要素积累、政府政策与我国城乡收入差距，本文主要内容关键词为：城乡论文,要素论文,收入差距论文,政策论文,我国论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F124.7 文献标识码：A 文章编号：1005-0892(2006)04-0005-09
一、引言
对于我国城乡收入差距问题的解释主要有两类文献。一类文献将农民收入水平低下主要归因于来自“三农”外部的政策和制度因素。例如，不少文献强调国家工业化对农村剩余的提取。冯海发、李溦就计算出，1952～1990年间我国农业通过剪刀差方式为工业化提供了高达8708亿元的资金积累，平均每年223亿元。这种剩余财富从乡村向城市的转移现在仍在延续。[1]周其仁指出，农村土地的集体所有性质和政府征用制度，使得城市化过程中市场机制不能在土地资源配置中发挥正常作用，农民的土地权益受到严重侵害，成为制约农民收入增加的一个重要根源。[2]蔡昉和杨涛通过分析各个时期城乡收入差距背后的政治经济学指出， 1978年之前，城乡收入差距根源于与重工业优先发展战略相关的农产品统购统销制度、人民公社制度和户籍制度这“三套马车”；改革以后，城乡差距的变化主要导源于城市利益集团的压力以及传统体制遗留的制度性障碍。[3]
在文献中，以户籍制度为核心的城乡二元分割体制所造成的劳动力市场扭曲，被认为是导致我国城乡收入差距的最重要的原因。由于劳动力由乡村向城市的流动是发展中国家城乡二元经济转型的前提[4][5]，实证研究也发现我国农村劳动力向外流动的确有助于提高农村居民的收入[6]，因此阻碍农村劳动力向城市转移的以户籍政策为核心的一整套制度安排成为学者们讨论的焦点。Shi等人运用9个省的健康和营养调查数据考察了城乡收入差距的成因，他们认为不能得到解释的城乡收入差距的42%和小时收入的48%可以归结为劳动力市场的扭曲。[7]蔡昉等人通过计量分析发现，农村迁移劳动力和城市本地劳动力的工资差异中，只有24%能够被个人特征的差异所解释，而剩余的76%是被歧视解释的部分，也就是说，歧视解释了迁移劳动力与城市本地劳动力的工资差异的绝大部分。而且，除了工资合同方面外，农村迁移劳动力在养老保险、医疗保险、失业保险以及工会参与等方面均遭到相当大的户籍歧视，因此仅仅考虑工资歧视是低估了城乡工人在企业中真实经济福利差异的。[8]
除了认为农村进城劳动力受到不公平待遇之外，文献还讨论了政府采取的其他一系列城市偏向政策所造成的城乡收入差距的扩大。章奇等人认为我国的金融发展过程是带有城市倾向的，他们利用省级面板数据的计量研究发现，银行信贷的扩张显著地拉大了城乡收入差距。[9]陆铭、陈钊基于省级面板数据的一项研究则发现，城市化对降低城乡收入差距有显著的作用，而对外开放与非国有化则显著扩大了城乡收入差距，我国持续扩大的城乡收入差距与地方政府实施的带有城市倾向的经济政策有关。[10]
另一类文献则将农民收入水平低下归结为“三农”自身的原因。主要的观点是，在城乡收入差距的形成中，制度和政策方面的因素固然重要，某些非制度变量的影响非但不能忽略，反而在一定程度上不亚于甚或重于制度的作用。其中，除了农业与工业在产业性质上的根本不同之外，农村平均受教育水平、进而平均人力资本水平的相对低下，是造成城乡收入差距的主要原因。在肯定城乡户籍差异对城乡工人工资造成显著影响的基础上，姚先国和赖普清通过计量分析得出，人力资本差异和工人就业企业的差异可以解释城乡工人劳资关系差异的70%～80%，这说明人力资本和企业状况是决定工人待遇的主要因素。[11]
郭剑雄则借鉴内生增长理论指出，相对于城市来说，农村地区的高生育率和低人力资本积累率所导致的马尔萨斯稳态，是农民收入增长困难的根本原因；而城市部门已进入低生育率、高人力资本存量和积累率共同推动的持续增长均衡阶段。因此，城乡收入差距调节政策的主要着眼点，应是提高农村居民的人力资本水平和降低其生育率。[12]姚先国、张海峰最近的实证研究则发现，城乡之间受教育程度的差异显著地影响收入差距的扩大，并且随着市场化改革的深化，教育的作用越来越重要。他们认为，教育不平等是当前城乡收入差距扩大的重要原因。[13]
两类文献各执一端，但是每一类都只能解释城乡差距问题的一个侧面，并不能给出充分的解释。实际上，这两类因素都起了重要作用，本文试图将两类主要因素纳入到统一的框架下进行分析。将诸多变量而不是常量纳入同一个框架以解释城乡差距形成与扩大的原因并不容易，因此在研究过程中对于解释变量的选择做了充分的斟酌。在实证研究上，我们使用 1987～2003年的省级面板数据对这两大类因素进行了详尽的分析。本文的结构安排如下：第二节在理论上分析市场机制和政府政策各自对我国城乡收入差距的影响，试图说明，我国城乡收入差距的扩大有内在的经济逻辑，而城市偏向的经济政策恶化了这一趋势；同时提出几个可经检验的假说。第三节是计量模型设定和数据说明。第四节报告回归的结果以及相应的解释。最后是本文的结论及政策含义。
二、理论与假说
城乡收入差距问题牵涉到诸多因素，纷繁复杂，因此分析须具备宏大的视野。概括来说，城乡收入差距的形成与扩大，既有城乡物质资本、人力资本水平和产业结构差异的原因，也有政府政策方面的根源。
（一）要素积累与我国城乡收入差距
农产品的供求弹性小、生产周期长、技术含量低等主要特点致使农业生产不仅风险大而且收益低，因此农业产业化十分脆弱。尽管在一些发达国家农业实行产业化经营，但是在我国举步维艰。由于人多地少和土地均分的基本事实，农业生产在我国早已呈现“过密化”状态，农业劳动的边际报酬很低，甚至几乎为零。[14]而尽管改革以来乡镇企业在沿海地区的农村蓬勃发展，但在内地大多数省份的农村，工商业发展并没有得到实质性的突破。因此就全国范围而言，城乡之间在产业结构方面的差距十分明显。在市场经济条件下，资源总是向回报率高的地区流动。我国城市的资金回报率远远高于农村，因此资金、人才等生产要素向城市集聚。
在资金方面，我们可以观察到的普遍现象是，稍微富裕起来的农民都逐渐、依次向小城镇、中等城市和大城市购房置业，并将积蓄投资于城市各经济部门。在金融机构资金的流向方面，农村是金融资源的净流出者。由于农户的贷款额度小而分散，乡镇企业和其他民营企业规模较小，风险相对较大，信息不对称引起的事先的逆向选择和事后的道德风险问题比较突出，结果以国有大银行为主的高度集中的金融体系不愿意向农户和民营企业发放贷款。[15]因此，即使不存在城乡的和所有制的偏向，在利润最大化原则的驱使下，金融机构也会将农户和农村企业所存的资金贷给城市经济部门。农村资金多种渠道的流失使得农业基础设施和乡镇企业等农村非农经济的投资不足，导致农民收入增加缓慢。
在人力资本方面，情况同样如此。例如，在农村取得一定成就的精英都会举家迁往城市；农村出来的大中专毕业生都留在城市，几乎没有回到乡村的。根据刘易斯提出的二元结构模型，乡村传统部门的劳动力在边际劳动报酬低于现代部门边际劳动报酬的条件下不断地加入到现代部门，最终会使边际劳动报酬在传统部门和现代部门之间达到均衡，从而使经济在整体上现代化。[4]我们认为，这一模型过于简单化了，其一大缺陷就是只看数量不顾结构。在我国，农村精英的大规模流失，已经造成农村平均人力资本水平的下降，农村和农业领域的技术创新和管理组织创新几乎停滞，因此乡村传统部门的边际劳动报酬的相对提高在我国很难成为现实。
如果农村的基础教育开展得比较好，还可以弥补农村精英流失带来的缺口，问题恰恰在于，农村与城市之间的基础教育水平相差甚远。根据《中国统计年鉴(2004)》的相关数据可以计算出，2003年每10万人口中，城镇拥有中学数7.63所（其中高中2.58所），农村拥有中学数5.14所（其中高中0.30所）；每万人中，城镇拥有中学教师数为54.32人，而农村仅为22.02人。从2003年各级财政负担农村教育的比例来看，只有 8%是由中央财政支出，另外92%则由地方政府支出，其中大部分由县级以下财政支出。在此情况下，大量没有接受基本教育的农村青年既缺乏改造农村所需要的知识，也没有走出农村的魄力与能力，即使允许农民自由进城居住工作，他们也无法找到与城里人相当的工作。
通过上述分析，我们可以得出下面三个可经检验的假说：
假说一：城乡之间人力资本水平差异越大，城乡收入差距就越大。由于高等教育普及在一定程度上意味着农村地区人才的流失，因此一地区的高等教育发展越快，该地区的城乡收入差距就会越大。
假说二：农村基础教育的普及有利于改善农村地区的人力资本状况，进而缩小城乡收入差距。
假说三：由于农村资金趋于流向城市，因此一地区投资率越高，意味着资金投向城市的比重越高，该地区的城乡收入差距就会越大。
（二）政府政策与我国城乡收入差距
根据上面的分析，城乡之间的收入差距存在自然的扩大趋势，此时，合理的政府政策对于阻止城乡收入差距的扩大至关重要。然而问题在于，在物质资本和人力资本的回报率方面，城市均高于农村，而各级地方政府发展地方经济的强烈冲动使得地方政府很可能更愿意将财政支出用于城市，甚至引导国有金融部门将资金贷给城市经济部门。而且，尽管户籍制度对于农村向城市移民造成的阻碍已经削弱，但其消极影响仍然存在。下面我们可以对政府政策作逐一分析。
第一，城市化。城乡二元结构转型的一大前提就是劳动力的自由流动。中国的城市化水平远远滞后于经济发展和工业化的进程，完全是由城乡分割的管理体制所造成的[8]，因此城市化在很大程度上是一个由政府政策决定的变量。从理论上说，劳动力由乡村向城市的流动会通过要素报酬的趋同缩小城乡收入差距：一方面，城市劳动力供给的增加将加大城市劳动力市场的竞争，降低城市劳动力市场的工资；另一方面，农村劳动力向城市的流动也会使农村剩余劳动力的数量减少，从而增加农民的人均土地拥有量，提高农民的收入水平。但我国的实际情况有所不同，在我国通常只有农村精英才有机会成为城市居民，他们在迁入城市的过程中，也将已经积累的物质资本和人力资本一并带入城市，因此并不见得会缩小城乡收入差距。而且，农村居民转变为城镇居民之后，农村土地的增加仍然有限，因此农村居民的平均收入水平也不能获得提高。但是，城市化对于缩小我国城乡收入差距的意义主要不在此，而在于城市化能够促进人际间的交流，使“人力资本的外部效应”充分发挥作用。[16]而且，正如郭剑雄指出的，城市化水平的提高将使农村劳动力从低学习率的传统产业转向高学习率的现代产业，因而能够通过“干中学”实现进城农民人力资本水平的提升。[12]我们认为，城市化有利于缩小城乡收入差距。
第二，对外开放。我国的对外开放是政府政策推动的，因而也是政策可以控制的变量。随着改革开放政策的推行，对外贸易和外国直接投资(FDI)越来越成为我国经济增长的主要驱动力。在对外贸易对城乡收入差距影响的研究上，存在两种截然不同的观点。Wei和Wu通过对1988～1993年期间我国100来个城市数据的实证研究得出，对外贸易的开放有利于缩小城乡收入差距。[17]而陆铭、陈钊通过对省级面板数据的实证研究则发现，对外贸易的发展会显著扩大我国城乡收入差距。[10]我们的基本判断与陆铭、陈钊的结论相同。近年来，我国的贸易结构发生了重大变化，工业制成品在出口总额中所占的比重稳步上升，1990年为74.4%， 1995年为85.6%，2000年为89.7%，2003年达到 92.1%（根据《中国统计年鉴(2004)》相关数据计算）。可见，中国经济更多地融入国际市场主要是推动了中国的制造业以及与贸易相关的金融业和服务业的发展。由于相关产业是集中在城镇地区的，于是贸易的发展将主要有利于提高城镇居民的收入。在外国直接投资方面，由于城市在地理区位、基础设施、人力资本等领域的优势，FDI也主要集中在我国的城市尤其是沿海地区的城市，所以FDI的流入也主要是利于城市居民的。因此可以预期，对外开放的深入将会导致我国城乡居民收入差距的扩大。
第三，地方政府财政支出的规模和结构。地方政府间的竞争是我国改革以来特有的现象，由于中央政府通过GDP增长率来考核地方政府的业绩，因此地方政府的首要目标就是发展当地的经济。而由于经济的增长主要来自于城镇的非农产业，城市的资金回报远高于农村，因此合理的假说是，地方财政支出带有城镇倾向，地方财政占GDP的比重越高，城镇地区从地方政府支出中所得的好处越多，城乡收入差距就越大。同时，地方财政支出的结构也能够在很大程度上反映出地方政府的政策倾向。限于数据，本文与陆铭、陈钊[10]一样将主要考察三项支出占地方财政支出的比重各自对城乡收入差距的影响。(1)基本建设拨款。这项支出主要用于城市建设。由于我国的基本建设大多是由农村务工人员完成的，因此可以推测基本建设拨款在财政支出中的比重越高，城乡收入差距越小。(2)支持农业生产和事业的支出。这项支出是有利于农业发展和增加农民收入的，因此，我们推断这项支出在财政支出中的比重越高，城乡收入差距就应该越小。(3)文教科学卫生事业支出。在城市里，非农户口的人仍然比农业户口的人有更多的机会获得较好的职业，即使他们下岗，政府还帮助他们提高技能，为他们再就业提供各种各样的优惠政策，而农业户口的人在城市找工作，不但受到各种各样的工种限制，而且在技能培训、寻找工作上几乎得不到政府的支持和帮助。因此这一支出比重的上升预期会扩大城乡收入差距。
第四，金融资源的城乡配置。由于我国国有商业银行的运营仍未摆脱政府意志的影响，因此，对于城乡收入差距问题而言，政府对金融资源在全国的配置格局是必须考虑的因素。在我国，金融体系的城市和工商业导向以及国有制偏向都十分明显，国有商业银行在发放贷款方面抱持“宁国勿民”的观念，对城市国有经济进行融资倾斜，优先满足城市国有企业。 2003年，农林牧渔业从业劳动力占全社会从业劳动力总量的42.0%，而1999年底农业贷款和乡镇企业贷款余额之和占金融机构各项贷款总余额的比重仅为 10.1%（根据《中国统计年鉴(2004)》相关数据计算）。这里既有国有银行实行商业化改造所带来的内在经济逻辑，也有国有银行秉承政策意志所造成的影响。改革以来，我国农村金融机构很大程度上仍然是动员农村储蓄以提供城市工业化资金的一个渠道，这会扩大我国城乡居民的收入差距。
总结上述分析，我们可以得出下面四个可经检验的假说：
假说四：一地区农村劳动力向城市转移的比例越高，也就是说城市化水平越高，该地区的城乡收入差距就越小。
假说五：一地区对外贸易占GDP的比重越高，该地区的城乡收入差距就越大。同理，外国直接投资占 GDP的比重越高，该地区的城乡收入差距就越大。
假说六：一地区的财政支出规模占GDP的比重越高，该地区的城乡收入差距就越大。其中，基本建设拨款在财政支出中的比重越高，城乡收入差距越小；支持农业生产和事业的支出在财政支出中的比重越高，城乡收入差距越小；文教科学卫生事业支出在财政支出中的比重越高，城乡收入差距越大。
假说七：一地区金融机构贷款占GDP比重越高，城乡收入差距越大。其中，由于农业贷款对于发展农业生产和提高农民收入有利，因此农业贷款占总贷款的比重越高，城乡收入差距越小。
三、计量模型与数据说明
（一）计量模型
为了验证上述七个理论假说，本文拟将要素积累和政府政策两类因素置于统一计量模型进行实证研究，建立了如下的面板数据回归方程：
urbanrural[,i,t]=α[,i]+β[,t]+η·factor+ψ·policy+φ·X+μ[,i,t](1)
在方程(1)中，i和t(t=1987,…,2003)分别代表第i个省份和第t年，本文的样本包括了西藏和重庆以外的 29个省、直辖市和自治区。α[,i]是地区特定效应，用以控制不同省份的地理特征；β[,t]是时间特定效应，用来控制经济周期性波动以及经济体制改革不同阶段的影响；μ[,i,t]是残差项。urbanrural是代表城乡收入差距的指标，即城市居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比，考虑到各地区城乡之间的物价水平并没有实质性差异，本文没有对各地区城乡物价水平作区分。这个变量的值越大，表示城乡收入差距越大。计量模型的解释变量可以分为三大类：factor是度量物质资本与人力资本等要素积累的指标；policy是度量政府政策的指标；X是其他影响城乡收入差距的因素，主要是产业结构和所有制结构。具体的解释变量分类及其含义见表1。
对于表1中的解释变量需要作如下几点补充说明：
第一，enroll是用以考察城乡基础教育差异的指标。之所以选择这一指标，是由于小学学龄儿童入学率在城乡之间以及地区之间的差异不大，而初中毕业生升学率则缺乏完整的数据。城市与县镇已经基本普及了九年制义务教育，而农村小学毕业生辍学率依然较高。这一点也可以从历年的统计数据中得到验证：2002年和2003年全国的小学毕业生升学率分别为97.0%和 97.9%，但是农村小学毕业生升入农村中学的比率分别仅为68.6%和69.8%。考虑到中小学在校学生的人力资本发挥作用存在一定时期的滞后，本文采用滞后一些年份的各地区小学毕业生升学率来衡量基础教育的普及和农村地区的人力资本状况。
第二，尽管高校学生有很大比例并不来自本地区，但是，一地区高等学校在校人数占总人口的比重(undergrad)依然是一个度量地区人力资本水平的较好指标。而前文已指出，农村出来的受过高等教育的人几乎都留在了城市，极少返回农村，因此undergrad可以用来度量城乡人力资本水平的差异。该变量的数值越高，表明城乡人力资本水平的差异越大，也意味着农村精英人物的流失越严重，城乡收入差距越大。同样也是考虑到普通高校在校学生并不能立即转化为生产力，人力资本发挥作用存在一定时期的滞后，本文在回归中，该变量采用的是滞后一些年份的各地区每万人中普通高校在校学生数。
第三，urbanization是以户籍统计的各地区非农业人口在总人口中的比重。由于无法找到完整的1987～2003年间各地区的城乡人口分布数据，因此选择了这个以户籍统计的指标。我国的城镇人口中有相当大的部分并没有城镇户籍，所以，以户籍统计的非农业人口所占比重作为城市化的比重就会低估城市化的水平。为此，我们引入城镇从业人员占总从业人员的比重 (urbanemp)作为度量城市化水平的另一个指标。
第四，fdi和imex这两个变量是用来度量对外开放程度的指标。fdi是通过将外国直接投资总额乘以相应年份的平均汇率换算为人民币，然后除以GDP得到的；而imex是通过将进出口总额乘以相应年份的平均汇率换算为人民币，然后除以GDP得到的。
第五，secondary与tertiary这两个度量地区产业结构的指标是回归的控制变量。一方面，产业结构的提升相当程度上是由农村工业化促成的，因此产业结构升级有利于缩小城乡收入差距。另一方面，产业结构的提升也可能主要得益于城市工商业部门的扩张，此时产业结构升级反倒会扩大城乡收入差距。净效应如何只能通过实证研究来得到了。
第六，随着国有企业改制的深入，政府对国有工业企业产值的统计口径进行了调整。本文在变量soe的计算中，1987～1998年的数据以国有工业企业产值除以工业总产值而得出，1999～2003年的数据以国有及国有控股工业企业产值除以全部国有及规模以上非国有企业工业产值得出。城镇地区的非国有化和农村乡镇企业的发展使得国有企业产值比重和从业份额均明显下降。乡镇企业的发展有效地吸纳了农业剩余劳动力，有利于提高农村居民的收入；而非国有化也会通过引入竞争机制改善城市原有国有部门的效率。可见，所有制结构调整对于城乡收入差距也存在正反两方面的影响。
表1 解释变量分类及其含义
解释变量 含义
enroll 各地区小学毕业生升学率
factorundergrad 各地区普通高校在校学生数占总人口的比重
investgdp 各地区全社会固定资产投资率
urbanization
各地区非农业人口在总人口中的比重
urbanemp
各地区城镇从业人员占总从业人员的比重
fdi 各地区外国直接投资占GDP的比重
imex 各地区外贸进出口总额占GDP的比重
expendgdp 地方政府财政支出在GDP中所占的比重
policyconstruction
地方政府基本建设支出在财政支出中所占的比重
agriculture地方政府支持农业生产和事业的支出在地方财政支出中
所占的比重
culture地方政府文教科学卫生事业的支出在地方财政支出中所
占的比重
loan
各地区国家银行贷款年末余额占当年GDP的比重
agriloan
各地区国家银行农业贷款占贷款总额的比重
secondary 各地区第二产业增加值占GDP的比重
tertiary
各地区第三产业增加值占GDP的比重
X soestaff
各地区国有经济单位从业人员占总从业人员的比重
soe 各地区国有工业企业产值占工业总产值的比重
（二）数据说明
未经特别指明，本文所用的1987～1998年的数据均取自《新中国五十年统计资料汇编》(1999)， 1999～2003年的数据取自《中国统计年鉴》（2000～2004年各期）。1999～2003年间的农业、非农业人口数据取自《中国人口统计年鉴》（2000～2004年各期）。1987～1989年间四川的FDI数据取自相应年份的《中国统计年鉴》。青海1988和2000年的FDI数据是前后两年的平均数。进出口总额与外国直接投资数据折算时所用的各年平均汇率取自相应年份的《中国统计年鉴》。
需要说明的是，有些数据缺失。湖南和新疆缺失 1987～1998年间城乡从业人员的数据。在财政支出结构方面，缺少四川1987～1993年间的基本建设拨款、支持农业生产和事业、文教科学卫生事业的数据。国家银行各项贷款余额只有1987～1998年的数据，没找到 1999年以后的数据，其中还缺少了福建1987～1994年农业贷款的数据、四川1987～1990年各项贷款合计数据和1987～1998农业贷款的数据。基于此，本文在实证研究中采用了多个计量模型进行分析。
四、估计结果与解释
在运用以上变量进行估计时，所有的变量均取了自然对数，因此变量前的估计系数也可以看作是弹性系数。估计结果显示，我们先前的理论判断总体上得到了数据的支持。
（一）我们首先对包括全部变量的方程进行了估计，变量undergrad和enroll均采用滞后5年的数据，估计结果见表2，为节省篇幅我们没有报告常数项的估计结果。前5个回归模型包括北京、天津、上海三个直辖市。其中，回归方程(1)是所有29个省区1987～2003年的估计结果；回归方程(2)是除了四川之外的28个省区1987～2003年的估计结果，因为缺少四川省政府支出结构的相应数据；回归方程(3)～(5)是除了四川和福建之外的27个省区的1987～1998年的估计结果，因为缺少1999～2003年的各项贷款数据，而四川和福建两省的各项贷款数据不全，这三个回归方程分别运用了地区固定、时间固定和双向固定效应三种不同的回归模型。在研究各地区城乡收入分配问题时，北京、天津和上海三个直辖市是否考虑在内对估计结果可能产生明显的影响。所以，我们接着用不包括这三个直辖市的数据重复了回归方程(1)～(3)的估计过程，具体结果见表2中回归方程(6)～(8)。
对表2中的估计结果可作如下解释：
第一，小学毕业生升学率越高，城乡收入差距显著越小，证明了前面的假说。这在相当程度上说明，农村基础教育开展得好，九年制义务教育得到保证，就会显著降低城乡收入差距。而文教科学卫生事业的财政支出比重增加则会显著地扩大城乡收入差距，这也与我们的假说一致，很可能是由于在文教科学卫生资源的配置上政府采取了更为偏向城市的政策，从而进一步导致了城乡平均人力资本水平差异的扩大。
第二，普通高校在校学生数占总人口比重的提高会比较显著地扩大城乡收入差距，证明了前面的假说。
第三，与理论假说一致，全社会固定资产投资占 GDP的比重越高，城乡收入差距越大，而且估计结果非常显著。这既说明农业的低收益与农村产业结构的低级使得民间资金倾向于向城市集聚，也在某种程度上意味着政府投资主要也是给了城市部门。
第四， 以户籍统计的非农业人口所占比重 (urbanization)越高，城乡收入差距越小，而且估计结果比较显著。这意味着城市化有利于缩小城乡收入差距，证明了理论假说。
表2 全部变量的回归结果（被解释变量为：urbanrural）
包含北京、天津和上诲不包含北京、天津和上海
地区 时间 双向地区
解释变量固定效应 固定效应 固定效应 固定效应 固定效应 固定效应固定效应 随机效应
(1)
(2)(3) (4)
(5)
(6) (7) (8)
undergrad[,t-5] 0.123*** O.210*** 0.088***
-0.008-0.066
0.410***
0.135***
0.111***
(0.033)
(O.034)(0.041) (0.031)(O.067) (0.034)(0.035)(0.042)
enroll[,t-5]
-O.258*** -0.185*** -0.020-0.222**
0.009-0.223*** -0.223***0.010
(0.059)
(0.063)(0.089) (0.094)(0.086)
(0.062)
(0.061)(0.093)
investgdp 0.109***
O.132*** 0.099***
0.003 0.038
0.115*** 0.116***
0.122***
(0.026)(0.029)(O.036) (0.044)
(0.039)(0.028)
(0.027)
(0.038)
urbanization -0.184**-O.116-0.275**-0.283*** -0.226**
-O.175** -0.226*** -0.348***
(0.072)(0.075)(0.116) (0.067)
(0.114) (0.076)
(0.072)
(0.093)
fdi0.020***
0.023*** 0.020*** -0.007 0.002 0.019*** 0.022*** 0.031***
(0.005)(0.006)(0.006) (0.008)
(0.006) (0.006)
(0.005)(0.006)
imex 0.102***0.080***
0.105***-0.017-0.008 0.083***
0.073*** 0.033*
(0.015)(0.017)(0.020) (0.018) (0.024) (O.016)
(0.016)
(0.020)
expendgdp 0.006 0.189***
0.178***0.245*** 0.309***-0.0110.140*** 0.213***
(0.027)(0.039)(0.052) (0.043) (0.056) (0.028)(0.038)(0.057)
construction-0.035**
-0.083***O.074*** -0.027
-0.057*** -0.096***
(0.018)
(0.021)
(O.025) (0.021)(0.017)(0.025)
agriculture -0.037*
-0.015-O.006 -0.018 -0.014 0.028
(0.019) (0.025) (0.021) (0.024) (O.018)(0.027)
culture
0.192***
0.260***
0.351*** 0.291*** 0.172*** 0.312***
(0.056)
(0.072) (0.067)(O.071) (0.053)(0.078)
loan -0.025 -0.005
0.109** 0.004
(0.045)(O.004) (0.057)(0.047)
agriloan-0.037* 0.028-0.006 -0.045**
(0.019)(0.018) (O.020)(0.021)
secondary
0.162*** 0.192*** 0.473***0.192*** O.345***
0.196*** 0.212***0.405***
(0.050)
(O.053) (O.086) (0.053)
(0.083) (0.052)
(0.051)(0.077)
tertiary
0.231*** 0.286*** O.310***0.175*** 0.256***
0.211*** 0.257***0.295***
(0.058)
(0.061)(0.061) (0.063)
(0.059)(0.060)
(0.058)(0.066)
soestaff
-0.224*** -0.010-0.005
-0.100 -0.174*** -0.240*** -0.032
(0.034) (0.087) (0.050)
(0.092)
(0.041)
(0.035)(0.069)
soe0.044*** 0.052***
0.045*0.089***
0.039* 0.052*** 0.062**
(O.017) (0.018) (O.023)(0.031)(0.023) (O.018)(0.026)
R[2]
0.88980.8832 0.90450.8065O.9354 0.86220.8923 0.6167
Hausman276.25175.70 112.08 124.34103.71 -172.42
（P值） (0.O000) (0.O000)(0.O000)(0.O000) (0.O000)
观察值 493
476 324
324
324
442425 288
组（省）数 2928 2726 25 24
注：括号中的数值为标准差；***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。Hausman检验的概率值小于0.05的选择固定效应模型估计，回归模型(8)的 Hausman检验值为负，采取随机效应模型。
第五，外国直接投资和对外贸易会显著扩大城乡收入差距，这说明对外开放确实主要是有利于城市居民的，对农村居民的收入影响不大，证明了理论假说。
第六，地方政府财政支出占GDP的比重越高，城乡收入差距越大。这说明地方政府的财政支出更多的是有利于城市部门，地方政府参与经济活动会扩大城乡收入差距。另外，除双向固定效应估计外，地方政府在基本建设上更大比例的支出，均显著促进城乡收入差距的缩小，这与理论假说一致。而地方政府支持农业生产和事业支出所占的比重对于缩小城乡收入差距并没有明显的效应，这说明财政支农力度的加大并不会显著增加农民的收入，与理论假说有点出入，可能是由于农业投资的边际报酬较低导致的。
第七，除了双向固定效应模型估计之外，国家银行贷款年末余额占当年GDP的比重对城乡收入差距的影响并不显著，这与理论假说不相吻合，也与章奇等人的研究结论不一致，对此的解释只能是，金融发展对于城乡收入差距的影响总体不大。而国家银行农业贷款占贷款总额的比重越高，即国有金融部门对农村地区提供更多的金融支持，在促进城乡收入差距缩小方面也只有微弱的效应。
第八，产业结构的升级显著扩大了城乡收入差距。对此的解释是，尽管沿海地区农村的工业和服务业的发展也较迅速，但就全国范围而言，农村地区的产业升级还是相当缓慢的，产业结构的升级可能更多地是由城市第二和第三产业的扩张造成的。因此，在产业结构升级中受益更多的是城市居民。
第九，有意思的是衡量非国有化程度的两项指标对于城乡收入差距的影响正好相反。国有经济单位从业人员占总从业人员的比重越高，城乡收入差距越小；而国有工业企业产值占工业总产值的比重越高，城乡收入差距越大。这一点说明非国有化对于城乡收入差距的影响是不明确的。对此的解释是，我国城市地区的非国有化，一方面造成了许多国有经济部门职工下岗，减少了他们的收入，而农村乡镇企业和其他非国有经济的发展提高了农民的收入；另一方面，在非国有化过程中，城市各种要素的配置效率得以提升，在岗工人的工资以及其他城市居民的收入反而提高了。综合来看，非国有化难以解释城乡收入差距的变动。
（二）为了对城乡收入差距的成因做进一步的研究，本文单独用factor中的变量进行回归。我们将用不同滞后期数的小学毕业生升学率(enroll)与普通高校在校学生数占总人口的比重(undergrad)作为解释变量进入回归方程，以更深入地分析基础教育和高等教育各自对城乡收入差距的影响，同时我们也将控制住投资率和产业结构的效应。被解释变量、投资率和产业结构都是 1987～2003年的数据，而enroll和undergrad两个变量则用滞后年份的数据，这是考虑到教育对城乡收入差距的作用存在一定年份的滞后。由于小学毕业生升学之后需要更长的时间才能成为劳动力，因此选择更长的滞后年份。在方程(1)和(2)中，enroll变量使用滞后9年的数值，而变量undergrad使用滞后6年的数值；在方程(3)～(6)中，enroll变量分别使用滞后8年、7年、6年和5年的数值，而变量undergrad分别使用滞后5年、4年、3年和2年的数值。具体回归结果见表3。
表3 教育与城乡收入差距的回归结果（被解释变量：urbanrural）
地区 时间双向
解释变量 随机效应 固定效应 固定效应 固定效应 固定效应 随机效应固定效应 固定效应
(1)
(2)(3) (4)
(5)
(6) (7) (8)
enroll -0.215*** -0.209*** -0.279*** -0.347*** -0.384*** -0.287*** -0.665*** -0.357***
(0.056)(0.049)(0.052) (O.057) (0.063)(0.068) (0.075)
(0.049)
undergrad
0.316***
0.230*** 0.190*** 0.164*** 0.140***
0.055**-0.143*** -0.117***
(0.019)(0.029)(0.030) (0.032) (0.029)(0.024) (0.019)
(0.042)
investgdp[,t] 0.173*** 0.222*** 0.228*** 0.200***
0.197***0.244*** 0.057**
(0.028)(0.028) (0.028) (0.028)(0.030) (0.037)
(0.026)
secondary[,t]
0.089*
0.150*** 0.242*** 0.326*** 0.321*** 0.006 0.031
(0.050)(0.053) (0.054) (0.053)(0.056) (0.049)
(0.045)
tertiary[,t]
0.207*** 0.269*** 0.387*** 0.512*** 0.546*** 0.055 0.127**
(O.057)(0.062)
(0.053) (0.058) (0.061)
(O.070)
(0.053)
R[2]
0.4820 0.8583 0.8426
0.8256
0.81770.50600.6031
0.9176
Hausman242.76 204.80175.71
270.88
（P值） -282.67 (0.0000)
(0.0000)
(0.0000) (0.0000)-1225.38
观察值 493 493493493 493
493 493 493
组（省）数
29 29 292929
29
注：括号中的数值为标准差；***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。Hausman检验的概率值小于0.05的选择固定效应模型估计，回归模型(1)和 (6)的Hausman检验值为负，采取随机效应模型。
在方程(1)中，我们只就enroll与undergrad两个代表城乡人力资本状况的变量进行回归，发现系数均十分显著，符号也与理论假说一致。从回归(2)到(6)，我们发现enroll变量的系数的绝对值先逐渐上升，到滞后 6年时达到最大，然后开始下降。这说明，并不见得滞后期越长，人力资本的作用越显著，而是存在着如舒尔茨所说的“人力资本折旧”[18]；而undergrad的回归系数从滞后6年到滞后2年一直呈下降趋势。可见，在我们的数据期间，6年前小学毕业生升学率的提高对于缩小当年城乡收入差距的效应最大，6年前普通高校在校学生数占总人口比重提高对于扩大当年城乡收入差距的效应最大。在回归(7)和(8)中，我们分别用时间固定和双向固定效应模型，对同时滞后6年的enroll和 undergrad进行回归，发现enroll的系数依然显著为负，而undergrad的系数也变得显著为负了。这意味着，基础教育对于缩小城乡收入差距的效应非常明显，而高等教育的发展在总体上扩大了城乡收入差距。另外，投资率的提高和产业结构的升级均比较显著地扩大了城乡收入差距，与前面的回归结果是一致的。
（三）单独就政策变量(policy)进行回归，以增加结论的稳健性。在度量城市化水平的指标上，我们在包含三个直辖市的回归中使用urbanemp，而在不包含三个直辖市的回归中仍然使用urbanization。由于湖南和新疆缺失了1987～1998年间城乡从业人员的数据，因此回归(1)～(5)均不含这两个省。在回归中还控制了所有制结构，具体结果见表4。
表4 政策变量的回归（被解释变量：urbanrural）
包含北京、天津和上海
不包含北京、天津和上海
解释变量 地区固定效应 时间固定
双向固定
地区固定效应
(1)
(2)
(3)
效应(4)
效应(5)
(6)
(7) (8)
urbanization -0.090 -0.114*0.092
(O.066) (0.065)(0.116)
urbanemp
-0.088*-O.273*** -O.016 -0.103* 0.025
(0..499)
(0.049)
(0.092) (0.064)(0.081)
fdi
0.035*** 0.051*** 0.038***0.009
0.007
0.037*** 0.038***
0.031***
(0.005)(0.006)
(O.006) (0.008)(0.006) (0.005) (O.006)(0.007)
imex 0.122***
0.137***
0.137***-0.078***-0.021 0.113*** 0.100***
0.116***
(0.015)(0.018)
(0.020) (0.019)(0.024) (0.017) (O.019)(0.024)
expendgdp 0.070***
0.232***
0.143** 0.216*** 0.346*** 0.0200.102** 0.048
(0.028)(0.044)
(0.056) (0.041)(0.059) (0.030)
(0.044)(0.059)
construction -0.002 -0.031 0.074** 0.007 -0.029 -0.056*
(O.018)(0.022) (0.025) (0.020)
(0.020)(0.026)
agriculture -0.030-0.006
-0.006 -0.011 -0.014 0.009
(0.020)(0.027) (0.021) (0.023)
(0.021) (0.030)
culture0.100* 0.141*
0.351*** 0.299** 0.0870.083
(0.059)(O.073) (0.067) (0.070) (0.060) (0.086)
loan -0.0040.001
0.114*0.019
(0.051)
(0.003) (O.061) (0.054)
agriloan -0.040**
0.0190.005
-0.049**
(0.020)
(0.014) (0.020) (0.024)
soestaff -0.233***
-0.028 -0.187*** 0.077 -0.287*** -0.326***0.086
(0.029)(0.094)(0.062) (0.092) (0.039)
(0.041)(0.106)
soe0.028 0.006 0.048*0.103*** 0.032 0.046*** 0.061**
(0.017)(0.020) (0.028)(0.031) (0.031) (0.019) (0.027)
R[2] 0.8809 0.8618 0.90510.8216
0.9354 0.8359 0.8338 0.8558
Hausman
396.61 131.56
92.04270.14 123.02 63.16
（P值） (0.0000)
(0.0000)(0.O000) (0.O000)
(0.O000)
(0.O000)
观察值 459442 300
300 300 442
425 288
组（省）数 27 26 25 2625 24
注：括号中的数值为标准差；***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。地区固定效应回归的Hausman检验的概率值均为0，因此选择固定效应模型进行估计。
我们发现，总体上与全部变量的回归结果是一致的，这加强了我们结论的稳健性。另外我们也注意到了两点变化：第一，与全部变量的回归结果相比，在不包含三个直辖市的回归中，城市化水平这个变量的显著性水平有所下降。原因可能在于，我们在回归中没有控制具有较强的扩大城乡收入差距效应的产业结构，结果导致城市化缩小城乡收入差距的效应部分被抵消了。第二，地方政府基本建设的财政支出比重这个变量的显著性水平下降明显。这可能是因为，尽管城市基础设施建设大多是农村务工人员做的，但是从城市基础设施中受益的主要还是城市居民。
五、结论与政策含义
本文考察了市场机制和政府政策这两大类因素对我国城乡收入差距的影响，通过理论分析我们提出了七个可经检验的理论假说，然后用1987～2003年间省级面板数据进行了详尽的实证分析，基本证实了这些假说。本文发现，这两大类因素在我国城乡收入差距的形成中均起了十分明显的作用。具体来说，改革以来我国农村地区的物质资本和人力资本等生产要素均倾向于向城市集聚，加之城乡之间产业结构的根本差异，因此在市场机制作用下，城乡收入差距存在自然扩大的趋势。而政府在基础教育资源分配和文教科学卫生事业支出上的城市倾向会加剧城乡收入差距的扩大。总体来说，城市化有利于缩小城乡收入差距。而外国直接投资的流入、对外贸易的发展则会引起城乡收入差距的显著扩大。此外本文还进一步证实，地方政府参与经济活动的程度越高，城乡收入差距越大。我们还发现，各地区国家银行的信贷规模和结构以及非国有化水平对于城乡收入差距的影响均不显著。
本文最有意义的一个发现是，基础教育对于促进农村居民收入的提高进而消弭愈演愈烈的城乡二元结构有着重要意义。农业与工商业存在本质的区别，我们的实证研究也发现财政支农效果并不显著，因此一些学者提出的调整种植结构或者农业产业化经营等措施，无助于从根本上扭转城乡收入差距的扩大与二元结构的强化。实际上，内生增长理论及相关的实证研究也表明，农村部门人力资本积累率的提高是缩小城乡收入差距最主要的途径。只有在农村培育起与城市部门同质的、在城乡统一的劳动力市场上具有同等竞争力的收入创造主体，才能在进城之后找到与城里人相当的岗位，从事具有更高生产率的工作。
特别值得一提的是，加速城市化进程会显著缩小城乡收入差距。农业的低收益与农村产业结构的低级，使得城市化成为改善农村居民收入的重要途径。其作用机制主要是，城市化能够快速提高农村劳动力的人力资本积累率。也就是说，城市化将使农村劳动力从低学习率的传统产业转向高学习率的现代产业，因而能够通过“干中学”实现进城农民人力资本水平的提升。
为此，在政策上，政府应把更多的财政投向农村地区的基础教育，为农村居民参与市场提供基本的能力，使农民摆脱因教育水平低下而产生的“贫困陷阱”，促进农村地区人力资本积累率的快速提高，利用人力资本的增长效应增加农民的人均收入。同时，也可以通过完善人力资本投资市场，动员和引导社会资源向农村基础教育投资。另外，还应大力开展面向农村的职业技术教育，提高没有或很少接受正规教育的农民的文化水平和劳动技能。最后，为了快速推进城市化，应该尽快废除阻碍农民自由进城就业的户籍制等制度性障碍，给农民在城市里同等的就业地位。作为公共利益的维护者，政府理应赋予每个公民相对平等的竞争机会。近来， “三农”问题得到了社会的重视，中央也致力于构建“和谐社会”，因此局面的扭转是可以企盼的。但是，建立城乡协调发展的机制，尚需各界的努力。
收稿日期：2006-02-25
标签：收入差距论文; 人力资本论文; 财政支出论文; 中国统计年鉴论文; 国内宏观论文; 政府支出论文; 农村人口论文; 城乡差异论文; 差异分析论文; 城镇人口论文; 农民论文; 三农论文; 农业发展论文; 经济论文; 城乡差距论文;