城乡经济不平衡视域下市场化改革经济效应的测度与分析——基于共同富裕的视角

杜云晗,陈 成,刘金华

(1.西南财经大学 人口与发展数据实验室, 四川 成都 611130;2.四川省人力资源和社会保障厅 科学研究所, 四川 成都 610047;3.四川省社会科学院 社会学所, 四川 成都 610072)

共同富裕问题与我国城乡经济发展存在密切联系,城乡经济差距的缩小在一定程度上代表共同富裕水平的提高[1],同时也是城乡收入分配格局优化的体现,考察城乡之间、区域之间的经济水平差距[2]有利于更好地了解共同富裕的实现程度。共同富裕的实现须以城乡、区域、阶层之间的经济水平协调发展和共同提升为前提,而城乡经济发展不平衡引致城乡差距持续存在,将抑制农村需求市场发育,影响城乡区域优势互补格局形成,进而阻滞城乡共同富裕的实现。当前,我国正朝着第二个百年奋斗目标迈进,共同富裕成为我国经济社会发展的主旋律。根据国务院新闻办公室发布的《中国的全面小康》白皮书,我国尚有数亿多低收入群体,大多分布在农村特别是中西部农村地区。城乡关系的演变、城乡矛盾的解决,都直接影响我国共同富裕的战略布局。要实现我国经济社会共同富裕的美好愿景,必须着力解决城乡经济发展不协调、差距过大的问题,强调城镇化模式的包容性。

当前我国经济发展最大的不平衡是城乡间的不平衡,纾解城乡发展不平衡问题离不开现代化体制机制的作用。党的二十大报告指出,我国发展不平衡、不充分问题仍然突出,城乡区域发展和收入分配差距依然较大,应着力推进城乡融合发展。2023年中央一号文件强调,要健全城乡融合发展体制机制和政策体系,畅通城乡要素流动。当前我国城乡市场化改革滞后于市场经济发展,城乡要素自由交互的市场没有完全形成,部分要素的产权基础模糊不清,城市资本和人才进入农村部门受到较大限制,农村土地市场化交易制度不够完善,以及个别地方政府对农村土地利用的过度干预等均是城乡要素市场体系不健全的表现,这些都会进一步加深城乡经济不平衡程度。新时代新征程,继续做好城乡融合发展这篇大文章,下好城乡融合“一盘棋”,走好城乡融合“发展路”,必须抓住关键环节,健全体制机制,推动构建城乡融合发展新格局,加快实现城乡共同富裕新格局。

从我国城乡市场化改革的历史脉络来看,早期城乡市场化改革主要集中在产品市场和生产组织方面,近年来则主要集中于城乡要素市场化改革。自20世纪90年代我国建立社会主义市场经济体制以来,市场化改革的不同方面对城乡经济不平衡的影响如何?各项举措的作用效果之间是否存在差异?这些是本文关注的主要内容。

二、文献综述

我国城乡问题由来已久,直接表现为城乡经济发展不平衡,体现为城乡居民收入、消费以及参与生产的机会和条件等方面存在巨大差异,背后更深层次的问题是经济发展体制机制以及城乡治理的不平衡。对于城乡经济不平衡的内涵,马克思主义城乡思想有其科学的阐释:城乡经济不平衡是指在一定社会生产力水平和制度条件下,城乡在生产、分配、交换和消费方面的不合理差距[3]。城乡居民由于分工的不同以及对各类生产资料占有的差异形成了不平衡关系,城市集中了资本、人口、权力和财富,是经济活动的中心,农村则相反。从现代经济学角度来讲,城乡经济不平衡指城市与农村两个空间由于产业结构转型速度的快慢,经济增长、资源配置等方面的不协调,导致城乡居民收入、消费和投资等方面出现较大差距的局面[4]。

城乡经济不平衡的影响因素众多。城乡生产力不平衡是最为直接的因素[5-7],也有不少研究从空间视角切入进行分析[9-13]。由于我国城乡问题既有经济发展的一般规律,也有体制机制以及治理策略的特定影响,因此,大多数学者更多是从制度层面研究城乡生产关系的不平衡。城乡经济差距的制度归因大体分为两类:一类是计划经济体制下的有关制度安排,包括城乡二元就业与消费品供应制度[6]、工农经济剩余分配制度[14]等,即我国城乡经济不平衡问题实质是经济发展与体制性因素共同作用之结果[15];另一类是市场经济体制下的有关改革制度安排[16-17],包括户籍制度[18-19]、要素市场价格扭曲[20-21]、公共政策的城市偏向[22-25]等。

较少有文献从市场化改革及其结构特征的角度分析其对城乡经济不平衡的影响效应。市场化改革的主要目的在于推动我国实现“双重转型”,即发展转型和体制转型[26]。发展转型意为我国从落后的传统农业社会向现代工业社会转型,体制转型则指我国从计划经济体制向市场经济体制转型,市场化改革是联结两类转型的中介,其本身指向的是经济转轨的方式方法。在因果关系上,发展转型是体制转型、生产力进步和财富积累的结果,体制转型绩效与速率决定了经济发展转型的质量高低。本文基于对市场化改革因素的分解,分析其对城乡经济不平衡影响的结构特征,并讨论政府行为和市场机制在其中发挥的作用,最后提出可能的对策建议。

三、理论分析与研究设计

从改革开放前的城乡严重二元分割,到党的十六大后统筹城乡发展、党的十七大后推动城乡发展一体化,再到党的十九大提出建立健全城乡融合发展体制机制和政策体系,城乡二元体制也在改革发展中不断松动。虽然国家逐步调整了很多制约城乡协调发展的政策机制,但城乡分割局面并未发生根本性的扭转,一些根本性管制仍旧存在。而市场化、城市化的自发机制,在一些方面抵消了这种政策上的“努力”,城乡二元结构转型依然存在突出的现实阻碍,诸如资源配置、产权保护、公共服务等一系列市场经济最重要的制度安排在城乡之间呈现出非均衡分布的特点。

(一)理论分析

市场化改革是我国经济体制改革进程的重要一环,对经济体制结构、生产发展和资源配置等多个方面产生影响,同时深刻影响着城乡经济关系的变迁。1997—2019年我国各省市场化改革变迁轨迹如图1所示。从中位数相对位置可知,我国市场化改革程度总体上表现为逐年增加。各省市场化改革程度在2000年及以前较为接近,但2000年后最大值与最小值差距逐年扩大。2019年我国各省市场化改革程度呈现出明显的“马太效应”,表明资源有限条件下市场化改革本身存在惯性,市场化程度较高的省份应重视政府适度干预与经济治理绩效;市场化程度较低的省份要不断利用政策工具并结合当地资源禀赋和发展实际持续推进市场化改革,最大程度地释放市场经济体制改革的增长效应。

图1 1997—2019年我国市场化改革变迁轨迹

城乡经济不平衡既体现在要素形成、配置和报酬等方面的不平衡,也表现为产权制度和相关治理机制的不平衡[27],推进市场化改革有利于促使要素市场发育、产权保护增强和市场机制完善。从城乡经济治理角度而言,市场化改革经济效应体现在影响城乡资源要素配置、重塑优化城乡经济主体权利空间和健全城乡统一市场体系等方面。首先,市场化改革能够拓宽城乡要素流动场域,借助价格信号的调节作用充分推动城乡要素再配置,拓宽其流动的产业部门范围,提高城乡要素流动效率,促使城乡要素平衡发展。其次,市场化改革可以强化城乡经济主体要素配置权利,通过产权界定为产权实施及其经济价值实现创造基础性条件,特别是通过农村产权制度改革激活农村资源存量价值,从而扩展经济主体收入空间,促使城乡收入平衡发展。最后,市场化改革带来的收入倍增效应有利于增加城乡市场有效需求,扩充城乡要素和产品市场容量,平衡城乡供求结构,改善农村居民高储蓄倾向和低收入并存的局面,促使城乡需求平衡发展。

此外,高质量要素市场化改革的缺乏可能在城乡要素交换过程中导致农村要素大量流失,或者要素交换出现不对等问题,最终形成城乡要素流动的“马太效应”。单凭市场机制并不总能实现社会资源配置优化和生产效率提升[28],不恰当的政府行为还可能加剧城乡经济不平衡程度[29],如地方政府出于快速发展经济的目的,对城乡之间市场机制缺失、价格扭曲、资本节制的管控缺失以及对劳动者权益保护不足,都可能进一步拉大城乡经济差距。因此,借助市场化改革优化城乡结构、实现城乡经济关系平衡化发展、处理好政府与市场的关系至关重要。

(二)研究设计

1.数据说明

主要选取2000—2019年我国30个省、自治区和直辖市的区域经济数据,考虑到数据可得性,样本数据不包含港澳台和西藏自治区数据。数据来自历年《中国统计年鉴》、CEIC中国经济数据库以及北京国民经济研究所CMID数据库,经手工整理得到面板数据。市场化改革有关数据是通过CMID数据库整理得到,包括“政府与市场关系”“非国有经济的发展”“产品市场的发育程度”“要素市场的发育程度”“市场中介组织的发育和法律制度环境”5个维度共计16个指标。2017—2019年市场化改革有关数据主要来自由国民经济研究所、社会科学文献出版社出版的《中国分省份市场化指数报告(2021)》,并以该资料中2016年为基期测算得到各年指数增长率,以此为基础更新CMID数据库相应指标数据。

2.变量说明

根据前文理论分析,城乡经济不平衡与要素市场发展水平、产权保护状况和市场运行情况等有关,故从CMID数据库中选取技术成果的市场化、人力资源供应条件等指标用以衡量要素市场发育状况,用知识产权保护衡量产权保护状况,用市场组织化、服务化和法治环境衡量市场运行情况。为了遵循最大限度减少测量误差的原则,本文不直接采用数据库提供的采取算术平均计算得到的各维度综合指数进行分析,而是采取基于各维度的子指标构建潜变量并构建结构模型的做法。初步检验发现,“政府与市场关系”“非国有经济的发展”“产品市场的发育程度”3个维度的测量模型拟合效果较差,说明这3个维度对应的子指标难以刻画所属维度的发展变化情况,因此将其作为显变量纳入模型分析。“要素市场的发育程度”“市场中介组织的发育和法律制度环境”两个维度的测量模型拟合情况较好,其子指标可用于构造潜变量。类似地,城乡经济有关的4个指标用于构造城乡经济不平衡的潜变量。

借鉴李实等[30]的做法,本文用城乡间人均意义上的经济差距来表示城乡经济不平衡程度,将城乡人均经济差距为零作为城乡实现经济平衡协调发展的理想化参照,考察当前城乡经济发展现状与参照之间的距离。城乡经济发展通常涵盖城乡经济关系在各个层面的相对差距,可以从多个维度衡量城乡经济不平衡,即关注多维视角下的城乡经济不平衡。由此,城乡经济不平衡可由城乡间不同层面的经济差距来体现。城乡经济差距是二元城乡结构向城乡等值化转变过程中产生的一种结构性失衡[31],本文选取城乡人均可支配收入比、城乡人均消费比和城乡恩格尔系数比作为衡量城乡经济不平衡的经济变量;同时,考虑到固定资产投资是区域资本积累与生产活动开展的重要来源,利用全社会固定资产投资数据与城乡常住人口数据分别测算出城乡人均社会固定资产投资比。将以上显变量作为测量指标测度出一个与之高度相关的潜变量,作为衡量城乡经济不平衡的代理变量。

3.模型设定

本文分析模型主要由测量模型和结构模型组成。测量模型由潜变量对应的显变量构成,同时选择“要素市场的发育程度”“市场中介组织的发育和法律制度环境”“城乡经济不平衡”3个潜变量构建结构方程模型,不进入测量模型的有关显变量也一并纳入结构方程模型。

η=Aη+Bφ+ε

(1)

X=Mη+δ

(2)

式(1)为结构模型,η′=[ηa,ηb,ηc]代表结构模型中的各个潜变量,ηa代表城乡经济不平衡潜变量,ηb代表要素市场的发育程度潜变量,ηc代表市场中介组织的发育和法律制度环境潜变量。φ′=[φ1,φ2,φ3,φ4,φ5,φ6,φ7,φ8]代表模型中的显变量,包括市场分配经济资源的比重φ1、减少政府对企业的干预φ2、缩小政府规模φ3、非国有经济在工业企业主营业务收入中所占比例φ4、非国有经济在全社会固定资产总投资中所占比例φ5、非国有经济占城镇就业人数的比例φ6、价格由市场决定的程度φ7、减少商品市场上的地方保护φ8。A=[0,a2,a3;0,0,0;0,0,0]代表解释潜变量与被解释潜变量之间的关系矩阵,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]代表被解释潜变量与显变量之间的关系矩阵,ε′=[ε1,ε2,ε3]代表结构模型的扰动项。

4.基本思路

围绕城乡经济不平衡潜变量,使用“要素市场发育”“产权保护和市场机制完善程度”2个潜变量,以及“政府与市场关系”“非国有经济的发展”“产品市场的发育程度”3个方面有关的显变量,分析其对于城乡经济不平衡的影响作用。构建潜变量测量模型前,分别进行探索性因子分析和验证性因子分析,进一步确证模型有关设定的正确性。根据显变量和潜变量构建结构模型,探讨被解释潜变量城乡经济不平衡的影响因素,并对其标准化后的估计系数进行对比分析,识别市场化改革中政府和市场各自体现的经济效应。如果地方政府行为变化导致了城乡经济不平衡发生,表明城乡经济关系演进中出现了“政府失灵”;如果市场机制运行导致了城乡经济不平衡发生,则表明城乡经济关系演进中出现了“市场失灵”。“政府失灵”“市场失灵”往往共同存在,随着政府经济治理水平的提升和治理体系的不断完善,政府与市场的矛盾运动将更趋于协同化发展。政府可以利用公共财政政策与产业发展政策引导市场化改革基本方向,同时利用社会主义市场经济体制机制构建城乡一体的要素与产品对流体系。当政府行为趋于更符合区域平衡发展目标时,市场能够充分发挥价格和供求机制对城乡两部门资本、人才和技术等经济要素的配置效应,促使城乡人力资本和物质资本的优化配置以及产业结构变迁的合理化,由此促进城乡和区域经济协调发展。多维度变量的设定有助于识别政府与市场各自影响城乡经济关系的作用方向与作用力度大小。接下来本文将基于结构方程模型进行城乡经济影响因素的多维识别。

四、实证结果分析

(一)探索性因子分析

探索性因子分析用于检验所选测量指标是否能测度一个共同的公因子。为确保结果的稳健性,采取主成分因子法、迭代主轴因子法和极大似然因子法3种不同的方法进行验证,3个潜变量的探索性因子分析结果见表1～3。由表1可知,主成分因子法(PCF)和迭代主轴因子法(PF)提取所得因子中,因子1的特征值分别为1.777和1.264。尽管主成分因子法中因子2的特征值大于1,但其对各指标共同方差的解释力仅为因子1的57%。3种估计方法的结果均表明:因子1特征值大于1,且对指标共同方差的解释力最强,故而4个测量指标只能测度唯一公因子(要素市场发育)。

表1 要素市场发育的探索性因子分析结果(N=508)

由表2可知,主成分因子法(PCF)和迭代主轴因子法(PF)提取所得因子中,因子1特征值分别为2.583和2.216,且因子1对指标共同方差的解释力最强。3种估计方法的结果均表明:因子1特征值大于2,且对指标共同方差的解释力最强,4个测量指标只能测度唯一公因子(产权保护和市场机制完善程度)。

表2 产权保护和市场机制完善程度的探索性因子分析结果(N=509)

由表3可知,主成分因子法(PCF)和迭代主轴因子法(PF)提取所得因子中,因子1特征值分别为2.583和2.216,且因子1对指标共同方差的解释力最强。3种估计方法的结果均表明:因子1特征值大于1,4个测量指标只能测度唯一公因子(城乡经济不平衡)。

表3 城乡经济不平衡的探索性因子分析结果(N=510)

(二)验证性因子分析

探索性因子分析的主要作用在于确保特定维度的测量指标能测度出唯一的公因子,便于进一步识别测量指标载荷系数大小及其显著性。对此,采取验证性因子分析(CFA)探讨测量指标的合理性。考虑到样本中部分省份存在经济数据缺失情况,使用缺失值极大似然估计方法(MLMV),以充分利用所有观测值信息,同时使用稳健估计获取稳健标准误。图2～4为3个潜变量的验证性因子分析结果,估计结果给出了3个CFA模型的拟合指标。 SPMR和RMSE拟合指标刻画了模型不拟合的程度,3个CFA估计模型的对应拟合指标均小于0.1。CFI拟合指标刻画了独立模型和假设模型之间的对比关系,3个CFA估计模型的对应拟合指标均大于0.8,说明拟合情况良好。各指标载荷系数均在1%统计水平上显著,说明指标与所测度潜变量高度相关。综合前文验证性因子分析结果来看,本文基于各潜变量构建的因子测量模型是可靠的。

注:采用MLMV估计方法和非标准化系数,下图同。

图3 产权保护和市场机制完善程度的验证性因子分析

图4 城乡经济不平衡的验证性因子分析

(三)结构关系识别

在潜变量测度的基础上加入“政府与市场关系”“非国有经济的发展”“产品市场的发育程度”3个维度共8个指标作为显变量,并基于3个潜变量之间的路径关系考察市场化改革对我国城乡经济不平衡的影响渠道。测量模型和结构模型结果见表4,测量模型主要展示结构方程中各潜变量测度的结果。从结果可知,12个测量指标均在1%统计水平上具有显著性,间接印证了前文EFA和CFA模型结果的稳健性。结构模型主要展示有关变量对城乡经济不平衡影响作用的回归估计系数。除“减少政府对企业的干预”显变量估计系数不显著外,其余变量均至少在5%统计水平上拒绝了原假设,说明我国市场化改革总体上显著影响着城乡经济关系走向。从估计结果来看,“要素市场发育”“缩小政府规模”“减少商品市场上的地方保护”3个显变量正向影响城乡经济不平衡。

表4 结构方程模型参数估计结果(N=502,估计方法:MLMV,非标准化系数)

由此可知,缩小政府规模一定程度上加剧了城乡经济不平衡,扩大了城乡经济差距。地方政府规模一般用政府部门就业人员和地方财政支出水平来衡量,反映政府介入经济社会的程度和能力。自我国经济体制改革以来,政府更加注重对市场机制的运用,中央与地方、政府与居民之间的治理结构经历了从管制、放权再到互动的特征事实。所有制改革与社会主义市场经济体制的建立,促使地方政府不再对经济活动进行全方位控制,而是逐渐转向以政策引导和制度创新的方式介入经济活动,与市场机制共同决定着城乡两部门间资源和利益的分配方式。城乡经济不平衡实则是城乡经济发展在宏微观不同层面体现出来的结构化特征,地方政府根据自身治理能力对城乡两部门经济发展发挥调节作用,其中财政支出作为政府部门的消费体现,对地方经济社会影响颇深,如有关基本公共设施建设拨款、农林事务的财政支持以及科教文卫事业的支出。地方政府财政支出对城乡经济的影响不仅反映在总量上,更重要的是对财政支出结构带来的影响。如地方政府推进经济建设中城镇化偏向的“筑巢引凤”行为可能会进一步拉大城乡差距,而兼顾乡镇和农村地区的公共财政政策与产业扶持机制则有利于城乡经济协调发展。地方政府规模缩小意味着其经济治理能力的相对弱化、经济政策的干预能力有所降低。当前,如何激活乡村振兴内生动力、发挥城市经济对广大农村地区的辐射效应仍是城乡经济治理的重点领域。在缺乏替代性治理工具的情形下,地方政府规模缩小可能会因降低支农力度而导致城乡经济不平衡程度加深。据此,在城乡经济治理过程中,不应简单地将政府权力单方面退出视为合理的治理趋向,应重视更好发挥政府协调城乡经济发展的能力,强调城乡间利益平衡机制的构建,完善政策与市场的城乡一体化体系。

从“减少商品市场上的地方保护”“要素市场发育”两个变量的系数估计结果来看,要素市场发育程度的提高和地方市场进一步开放均能加剧城乡经济不平衡。指标“减少商品市场上的地方保护”主要用地方保护性措施和市场准入限制情况来衡量地方市场壁垒,反映各区域市场竞争程度。短期来看,地方保护举措如限制性准入政策或差别化市场监管等抑制了外来企业进入数量,提高了市场流通准入门槛,有利于保护本地竞争力不强的低端行业,给予其充足的发展时间与空间。但长此以往,处于政府干预下的不完善市场体系将使本地保护性行业缺乏外部竞争压力,生产和流通能力难以得到真正意义上的检验,不利于其自生能力发展。逐步减少地方政府对本地企业的保护性手段,从优化企业经营管理结构与战略意识角度调整激励与约束机制,能有效激发本地行业内生动力,促使其使用先进的技术与管理知识,实现区域产业结构高级化。伴随着产业结构高级化带来的生产部门重组,城市经济规模开始扩大,产业结构变动的就业效应凸显,劳动力需求结构发生相应变化,且变化率快于劳动者自身人力资本的提升速度。由于大量的农村劳动者很难在短时间内提高自身知识技能水平和管理能力,这部分群体的跨部门流动性较弱,同时非农部门就业又是城市经济带动农村劳动力增收的重要渠道,因此,产业结构高级化一定程度上可能拉大城乡收入差距。

潜变量“要素市场发育”回归估计系数为正,说明要素市场发育程度提升对城乡经济不平衡具有促进作用。“要素市场发育”综合指数由“金融业的市场化”“人力资源供应条件”“技术成果市场化”3个正向分项指标测度得到,可见以上指标对应的金融市场、人力资源市场和技术交易市场发展对城乡经济不平衡均存在显著正向影响。

首先,金融市场发展表现出来的城乡不平衡效应可能同农村地区存在的金融抑制有关。城乡信贷市场发展的不平衡以及农村正规信贷渠道利用率的低下,是农村信贷约束的重要诱因。正规信贷在贷款规模和风险等方面优于依靠熟人社会实现的非正规信贷,但在审批手续履行、利息缴付以及担保方式等方面更为严格,而农村居民受教育程度和市场知识积累普遍不如城市居民,因此,农村居民信贷需求的实际满足面临更多困难。信贷约束使农村居民无论在个体生产经营还是住房、医疗等消费领域,均可能面临资金短缺问题,进而影响个体或家庭福祉。因此,城乡金融市场发展的非均等将导致城乡经济关系的不平衡发展。

其次,人力资源市场的发育和完善对劳动力供给状况具有直接影响。人力资源供应条件用技术人员、管理人员和熟练工人的供应情况进行衡量,反映的是具有较高人力资本劳动力的供给水平。人力资源供应条件对城乡经济不平衡的促进作用可能是由于城乡间在就业机会以及公共品供给等方面存在较大差距[32],高技能水平劳动者会在城乡之间进行选择性迁移[33],导致农村高学历或高技能人才缺乏。只有当城乡公共基础设施等实现基本均等、产业布局基本合理、农村人才引进机制不断完善优化时,才可能促使城乡就业机会成本趋同[34],弱化城乡人力资源供应条件存在的差别化特征。城市部门的人才集聚效应将由于人力资源市场供应条件的改善而放大,使农村地区缺乏足够的人力资本存量,进而降低农村人均产出水平。

最后,技术成果市场化程度提高对城乡经济不平衡具有促进作用,这可能是因为技术成果市场发展内在的城镇偏向特征使然。原因之一在于城市部门主要以工商业为主,商品和服务种类繁多且更新较快,专利申请类别由发明专利、实用新型专利和外观设计专利构成,从规模和效率上来说更容易实现商业价值。农村部门主要以农业为主,农业专利主要以发明专利和植物新品种权为主,种类较少且申请难度、周期和申请过程中的技术或新品种信息泄漏风险极大。此外,我国农业现代化水平还有待进一步提高,集约化规模化农业生产体系亟待完善,分散式小农经营给农业专利使用、推广和保护带来困难。农业生产过程中,新品种培育、新技术研发周期长且模仿成本低、农业生产的田间公示性导致了极高的创新成本和技术信息保护缺位,使农业技术领域难以像工业技术领域那样开展保密工作。农业现代化转型期间,农业创新主体主要以高等院校和农科研究机构为主,专利意识与商业运作能力不如企业。不仅如此,农业专利申请需提供大量重复的实验数据,农业生产特性使农业实验周期长且存在季节性和自然因素干扰,农业专利申请成本与收益不成比例,高昂的经济成本使农业专利潜在的市场价值难以得到充分释放。因此,在技术市场交易规模和流通速率上,城市部门显然具有更大优势,而我国农业技术产权实施转化率相对较低,技术市场发展对农村经济拉动作用不大。

市场化改革背景下我国城乡经济治理中,“政府失灵”与“市场失灵”共同存在。“政府失灵”情况的发生,一方面可能源自地方政府调整政府部门规模的过程中,财政体制与制度供给有效性不足,从而降低城乡经济治理绩效;另一方面,在优化政企关系过程中,单方面追求政府干预的退出而忽视了配套机制的完善,同样可能对城乡收入分配平衡形成负面影响。如削弱地方企业保护壁垒固然能够为形成区域间统一市场提供必要的制度环境,但由于忽视劳动力供求平衡与就业结构升级等问题,可能会影响城乡之间的劳动力流动,对农村劳动力人力资本提升和收入水平的提高形成阻碍,最终拉大城乡差距。

实证结果表明,城乡经济关系演进中同样也存在“市场失灵”,主要表现为城市与农村部门经济关系在市场经济背景下产生的失衡。改革开放前,农村支持城市的基本国策使我国城乡经济不平衡问题始终存在。社会主义市场经济体制建立后,我国城乡经济不平衡问题因农村经济体制改革而有所缓解,但总体趋势仍呈现扩大化。究其原因,市场机制强调的是分散个体的最优决策,运用供求机制、价格机制与竞争机制实现资源配置、商品生产和流通。城乡经济差距在改革初期已经存在,市场经济体制下经济活动与要素更多集中于城市部门,这与规模经济与要素相对报酬有关,城市部门工商业集聚在城镇化中创造的巨大价值,抬高了发展农业的机会成本,促使城市集聚经济的形成。城市部门的经济增长效应引致的城乡间在收入、消费与投资等方面的巨大差距,是各国在城镇化工业化过程中共同经历过的现象,是城乡区域发展一般规律使然,这与城乡经济治理中的“政府失灵”有所不同。纵观各国城镇化进程中的城乡关系演进,“政府失灵”在城乡经济关系的形成、演化与结构特征等方面存在明显的国别差异,在我国则表现为国家治理意志对城乡经济结构安排的介入与干预。

表4其余结果显示,产权保护和市场机制完善程度等7个方面的市场化改革因素不存在“政府失灵”或“市场失灵”现象,说明从缩小城乡差距、实现城乡经济由失衡到平衡的目标来讲,我国推进市场化改革发挥了积极作用。“减少政府对企业的干预”一项的影响系数为负,这可能是因为减少政府干预后企业的发展,特别是农村地区民营企业的发展对农村地区财政收入、经济增长以及居民就业有着正向影响。统计结果显示其并未通过至少10%的显著性检验,可能是因为政府减少对企业的干预对城乡经济的影响表现为间接作用,因而加入其他市场化改革有关变量后不再显著。由于表4中呈现的是非标准化系数,以上对促进城乡经济平衡发展的市场化改革因素无法进行横向比较。为更好地识别市场化改革影响作用的内部结构特征,本文引入标准化系数对各因素影响效应大小进行简单对比。

五、进一步分析:市场化改革治理效能的相对差异识别

使用标准化系数估计的市场化改革影响作用如图5所示。导致城乡经济不平衡的因素中,要素市场发育带来的影响作用最大,变量“要素市场发育”每增加1个标准单位,“城乡经济不平衡”就增加0.827个标准单位。与要素市场发育相比,缩小政府规模和减少商品市场上的地方保护对城乡经济不平衡的影响作用相对较小。变量“缩小政府规模”每增加1个标准单位;“城乡经济不平衡”就增加0.101个标准单位;变量“减少商品市场上的地方保护”每增加1个标准单位,“城乡经济不平衡”就增加0.058个标准单位。简单对比影响系数可以发现,要素市场发育对城乡经济不平衡的影响远大于另外两类市场化改革因素的作用,其作用效果约为缩小政府规模影响作用的8.19倍,约为减少商品市场上地方保护影响作用的14.26倍。

注:采用MLMV估计方法和标准化系数;***表示在1%的水平上显著。

通过标准化系数比较分析,进一步说明了城乡经济不平衡问题更多是由要素市场发育过程中的“市场失灵”所致,金融信贷市场、人力资源市场以及技术成果交易市场的发展加剧了城乡不平衡程度,政府治理的缺位与监管机制的不完善是可能的原因。缩小政府规模和减少商品市场上的地方保护两因素的影响作用较为接近,前者约为后者的1.74倍,说明政府的经济干预能力下降可能更为直接地导致了农村经济发展的相对滞后。出于对农村经济的高度关注,我国出台了大量财政支农与扶持政策来支持乡村振兴战略实施。根据城乡发展的一般规律,城镇化工业化中后期城市部门应更多支持农村的生产发展。在资源配置、收入分配与社会福利保障方面,政府同样发挥着极为重要的作用,与市场形成互补。因此,通过降低政府干预实现资源配置的高效,可能同时产生不利于农村经济发展的后果,需引进配套改革政策与相应的制度创新,以确保政府直接干预的退出不会导致农村部门在生产、分配与政策支持等方面获取治理资源能力的下降。减少商品市场上的地方保护的影响作用最小,且回归系数不显著,说明尽管地方政府采取竞争性产业发展政策,但其主要体现为间接作用,实际操作中可能因劳动力市场摩擦而影响城乡劳动者收入分配。改革开放时期,区域间劳动力流动相对更为自由,且公共交通基础设施的大规模建设也为部分有条件的农村劳动力提供了“用脚投票”的现实基础,那些不适应就业结构调整的农村劳动力能够通过跨区域流动实现就业的供求匹配,从而在部分地区出现长距离的劳动者“候鸟式”迁移现象。

除上述促进城乡经济不平衡市场化改革因素外,图5还展示了其他抑制城乡经济不平衡的因素的影响作用,同样以标准化系数方式呈现。从影响作用大小来看,增加非国有经济在经济活动中的比重能够有效抑制城乡经济不平衡,其中“非国有经济占城镇就业人数的比例”变量的回归估计系数为 -0.397,且在1%统计水平上显著,表明增加非国有经济行业就业人数占比能有效抑制城乡经济不平衡。增加工业企业和全社会固定资产投资中的非国有经济成分,同样对抑制城乡经济不平衡存在积极作用。从产业经济视角来看,市场化改革过程中的所有制结构变动影响着国有行业与非国有行业间在获取和配置资源、组织生产与市场流通方面的相对能力大小。国有企业因国家直接治理因素的存在,在信贷与行业准入等方面拥有更多的政策性资源,国有经济利润汲取方式从“工农产品剪刀差”转变为获取优质政策性支持、廉价自然或经济资源以及通过行业准入限制形成对非国有经济的利润捕获。国有经济在部分领域的优势地位阻碍了非国有经济发展与城市对农村剩余劳动力的吸收水平,尽管国有经济在实现资源分配均等化、缩小贫富差距和实现共同富裕等方面具有一定优势,但国有经济成分过多会挤出非国有部门经济活动水平,而在此过程中创造的产出和就业需求十分有限。提升非国有经济占比能够通过提升农村劳动力向外转移速率的方式,赋予城乡劳动者更均等的就业机会与收入来源,进而促进城乡两部门收入分配向更为平衡的局面发展。

市场经济条件下的治理,其本质是运用有效产权制度与相应治理规则实现不同组织、阶层或派系之间的利益均衡[35]。相对完备的现代化经济体系,是城乡间生产要素自由流动以及交易中各市场主体平等参与的有效前提。在信息不对称、信息交换传输技术尚处于较低水平时,政府过多干预市场运行可能会影响要素在城乡间的定价机制与流动效率,注意运用间接调控与引导手段指导市场经济运行与发展,能更好发挥政府与市场的互补作用。从实证分析的结果看,变量“市场分配经济资源的比重”每增加1个标准单位,“城乡经济不平衡”就减少0.197个标准单位。“减少政府对企业的干预”边际效应较小且不显著,可能是因为该变量与“价格由市场决定的程度”存在高度相关关系。政府可通过对企业采购、生产与销售的定价或限价直接或间接影响原料与货物市场价格,而变量“价格由市场决定的程度”反映的是商品的实际价格状况,两者高度相关且“价格由市场决定的程度”能直接衡量价格扭曲程度,其中介作用可能导致“减少政府对企业的干预”间接作用表现为不显著。以上结果说明,市场机制分配资源的程度越高,政府对企业经营与价格机制的管束越小,城乡经济不平衡程度就越低,充分说明了现阶段应尽量避免政府对市场经济体系的直接干预,而应运用更多切合当地经济发展实际的灵活治理机制,更有利于促进城乡利益平衡与和谐发展。

六、结论与启示

利用结构方程模型分析市场化改革对城乡经济发展的影响,研究结果表明:要素市场发育、缩小政府规模和减少商品市场上的地方保护均加深了城乡经济不平衡程度,而其余市场化改革举措则有利于降低城乡经济不平衡程度。同时,我国市场化改革的不同举措对城乡经济发展的影响作用存在差异。当存在“政府失灵”和“市场失灵”时,市场化改革会对城乡经济的协调发展产生不利影响。

基于相关研究结论,获得如下启示:实现城乡共同富裕,必须建立与城乡资源要素属性、经济主体行为特征以及产权制度体系相契合的治理体制机制,并考虑分权政治体制下治理实践的多样性与复杂性。要建立健全能维持城乡经济动态平衡以及功能互补的长效治理机制,重视科层治理与市场治理的充分结合,加快推进城乡要素市场化改革,主要包括以下3个方面:

一是构建城乡人力资源双向对流平衡机制。围绕县一级推进新型城镇化建设,着力提升县域产业、基础设施和公共服务发展水平,加快推进农业转移人口市民化进程,让具有转移意愿和能力的农村劳动力更多向边际生产率高的城镇地区和非农产业流动。坚持农业农村优先发展政策,健全相关保障发展体系,保障落实各类返乡创业人员的基本权益,建立人才下乡配套一体化政策体系,增强农村人力资源集聚力、技术人才吸引力、管理人才聚合力。

二是构建城乡资本合理流动交换机制。持续不断完善财政支农体系,财政支付设计应充分考虑农村保障粮食安全、维持生态平衡等重要作用,利用专项财政资金引导支持现代农业发展和园区建设。提高农村储蓄资金的使用率,深化农村金融体制改革,加快完善农村信用信息服务体系,持续创新农村金融产品,着力扩大农村普惠金融覆盖面。

三是构建城乡统一产权制度与市场体系。深化农村集体产权制度改革,摸清盘活集体资产规模和分布,扩展农村集体资产可持续增值空间,探索形成城镇化市场化背景下农村集体资产科学运营方式。加快建立城乡统一的建设用地市场,完善农村土地产权二级市场建设。探索集体经营性建设用地使用权按宗地入市出让。完善集体经营性建设用地使用权转让、出租和抵押等二级市场,确保农村集体经营性建设用地与国有建设用地“同地、同权、同价、同责”。探索建立公平合理的集体经营性建设用地入市增值收益分配制度,推动城中村、城边村、村级工业园等连片开发区域土地依法整治入市。