城镇化、市民化与城乡收入差距——双重二元结构下市民化措施的比较与选择，本文主要内容关键词为：市民论文,城乡论文,化与论文,城镇化论文,收入差距论文，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。
一、引言
伴随着中国近年经济的高速增长，城乡收入差距已经成为当前我国收入差距问题的主要表现形式。①为了缩小城乡收入差距，中央和地方政府实施了直接转移支付、增加农村投入、给予农民更多补贴等一系列政策。然而，多年的政策实践表明，这种政策虽然在一定程度上缓解了日趋拉大的城乡收入差距，但实际效果却并不明显。因此，最近一个时期，相关学者和政府部门大力提倡城镇化，希望通过城镇化来减少农村人口，从而破解城乡二元体制，以达到缩小城乡收入差距的目的。按照经济学原理，城镇化进程中大量农村剩余劳动力进入城市，不仅可以优化农村资源配置，提高农民自身收入，而且将为城市提供丰富的劳动力，增加自身劳动报酬，从而缩小城乡收入差距。
然而，与经典理论相悖的事实是，我国城镇化进程不但没有显著缩小城乡收入差距，反而使得城乡收入差距一度拉大到历史峰值(2007—2009年，连续三年城乡收入比都在3.3以上)。由此，我们认为中国的城乡收入差距与中国特有的双重城乡二元体制密切相关(除了城乡二元结构外，城市户籍居民与大量外来人口共存于城市中，形成了新的二元结构，我们称之为城市内部二元结构)。正是由于户籍制度形成的双重二元结构，使得大量进入城市的农民工在为所生活的城市做出巨大贡献的同时，并不能平等享受公共服务。由此，研究我国的城乡收入差距问题，必须深入分析城乡户籍制度分割对城乡收入差距造成的影响。
城镇化本质上是一个市场化的自发过程，但是政府行为可以通过市民化政策创造良好的制度和政策环境，从而影响城镇化进程中城乡居民收入差距的变化态势。对此，中央政府提出大力推进“人的城镇化”为核心的新型城镇化，其实质就是市民化。然而，从缩小城乡收入差距的角度而言，我国当前实施的市民化政策值得商榷，一些地方实施的以扩大户籍比率为核心的“准入政策”实际上是让富有的人成为城市居民，而不能取得城市户籍的农民则往返于城乡之间，导致户籍制度成为“选富择优”的门槛，不仅没有起到缩小城乡收入差距的作用，反而进一步拉大了城乡收入差距。
因此，我国缩小城乡收入差距不仅需要通过推动城镇化来破解，同时更应着眼于市民化政策的有力实施，让更多进城人员享受到与城市户籍居民平等的公共服务待遇。基于此，本文认为破解中国城乡收入差距的难题，需要在城镇化、市民化、城乡收入差距这个三位一体的框架下来讨论。
二、文献综述
国内外相关学者已经注意到中国特有的双重二元结构对城乡收入差距的影响。Solinger(1999)和Roberts(2000)通过对我国城乡流动人口与国际上不能获得合法工作机会和永久居住许可的移民进行比较，得出中国的户籍限制导致了中国城乡居民福利差距不断扩大。Hare(1999)则发现农民工的能力与返乡概率密切相关，能力越强的农民工，返乡概率越小。Shi(2002)提出中国的城乡居民收入差距中28％可由户籍制度直接解释，因此城市化进程中实施市民化政策将有利于缩小城乡收入差距。
国内学者对该问题的研究显然更为全面。阮杨等(2002)认为城乡二元结构是影响城乡差别的重要因素，城乡二元分割体制大大限制了中国城乡间的劳动力流动，而城市化进程中较富裕的农村居民转为城市居民则拉大了城乡收入差距。陆铭与陈钊(2004)认为在现行户籍制度下，农民工在城市面临歧视性公共服务政策，这些政策抑制了劳动力流动，加深了城乡居民收入的不平等程度。在城镇化影响城乡收入差距的研究领域中，相关学者往往偏向于实证研究，而且研究结果出现了较多争议。以李实等为代表的一些学者(李实，1999；廖丹清、郭慧伶，2002；曹裕，2010)通过经验研究得出结论，城镇化对于缩小城乡收入差距具有显著的促进作用。而以陆铭、陈钊为代表的相关学者(陆铭、陈钊，2004；程开明、李金昌，2007)已经认识到城镇化进程中户籍制度拉大城乡收入差距的问题，并通过经验研究证明了这一问题的存在。还有一些学者认为城乡二元经济使城乡收入差距呈现倒“U”型变动趋势(王韧、王睿，2004；郭军华，2009；周少甫，2010；莫亚琳、张志超，2011)，他们认为应根据城乡收入差距水平的不同，来确定城镇化对城乡收入差距的影响。
通过对上述文献的分析，我们发现已有研究成果存在以下不足：一是现有文献缺乏对城乡收入差距在双重二元结构下变动的系统研究，较少文献从整体视阈思考城乡收入差距与双重二元结构问题。二是尚未深入分析我国当前的户籍制度影响城乡收入差距的理论基础。目前学者关于户籍政策影响城乡收入差距往往采用实证分析，并没有较多地关注影响的内在机理。如果能够准确描述出这种影响的内在机理，将为政府宏观应对提供准确的政策依据。三是现有研究普遍忽视了调整户籍政策对城乡收入差距的影响，缺乏不同的户籍政策措施对城乡收入差距影响的深入探讨。所以，本文以户籍制度作为研究的逻辑起点，对城镇化、市民化与城乡收入差距三者之间的内在联系进行系统考察，从而提出相应的政策建议。
基于此，本文立足当前中国实际，试图将城镇化、市民化与城乡收入差距纳入到一个统一的分析框架中，通过构建三者作用机理的一般均衡模型，对三者之间的相互关系进行深入分析；在此基础上，运用系统矩估计(sys-GMM)方法进行实证分析，从而使结论更为稳健可靠，接着用数值模拟详细刻画三者之间的内在影响关系。文章以下内容安排如下：第三部分是理论构建部分，根据经济学原理，借鉴已有研究成果，进行理论构建与分析；第四部分是实证部分，对理论部分进行实证分析；第五部分是数值模拟，通过数值模拟，对三者之间的内在关系进行动态描述；最后部分是结论和政策建议。
三、理论构建
(一)理论模型的假设
本文首先构建双重二元结构下城镇化与市民化影响城乡收入差距的一般均衡理论模型，并提出如下假设。
假设一：借鉴已有研究成果并结合我国实际，本文把经济分为两个部门：农业部门(部门1)和非农业部门(部门2)。其中，农业部门存在于农村，非农业部门存在于城市。两部门由于户籍制度彼此分割。
考虑到两部门代表性厂商根据利润最大化及零利润条件进行决策以实现要素市场的均衡，两部门劳动力市场达到均衡状态时的出清条件为：
假设六：考虑当前户籍制度对生产要素具有甄选功能，在农村居民向城镇居民转变的过程中，较富裕的农村居民往往更容易成为城镇居民(阮杨，2002)。随着城市户籍的不断增加，城市中相应的资本与技术等要素将越来越多。因此，参照并借鉴Mulhgan和Sala-i-Martin(1997)以及孙永强(2012)的理论与研究方法，假设城市生产中，最终产品中只有一类Q，劳动、资本与技术等要素分别作为中间产品而共同生产最终产品，其生产符合柯布道格拉斯生产函数，且满足规模收益不变，如下：
，其中，A为生产最终产品的技术，n为户籍率，在此表示资本技术密集型中间产品的产出弹性。
(二)模型的动态分析
假设中间产品的价格分别为
，则最终产品部门利润最大化需满足：
城乡收入差距(π＇)从广义来讲由两部分组成，一是工资差异(π)，二是考虑由于户籍政策差异带来的诸如医疗、教育、失业保障等非货币因素，我们设定其收入差距系数θ(0＜θ＜1)。由此可得：
推论1：由命题一、二、三可知，扩大户籍比率将拉大城乡居民收入差距，同时，扩大户籍比率将推动城镇化，进而间接缩小城乡居民收入差距。
推论2：由式(15)与命题四可知，缩小由户籍制度带来的公共服务差异可直接缩小城乡收入差距，而且通过推动城镇化，将间接缩小城乡收入差距。
从以上理论分析，我们得出结论：扩大户籍比率的市民化政策对城乡收入差距具有正反两方面作用，存在着政策效果方面的抵消，而降低公共服务差异的市民化措施不仅直接缩小城乡收入差距，而且将通过城镇化间接缩小城乡收入差距。由此，我们认为，在市民化的政策选择上，从缩小城乡收入差距的市民化措施角度考虑，缩小公共服务差异要优于扩大户籍比率。
四、计量实证分析
本部分旨在对上文的理论推断进行验证。本文选用城乡居民收入比(URG)作为被解释变量，②该变量反映了城乡收入差距的相对水平，同时描述了城乡收入来源的动态特征。在解释变量方面，一是城镇化水平，本文运用以城镇化率(UBN)作为衡量城镇化质量的指标；二是市民化水平，市民化率作为市民化水平的代理变量，主要表现为非农业户籍率。计算公式通常为非农业人口占常住人口的比例。考虑到数据的可获取性，本文中市民化率(CTZ)=城市户籍人口/城镇人口。
其他控制变量方面，本文选取的其他控制变量主要有：(1)经济发展水平(GDP)，采用各省市的人均GDP来表示。(2)产业结构(THI)，采用第三产业增加值占GDP的比重来衡量产业结构变动对城乡收入差距的影响。(3)地方政府对经济的干预程度(FIN)，为地方政府的财政支出占GDP的比重。(4)社会保障水平差异(SOP)，采用地方政府社会保障支出占政府财政支出的比重来表示。(5)土地财政(FLD)，采用各省土地出让金占各地财政收入的比值来表示。(6)对外开放程度(TRD)，本文采用FDI值占GDP的比例表示各省对外开放水平。③
本文研究采用各省市2000—2011年的面板数据，其中非农业人口和总人口来源于《中国人口统计年鉴》(2001—2007)和《中国人口和就业统计年鉴》(2008—2012)；土地出让金来源于《中国国土资源年鉴》(2001—2012)；其他数据均来自于《中国统计年鉴》(2001—2012年)。为了消除数据中的异方差和多重共线性，实证分析过程中本文对各变量进行了对数化处理。④本文构建如下的计量模型：
考虑到基本模型(16)式中被解释变量滞后项与个体效应
之间可能的相关性以及潜在内生性问题，并且为了防止丢失模型中的个体信息，本文采用Arellano和Bover(1995)、Blundell和Bond(1998)提出的系统广义矩方法(sys-GMM)对基本模型(16)式进行估计，随后采用Sargan检验来确定是否存在过度识别，并采用Arellano-Bond AR(1)和Arellano-Bond AR(2)检验差分误差项的序列相关性以保证GMM估计的有效性。如果Arellano-Bond AR(1)检验拒绝原假设而Arellano-Bond AR(2)检验接受原假设则表明模型的残差序列不相关。
在此之前，首先对数据模型进行单位根检验和协整检验。在面板单位根检验方面，本文采用LLC检验、ADF-Fisher CH检验以及Hadri检验对主要变量进行单位根检验。经检验，除了社保水平(SOP)和土地财政(FLD)控制变量的单位根不能拒绝原假设外，其他变量在三种检验法下接受了存在单位根的原假设，原序列均为一阶单整序列。
在面板协整检验方面，由于本文实证研究的时间跨度较短(12年)，因此协整检验采用适合于小样本的Panel ADF和Group ADF检验。经检验，Panel ADF和Group ADF-Statistic统计量在1％的显著性水平上拒绝不存在协整关系的原假设。此外，Kao面板协整检验进一步支持变量之间存在面板协整关系的结论。
本文采用动态面板数据模型，对城镇化、市民化与城乡居民收入差距三者之间的内在关系进行实证检验，结果如下(见表1)：
为了便于比较各种方法的估计值，在表1中也报告了混合OLS(列(1))和固定效应(列(2))的估计值。由于sys-GMM中因变量一阶滞后项的估计值(0.843)介于混合OLS估计值(0.945)和固定效应估计值(0.674)之间，这表明sys-GMM的估计结果没有因弱工具变量问题而导致严重偏误， GMM估计是可靠和有效的。此外，大部分变量的sys-GMM估计和混合OLS、FE估计具有相似的符号和显著性，说明主要变量的系数符号和显著性没有发生实质性的改变。同时表1中系统GMM方法也通过了Sargan检验，Arellano-Bond AR(1)和AR(2)检验也表明该方法是有效的。Hadri和ADF-Fisher V2单位根检验结果表明模型的残差为平稳序列，说明模型的估计结果是可靠的。
以下主要分析以列(3)系统矩估计(sys-GMM)的估计结果为基础。城乡收入差距的滞后一阶变量(L.URG)的系数为0.843，且在1％的水平上显著，表明城乡收入差距存在一定的惯性，同时说明缩小城乡收入差距并不能一蹴而就。城镇化(UBN)的参数估计值为(—13.119)，表明城镇化显著地缩小了我国的城乡收入差距。因此，加快我国城镇化进程有利于缩小城乡收入差距。市民化(CTZ)的参数估计值为0.367，且不显著。这与第二部分的数理模型分析结果一致，即当前我国以扩大户籍比率为核心的市民化措施虽然拉大了城乡收入差距，但由于能推动城镇化间接缩小城乡收入差距，这可能导致市民化对城乡收入差距的作用不显著。
此外，经济增长(GDP)对城乡收入差距的影响系数为(—0.131)，说明我国经济增长对城乡收入差距有一定的缩小作用。产业结构(THR)影响城乡收入差距的变动系数为(—1.232)，说明第三产业的快速发展显著地缩小城乡收入差距。政府财政支出占GDP比重(FIN)的估计系数(1.114)显著为正，说明政府对经济的干预程度拉大了城乡收入差距，因此当前政府的财政支出应逐渐向农村地区倾斜。社保支出(SOP)对城乡收入差距的影响显著为负(—0.528)，说明当前的社保支出缩小了城乡收入差距。这得益于近年来我国对农村社会保障覆盖网的建立，农村新型合作医疗等社会保障政策提升了我国农村居民的实际收入，缩小了我国城乡收入差距。土地财政(FLD)对城乡收入差距具有负的效应，影响系数为(—0.018)，这说明土地财政缩小了城乡收入差距，但是作用并不明显。对外开放(TRD)缩小了城乡收入差距，影响系数为(—0.111)，意味着提高开放水平有利于缩小我国城乡收入差距。
五、市民化措施调整的动态模拟
城镇化、市民化对城乡收入差距存在影响已经得到了实证支持，但是哪种市民化方式对缩小城乡收入差距更为有效尚待研究。由上文的数理模型已知，由于难以求解每个内生变量的解析表达式，所以需要通过数值模拟的办法观察不同市民化政策影响城乡收入差距的效果。数值模拟分析首先要确定外生参数的具体数值。
(一)参数校准
考虑不同的市民化措施影响城乡收入差距的直接效应不同，并且由于各个参数基准值没有统一标准，只能对它加以估算。因此，本文采用直接经验校准的方法，参考王文寅等(2012)的研究成果和现实情况，对(15)式相应参数进行估计(见表2)，⑤并运用Matlab程序模拟在不同城镇化水平下实施不同的市民化措施对城乡收入差距的影响(见图1)。
图1 不同城镇化阶段市民化措施对城乡收入差距影响的动态模拟效果图
注：基准模型中X轴代表户籍率(n)，其政策含义是扩大户籍比率对城乡收入差距的影响。Y轴代表公共服务差异(θ)，其政策含义是缩小公共服务差异对城乡收入差距的影响。Z轴代表城乡收入差距。
(二)模拟结果分析
本文构建的双重二元结构一般均衡模型，具有良好的参数性质，根据该模型设计的基准模型可以模拟不同市民化措施对城乡收入差距的影响。模拟结果表明，基本参数取值的变化对模型均衡解的影响与经济原理一致，能够较好地通过模型从理论方面刻画并解释当前我国市民化政策对城乡收入差距影响的逻辑关系。
1.扩大户籍比率对城乡收入差距的影响模拟。模型中参数n代表户籍率，n越大说明城市户籍率越高，由图1显示，当户籍率超过60％时，如果继续扩大户籍比率，则将拉大城乡收入差距。结合我国实际，当前我国大部分城市的户籍率都在60％以上，为了研究的方便，我们取户籍率为n=0.8。如图1所示，可以清楚地看到扩大户籍比率的市民化政策影响城乡收入差距的动态路径。
当城镇化水平处于不同阶段(城镇化率分别为η=0.3，η=0.5，η=0.8)时，由图1显示，如果采用以扩大户籍比率为措施的市民化政策，一方面将显著拉大城乡收入差距；另一方面也有利于吸引大量的农村人口进入城市，从而缩小城乡收入差距。这种市民化措施由于对城乡收入差距的正反两方面作用，形成了一定程度的政策效果抵消，这与缩小城乡收入差距的政策目标相背离。
2.缩小公共服务差异对城乡收入差距影响的模拟。由图1所示，当城镇化水平较低(η=0.3)时，公共服务差异占城乡收入差距的1/15；随着城镇化水平的提高(η=0.5)，公共服务差异占比缩小至1/6；当城镇化水平处于较高水平时(η=0.8)时，公共服务差异占城乡收入差距的比重最大，达到2/5。这表明随着城镇化水平的不断提高，公共服务差异占城乡收入差距的比重不断增大，同时也说明降低公共服务差异的市民化措施对缩小城乡收入差距的作用日益明显。
另外，从图1可以看出，不管采取哪种市民化措施，随着城镇化率的不断提高，城乡收入差距不断缩小，当(η=0.3)时，城乡收入差距(z轴所示)为15，随着城镇化的提高(η=0.5)时，城乡收入差距从15降为6，当η=0.8时，城乡收入差距降为2.5。按照经济学原理和社会发展实践，此时城镇化进程已经进入相对稳定的水平，扩大户籍比率的办法已不能提高城镇化率，而只能扩大城乡收入差距。因此，相比较而言，降低公共服务差异更应成为推进市民化的首选政策措施。
上述数值模拟分析再次验证了理论模型的结论，并有以下启示：随着城镇化不断推进，我们应当逐步调整市民化措施，变扩大户籍比率为降低户籍所附带的公共服务差异。当城镇化处于较高水平时，从缩小城乡收入差距的视角，我们应首选降低居民公共服务差异的市民化措施。
六、结论与政策建议
本文构建了双重二元结构下城镇化、市民化影响城乡收入差距的一般均衡模型，采用我国2000—2011年30个省、市的面板数据，运用系统广义矩(sys-GMM)的方法进行实证研究，并在此基础上通过数值模拟的方法动态模拟了不同市民化措施影响城乡收入差距的路径。通过研究我们得到以下结论：第一，城镇化、市民化与城乡收入差距之间有着密切的关系。快速推进的城镇化进程有助于缩小城乡收入差距，市民化对城乡收入差距的影响取决于市民化措施。第二，现行以扩大户籍比率为措施的市民化政策拉大了我国城乡收入差距，但是又通过推动城镇化间接缩小了城乡收入差距。第三，以降低公共服务差异为措施的市民化政策能有效缩小城乡收入差距。随着城镇化率的不断提高，我们应调整市民化措施，变扩大户籍比率为降低公共服务差异。
为了推动市民化进程，逐步缩小城乡收入差距，我们应在户籍政策方面作出如下调整。首先，降低城市户籍门槛，逐步建立统一的户口登记制度，放宽户口迁移限制，允许外来居民在一定年限内转变为城市居民。其次，逐步取消针对城市外来人口的各项歧视性政策，逐步使户籍制度与各种福利待遇相脱钩，并且尽快回归到人口统计等户籍功能，这将大大有利于推动城镇化，从而缩小城乡收入差距。最后，构建全国范围内的社会保障网，加快城乡之间劳动力的无障碍流动，淡化户籍制度在社会公共产品分享体制中的作用，逐步实现城乡公共服务均等化。
注释：
①我国城乡不平等对居民收入不平等的贡献率达63.66％～65.24％(王洪亮、徐翔，2006)。
②城乡收入比=城镇居民可支配收入/农村居民纯收入。
③本文计算过程中首先将美元表示的实际利用外商直接投资数据用相应年份的年平均汇率转化为人民币单位。
④由于港澳台地区制度与大陆地区存在较大差异，本文样本中剔除了港澳台地区。另外，由于西藏某些指标上的数据统计不全，本文研究范围为全国除西藏外的30个省市。
⑤假设城市户籍获得资本和技术收益，非城市户籍获得劳动收益，则根据王文寅等(2012)的研究可得出结论：α与β的值分别为0.6与0.4。“十五”与“十一五”期间资本与技术之和与劳动的贡献率分别为90％与85％，再分别乘以两者的产出弹性α与β，即可得出收入水平。假定市场为完全竞争，可求得以上各个参数值。
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