297国有化率sWn5890.4720.2070.0360.899开放程度imPt5890.1520.2330.0041.419国有资产利润率pOS4960.0430.036-0.0130.276外资水平fdi5860.0300.0290.0000.169土地市场化land3720.3350.2760.0060.964经济发展水平eDp5899.5950.8797.62511.564城市化率Urb5890.3700.1540.1190.877人力资本水平huCl5580.2070.0990.0040.612抚养比older5870.1150.0260.0610.219young5880.2830.0920.0960.578政府干预gov5890.2480.0410.1270.347

根据不同指标的缺失情况和尽量获得较多的研究样本，本文选取1996—2015年中国省级面板数据作为研究区间，构建以下分析模型：

equait=C+∑(αit*Xit)+∑(βit*Zit)+ηit+εit

(4)

(5)

三、市场化改革影响城乡收入不平等的整体效应

由于土地市场化、金融发展的样本量较少，在实证分析中采用逐步回归进行检验。表2中Hausman检验结果为负，说明选择随机效应模型更合理，模型适应性检验表明所有变量的系数不同时为0，在随机效应基础上给出了极大似然估计结果。表2中极大似然估计结果中存款比的系数显著为正，但是非常小，贷款比系数不显著，说明地区存款占GDP比例越高越会导致城乡收入不平等的恶化。当通货膨胀率提高1个百分点，城乡收入不平等的程度将进一步加剧0.604个百分点。国有化改革系数均为正，且在方程1*文中提到的方程均是以相关解释变量替换模型(4)或(5)中的Xit而建立，故没有一一列出。中在0.05水平上显著，说明国有化程度越高会导致城乡收入不平等越严重。地区开放程度的两个变量的系数呈现出相反的影响机制，其中进出口占比的系数显著为正，地区外资水平系数显著为负，说明地区进出口水平成为扩大收入不平等的重要原因，外资水平则有助于缩小城乡不平等，可见外资流入为地区的剩余劳动力提供了就业岗位，同时有助于提升地区市民化水平。政府干预的系数显著为负，当政府干预提高一个百分点，会导致城乡收入不平等缩小0.879个百分点，可见政府干预成为有效缩小城乡收入不平等的方式。

从控制变量来看，地区居民消费能力或发展水平与城乡收入不平等呈现显著的倒“U”型关系；地区城市化系数(Urb)显著为负，可见城市化进程有助于改善城乡收入不平等。

表2 市场化改革与城乡收入相对不平等

注：t statistics in parenthe ses，*p<0.1,**p<0.05, ***p<0.01。

表3 土地市场化与城乡居民收入不平等的实证结果

注：t statistics in parenthe ses，* p<0.1, ** p<0.05, ***p<0.01。

值得注意的是，表2中老年抚养比、少儿抚养比系数分别显著为正和负，说明老年抚养率越高会加剧城乡居民收入的不平等，少儿抚养比有助于缩小城乡收入不平等。人口抚养率发生变化必然导致居民收入不平等发生变化，但是如果社会整体福利水平逐步提高，社会抚养比例增加并不会导致收入不平等的恶化，我国老龄化趋势是我国人口结构正在经历的过程，实际上在我国城市化进程中城乡分割的局面正在逐步改善，收入再分配的公平与效率也会进一步提升，现有公共政策和再分配政策应该更加重视城乡二元结构下老龄化加剧城乡居民收入不平等的问题。

表3是土地市场化与城乡收入不平等的实证检验结果，方程拟合程度达到0.42以上，且均通过模型适应性检验。土地市场化系数显著为负，表明在土地市场化改革过程中土地协议交易量的增加有助于改善城乡收入不平等。稳健性检验中的极大似然估计结果与随机效应模型结果保持一致，采用滞后一期的土地协议出让比例作为工具变量进行检验发现土地市场指数的系数还是负数，说明基准回归结果是稳健的。人力资本存量和直辖市虚拟变量的系数变化，说明地区人力资本存量的提升有助于缩小城乡收入不平等。

表4分别采用存贷比和存贷和两个变量替换金融发展变量，并进行相应稳健性检验，存贷比的系数显著为正，系数值为0.000 01，说明存贷比例越高会恶化城乡收入不平等，但其影响较小。工具变量回归和极大似然估计结果同样与固定效应回归保持一致。表4中极大似然估计与采用滞后一期作为工具变量的结果都是显著为正，说明地区存贷总额占GDP比重越大越会扩大城乡收入不平等。

地区经济开放程度与我国城市化、工业化进程密切相关，因此地区开放程度可能与城乡收入相对不平等互为因果关系，即城乡收入不平等在一定程度上影响了地区开放程度。该部分采用进出口占比、外资比重的滞后项作为工具变量进行稳健性检验(见表5)。方程1、方程2中工具变量系数显著为正，说明进出口的确在一定程度上扩大了城乡收入不平等；方程3、方程4中工具变量系数都是负数，但是仅有方程3中随机效应模型中工具变量系数在0.1的水平上显著，与表2保持一致，说明“地区外资水平的提高改善了城乡居民收入不平等”的结论同样是稳健的。

表4 稳健性检验(1)——替换变量与工具变量

注：t statistics inparenthe ses，* p<0.1, **p<0.05, ***p<0.01。

表5 稳健性检验(4)——工具变量

注：方程1、方程2中()表示Standard errors in parentheses；方程3、方程4中()表示t statistics in parentheses；*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。

四、市场化改革影响城乡居民分项收入不平等的结构效应

该部分同样采用逐步回归来实证检验市场化改革影响收入不平等的结构效应。表7～9中方程1～4的被解释变量分别为城乡居民工资性收入不平等、经营性收入不平等、财产性收入不平等及转移性收入不平等，通过hausman检验后发现采用随机效应模型优于固定效应模型。*该部分没有给出固定效应结果(检验过程和数据备索)。

表6中，方程3中贷款比的系数显著为正，说明采用贷款占GDP比重表示金融发展具有扩大城乡居民财产性收入不平等的效应，但是对其他分项收入不平等的影响存在不确定性。货币市场化对分项收入不平等影响存在不确定性。方程1、方程2和方程4中国有化率的系数显著，说明国有化率越高越不利于缩小城乡居民工资性收入不平等和转移性收入不平等，对财产性收入、经营性收入不平等的影响存在不确定性。地区开放程度的系数显著，其中地区进出口占比越高会加剧城乡居民经营性收入不平等，同时具有缩小城乡居民财产性收入不平等的效应；地区外资水平(FDI)对城乡收入不平等的影响存在不确定性。

从控制变量来看，经济发展水平一次项(eDp)都是显著为负，二次项(eDp2)都是显著为正，说明经济发展水平与城乡居民的工资性收入不平等、经营性收入不平等呈“U”型关系，方程4中一次项(eDp)系数显著为负，说明地区经济发展有助于缩小城乡居民转移性收入不平等；地区人力资本存量的系数分别显著为负和正，说明随着地区人力资本的提高有助于缩小经营性收入不平等。从人口结构来看，说明老龄化趋势可能使得城乡居民四种分项收入不平等加剧，但是存在不确定性；少儿抚养比的系数在所有方程中都是正数，说明地区少儿抚养比越高会拉大城乡居民的工资性收入和财产性收入不平等。

表7中土地市场化的系数显著为正，说明地区土地协议出让比例越高越会导致城乡居民财产性收入不平等加剧，对其他分项收入不平等的影响却存在不确定性；城市化进程会加剧城乡居民工资性收入不平等，但有助于改善经营性收入不平等；提升地区人力资本存量有助于城乡居民工资性收入不平等改善；地区老龄化人口比例越高会加剧城乡居民财产性收入不平等，可能原因是二元结构下城市人口的财产代际转移和农村财产性收入较低加剧了这种不平等，在土地市场化程度较高的地区少儿抚养比有助于缩小城乡转移性收入不平等。

表8中国有企业利润率指标的系数显著为正，地区国有企业利润上升1个百分点，城乡居民的工资性收入不平等会加剧3.65个百分点；国有企业利润率系数显著为负，国有企业效益的提升具有改善城乡居民财产性收入不平等的效应。值得注意的是政府干预、城市化率的显著为正，说明国有企业利润越高的地区，政府干预、城市化进程具有显著扩大城乡居民转移性收入不平等的效应；在控制国有企业改革后地区老龄化趋势具有扩大城乡居民工资性收入不平等的效应。

表6 市场化改革与分项收入不平等

注：t statistics in parentheses，*p<0.1, **p<0.05, ***p<0.01。

表9中直接融资占比系数显著为正，表明金融市场化改革过程中直接融资具有显著地扩大城乡居民工资性收入的效应，提高直接融资比例对其他城乡分项收入不平等存在不确定性的影响。在控制直接融资比例后，政府干预具有显著改善城乡居民工资性收入不平等的效应。其他控制变量系数与显著程度未出现实质的变化，表明实证分析是稳健的。

表7 土地市场化改革与城乡居民分项收入不平等

注：t statistics in parentheses，*p<0.1, **p<0.05, ***p<0.01。

注：t statistics in parentheses，* p<0.1, ** p<0.05, *** p<0.01。

表9 金融结构与城乡居民分项收入不平等

注：t statistics in parentheses，* p<0.1, ** p<0.05, *** p<0.01。

五、结论

本文系统研究了市场化改革影响城乡收入不平等的整体效应与结构效应。研究发现：金融市场化改革对收入不平等具有拉大的作用。这主要是偏城市化与偏富人的金融授信方式，导致资源以马态效应的方式进一步集中。由此金融改革应注重政策倾斜扶持。

国有化程度越高会导致城乡收入不平等越严重，不利于改善城乡居民工资性收入不平等和转移性收入不平等。在国有企业利润率越高的地区，城乡居民工资性收入不平等更严重。

地区进出口水平成为扩大收入不平等的重要原因，外资水平则有助于缩小城乡不平等。地区进出口占比越高会加剧城乡居民经营性收入不平等，同时具有缩小城乡居民财产性收入不平等的效应。

土地市场化改革过程中土地协议交易量的增加有助于改善城乡收入不平等，同时导致城乡居民财产性收入不平等加剧。

老年抚养比越高会导致城乡收入不平等程度加剧，进一步恶化城乡居民财产性收入不平等。地区少儿抚养比越高有助于缩小城乡收入不平等，也会加剧城乡居民的工资性收入和财产性收入不平等。这与我国城乡分割的经济环境、制度环境密切相关，在我国城市化进程中城乡分割的局面正在逐步改善，收入再分配的公平与效率也会进一步提升，现有公共政策和再分配政策应该更加重视城乡二元结构下老龄化加剧城乡居民不平等的问题。

本文研究还发现政府干预成为有效缩小城乡收入不平等的方式，政府干预具有显著扩大城乡居民转移性收入不平等和显著改善城乡居民工资性收入不平等的效应。经济发展水平与城乡收入不平等、工资性收入不平等、经营性收入不平等呈现显著的倒“U”型关系。