洪 麗，尹 康

（1.武漢大學 a.社會保障研究中心，b.政治與公共管理學院，湖北 武漢 430072；2.湖北經濟學院 經濟學系，湖北 武漢 430205；3.上海財經大學 統(tǒng)計與管理學院，上海 200433）

【統(tǒng)計理論與方法】

中國城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點測度
——基于東、中、西部地區(qū)省際面板數據的實證研究

洪 麗1a,1b，尹 康2，3

（1.武漢大學 a.社會保障研究中心，b.政治與公共管理學院，湖北 武漢 430072；2.湖北經濟學院 經濟學系，湖北 武漢 430205；3.上海財經大學 統(tǒng)計與管理學院，上海 200433）

基于中國2000—2011年省際面板數據，分析城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響及其地區(qū)差異，結果發(fā)現城鎮(zhèn)化的推進使中國城鄉(xiāng)收入差距呈現先擴大后縮小的“倒U型”規(guī)律，拐點出現在城鎮(zhèn)化率為46.07%的時候，約在2009年出現。同時，由于中國區(qū)域經濟發(fā)展和城鎮(zhèn)化進程的不平衡性，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在顯著的地區(qū)差異。在東部地區(qū)，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響也顯著呈“倒U型”，不過其拐點與全國相比出現在更早的時期和城鎮(zhèn)化水平更高的位置；在中、西部地區(qū)，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”影響并不顯著，中部地區(qū)顯著處于城鎮(zhèn)化擴大城鄉(xiāng)收入差距的階段，其“倒U型”拐點尚未出現，而西部地區(qū)有效縮小城鄉(xiāng)收入差距的轉折點可能會出現的更晚。

城鎮(zhèn)化；城鄉(xiāng)收入差距；“倒U型”曲線；拐點；系統(tǒng)GMM估計

一、文獻綜述

黨的十八大報告提出：“要加大統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展力度，增強農村發(fā)展活力，逐步縮小城鄉(xiāng)差距，促進城鄉(xiāng)共同繁榮”。十八屆三中全會也指出，要“努力縮小城鄉(xiāng)、區(qū)域、行業(yè)收入分配差距，逐步形成橄欖型分配格局”， 同時提出，“堅持走中國特色新型城鎮(zhèn)化道路，推進以人為核心的城鎮(zhèn)化，……促進城鎮(zhèn)化和新農村建設協(xié)調推進”。根據劉易斯、托達羅的二元經濟理論，城鎮(zhèn)化過程中伴隨著農村剩余勞動力從農村向城市流動，將對城鄉(xiāng)收入差距產生重要影響。那么，中國是否可實現“推進城鎮(zhèn)化的同時有效縮小城鄉(xiāng)收入差距”的目標呢？城鎮(zhèn)化的推進與城鄉(xiāng)收入差距的關系在東、中、西部地區(qū)有何區(qū)別呢？弄清中國城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的關系及其地區(qū)差異，將對中國的統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展及城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略都具有重要意義。

關于城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距關系的研究，最早可以追溯到Lewis、Kuznets等人的研究。Lewis在其二元經濟模型中指出，在城市化過程中，伴隨著勞動力由農村向城市流動，城鄉(xiāng)收入差距先擴大后縮小[1]。Kuznets認為，在工業(yè)化發(fā)展的不同階段，城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響效果截然不同[2]。而Todaro認為，在二元經濟中，只要存在著城鄉(xiāng)期望收入差距, 勞動力就會流動，而勞動力的流動則會通過要素報酬的均等化縮小城鄉(xiāng)收入差距[3]。此后，一些學者利用兩部門模型從理論上證明了城市化與城鄉(xiāng)收入差距呈“倒U 型”關系，認為在城市化初始階段，首先是農村人口中少數具備較高勞動技能和資本的人群進入城市部門，致使城鄉(xiāng)收入差距逐漸擴大，隨著更多農村人口流入城市，農業(yè)勞動力的相對稀缺性不斷加劇，農業(yè)勞動報酬開始增加，城鄉(xiāng)收入差距轉向縮小，總體呈現城市化與城鄉(xiāng)收入差距為“倒U型”的變化趨勢[4-7]。

國外這些研究大多從經濟發(fā)展的一般規(guī)律出發(fā)，少有研究聯系中國經濟發(fā)展的實際，對中國城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的關系進行分析和檢驗。那么，中國城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距是否呈“倒U型”關系，拐點又何時到來呢？還是中國城鎮(zhèn)化具有顯著地縮小或擴大城鄉(xiāng)收入差距的作用？國內一些學者采用中國的經驗數據，對中國城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的關系展開了相關研究，研究方法主要采用面板數據分析或基于時序數據的VAR模型及協(xié)整分析，研究結論則存在較大分歧。目前主要存在三種不同的觀點：一是認為城鎮(zhèn)化縮小了城鄉(xiāng)收入差距。陸銘和陳釗基于1987—2001年的省際面板數據，采用工具變量的方法，首次從實證的角度分析了中國城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響，結果顯示城市化對降低統(tǒng)計上的城鄉(xiāng)收入差距有顯著的作用[8]。毛其淋利用中國1995—2008年的省際面板數據, 基于系統(tǒng)廣義矩方法研究發(fā)現，城市化水平是縮小中國城鄉(xiāng)收入差距的重要因素[9]。孫永強、曹裕等也發(fā)現，中國城市化有利于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距[10-11]。二是認為城鎮(zhèn)化推動了城鄉(xiāng)收入差距的擴大。林毅夫、劉明興利用中國28 個省1978—1997年間的面板數據，發(fā)現城市化的程度對城鄉(xiāng)收入差距存在正的影響[12]。程開明和李金昌利用中國1978—2004 年的時序數據，基于VAR模型分析發(fā)現，城市化與城市偏向是造成城鄉(xiāng)收入差距擴大的原因[13]。三是認為城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響非簡單的正效應或負效應。周云波利用兩部門模型研究發(fā)現，改革開放以來的中國城市化是導致城鄉(xiāng)收入差距呈“倒U型”變化的主要原因，且指出中國總體收入差距在2006—2009年迎來“倒U型”曲線的拐點[14]。莫亞琳和張志超則利用中國1995—2006年的省際數據進行動態(tài)面板GMM分析，也發(fā)現城市化進程對收入分配的影響將出現先惡化后改善的“倒U型”曲線關系，但指出城市化進程有效改善收入分配的轉折點（城市化率為57%）尚未到來[15]。周少甫等指出，中國城市化水平對城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的門檻效應，當城市化水平低于0.456 時，城市化對收入差距的作用并不顯著，而一旦超過這個水平，城市化的提高會顯著地縮小城鄉(xiāng)收入差距[16]。

上述研究用不同方法分析了城鎮(zhèn)化對中國城鄉(xiāng)收入差距的影響，主要存在兩個問題：一是大多數文獻在研究城鎮(zhèn)化對中國城鄉(xiāng)收入差距的影響時，沒有考慮到城鄉(xiāng)收入差距可能也會反向影響城鎮(zhèn)化水平，有研究發(fā)現城鄉(xiāng)收入差距對城鎮(zhèn)化水平有顯著影響[17]。因此，已有研究忽視了變量可能存在的內生性問題。二是少數文獻考慮到了變量的內生性問題，但忽略了城鎮(zhèn)化對中國城鄉(xiāng)收入差距影響的地區(qū)差異。中國東、中、西部地區(qū)在地理位置、經濟基礎及政策傾斜等方面存在較大差異，各地城鎮(zhèn)化水平和城鄉(xiāng)收入差距也存在很大差距，城鎮(zhèn)化過程中農村勞動力向城市的流動更多地表現為從西部地區(qū)的農村向東部地區(qū)的城市流動，因此，在不同地區(qū)城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響很可能是不一致的。因此，本文以現有文獻研究為基礎，擬采用中國2000—2011年全國城鄉(xiāng)相關統(tǒng)計數據及東、中、西部地區(qū)省際面板數據，在考慮城鎮(zhèn)化變量內生性問題的基礎上，探討以下兩個方面的問題：一是研究2000年以來是否存在城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”關系及其拐點何時出現；二是揭示城鎮(zhèn)化在三大地區(qū)對城鄉(xiāng)收入差距影響的差異，為合理提出加快城鎮(zhèn)化、縮小城鄉(xiāng)收入差距在不同地區(qū)的差異性政策奠定基礎。

二、理論假說

從理論上而言，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距應具有雙重作用，對這一點眾多學者已達成共識，只是城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的凈效應，在不同學者間尚存在較大分歧，眾多實證研究并未得到一致結論。

單從城鎮(zhèn)化縮小城鄉(xiāng)收入差距的積極效應來看，主要存在以下幾種傳導途徑：一是競爭效應。城鎮(zhèn)化的推進促使農村勞動力不斷向城市、非農業(yè)部門轉移，城市勞動供給的增加將加大城市勞動力市場的競爭，降低城市勞動力的工資。不過，這種效應在城鎮(zhèn)化初期城鄉(xiāng)勞動力市場分割的情形下并不明顯，在城鎮(zhèn)化后期形成統(tǒng)一的城鄉(xiāng)勞動力市場后，該效應可能才會逐漸顯現。二是產業(yè)結構轉變效應。城鎮(zhèn)化的過程是原來從事傳統(tǒng)低效的第一產業(yè)的勞動力轉向從事現代高效的第二、第三產業(yè)，產業(yè)結構逐步升級轉換的同時，帶來轉移勞動力的收入提升。三是農業(yè)生產方式轉變效應。農村勞動力向城市流動將減少農村剩余勞動力，使得農村人均土地擁有量增加，有利于實現土地的規(guī)模經營和農業(yè)產業(yè)化經營，將會使農村的勞動生產率和農民的收入水平提高，這種效應在城鎮(zhèn)化后期會更加突出。四是農產品需求效應。城鎮(zhèn)化的推進使越來越多的人從農村轉移到城市，一邊是從事農業(yè)生產的人減少，一邊又伴隨著對農產品需求的增加，導致農產品價格上升、農民收入增加，這種效應在城鎮(zhèn)化后期會益發(fā)凸顯。簡而言之，上述四種效應會使城鎮(zhèn)化進程中農村勞動力向城市的流動通過城鄉(xiāng)勞動力報酬均等化縮小城鄉(xiāng)收入差距。

另一方面，城鎮(zhèn)化也可能會通過如下幾種渠道拉大城鄉(xiāng)收入差距：一是人口結構轉變效應。在城鎮(zhèn)化過程中，農村中較富裕、有較高技能的人可能會最先轉為城鎮(zhèn)居民，農村家庭中相對富裕的勞動力的子女也有更多的機會獲取相對豐富的教育資源，并通過考上大學、畢業(yè)后留在城市工作而轉變?yōu)槌擎?zhèn)居民，農村中年富力強更有生產能力的勞動力相對生產力較低的老弱婦孺也會更先轉變?yōu)槌擎?zhèn)居民，這種相對富裕的首先走向城市、相對貧困的留在農村，以及年富力強、更有生產能力的走向城市、生產能力較低的老弱婦孺留在農村的人口結構變化在一定程度上會推動城鄉(xiāng)收入差距擴大，特別是在城鎮(zhèn)化初始階段。不過，隨著城鎮(zhèn)化的推進，人口結構轉變擴大城鄉(xiāng)收入差距的效應會逐漸減弱。二是不合理的土地流轉收益分配效應。城鎮(zhèn)化最重要的載體是土地，中國過去30年的城市化路徑，是建立在以損害農民權益為代價的低成本的土地基礎上的粗放擴張，農村土地流轉中地方政府憑借“公共權力”獲取了大部分收益，抑制了農民收入提高，推動了城鄉(xiāng)收入差距擴大。不過，在新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略下，土地制度改革若能提高農民在土地流轉收益中的分配比例，則伴隨土地流轉產生的推動城鄉(xiāng)收入差距擴大的效應將轉變?yōu)榭s小城鄉(xiāng)收入差距的積極效應。三是城鎮(zhèn)住房需求效應和農村勞動力轉向城市就業(yè)的過程，會產生對城鎮(zhèn)住房、社會保障、子女教育的需求，對住房的需求首當其沖，無論是租房需求還是購房需求，都會推動城鎮(zhèn)住房價格的上漲。城鎮(zhèn)住房價格上漲，一方面使城鎮(zhèn)有房者通過租房價格上升而獲益，另一方面使城鎮(zhèn)高收入階層通過投資房地產獲得的財產性收入增加，這無疑會推動城鄉(xiāng)收入差距擴大。

筆者認為，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的凈效應取決于城鎮(zhèn)化縮小城鄉(xiāng)收入差距的積極效應和負面效應的力量相對強弱的對比。在城鎮(zhèn)化初始階段，擴大城鄉(xiāng)收入差距的人口結構轉變效應和不合理的土地流轉收益分配效應、城鎮(zhèn)住房需求效應可能會占主導地位，正負效應的合力使城鄉(xiāng)收入差距擴大；而在城鎮(zhèn)化后期，隨著農民在土地流轉收益中的分配比例逐漸提高，政府通過增加保障性住房供給等房地產調控手段的加強，以及縮小城鄉(xiāng)收入差距的競爭效應、產業(yè)結構轉變效應、農業(yè)生產方式轉變效應和農產品需求效應逐漸占據主導地位，各種效應合力使城鄉(xiāng)收入差距轉向縮小。因此，本文的理論假說1為：

假說1：中國城鎮(zhèn)化的推進使城鄉(xiāng)收入差距呈現先擴大、后縮小的“倒U型”規(guī)律。

此外，鑒于中國區(qū)域經濟發(fā)展和城鎮(zhèn)化推進進程的不平衡性，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響可能存在顯著的地區(qū)差異。改革開放初期，國家的經濟資源和政策更多地投向了東部地區(qū)，因此，東部地區(qū)受益于此，獲得了長足的優(yōu)先發(fā)展。東部地區(qū)的優(yōu)先發(fā)展，一方面在促進本地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入提高的同時，也加快了東部地區(qū)農村居民向城鎮(zhèn)的轉移，使東部地區(qū)城鎮(zhèn)化進程明顯快于中、西部地區(qū)；另一方面，東部地區(qū)的優(yōu)先發(fā)展，促使中、西部地區(qū)農村居民向城鎮(zhèn)轉移的時候，開始更多的是向東部地區(qū)的城鎮(zhèn)轉移，隨著中、西部地區(qū)經濟的發(fā)展及東部地區(qū)城鎮(zhèn)的容納力趨于減弱，中、西部地區(qū)的農村居民才逐漸向本地區(qū)的城鎮(zhèn)轉移。盡管城鎮(zhèn)化影響城鄉(xiāng)收入差距的幾種效應依然與全國范圍內分析的相似，但考慮到農村居民向城鎮(zhèn)轉移的這種區(qū)域差異及其變化，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響在不同地區(qū)的表現可能是不同的。第一，東部地區(qū)的城鎮(zhèn)化進程明顯快于中、西部地區(qū)，東部地區(qū)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點應比中、西部地區(qū)在更早的時期出現，換句話說，也會比基于全國整體的城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點在更早的時期出現。第二，東部地區(qū)在城鎮(zhèn)化初期由于外來人口進入城鎮(zhèn)，使其在本地農村勞動力及收入相對不變的條件下，城鎮(zhèn)化水平被進一步推高，相對于全國來說，東部地區(qū)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點應出現在城鎮(zhèn)化水平更高的位置。據此，我們提出假說2和假說3：

假說2：東部地區(qū)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點比中、西部地區(qū)或全國在更早的時期出現。

假說3：相對于全國來說，東部地區(qū)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點出現在城鎮(zhèn)化水平更高的位置。

三、計量模型與數據

下面我們將利用中國30個?。ㄎ鞑匾驍祿蝗皵祿|量問題而未考慮）2000-2011年的省際面板數據資料，采用全國樣本對假說1進行驗證，進而采用東部、中部、西部三大地區(qū)子樣本對假說2與假說3進行驗證。

為檢驗假說1-3，本文設計了如下計量模型：

inequalit=α0+α1inequalit-1+α2urbanit+α3urban2it+βXit+vi+εit

式中下標i和t（t=2000,2001,…，2011）分別代表第i個省份和第t年， inequalit為i省t年實際城鄉(xiāng)收入比，是度量城鄉(xiāng)收入差距的指標。為了剔除價格因素的影響，在計算這個比率之前，用各地區(qū)的城鄉(xiāng)居民消費價格指數（2000年=100）對收入數據進行了消脹。inequalit-1為i省t-1年滯后期的城鄉(xiāng)收入比，考慮到城鄉(xiāng)收入差距的慣性，這里將滯后一期的城鄉(xiāng)收入差距變量考慮進來作為解釋變量之一。urbanit為i省t年常住人口中城鎮(zhèn)人口所占比重，是度量城鎮(zhèn)化水平的指標*文獻中常用的度量城鎮(zhèn)化水平的指標可分為兩種，一種是采用按常住人口統(tǒng)計的“城鎮(zhèn)人口占總人口的比重”這一人口統(tǒng)計學指標，另一種是采用按戶籍人口統(tǒng)計的“非農業(yè)人口在總人口中的比重”這一指標。由于按戶籍人口統(tǒng)計的“非農業(yè)人口所占比重”這一指標不能真實反應城市化或城鎮(zhèn)化水平，故本文中采用按常住人口統(tǒng)計的“城鎮(zhèn)人口占總人口的比重”這一指標來度量城鎮(zhèn)化水平。在新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的背景下，這一指標也更具有現實意義。其中，2000-2008年城鎮(zhèn)人口比重來自《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》，個別省份統(tǒng)計的是非農業(yè)人口比重而非城鎮(zhèn)人口比重，或數據質量有問題與《中國統(tǒng)計年鑒》不符的，采用歷年地區(qū)統(tǒng)計年鑒數據（如天津、上海、湖北、廣西）；2009、2011年城鎮(zhèn)人口比重來自2010和2012年《中國統(tǒng)計年鑒》；2010年數據來自各地區(qū)2010年第六次全國人口普查主要數據公報。，urban2it為城鎮(zhèn)人口比重的平方項，α2和α3是我們所關注的待估計參數，度量城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響。根據假說1，我們預期α2為正，α3為負。Xit為計量分析中的控制變量，β是這些變量的系數。vi、εit表示地區(qū)效應和殘差。

以現有文獻為基礎，本文控制了其他可能影響城鄉(xiāng)收入差距的變量，具體如下。

經濟發(fā)展程度。城鄉(xiāng)收入差距與經濟發(fā)展程度密切相關。為檢驗庫茲涅茨“倒U型假說”在中國是否成立，本文在模型中引入實際人均GDP的對數lgdp，及l(fā)gdp的平方項lgdp2。如果該假說成立lgdp系數的符號應該顯著為正，而其平方項（lgdp2）的符號應該顯著為負。

經濟開放程度。自1978年開始的改革開放對中國經濟產生了深遠的影響。對外開放主要表現為國際間商品流動和資本流動更為頻繁，到2010年，中國的貿易依存度已經超過了70%，大大推動了中國制造業(yè)以及與貿易相關的服務業(yè)的發(fā)展。由于貿易相關產業(yè)及國際直接投資（FDI）都主要集中在城鎮(zhèn)地區(qū)，主要有利于提高城鎮(zhèn)居民收入，故經濟開放程度會推動城鄉(xiāng)收入差距擴大，預期其系數符號為正。本文使用貿易依存度（進出口總額/GDP）*通過《中國統(tǒng)計年鑒》中"各地區(qū)按境內目的地和貨源地分商品進出口總額/各地區(qū)支出法GDP"計算得到，在除以GDP之前，進出口總額單位轉化成了人民幣。來度量地區(qū)的對外開放程度，記為trade。

所有制結構變化。中國經濟改革進程中一個最為令人矚目的變化，就是經濟的非國有化。非國有單位就業(yè)份額的上升是由城鎮(zhèn)地區(qū)國有企業(yè)非國有化和農村地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展造成的。一方面，城鎮(zhèn)地區(qū)國有企業(yè)非國有化會加劇城市勞動力市場的競爭，提高高人力資本水平的城鎮(zhèn)居民收入水平，產生擴大城鄉(xiāng)收入差距的作用；另一方面，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展有利于吸納農村剩余勞動力，促進農村居民收入提高，有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。因此，所有制結構變化對城鄉(xiāng)收入差距的凈效應要通過實證結果來估計。本文在模型中引入非國有化指標，通過“1-分地區(qū)國有單位職工人數/分地區(qū)職工人數”計算得到，記為private。

政府干預程度。中國各級政府在一個地區(qū)及全國的經濟發(fā)展中扮演著重要角色。由于地方政府業(yè)績考核的GDP導向，地方政府支出一般帶有嚴重的城市傾向，即地方政府財政支出多投向城鎮(zhèn)的非農產業(yè)來發(fā)展城市經濟，以獲取更高的GDP增長率。因此，一般而言，城鎮(zhèn)地區(qū)從地方政府財政支出中得到的好處要遠遠大于農村地區(qū)。通常用地方政府財政支出占GDP的比重（gov）來反映地方政府對經濟的干預程度，預期該變量會推動城鄉(xiāng)收入差距擴大，系數符號為正。

政府對農業(yè)的支持程度。一般用支援農村生產支出、農業(yè)綜合開發(fā)支出、農林水利氣象等部門事業(yè)費三項之和*2007年開始三項合為農林水事務支出。占地方政府財政支出的比重（agriculture）來度量地方政府對農業(yè)的支持程度，如果該比重越大，表明地方政府越重視農業(yè)發(fā)展，有利于提高農民收入，縮小城鄉(xiāng)收入差距，預期該變量（agriculture）的符號為負。

上述指標所使用的數據主要來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、國家統(tǒng)計局數據庫、《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》及部分地區(qū)地方統(tǒng)計年鑒。

四、城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的實證檢驗

（一）估計方法

面板數據模型最常用的估計方法是固定效應模型和隨機效應模型，不過當解釋變量具有內生性時，這兩種模型的參數估計結果都是有偏且不一致。本文中的模型，一方面由于解釋變量中出現了滯后一期的被解釋變量，另一方面城鄉(xiāng)收入差距可能反向影響城鎮(zhèn)化水平，即被解釋變量可能反向影響解釋變量，從而存在聯立內生性問題。對于這種含有內生解釋變量的動態(tài)面板數據模型，通常采用的是差分廣義矩估計方法（DifferenceGMM）和系統(tǒng)廣義矩估計方法（SystemGMM）。相對來說，系統(tǒng)GMM估計量具有更好的有限樣本性質。由于系統(tǒng)GMM不僅有助于緩解差分GMM的弱工具性和有限樣本偏誤等問題，還可以提高估計的效率，故采用系統(tǒng)GMM方法對模型進行參數估計。

系統(tǒng)GMM估計是否可靠有效，或者說系統(tǒng)GMM估計是否能獲得一致的估計系數，關鍵在于工具變量的選取是否有效以及殘差項是否不存在二階自相關。這需要進行兩方面的檢驗：第一，通過Sargan/Hansen檢驗（過度識別約束檢驗，原假設H0：所有工具變量均有效）來判定所有工具變量的有效性，如果不能拒絕原假設，就意味著工具變量的設定是合適的。系統(tǒng)GMM方法相對于差分GMM方法還多一個Difference-in-Sargan/Difference-in-Hansen檢驗（原假設H0：水平方程新增工具變量是有效的），如果不能拒絕原假設，表明水平方程新增的工具變量是有效的。第二，通過AR（2）統(tǒng)計值檢驗原模型一階差分后的殘差項是否存在二階自相關（要求不存在二階自相關），如果AR（2）檢驗不能拒絕原假設，則意味著一階差分方程的隨機誤差項中不存在二階自相關。對于系統(tǒng)GMM估計結果是否有效可行，Bond等還給出了一種簡便的判斷方法，即將系統(tǒng)GMM估計值分別與混合OLS估計值及固定效應（FE）估計值比較，由于混合OLS估計通常嚴重高估被解釋變量滯后項的系數，而固定效應估計則一般會低估被解釋變量滯后項的系數，兩者共同構成被解釋變量滯后項系數真實值的合理區(qū)間，因此，如果系統(tǒng)GMM估計值介于混合OLS和FE估計值之間，則說明系統(tǒng)GMM估計是可靠有效的。

此外，根據對權重矩陣的選擇不同，GMM估計又分為一步估計（onestep）和兩步估計（twostep）。一般情況下，兩步估計法的標準協(xié)方差矩陣能更好地處理自相關和異方差問題，由于全國30個省份存在較大的地區(qū)差異，即全國樣本很可能存在異方差問題，故對全國樣本我們采用兩步系統(tǒng)GMM估計。在小樣本中，兩步估計容易導致參數估計值的標準差被嚴重低估[18]。這種向下偏倚經過Windmeijer的修正后會有所減小，但卻會導致兩步GMM估計量的近似漸進分布不可靠。由于三大地區(qū)子樣本的樣本容量大大減少，屬于小樣本，因此，對于三大地區(qū)子樣本的估計，我們采用一步系統(tǒng)GMM方法。

（二）GMM估計結果分析

1.全國層面的估計結果

表1報告了采用全國樣本用兩步系統(tǒng)GMM方法對城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距進行計量檢驗的結果，作為對照，我們同時給出了混合OLS估計結果、固定效應（FE）方法估計結果及一步差分GMM、兩步差分GMM、一步系統(tǒng)GMM估計結果。

從表1可知，差分GMM和系統(tǒng)GMM估計的被解釋變量滯后項inequal（-1）的系數都介于混合OLS與固定效應之間，但一步差分GMM、兩步差分GMM估計的sargan檢驗的p值為0.000，要拒絕“工具變量聯合有效”的假設，盡管其殘差自相關檢驗AR（2）的伴隨p值分別為0.721和0.710，表明一階差分方程中的殘差不存在自相關，但由于一步差分GMM、兩步差分GMM估計無法通過sargan檢驗，不符合差分GMM有效估計的要求。同樣地，盡管一步系統(tǒng)GMM估計可以通過AR（2）檢驗，但無法通過sargan檢驗，也不符合有效估計的要求。相比之下，表1中模型（6）給出的兩步系統(tǒng)GMM估計的殘差自相關檢驗AR（2）的伴隨p值為0.778，表明一階差分方程中的殘差不存在自相關；同時，過度識別約束檢驗Hansen檢驗的p值為0.998，無法拒絕“工具變量聯合有效”的假設，且Difference-in-Hansen檢驗的p值為1.000，表明水平方程新增工具變量是有效的，同時結合AR（2）檢驗、Hansen檢驗和Difference-in-Hansen檢驗三項檢驗的結果表明，我們采用的兩步系統(tǒng)GMM估計結果是有效可靠的，對于本模型，兩步系統(tǒng)GMM估計優(yōu)于其他估計，下面將以此為依據展開分析。

表1 中國城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的回歸結果（全國樣本）

注：GMM估計采用在Stata12.0中用“xtabond2”命令完成。內生變量滯后期選擇Lag（3 3）。對于考察“水平方程新增工具變量是否有效”的檢驗，一步系統(tǒng)GMM估計Stata12.0報告的是Difference-in-Sargan test，而兩步系統(tǒng)GMM估計Stata12.0報告的是Difference-in-Hansen test，故對于兩步系統(tǒng)GMM估計，表1中報告Hansen檢驗和Difference-in-Hansen檢驗的結果，對于一步系統(tǒng)GMM估計，表1中報告Sargan檢驗和Difference-in-Sargan檢驗的結果。殘差自相關檢驗AR （1）和AR（2）以及Sargan/Hansen檢驗、Dif.-in-Sargan/Dif.-in-Hansen檢驗給出的都是統(tǒng)計量伴隨p值。表格括號中報告的是t統(tǒng)計量，在混合OLS 估計和FE估計中，使用的是經過聚類穩(wěn)健標準差校正計算得到的t統(tǒng)計量。***、**、*分別表示在1%、5%、10%置信水平上顯著。

從表1中模型（6）給出的兩步系統(tǒng)GMM估計結果可以看出，城鎮(zhèn)化率urban的系數為正，而城鎮(zhèn)化率平方項urban2的系數為負，且在統(tǒng)計上都非常顯著，表明中國城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響呈顯著的“倒U型”，并且可以算出城鎮(zhèn)化先擴大后縮小城鄉(xiāng)收入差距的轉折點出現在城鎮(zhèn)化率為46.07%的時候*轉折點=-b/2a=-4.0177/[2×（-4.360 0）]=46.07%。，即當中國城鎮(zhèn)化率低于46.07%時，城鎮(zhèn)化推動城鄉(xiāng)收入差距擴大，而當中國城鎮(zhèn)化率高于46.07%以后，城鎮(zhèn)化會縮小城鄉(xiāng)收入差距。在此，假說1得到了驗證。從中國城鎮(zhèn)化進程來看，2008年中國城鎮(zhèn)化率為45.68%，2009年城鎮(zhèn)化率為46.59%，這就是說，中國在2009年以后城鎮(zhèn)化的推進將有效縮小城鄉(xiāng)收入差距，而以城鄉(xiāng)收入比衡量的城鄉(xiāng)收入差距正是在經歷了1997年至2009年的持續(xù)擴大后，于2010年開始轉向縮小，這表明我們的結論得到了現實證據的支持。當然，城鄉(xiāng)收入差距的縮小可能是諸多因素共同作用的結果，而我們的研究表明，中國城鎮(zhèn)化進程的推進是推動2009年以后中國城鄉(xiāng)收入差距縮小的重要因素。

從回歸結果我們還發(fā)現，實際人均GDP的對數lgdp及其平方項lgdp2統(tǒng)計上均十分顯著，但系數的符號剛好與庫茲涅茨“倒U型”假說預測的相反，說明中國城鄉(xiāng)收入差距隨著經濟發(fā)展不存在先擴大后縮小的規(guī)律，相反，與陸銘、陳斌開和林毅夫等人的發(fā)現相同，中國城鄉(xiāng)收入差距在經濟發(fā)展過程中呈現“U 型”規(guī)律，“U型”曲線的拐點位于我們的數據范圍內部，這說明隨著經濟發(fā)展水平提高，城鄉(xiāng)收入差距先縮小后擴大。

其他控制變量的具體情形如下。1.進出口總額占GDP比重（trade）的系數顯著為正，表明對外開放政策的推行和經濟開放程度的加深，推動了中國城鄉(xiāng)收入差距的擴大，與我們的理論預期相一致，原因主要在于對外開放主要是城鎮(zhèn)地區(qū)獲益，而農村居民從中受益有限，故而對外開放拉大了城鄉(xiāng)收入差距。2.中國經濟改革的非國有化（private）對城鄉(xiāng)收入差距的影響顯著為負，表明所有制結構非國有化的凈效應是有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距的，這與陸銘和陳釗基于中國1987—2001年的數據得到的結論有所不同。究其原因，可能與中國經濟改革“城鎮(zhèn)地區(qū)國有企業(yè)非國有化在先、農村地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展在后”的非國有化歷程有關，故有陸銘和陳釗基于中國1987—2001年的數據發(fā)現非國有化的主要效應是提高了城鎮(zhèn)地區(qū)勞動力市場競爭壓力和組織效率，進而提高了城市勞動力市場的工資水平，從而推動了城鄉(xiāng)收入差距擴大；而在非國有化的發(fā)展中隨著農村地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的日益蓬勃發(fā)展，吸納了大量農村剩余勞動力，有效提高了農村居民收入，故有本文基于2000—2011年的數據發(fā)現的非國有化縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應占據了主導地位。3.政府財政支出占GDP 比重（gov）的系數為負，但不顯著，表明早先一些文獻指出的“地方政府對經濟的干預推動城鄉(xiāng)收入差距擴大”的作用已不明顯，這也暗示地方政府財政支出的城市偏向有所減弱，不過地方政府對經濟的干預有效縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用尚未凸顯。4.政府支農支出占地方政府財政支出的比重（agriculture）對城鄉(xiāng)收入差距的影響在5%的顯著性水平上顯著為負，與我們的理論預期相一致，表明地方政府對農業(yè)的支持有利于提高農民收入，有效縮小了城鄉(xiāng)收入差距。

2.三大地區(qū)層面的估計結果

鑒于中國區(qū)域經濟發(fā)展的不平衡性，同時為了比較不同區(qū)域的城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距關系的差異，對假說2與假說3進行驗證，我們將樣本數據劃分為東部、中部和西部地區(qū)三個子樣本，采用一步系統(tǒng) GMM 方法進行估計，得到的估計結果見表2。

表2 中國城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的三大地區(qū)子樣本估計結果（一步系統(tǒng)GMM）

注：由于三大地區(qū)子樣本的樣本容量大大減少，屬于小樣本，因此，對于三大地區(qū)子樣本的估計采用一步系統(tǒng)GMM方法，且在“xtabond2”程序中加入“collapse”選項以控制工具變量的數目。模型（7）～（11）估計結果中inequal（-1）對應的一行出現的中括號給出的是相應模型分別用固定效應（FE）和混合OLS方法估計得到的inequal（-1）的系數構成其真實值的合理區(qū)間。小括號內報告的是t統(tǒng)計量。殘差自相關檢驗AR （1）和AR（2）以及Sargan檢驗、Dif.-in-Sargan檢驗給出的都是統(tǒng)計量伴隨p值。***、**、*分別表示在1%、5%、10%置信水平上顯著。

在表2中，分別對東部、中部、西部三個地區(qū)子樣本進行一步系統(tǒng)GMM估計（模型（7）～（11））得到的被解釋變量滯后項inequal（-1）的系數都介于混合OLS 與固定效應之間，這表明一步系統(tǒng)GMM 估計未因弱工具變量問題而出現嚴重偏誤。同時，結合AR（2）檢驗、Sargan檢驗和Difference-in-Sargan檢驗三項檢驗的結果表明，對三大地區(qū)子樣本采用一步系統(tǒng)GMM估計的結果是有效可靠的。

從表2可以看出，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響在東部地區(qū)也顯著呈“倒U型”，這一規(guī)律與基于中國整體的分析得到的結論一致。計算東部地區(qū)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距“倒U型”曲線的拐點，出現在城鎮(zhèn)化率為58.47%的時候，而基于全國整體分析的城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距“倒U型”曲線的拐點出現在城鎮(zhèn)化率為46.07%的時候，即相對于全國來說，東部地區(qū)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點出現在城鎮(zhèn)化水平更高的位置。在此，假說3得到了驗證。比較東部地區(qū)和全國的城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點出現的時間可以發(fā)現，2005年東部地區(qū)城鎮(zhèn)化率平均為58.99%，即東部地區(qū)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點大約出現在2005年，2005年以后東部地區(qū)城鎮(zhèn)化的推進將有效縮小其城鄉(xiāng)收入差距，而基于全國樣本分析的城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點約出現在2009年，故東部地區(qū)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點比全國在更早的時期出現。根據表2我們還發(fā)現，模型（8）和模型（10）的估計結果中urban和urban2的系數符號符合“倒U型”曲線的規(guī)律，但并不顯著，即城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”影響在中、西部地區(qū)不顯著，我們猜測，可能是由于本文選取的2000—2011年的樣本段有限，在該樣本期內中、西部地區(qū)尚未到達有效縮小城鄉(xiāng)收入差距的拐點?；谶@一考慮，我們在模型中剔除了城鎮(zhèn)化率的平方項urban2，發(fā)現城鎮(zhèn)化率urban的系數在模型（9）中在10%的顯著性水平上是顯著為正的，即中部地區(qū)處于城鎮(zhèn)化擴大城鄉(xiāng)收入差距的階段；而在模型（11）中urban的系數符號為正，但不顯著，表明城鎮(zhèn)化的推進在西部地區(qū)對城鄉(xiāng)收入差距的影響尚不明顯?？梢?，東部地區(qū)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點比中、西部地區(qū)要出現的早。目前，中部地區(qū)尚處于城鎮(zhèn)化擴大城鄉(xiāng)收入差距的階段，其“倒U型”拐點尚未出現，而西部地區(qū)有效縮小城鄉(xiāng)收入差距的轉折點可能會出現的更晚，這一點還有待于在以后更長的樣本期中進一步加以檢驗。不過，總的來看，假說2在此也得到了驗證。

在系列控制變量中出現如下情形：1.實際人均GDP的對數lgdp及其平方項lgdp2在模型（7）中統(tǒng)計上十分顯著，系數的符號與基于全國樣本的發(fā)現一樣，剛好與庫茲涅茨“倒U型”假說預測的相反，表明東部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距在經濟發(fā)展過程中也顯著呈“U 型”規(guī)律；不過，在中、西部地區(qū)，城鄉(xiāng)收入差距與經濟發(fā)展水平并沒有明顯的關系。2.進出口總額占GDP的比重（trade）在模型（7）中系數為正，但不顯著，表明東部地區(qū)對外開放擴大城鄉(xiāng)收入差距的效應不十分明顯，可能在于東部地區(qū)對外開放程度已相對較高，由經濟開放初期城鎮(zhèn)居民受益已逐漸擴大到東部地區(qū)城鄉(xiāng)居民整體受益，導致對外開放擴大城鄉(xiāng)收入差距的效應被弱化了。而在中部地區(qū)，trade的系數符號為負，且在10%的水平上顯著，表明中部地區(qū)的經濟開放顯著縮小了城鄉(xiāng)收入差距，其原因可能在于中部地區(qū)的外貿部門更多地生產的是勞動密集型和低技術含量的產品，農民工從中受益，收入水平提高，從而有效縮小了城鄉(xiāng)收入差距。在西部地區(qū)雖然trade變量并不顯著，不過其系數符號也為負，表明西部地區(qū)的經濟開放縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應尚不明顯，也意味著西部地區(qū)有待于進一步提高經濟開放度。3.中國經濟改革的非國有化（private）在東、西部地區(qū)對城鄉(xiāng)收入差距的影響顯著為負，不過在中部地區(qū)對城鄉(xiāng)收入差距的影響不顯著。4.政府財政支出占GDP的 比重（gov）在東部地區(qū)對城鄉(xiāng)收入差距的影響顯著為負，表明地方政府財政支出的城市偏向有所減弱，東部地區(qū)政府對經濟的干預起到了縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用。不過，在中、西部地區(qū)，地方政府對經濟的干預對城鄉(xiāng)收入差距的影響不顯著。5.政府支農支出占地方政府財政支出的比重（agriculture）在模型（7）～（9）中系數符號為負，但不顯著，在模型（10）～（11）中其系數符號為正，也不顯著，這表明政府對農業(yè)的支持在東、中部地區(qū)已開始產生縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應，但作用尚不明顯，而在西部地區(qū)，政府支持農業(yè)發(fā)展帶來的縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應還未顯現，這也意味著政府對農業(yè)支持的力度有待進一步加強，使其在東、中部地區(qū)有效縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應盡快凸顯，在西部地區(qū)對縮小城鄉(xiāng)收入差距逐漸產生積極效應。

五、結論和政策建議

本文利用中國2000—2011年的省際面板數據，采用系統(tǒng)GMM方法對中國城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的關系進行了實證檢驗。研究發(fā)現：1.城鎮(zhèn)化的推進使中國城鄉(xiāng)收入差距呈現先擴大后縮小的“倒U型”規(guī)律，拐點出現在城鎮(zhèn)化率為46.07%的時候，即當中國城鎮(zhèn)化率高于46.07%以后，城鎮(zhèn)化的推進會有效縮小城鄉(xiāng)收入差距，換句話講，中國在2009年（城鎮(zhèn)化率為46.59%）以后城鎮(zhèn)化的推進將有利于城鄉(xiāng)收入差距縮小。2.城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響在東、中、西部地區(qū)表現出顯著的區(qū)域差異。在東部地區(qū)，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響也顯著呈“倒U型”，不過拐點出現在城鎮(zhèn)化率為58.47%的時候，即相對于全國來說，東部地區(qū)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點出現在城鎮(zhèn)化水平更高的位置。2005年東部地區(qū)城鎮(zhèn)化率平均為58.99%，故東部地區(qū)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”拐點比全國在更早的時期出現。而在中、西部地區(qū)，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”影響并不顯著，中部地區(qū)顯著的處于城鎮(zhèn)化擴大城鄉(xiāng)收入差距的階段，其“倒U型”拐點尚未出現，而西部地區(qū)有效縮小城鄉(xiāng)收入差距的轉折點可能會出現的更晚，這一點還有待于在以后更長的樣本期中進一步加以檢驗。

本文的實證研究還表明：1.庫茲涅茨“倒U型”假說在中國并不成立，城鄉(xiāng)收入差距隨經濟發(fā)展在東部地區(qū)及全國都顯著呈“U 型”規(guī)律，不過，在中、西部地區(qū)，城鄉(xiāng)收入差距與經濟發(fā)展水平并未表現出明顯的關系。因此，不能期待城鄉(xiāng)收入差距會隨著經濟發(fā)展而自動縮小。2.對外開放在全國顯著擴大了城鄉(xiāng)收入差距，不過分地區(qū)來看，這種效應表現不十分明顯。3.中國經濟改革的非國有化在全國顯著縮小了城鄉(xiāng)收入差距，在東、西部地區(qū)也顯著地產生了這種效應，不過在中部地區(qū)經濟結構非國有化對城鄉(xiāng)收入差距的影響并不顯著。4.近10年來，地方政府對經濟的干預推動城鄉(xiāng)收入差距擴大的作用已不明顯，這暗示著地方政府財政支出的城市偏向有所減弱，不過地方政府對經濟的干預有效縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用在全國及中、西部地區(qū)都尚未凸顯，僅在東部地區(qū)表現顯著。5.政府對農業(yè)的支持在全國能有效起到縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用，在東、中部地區(qū)，政府對農業(yè)的支持已開始產生縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應，但作用尚不明顯，而在西部地區(qū)，政府支持農業(yè)發(fā)展帶來的縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應還未顯現，這也意味著政府對農業(yè)支持的力度有待進一步加強。

基于以上結論，本文的研究有著重要的政策含義：第一，有效推進城鎮(zhèn)化進程，促進農民向市民的真正轉變，將對縮小全國及東部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距產生積極效應，也有利于中、西部地區(qū)早日迎來城鎮(zhèn)化推動城鄉(xiāng)收入差距擴大轉向縮小的轉折點。具體而言，要推進農業(yè)產業(yè)化，促進土地規(guī)模經營，實現生產方式向集約化轉變；提升農業(yè)生產效率，在農業(yè)勞動力逐漸減少的情況下保證充足的農產品供給；加快土地制度改革，建立統(tǒng)一的城鄉(xiāng)土地市場，提高農民在土地流轉收益中的分配比例；形成統(tǒng)一的城鄉(xiāng)勞動力市場，增加進城農民公平就業(yè)的機會；大力推動第三產業(yè)的發(fā)展，促進產業(yè)結構升級，提升城鎮(zhèn)就業(yè)吸納能力和轉移勞動力收入水平；增加保障性住房的供給，有效抑制城鎮(zhèn)住房價格上漲。這些舉措將有利于中國城鎮(zhèn)化進程中實現縮小城鄉(xiāng)收入差距、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展的目標。至于哪種舉措對縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應更大，則有待對城鎮(zhèn)化影響城鄉(xiāng)收入差距的傳導機制進行效應分解實證分析，受篇幅所限，這將成為下一步的研究方向。第二，本文的實證結果還表明，在大力發(fā)展對外貿易和提高經濟開放度的同時，要加強勞動密集型產品的出口（尤其是在中、西部地區(qū)），為低技能者（如農民工）提供更多的就業(yè)機會，使對外開放的好處也覆蓋到農村居民，努力抑制經濟開放對城鄉(xiāng)收入差距可能帶來的消極影響，發(fā)揮縮小城鄉(xiāng)收入差距的積極效應。第三，在經濟結構非國有化的過程中，大力推動鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展，使其充分發(fā)揮吸納農村剩余勞動力和有效提高農民收入的積極效應，促進城鄉(xiāng)收入差距縮小。第四，加大政府對農業(yè)的支持力度，增加農村公共投入，顯著提高農民收入，有效推動城鄉(xiāng)收入差距的縮小。

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（責任編輯：張治國）

Inflection Point of Inverted U-Curve for Urbanization and the Urban-Rural Inequality in China：An Empirical Analysis Based on Provincial Panel Data

HONG Li1a,1b,YIN Kang2,3

（1a.Centre for Social Security Studies， 1b.School of Political Science and Public Administration, Wuhan University , Wuhan 430072, China;2.Department of Economics, Hubei University of Economics, Wuhan 430205, China;3.School of Statistics and Management, Shanghai University of Finance and Economics, Shanghai 200433, China）

This paper intends to study theimpact of urbanization on the urban-rural inequality in China and its three regions.Based on system GMM estimation with the provincial panel data during the period of 2000-2011 in China, the empirical results show that the effect of urbanization on the urban-rural inequality appears the inverted U-curve relationship, the turning point of which occurs in about 2009 when urbanization rate was 46.07%.Meanwhile, as China's regional economic development and urbanization imbalance, the effect of urbanization on the urban-rural inequality appears significant regional differences.In eastern China, the effect of urbanization on the urban-rural inequality also appears the inverted U-curve relationship significantly, while the turning point of which appears in the earlier period and in a higher position of the level of urbanization compared with the national of China.In central and western China, the inverted U-curve relationship of urbanization and the urban-rural inequality is not significant in our sample period.The central region lies in the stage that urbanization expands the urban-rural inequality significantly and the turning point of inverted U-curve has not yet appeared.In western China, the turning point of urbanization reducing the urban-rural inequality may be later than in eastern China.

urbanization; urban-rural inequality; inverted U-curve;inflection point; system GMM estimation

2015-04-30；修復日期：2015-06-13

洪 麗，女，湖北荊門人，經濟學博士，講師，研究方向：收入分配與社會保障； 尹 康，男，湖北洪湖人，博士生，講師，研究方向：計量經濟理論與應用。

F291.1∶F014.44

A

1007-3116（2015）09-0012-10