中国城乡经济一体化的推进是否阻滞了城乡收入差距的扩大，本文主要内容关键词为：中国论文,城乡论文,收入差距论文,城乡经济论文,一体化论文，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 中国经济经过30多年的快速发展已经进入到一个新的发展阶段，2010年人均GDP超过4000美元，意味着中国真正进入了国际社会公认的中等收入阶段。但伴随快速发展出现了突出的收入差距问题，特别是城乡收入差距的持续扩大。城乡收入差距的持续扩大将阻滞中国城乡经济的协调发展，进而可能阻滞中国经济的长期可持续发展。为抑制城乡收入差距的扩大，近年来中国政府为缩小城乡收入差距，在科学发展观的指导下，实施了一系列推动城乡经济一体化的政策措施。但如何揭示城乡经济一体化对城乡收入差距的效应？当前城乡经济一体化的推进是否显著抑制了城乡收入差距的扩大？本文以中国经济转型与城乡二元结构变化为背景，构建了非线性面板数据模型，对上述问题进行了研究。 国外现有关于经济一体化对收入差距效应的研究，主要是从要素市场一体化和商品市场一体化的角度进行分析。例如，Krugman和Venables(1995)的研究发现，在国家间劳动力不能充分流动的前提下，欧洲经济一体化首先通过商品贸易途径扩大收入差距，然后降低参与国之间的收入差距。Alderson和Nielsen(2002)的研究认为，在劳动人力资本和政治体制相似的假定下，国际经济一体化形成了更大的劳动市场并提高了劳动力市场的竞争性，从而扩大了收入差距。Beckfield(2006)的研究则表明，在一体化程度较低的时期，地区经济的一体化提高了劳动力市场的竞争性，从而扩大收入差距，但当一体化程度较高时，由于经济稳定和社会福利均等化的要求，收入差距的扩大将会发生逆转，因此经济一体化对收入差距的影响是非线性的。Figini和G
rg(2011)也发现，经济开放和收入差距之间的关系随经济发展水平的变化具有非线性。Andrés(2010)从国际贸易角度讨论了经济开放对收入差距的影响，发现国际贸易对收入差距的影响在经济发展程度不同的地区具有显著差异。类似的，Bouvet(2011)也发现，在不同地区，经济一体化对收入差距的效应可能是正向的，也可能是负向的。由上述文献的结论可以看出，经济一体化对收入差距的影响机制是复杂的，并且在不同经济发展阶段具有不同特征。 国内学者对中国经济一体化与收入差距的关系问题展开了深入研究。万广华等(2005)度量了全球化对地区间收入差距的影响，发现全球化对地区间收入差距的影响显著为正，并随时间推移而加强。李实和魏众(2009)分析了中国城镇劳动力市场分割效应对不同部门之间职工收入差距变动的影响，结果表明不同部门之间职工收入决定中的分割效应不仅是存在的，而且有不断增强的趋势。由于城乡收入差距是中国收入差距中的重要组成部分(林毅夫等，1998)，并且近年来城乡收入差距在波动中逐渐扩大(王少平和欧阳志刚，2008)。因此，近期有关中国收入差距的研究注重解释城乡收入差距的变化。梳理近期相关文献，我们发现，不同学者虽从不同角度解析了中国城乡收入差距变化的原因，但主要集中在中国的特殊制度性因素和经济转型两个方面。蔡昉(2003)与陈斌开和林毅夫(2010)从中国城市化偏好和重工业优先发展战略的角度解释了中国城乡收入差距的扩大。乔海曙和陈力(2009)与孙永强和万玉琳(2011)等则分别在线性和非线性框架下研究了中国金融发展对城乡收入差距的影响机制及效应。袁冬梅等(2011)关注经济开放对缩小城乡收入差距的作用。陆铭和陈钊(2004)与蔡昉和王美艳(2009)从城市化和城乡劳动力流动的角度解析了城乡收入差距。但上述文献相对忽视了中国经济发展过程中的一个重要现实，即改革初期城乡经济存在分割程度较高的二元经济结构，而现阶段城乡经济一体化程度正在逐步深化。 根据前述已有文献的研究结论我们可以看出，城乡经济一体化的深化，将推动产品和生产要素在城乡间流动，改变城乡间产品市场与要素市场的竞争并促使其相互融合，对城乡收入差距的变化产生深远影响，这种影响可能随着经济发展阶段的不同而不同，并体现出地区差异。但中国城乡经济一体化不同于国家(地区)间的经济一体化，这种差异主要体现在三个方面：(1)城乡经济一体化是在一国内实现，城、乡市场面临的政治制度、人力资本的相似度更高，由此而形成的市场竞争更为激烈；(2)城乡经济一体化程度要显著高于国家间的一体化程度，市场融合更紧密，使得城乡经济一体化对城乡收入差距的影响更深远，效应更大；(3)中国城乡经济一体化进程伴随着经济发展阶段的演进和收入分配制度等经济体制的改变，导致中国城乡经济一体化对城乡收入差距的影响方式更为复杂。这就意味着，使用简单的线性模型难以充分刻画城乡经济一体化对城乡收入差距的复杂效应。因此，本文使用非线性面板数据计量方法研究了中国城乡经济一体化对城乡收入差距的效应。 二 城乡经济一体化对城乡收入差距的影响机制及模型设定 (一)城乡经济一体化对城乡收入差距的影响机制 中国城乡经济一体化对城乡收入差距的影响包含商品市场一体化和要素市场一体化对城乡收入差距的影响。从梳理已有文献来看，城乡经济一体化对城乡收入差距的影响至少可以在以下两个方面得到解释： 1.根据传统经济理论，在劳动力要素自由流动的前提下，劳动力由报酬较低的农村向报酬较高的城镇迁移，将改变两地区的人口分布，使得城镇人均收入下降而农村人均收入提高，最终缩小了二者差距(周云波，2009)。樊士德(2011)将经济划分为欠发达的农村地区和发达的城镇，使用两部门模型从理论上分析了劳动力从农村地区向城镇地区转移过程中城乡居民收入差距的变化。他认为，城乡劳动力流动扩大了城乡收入差距。但分析樊士德(2011)所构建的数理模型可以发现，他假定农村地区剩余劳动力是无限供给的，因此，模型没有考虑农村剩余劳动力转移拐点的形成以及由此引起的城乡收入差距变化。如果放松农村剩余劳动力无限供给的假定，樊士德(2011)的研究结论将发生改变。事实上，刘易斯的两部门模型很好地解释了樊士德(2011)模型中的问题。由刘易斯的模型可知，经济增长最初集中在资本比较丰富的城市现代化工业部门，而传统农业部门存在大量剩余劳动力，农业部门工资率基本维持在生存水平。由于最初工业部门的工资率和劳动生产率都较高，导致城市现代化部门和农村传统部门之间的收入差距迅速扩大。这一时期，城乡要素市场分割将阻碍农业部门剩余劳动力向工业部门流动，从而加剧城乡收入差距的扩大。随着经济发展水平的提高，农业部门原有剩余劳动力基本都转移至工业部门。此时，刘易斯“第一拐点”出现，农业部门的工资水平不断提高并向工业部门靠拢，城乡收入差距开始缩小，而工业部门以原有工资无法再从农业部门吸收劳动力。因此，工业部门不得不提高工资以增强吸引力，促使农业部门劳动力效率和收入不断提高。在这种情形下，城乡经济一体化的推进将有助于释放更多剩余劳动力，有助于城乡收入差距的进一步缩小，直到工业部门和农业部门的效率与工资相等，劳动力的单向流动结束，此即为“第二拐点”。“第二拐点”的出现意味着城乡收入差距的两次非线性转换完成。上述分析说明，城乡劳动力市场的分割将延滞刘易斯“拐点”的出现，扩大城乡收入差距或延缓城乡收入差距缩小的进程；而城乡劳动力市场的融合有利于劳动力流动，推动“第一拐点”的形成和“第二拐点”的出现，从而缩小城乡收入差距。因此，从经济发展的整个持续过程看，城乡经济一体化对城乡收入差距具有非线性效应，这种非线性特征随经济发展阶段两次拐点的出现而发生两次转变。 中国的经济发展阶段是否已越过刘易斯拐点？张黎娜和夏海勇(2013)从剩余劳动力的区间不平衡和农业剩余劳动工资变化的视角进行经验研究，他们认为中国目前正处于刘易斯“第一拐点”和“第二拐点”之间。张永丽和景文超(2012)分别从劳动力市场供求状况、劳动力年龄结构、社会经济结构转换等多个角度进行分析发现，中国人均收入超过3000美元，劳动力供给减少，劳动力工资上升，传统农业部门的生产条件有所改善，两部门的收入差距开始缩小。这些特点都说明中国已经跨越了刘易斯第一拐点，正在向第二拐点过渡。这意味着，随着刘易斯“第一拐点”在中国的形成，城乡经济一体化对城乡收入差距的非线性效应已经出现。 2.新经济地理理论是将规模经济和垄断竞争引入经济地理学，同时借助于冰川成本理论，建立包含两区域的一般均衡模型。该理论认为，厂商之间存在向心力(由产业的前向和后向联系形成)和离心力(由要素非流动性和非流动要素的成本差异形成)的相互作用，并最终决定生产活动是在城市地区集聚还是沿整个空间发散。Fujita等(1999)认为，厂商会在向心力和离心力两种相反力量的权衡下选择空间区位。当运输成本较高时，厂商之间的离心力居主导地位，经济活动在整个空间分散分布，城乡之间差异较小。随着经济发展水平的提高，运输成本的下降，经济一体化程度不断加深。当运输成本下降至某一临界点或者当经济一体化程度超过一定范围后，厂商之间的向心力将大于离心力，经济活动向城市区域集聚。城乡经济差距和城乡居民收入差距逐步增大。随着运输成本的进一步下降，城乡经济一体化继续深化，厂商的经济活动空间分布又会重归于分散分布，城乡居民收入差距转向缩小。因此，由城乡市场运输成本变化而体现的经济一体化程度的变化，对城乡收入差距的影响是非线性的。Paluzie(2001)在新经济地理框架下也得到了类似结论：当农业工人缺乏流动性时，制造业贸易量的增加会扩大农业地区与工业地区的收入差距；但当农业工人能够自由流动时，制造业贸易的增加会缩小农业地区与工业化地区的收入差距。 在中国改革开放初期，城乡二元经济结构阻滞了农村劳动力的自由流动，城乡商品价格“剪刀差”使得农产品与工业品不能等价交换，人为地分割了城乡商品市场。此外，这一时期城乡商品流动的运输成本和交易费用也较高。而从上世纪90年代后期以来，中国的城乡户籍限制明显放松，城乡商品价格“剪刀差”被取消，城乡商品的流通数量和交易成本也随着城乡经济一体化的推进而大幅度降低。基于以上中国的特殊经济背景和新经济地理的基本结论，我们发现，改革开放30多年以来，中国城乡经济一体化的演进可能对城乡收入差距有非线性的效应。 (二)城乡经济一体化与城乡收入差距的度量 中国城乡经济一体化包括商品市场一体化和要素市场一体化。要素市场一体化程度难以直接度量，商品市场一体化的度量虽有不同方法，但基于一价定律的度量方法相对较好(桂琦寒等，2006)。一价定律是指在市场经济下，如果不考虑运输成本、贸易壁垒和信息成本，商品套利机制将导致同种商品在不同国家通过汇率折算的价格相等。在国内市场上，则其表现为国内市场的分割使同种商品在不同地区价格不同，但市场力量将使商品市场趋向整合，商品的价格将趋同。因此，如果中国城乡商品市场趋向整合，城乡商品价格将趋于相等。本文基于一价定律度量中国商品市场的一体化程度，以城乡价格趋同度近似代替城乡经济一体化程度。这样替代的主要原因在于：当要素流动存在障碍时，若商品能够自由流动，商品的价格会趋同；而当商品流动存在障碍时，只要要素能够自由流动，商品的价格最终也将趋同(桂琦寒等，2006)，因此，无论是商品市场一体化还是要素市场一体化，最终都会体现为商品价格的趋同，而一价定律正是基于价格趋同的度量。基于此，我们以
表示1985年为基期的各省、自治区的城市居民消费价格指数；
表示对应的农村居民消费价格指数。①根据一价定律，城乡商品市场价格趋同的度量为
。容易看出，
值越小，表明城乡经济一体化程度越高，特别是
约为零，表示城乡经济已完全一体化。本文分别计算了各省、自治区的
(样本中的省、自治区说明见后文)。为直观认识样本期内城乡经济一体化的程度，本文将样本期内的
进行横截面加总平均，结果见图1。②
图1 泰尔指数与城乡经济一体化 从图1中城乡经济一体化的运行走势看，上世纪末至本世纪初是中国城乡价格从分离到趋同的转折期。改革开放至上世纪90年代后期，城乡价格呈分离并逐步扩大趋势，本世纪以来城乡价格才逐步趋同。这意味着本世纪以前，中国城乡经济一体化分割程度在逐步扩大，本世纪以来城乡经济逐步趋向一体化。中国城乡经济一体化进程形成上述特征的主要原因如下：中国的经济体制改革虽然自农村开始，但改革的重点很快转向城市，并且在随后相当长的一段时期内忽视了对农村的改革。这就直接导致到上世纪末期，中国城市已初步形成较为完善的市场经济和现代化经济体制，而农村地区仍处于较为原始的自然经济状态。这种偏向城市的发展政策使社会资源更多流入城市居民所在地区，城市居民获得的市场机会更多，市场能力更强，获得的收入也更高。与此同时，改革早期典型的二元经济结构和二元体制，在城乡之间形成了资金、商品、技术、劳动力进入壁垒，这在很大程度上阻碍了生产要素和商品在城乡之间的流动。由于城市化和工业化的偏向政策与城乡二元结构的阻碍，共同导致了改革初期至上世纪末城乡经济分割程度的不断加深。而在上世纪90年代中期以后，由于农民收入增长迟缓，农村经济发展滞后，“三农”问题成为中国经济和社会发展的“瓶颈”，中央政府开始致力于探讨并实施解决中国“三农”问题的政策与措施。特别是本世纪以来，中国二元经济结构和二元体制得到显著改善，城乡户籍制度管制放松，阻碍城乡生产要素和商品流动的“壁垒”明显削弱，再加上近年来中国政府着力推进的以城乡经济协调发展为目标的城乡一体化政策逐步取得显著成效，城乡商品流通的运输成本和信息成本显著降低，因此，从本世纪开始，中国城乡经济一体化程度逐步加深。上述分析表明，可以基于城乡价格趋同方法近似度量中国的城乡经济一体化程度。 现有文献中，度量城乡收入差距常用的两种方法分别为城乡居民收入比和泰尔指数(teil)。王少平和欧阳志刚(2008)对这两种方法做了比较，他们认为由于中国是一个农业大国，城乡经济呈现显著的二元结构，农村人口早期占有绝对大的比重并显著变化，使用城乡居民收入比度量城乡收入差距不能反映城乡人口所占比重的变化。泰尔指数不仅反映城乡居民的收入比，而且还揭示了城乡人口的变化，因此相对更适合度量中国城乡收入差距。以
表示第i个横截单元t时期的泰尔指数，其定义和计算公式为：
其中，j=1，2分别表示城镇和农村地区，
表示i地区城镇或农村人口数量，
表示i地区的总人口，
表示i地区城镇或农村的总收入，
表示i地区的总收入。③全国各省、自治区平均的泰尔指数计算结果见图1。从泰尔指数的波动特征看，改革初期曾有过较大幅度下降，1995年前后由于农产品价格上涨带来了城乡收入差距短暂下降，④但随后再次回到上升通道中。2004年以后，泰尔指数才再次进入下降通道。从泰尔指数的整体变化特征看，本世纪以前teil虽有较大幅度波动，但整体呈现较快速度的递增趋势，2004年以后，泰尔指数才开始下降。由于代表城乡经济一体化程度的曲线也大约在2001年前后呈先升后降的变化特征，这是否意味着中国城乡经济一体化与城乡收入差距的变化特征同刘易斯的两部门模型和新经济地理理论的结论相吻合？早期的城乡经济分割是否刺激了城乡收入差距的扩大？现阶段城乡经济一体化的进程又是否阻滞城乡收入差距的扩大？ (三)城乡经济一体化对城乡收入差距效应的非线性模型设定 由前述刘易斯两部门模型和新经济地理理论可知，城乡经济一体化对城乡收入差距的效应随着经济发展阶段的变化而具有非线性特征。从发展中国家的实际情况看，人均GDP达到1000～3000美元是经济发展的转型时期，伴随着经济转型，一些社会矛盾如失业、贫困以及城乡收入差距开始凸显。因此，经济的转型必然涉及与社会经济相关的政策和制度的重新设计与安排。这种制度的重新安排将改变城乡收入差距的变化趋势。从中国数据看，上世纪90年代后期与本世纪初正好是中国进入经济转型时期，而在这一时期，城乡收入差距逐步扩大。为抑制城乡收入差距的扩大，中国政府推出了一系列新的收入分配政策，注重解决“三农”问题，积极推进城乡经济协调发展。城乡经济开始由分割转向逐步融合，城乡收入差距由快速扩大逐步转向缩小。上述事实意味着，在经济转型期前的城乡经济分割与经济转型期的城乡经济逐步整合对城乡收入差距的影响效应显著不同。为揭示这种不同时期的差异，本文参考近期学者较多使用的Gonzalez等(2005)方法，设定如下非线性面板数据模型：
其中，i=1，…，N为横截面个体，t=1，…，T为时间序列长度。f(·)为机制转移函数，转移函数中的
为阈值变量，以人均GDP表示，度量经济发展程度。γ为决定机制转移速度的光滑参数，c为阈值参数。转移函数f(·)的值主要取决于阈值变量
和阈值参数c的相对大小。常用的有逻辑函数
。如果转移函数为逻辑函数，模型(2)的设定就表明：当经济发展程度较低、处于工业化初级阶段时，
较小，转移函数f(·)趋近于0，此时称为低机制。在低机制中，城乡经济一体化对城乡收入差距的效应主要由系数
刻画。当经济发展程度较高、进入工业化后期阶段时，越过刘易斯“第一拐点”后，代表经济发展水平的
较高，f(·)趋近于1，称为高机制。在高机制中，城乡经济一体化对城乡收入差距的效应主要由系数
刻画。由于经济发展阶段的变化是逐步演进的，刘易斯拐点的出现和形成也是逐步完成的，因此，随着
值由较低逐步变至较高，转移函数值平滑的由低机制逐步转换至高机制，对应f(·)值由0连续变化至1，城乡经济一体化对城乡收入差距的效应也由
向
平滑转换。从上述分析可以看出，逻辑函数适合用于刻画城乡经济一体化对城乡收入差距的非线性效应(后文将对此进行检验)。 模型(2)中解释变量x为一组对城乡收入差距有影响的控制变量，从已有文献看，这些控制变量主要包括城市化进程、金融发展程度、对外开放程度以及地方政府行为等。这些控制变量对城乡收入差距的影响表现在： 1.城市化进程。在城乡二元结构下，城市化过程中的农村人口向城市迁移，对城乡收入差距产生多重效应。一方面，城乡收入差距的存在引致劳动力由农村流向城市，增加城市劳动者数量，增强城市劳动力市场的竞争程度，与此同时，城市化带来城市人口数量增加和城市规模扩大，使城市能够更好地发挥辐射效应，并扩大对农产品的需求，带动农村地区发展，因此有利于城乡收入差距的缩小；另一方面，农村劳动力的转移促使城市规模扩大，城市规模、聚集效应更为明显，生产效率提高，提高了城市居民收入水平，导致城乡收入差距扩大。因此，城市化对城乡收入差距的影响是正、负效应综合作用的结果。本文以城镇人口/总人口表示城市化进程(csh)。 2.金融发展程度。金融发展对城乡收入差距的影响也是复杂多层次的。金融发展可以通过小额信贷，为城乡贫困居民尤其是农村贫困居民直接提供金融服务，从而降低他们的贫困水平，农村贫困水平的下降缩小了城乡收入差距。但如果金融发展倾向于城市部门，金融发展则会扩大城乡收入差距。此外，Greenwood和Jovanovic(1990)的研究结论表明，金融发展和收入差距服从库兹涅茨效应的“U”型关系。Galor和Zeira(1993)则发现，在金融市场不完善的条件下，金融发展未必会使收入差距缩小，完善的金融市场才是金融发展导致收入差距缩小的前提。因此，金融发展对城乡收入差距的效应也有待经验研究确定。本文以贷款总额/GDP表示金融发展程度(jr)。 3.对外开放程度。陆铭和陈钊(2004)认为，中国对外开放主要推动了中国的制造业及贸易相关的金融贸易业和服务业的发展，由于相关产业集中在城镇地区，因此，中国对外贸易和FDI的发展主要有利于提高城镇居民的收入，从而扩大城乡收入差距。夏龙和冯涛(2012)从要素禀赋效应、技术偏移效应等多角度分析认为，中国的要素禀赋、地区结构、贸易政策决定了对外开放对收入差距的影响是各种不同效应的综合，并在不同时期表现出不同特征。因此，对外开放对城乡收入差距的效应也难以预先确定。本文以进出口贸易总额/GDP表示对外开放程度(wm)。 4.地方政府行为。在地方政府为主导的经济中，地方政府扮演着重要角色。由于地方政府追求经济增长目标，其必定会通过投资、财政支出偏向城镇地区的方式获得较高经济增长速度。因此，在地方政府以经济增长为首要目标的实践中，地方财政支出和投资将导致城乡收入差距的扩大，而地方政府向农业部门发放的农业贷款越多，城乡收入差距就越小。本文以政府财政支出/GDP、农业贷款/总贷款、文教科学卫生事业支出/政府支出以及社会总投资/GDP度量地方政府行为对城乡收入差距的影响，分别用fis、ny、kj、tz表示。 除上述控制变量外，模型(2)中的控制变量还包括就业所有制结构。本文以国有企业职工占总职工人数的比例表示就业所有制结构(syz)，该比例越大，表示越不利于城乡收入差距的缩小。 三 非线性面板数据模型的估计与检验方法 (一)模型的非线性检验 中国城乡经济一体化对城乡收入差距的效应是否因经济发展阶段的不同而具有显著的非线性，对此的准确回答应基于严格的检验。为此，我们首先检验非线性的存在性。根据Gonzalez等(2005)的方法，模型(2)的非线性检验是基于转移函数的三阶泰勒展开式，也就是将指数函数和逻辑函数分别在原点进行三阶泰勒展开，并将泰勒展开式作为转移函数的近似式代入模型(2)，从而得到模型(3)：
(二)非线性面板数据模型的估计 Gonzalez等(2005)提出了模型(2)的估计方法，但从中国实际情况来看，城乡经济一体化的推进将显著改变城乡收入差距，反之，面对城乡收入差距的扩大，政府会制定相应政策调节城乡经济一体化的进程。因此，城乡收入差距也可能影响城乡经济一体化进程，这就使得模型(2)中解释变量p可能具有内生性，造成有偏估计。为校正有偏估计结果，本文参照Gonzalez等(2005)的思路，使用两阶段最小二乘法估计模型。具体步骤为：
四 非线性面板数据模型的检验与估计结果 (一)面板数据模型的非线性检验结果 由于数据可得性，我们的样本期选择为1986-2011年，时间跨度只有26年，因此，我们没有估计斜率系数横截面异质的面板数据模型，即模型(2)中的斜率系数横截面相同。但城乡经济一体化对城乡收入差距的效应随着经济发展程度的变化而有所不同。在中国不同地区经济发展程度存在显著差异的情形下，不同地区城乡经济一体化对城乡收入差距的效应可能存在显著不同。为揭示这种地区差异，本文对东部、中部及西部地区分别构建面板数据模型进行估计，以揭示地区差异。⑤东、中、西部三个地区面板数据模型的非线性检验结果见表1。 从表1结果看，对于东部地区，可以在1%的显著性水平下拒绝
，由此表明东部地区城乡经济一体化对城乡收入差距的效应具有非线性。在非线性函数形式设定的检验中，可以在1%的显著性水平下拒绝
，只能在5%的显著性水平拒绝
。由于拒绝
表明应使用逻辑函数刻画非线性，而拒绝
表明适合使用指数函数刻画非线性。两者相比较，拒绝
所犯Ⅰ类错误的概率相对较低，因此，相对而，使用逻辑函数更适合刻画东部地区的非线性。 从中部地区和西部地区的检验结果看，都可以在1%或5%的显著性水平下拒绝原假设
，因此，这两个地区城乡经济一体化对城乡收入差距的效应同样具有非线性。进一步的，在中部地区非线性函数形式设定的检验中，可以在1%的显著性水平拒绝
，而不能拒绝
，因此，中部地区适宜使用逻辑函数描述模型(2)中的非线性。对于西部地区，可以在5%显著性水平拒绝
，在10%的显著性水平拒绝
，但不能拒绝
，因此，模型(2)的转移函数选择逻辑函数。
在上述序贯检验中，本文假定了模型(2)只有一个机制转移函数，即城乡经济一体化对城乡收入差距的效应仅发生一次非线性转换。如果在样本期内存在多个机制转换点(时期)，则模型(2)的设定不足以拟合城乡经济一体化对城乡收入差距的复杂非线性效应。这种情形下，模型(2)的残差中将仍然含有残余非线性成分。为检验模型(2)是否存在非线性残余，本文使用Eitrheim和Ter
svirta(1996)提出的非线性残余检验方法进行检验。Eitrheim和Ter
svirta(1996)的检验思想类似前述对
的约束检验，其原假设为不存在非线性残余。东、中和西部地区的非线性残余F统计量的值分别为1.03、0.81和0.76，均小于5%显著性水平对应的临界值1.54，因此，不能拒绝模型(2)的原假设。由此表明，模型(2)的设定充分拟合了城乡经济一体化对城乡收入差距的非线性效应，亦即样本期内城乡经济一体化对城乡收入差距的效应仅发生一次非线性转换。 总之，上述检验结果表明，中国城乡经济一体化对城乡收入差距的效应具有非线性，非线性函数可由逻辑函数充分刻画，由此也说明，模型(2)的设定是合适的。 (二)面板数据模型的估计结果
在本文模型(2)的控制变量中，国有单位职工在总职工人数中所占的比重(syz)在2009年后《中国统计年鉴》中的统计口径发生改变。控制变量中的金融发展程度和农业贷款/总贷款的数据来自《新中国六十年统计资料汇编》，在历年统计年鉴中没有相对应数据。因此，缺少这三个控制变量2008年后的数据。为此，本文对东、中和西部三个地区分别估计了两个模型。其中回归1包括全部控制变量，样本期间为1986-2008年，回归2则仅包括部分控制变量，样本期间为1986-2011年。
估计的阈值参数c揭示了发生机制转换的经济发展水平。从东部、中部、西部三个地区回归1的估计结果看，东部地区c的估计值为8400，中部地区c的估计值约为6700，西部地区则约为4800。各地区回归2估计的阈值参数与回归1有大致相似的结果。三个地区间阈值参数c估计值显著不同，意味着中国城乡经济一体化对城乡收入差距的非线性效应在不同地区所对应的经济发展阶段显著不同。其中，东部地区机制转换位置对应的人均GDP最大，经济发展阶段最高；西部地区机制转换位置对应的人均GDP最小，经济发展阶段最低。形成这种特征的主要原因为：中国的改革开放自东部地区开始，东部地区的工业部门率先发展。东部地区工业部门在发展过程中，不仅吸收了本地区农业部门的劳动力，还吸收了大量中部和西部地区的劳动力。因此，中西部地区的大量劳动力弥补了东部地区劳动力的不足，这就使得东都地区发展到较高程度才出现刘易斯“第一拐点”。随着中国经济的发展和产业结构的转型与升级，中西部地区的工业部门也得到快速发展。但由于中西部地区农业部门的许多劳动力已转移至东部经济发达地区，因此，中西部地区在经济发展程度相对较低的阶段就开始出现刘易斯“第一拐点”。这就使得中西部地区城乡经济一体化对城乡收入差距效应的非线性转换时期所对应的经济发展阶段相对较低。 将本文估计的阈值参数与《中国统计年鉴》所报告的各省、市、自治区的历年人均GDP相对照，可以看出，东部地区人均GDP约8500元所对应的时期大约为上世纪90年代后期，中部地区人均GDP约7000元所对应的时期大约为2000年前后，而西部地区人均GDP约5000元所对应的时期大约为2005年前后。由此说明，东部地区城乡经济一体化对城乡收入差距的非线性效应首先开始转换，而经济发展程度较低的西部地区最后产生非线性转换。从全国来看，这种转换时期持续发生在上世纪90年代后期至本世纪初期。这一结果正好对应了中国在这一时期的经济转型背景，也印证了本文图1中的数据变化特征。结合刘易斯两部门模型，中国城乡经济一体化对城乡收入差距效应的非线性转换时期对应“第一拐点”的出现，这就说明，中国明显出现“第一拐点”是在本世纪初期。总之，上述分析表明，本文的估计结果较为准确地刻画了由中国经济转型及制度改革带来的城乡经济一体化对城乡收入差距效应的改变。
从图1的结果看，由于从改革初期至上世纪末期，中国以城市为中心的经济发展方式以及城乡二元经济和二元社会体制的阻碍，导致中国在这一时期城乡经济的分割程度持续扩大，根据三个地区的估计结果，这一时期城乡经济的分割导致城乡收入差距的扩大，该结果也与中国城乡收入差距在相应期间持续较大幅度扩大的趋势相一致。进入本世纪以后，随着中国二元经济结构和二元体制得到改善，城乡户籍制度逐步放松，以及中国政府着力推进的以城乡经济协调发展为目标的城乡一体化政策逐步取得显著成效，中国城乡经济逐步融合，一体化趋势逐步显现。这一时期城乡经济一体化进程显著阻滞了城乡收入差距的扩大。由此意味着，当前中国城乡经济一体化的持续推进是改善城乡收入差距拉大的主要措施之一。 上述研究结论也吻合了中国的实际经济背景。1978年的改革自农村开始，但这种改革主要是以家庭联产承包制为主，范围相对较小且没有实质性触及城市经济，并不能显著改善城乡市场的分割状态，因而没有改善城乡收入差距。1985年后，地方政府为转移农村剩余劳动力，大力发展乡镇企业，这在一定程度上弥合了城乡二元分割，缩小了城乡收入差距(杜吟棠，2001)。但由于农民离土不离乡，发展乡镇企业对城乡经济分割所起到的弥合作用只能是有限和短暂的，因此长期来看，发展乡镇企业并没有显著地抑制城乡收入差距的扩大。 随着中国市场经济改革进一步深化，城市中的实物商品和劳务价格市场化改革在上世纪90年代中期基本完成，市场价格机制基本建立。⑥然而，这一时期农村的市场经济没有得到相应发展，粮、棉等主要农产品价格仍受计划调控，农民的市场意识薄弱、市场行情的认知能力较差，自然经济残余仍然明显。相比城市，农村的市场化水平要低得多(洪银兴和高春亮，2006)。除此以外，由于长期重视对城市的基础设施建设而忽视对农村的建设，城乡之间商品流通的信息成本、运输成本及其他交易成本没有显著降低，横亘于城乡商品市场流通的交易成本深化了城乡商品市场的分割。这一时期户籍制度虽有所放松，出现大量农民进城务工现象，城乡要素市场的分割状况得到一定改善，但由于对农民工的管制严格，并存在歧视(洪银兴和高春亮，2006)，因此，要素市场分割的改善不足以弥补商品市场分割的加剧，城乡经济整体上仍呈现分割趋势，由此导致城乡收入差距进一步扩大。 上世纪90年代中后期开始，中国经济进入转型期，中央政府开始致力于实施解决中国“三农”问题的政策措施。典型事实就是从本世纪初开始，中央1号文件连续10年聚焦三农问题。近年来，中国政府还积极实施了推进农村信息网建设、加快农村基础设施建设、构建覆盖农村的现代流通网络、万村千乡市场工程等政策措施。这些政策措施提升了农村流通信息化水平，加强了农村商品和生产资料的配送能力，减少了城乡商品流通过程的市场摩擦，降低了交易成本，促进了城乡商品市场的一体化进程。此外，对农民工进城管制的取消，城乡户籍制度的明显放松，使得阻碍城乡生产要素的“壁垒”明显削弱，推动了城乡要素市场的一体化。城乡商品市场和要素市场一体化的共同推进，使得农民能够平等参与市场经济活动，从而抑制了城乡收入差距的扩大，促进了城乡经济的协调发展。 各表中的回归1和回归2的其余系数估计结果与理论预期基本一致。wm反映对外开放程度对城乡收入差距的影响，从估计结果看，东部地区对外开放倾向于缩小城乡收入差距，而中西部地区对外开放却扩大了城乡收入差距，并且在西部地区这种扩大效应还具有统计显著性，这一估计结果与夏龙和冯涛(2012)的理论分析一致。从就业所有制结构(syz)的效应看，三个地区的估计结果都是正向效应，这表明国有企业规模扩张越严重，越不利于城乡收入差距的缩小。由于政府部门的城市化偏向政策，地方政府的财政支出和投资主要是投向工业部门和城市地区，因此，fis和tz越大，城乡收入差距也越大。通过对估计结果的计算可以知道，在东部和中部地区，fis和tz的增加扩大了城乡收入差距，西部地区的fis和tz对于城乡收入差距的作用并不显著。农业贷款(ny)是对农业部门的一项支持政策，估计结果表明，三个地区农业贷款在总贷款中所占比例越大，城乡收入差距越小，但三个地区都在统计上不显著，说明中国政府还应进一步加大对农业部门的金融支持力度，以此缩小城乡收入差距。城市化政策是中国近期着重推进的促进城乡经济协调发展的政策，城市化的推进有助于城乡收入差距的缩小。通过对估计结果的计算可以知道，三个地区的城市化发展对城乡收入差距都有负向影响，且西部地区统计显著。这就说明，在中国西部地区经济发展程度相对落后和城乡收入差距相对较大的情形下，着力推进西部地区的城市化建设更有助于城乡收入差距的缩小。文教科学卫生事业支出在三个地区对城乡收入差距整体上呈现正向影响。 综上所述，各地区模型中回归系数基本吻合理论预期并有相对较高的R[2]，说明本文模型较好地解释了中国城乡收入差距的变化。 五 结论 本文建立中国城乡经济一体化对城乡收入差距效应的非线性面板数据模型，应用动态非线性最小二乘估计和非线性LM统计量实现对面板数据模型的估计与检验，从而刻画了中国城乡经济一体化对城乡收入差距的效应随经济发展阶段的不同具有非线性特征，并进一步揭示了地区差异。研究结论为： 1.改革开放初期至上世纪90年代后期，中国城乡经济一体化分割程度在逐步扩大，本世纪后中国城乡经济逐步趋向一体化。本世纪以前城乡收入差距虽有较大幅度的波动，但整体呈现较快的递增趋势，本世纪以来，泰尔指数开始呈逐步下降趋势。这意味着城乡经济一体化对城乡收入差距的效应在世纪之交发生改变。 2.在分地区进行城乡经济一体化对城乡收入差距效应的非线性面板数据模型估计后发现，城乡经济一体化对城乡收入差距的效应因经济发展阶段的变化而产生非线性的转换与演变。这种转换在东部地区发生于上世纪90年代后期，中部地区发生在2000年前后，而西部地区稍晚，大约为2005年前后。这也说明，改革开放初期至上世纪末，中国城乡市场持续分割，分割的城乡市场推动了城乡收入差距的扩大。而从上世纪90年代后期开始，中国政府积极推进了城乡再平衡战略，城乡经济逐步转向一体化，城乡经济一体化对城乡收入差距的扩大具有抑制效应。中国近几年所实施的推动城乡经济协调发展的政策，对于缩小中国城乡收入差距产生了积极作用。 ①由于无法获得省际城乡商品绝对价格数据，这里使用的是相对一价定律。 ②作者仔细观察了各省、自治区的城乡经济一体化和城乡收入差距数据，发现它们大致有共同的波动特征：城乡经济一体化数据在上世纪末和本世纪初开始回落，城乡收入差距在近年来开始出现下降态势。因此，为简明直观看出数据变化基本特征，本文给出城乡经济一体化和城乡收入差距的全国平均数据，详见图1。 ③本文计算
的原始数据来自CCER金融经济研究数据库、《中国统计年鉴》和《新中国六十年统计资料汇编》。历年《中国统计年鉴》没有分地区的城镇人口和农村人口数据，而《中国人口统计年鉴》只有部分年份提供分地区的城镇人口和农村人口数据，为此，本文用农业人口代替农村人口，非农业人口代替城镇人口。本文其余数据来源与计算泰尔指数和城乡经济一体化程度的数据来源相同。 ④1994-1996年，中国政府连续较大幅度提高粮食、棉花等主要农产品价格，从而使得1995年前后城乡收入差距短暂下降。 ⑤北京、天津、上海及重庆4个直辖市多数时期没有分城乡的CPI指数，所以样本中没有包括直辖市。由于没有考虑重庆，所以四川省也不在样本中。本文面板数据中不包括西藏和海南，是因为这两个地区多数年份缺少数据。本文将东部定义为河北、辽宁、山东、江苏、浙江、福建和广东7个省。中部区域定义为黑龙江、吉林、山西、河南、湖北、湖南、江西和安徽8个省；西部则定义为云南、广西、贵州、青海、宁夏、陕西、甘肃、内蒙古和新疆9个省和自治区。 ⑥至1997年，无论是社会商品零售总额还是工业生产资料销售总额，市场调节价的比重均超过80%。
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