馮 帥

(湘潭大學 商學院，湖南 湘潭411105)

改革開放以來，收入分配不均已對我國構(gòu)成重要挑戰(zhàn)。我國總體居民收入差距由區(qū)域性收入差距、城市內(nèi)部收入差距、農(nóng)村內(nèi)部收入差距和城鄉(xiāng)居民收入差距構(gòu)成，城鄉(xiāng)居民收入差距是我國總體收入差距最主要的來源［1-3］。城鄉(xiāng)收入差距對總體居民收入差距的貢獻由1988 年的37%上升到1995 年的41%，到2002 年進一步上升為46%。從城鄉(xiāng)收入差距的歷史演變來看，我國城鄉(xiāng)收入比由1983 年的1.82 上升到2013 年的3.1，上升幅度超過70%，而城鄉(xiāng)消費比則由1983 年的2.04 上升到2.82，上升幅度超過了50%［4］。如果把隱性福利和實物性補貼都算作是個人收入的一部分，則中國可能是世界上城鄉(xiāng)收入差距最大的國家之一［5］。

提高農(nóng)民收入，改善城鄉(xiāng)收入分配不均的狀況是具有二元經(jīng)濟特征的國家面臨的根本性問題。大量研究表明，二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)下政府的城市偏向政策是導致我國城鄉(xiāng)居民收入差距擴大的重要原因［6-9］。近年來，城鄉(xiāng)收入差距來源視角開始納入到關(guān)于我國城鄉(xiāng)收入分配的框架中。研究認為，基于城鄉(xiāng)收入差距來源視角，我國城鄉(xiāng)收入差距最重要的影響因素是工資性收入［10-12］。

城鎮(zhèn)化水平滯后于經(jīng)濟發(fā)展水平和工業(yè)化水平是我國經(jīng)濟社會面臨的又一難題。城鎮(zhèn)化進程本質(zhì)上體現(xiàn)為城市物質(zhì)、精神文明在農(nóng)村普及程度不斷提高的經(jīng)濟、社會發(fā)展過程［13］。城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響，具有正反兩方面的作用效應(yīng):一方面，農(nóng)村勞動力流向城鎮(zhèn)在緩解農(nóng)村剩余勞動力的同時加劇了城市勞動市場的競爭，從而有利于兩部門要素價格的均等化，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距;另一方面，城鎮(zhèn)化進程中，地方政府追求經(jīng)濟增長的內(nèi)生目標導致政府投資偏向于城鎮(zhèn)基礎(chǔ)設(shè)施、公共工程建設(shè)，因而城鎮(zhèn)化必然有利于城鎮(zhèn)居民，這又會擴大城鄉(xiāng)收入差距。城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的抑制效應(yīng)是根本的，而城鎮(zhèn)化擴大城鄉(xiāng)居民收入差距則是短期的［14］。大量研究表明，城鎮(zhèn)化抑制了我國城鄉(xiāng)居民收入差距的進一步擴大［15-17］。

關(guān)于金融發(fā)展對城鎮(zhèn)化的促進作用文獻已汗牛充棟。陳元認為金融發(fā)展是破除城鎮(zhèn)化進程中資金約束瓶頸效應(yīng)的重要途徑，開放性金融對于城鎮(zhèn)化建設(shè)具有重要意義［18］。Kim 研究認為金融發(fā)展對城鎮(zhèn)化的促進作用主要通過對土地開發(fā)、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的融資支持得以實現(xiàn)［19］。Stopher對比研究了中國城鎮(zhèn)化進程中水資源供應(yīng)和美國城市化進程中鐵路設(shè)施建設(shè)的融資約束，認為金融發(fā)展是緩解城鎮(zhèn)化資金瓶頸效應(yīng)的主要機制［20］。而對于金融發(fā)展與收入分配的研究，學者們大都沿用了GJ 模型①的邏輯。盡管分析的視角具有很大的不同，但GJ 模型的核心觀點與“庫茲尼茨倒U 假說”基本相似［21］。

本文基于1978—2014 年中國29 省(直轄市、自治區(qū))面板數(shù)據(jù)樣本，探討金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的直接影響，并進一步分析城鎮(zhèn)化的中介效應(yīng)。

一 金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距:理論假說

(一)理論模型基本假設(shè)

經(jīng)濟體存在典型的二元經(jīng)濟特征，存在由于制度分割導致的現(xiàn)代城市經(jīng)濟部門和傳統(tǒng)的農(nóng)村經(jīng)濟部門。總體勞動者數(shù)量為L，城鎮(zhèn)部門的勞動者數(shù)量為Lu，則城鎮(zhèn)化可以由式(1)來度量:

企業(yè)在生產(chǎn)過程中對外部融資約束具有一定依賴，且滿足生產(chǎn)規(guī)模報酬不變，按照內(nèi)生增長模型，假定城市部門(u)和農(nóng)村部門(r)的生產(chǎn)函數(shù)分別由(2)、(3)決定②:

Y、K、J、L 分別為經(jīng)濟體中總產(chǎn)出、實物資本、外部融資和勞動投入。α 和s 分別代表農(nóng)村部門和城市部門的資本產(chǎn)出彈性，β 和t 分別代表農(nóng)村部門和城市部門的外部融資產(chǎn)出彈性。假定Ar和Au分別為農(nóng)村部門和城市部門的生產(chǎn)技術(shù)，并外生于經(jīng)濟模型。

密集形式的生產(chǎn)函數(shù)為:

設(shè)定p=J/Y 作為金融發(fā)展程度的度量，同時由于我國金融發(fā)展的二元結(jié)構(gòu)特征，以q=Ju/J 衡量金融發(fā)展的非均衡性，即城市部門獲得的外部融資在社會總外部融資中所占的比重，作為金融發(fā)展城鄉(xiāng)不平衡程度的度量。

由于大量競爭性廠商的存在，假定兩部門廠商的長期利潤均為零，且按照利潤最大化原則進行生產(chǎn)，因而勞動的邊際產(chǎn)品MPL 等于勞動的實際工資收入I。

農(nóng)村部門和城市部門勞動實際工資收入為:

則以勞動工資收入衡量的城鄉(xiāng)居民收入差距為:

(二)理論模型推導

在上文理論模型假設(shè)的基礎(chǔ)上，本節(jié)主要考察城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響及金融發(fā)展對城鎮(zhèn)化的作用。城鄉(xiāng)兩部門的產(chǎn)出比Yu/Yr為:

對金融發(fā)展p 進行適當變形，得到:

由式(11)，構(gòu)建如下的隱函數(shù):

對隱函數(shù)(12)進行分別求導，得到:

由此可以得到:金融發(fā)展對城鎮(zhèn)化具有推動作用，而城鎮(zhèn)化能改善我國城鄉(xiāng)居民收入差距分配狀況，在金融發(fā)展作用于城鄉(xiāng)收入分配的過程中，城鎮(zhèn)化具有中介作用。

二 實證模型、變量及數(shù)據(jù)處理

基于上文的理論模型分析，本節(jié)利用1978—2014 年中國29 省市自治區(qū)的縱列數(shù)據(jù)樣本③，對金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系進行實證檢驗。指標說明如表1 所示。

表1 實證研究中變量定義及說明

1978—2008 年數(shù)據(jù)均源自《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》④，2009—2014 年城鎮(zhèn)就業(yè)人口和總就業(yè)人口數(shù)據(jù)源自各省統(tǒng)計年鑒，2009—2014 年地區(qū)金融機構(gòu)貸款余額源自中國金融統(tǒng)計年鑒，其余數(shù)據(jù)均源自2010—2014 年《中國統(tǒng)計年鑒》。需要指出的是，進口總額和出口總額原始數(shù)據(jù)均以美元計價，以統(tǒng)計年鑒公布的當年匯率平均價進行了折算。(見表2)

表2 變量的描述性統(tǒng)計

首先構(gòu)建靜態(tài)OLS 面板數(shù)據(jù)估計模型，模型設(shè)定如式(18)。同時為了消除異方差對計量估計的影響，所有計量指標均做對數(shù)化處理。

為了控制計量模型可能存在的內(nèi)生性問題對計量結(jié)果產(chǎn)生的影響，采用工具變量法中的系統(tǒng)廣義矩方法(包括系統(tǒng)廣義矩估計和差分廣義矩估計)作為穩(wěn)健性檢驗的回歸模型。模型設(shè)定如式(19)。

其中X 為控制變量向量。基于現(xiàn)有文獻，將其它可能影響城鄉(xiāng)居民收入差距的變量進行了控制，具體如下:

經(jīng)濟發(fā)展水平。經(jīng)濟發(fā)展水平對收入分配具有重要的影響，Kuznets 基于跨國數(shù)據(jù)的統(tǒng)計分析表明，伴隨著一國經(jīng)濟發(fā)展水平的不斷提高，收入差距會出現(xiàn)先擴大后縮小的“倒U 型”進程［22］。為探討Kuznets“倒U 型”假說在中國的適用性，在計量回歸模型中引入地區(qū)人均GDP 的平方項。

工業(yè)化水平。工業(yè)化水平的提升有效地吸收了農(nóng)村剩余勞動力，從而推動農(nóng)業(yè)部門邊際生產(chǎn)效率的提高，提高農(nóng)村居民收入。工業(yè)化的不斷深化也為城鎮(zhèn)居民帶來了更多的企業(yè)紅利和就業(yè)機會，這也有利于改善城鎮(zhèn)居民收入狀況。因此，通過實證檢驗來考察工業(yè)化對城鄉(xiāng)收入分配的影響，采用第二產(chǎn)業(yè)的比重來度量該地區(qū)工業(yè)化的發(fā)展水平。

政府行為。中國經(jīng)濟改革中一個最顯著的特征就是政府對宏觀經(jīng)濟的調(diào)控。政府不僅是收入分配的主體，而且對經(jīng)濟活動的干預(yù)會直接作用于收入再分配，這使得政府行為與城鄉(xiāng)收入差距密切相關(guān)。陸銘、陳釗為政府財政支出擴大城鄉(xiāng)收入差距提供了一個邏輯上的解釋［6］76。地方政府追求經(jīng)濟增長的內(nèi)生目標推動政府財政支出，帶有城鎮(zhèn)傾向。地方政府財政支出占GDP 的比重越高，城鎮(zhèn)地區(qū)獲得的好處越多，城鄉(xiāng)收入差距就越大。對此，使用地方財政支出占GDP 的比重來衡量地方政府對經(jīng)濟活動的干預(yù)程度。

經(jīng)濟開放水平。經(jīng)濟的開放對我國經(jīng)濟產(chǎn)生了持續(xù)而深入的影響。改革開放以來，我國對外貿(mào)易依存度不斷提升，推動了勞動密集型產(chǎn)業(yè)和相關(guān)服務(wù)產(chǎn)業(yè)的崛起。由于出口貿(mào)易企業(yè)主要集中于城鎮(zhèn)地區(qū)，因而經(jīng)濟的開放有利于城鎮(zhèn)居民提高收入水平。同時，我國出口導向型企業(yè)絕大部分源于勞動密集型產(chǎn)業(yè)，這有利于農(nóng)業(yè)部門剩余勞動力進入現(xiàn)代工業(yè)部門，從而增加農(nóng)民收入。經(jīng)濟的開放對城鄉(xiāng)收入差距的凈效益，有賴于實證檢驗的分析［23］。對此，使用貿(mào)易依存度(進出口總額/地區(qū)GDP)作為地區(qū)開放程度的衡量。

三 金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距:實證檢驗

(一)基準回歸

首先利用最小二乘法(OLS)對城鎮(zhèn)化、金融發(fā)展對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響進行實證檢驗。為檢驗城鎮(zhèn)化的中介效應(yīng)，實證回歸模型中加入了城鎮(zhèn)化與金融發(fā)展水平的交互項。同時，為保證計量回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，報告了固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)的回歸結(jié)果。

表3 金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距:基準回歸

從回歸結(jié)果可以看出，在不同回歸方法下，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響，始終在1%的顯著性水平下高度顯著且為負。這一回歸結(jié)果與本文的理論假說是相符合的。城鎮(zhèn)化每上升1%，我國城鄉(xiāng)收入差距將下降0.433%。在表3 中，金融發(fā)展水平在不同回歸方法下均在1%的顯著性水平下為負，而金融發(fā)展水平的平方項則在1%的顯著性水平下為正，這表明中國城鄉(xiāng)收入差距隨著金融發(fā)展呈現(xiàn)出“U 型規(guī)律”，即隨著金融發(fā)展水平的提高，城鄉(xiāng)收入差距先下降后上升，這一研究結(jié)論與GJ 模型的分析正好相反。本文的實證回歸模型中加入了城鎮(zhèn)化與金融發(fā)展水平的交互項，就是為了考察在金融發(fā)展影響城鄉(xiāng)收入差距的進程中城鎮(zhèn)化的中介效應(yīng)是否存在。城鎮(zhèn)化與金融發(fā)展水平的交互項在實證回歸結(jié)果中均高度顯著且為負，這表明金融發(fā)展能夠通過城鎮(zhèn)化這一中介變量間接縮小城鄉(xiāng)收入差距。

從表3 可以看出，在加入了經(jīng)濟發(fā)展水平平方項的回歸模型中，人均GDP 的系數(shù)在1%的置信水平下顯著為正，而人均GDP 平方項在1%的置信水平下顯著為負，這表明我國城鄉(xiāng)收入差距隨著經(jīng)濟發(fā)展水平先上升后下降，我國城鄉(xiāng)收入差距演變符合Kuznets“倒U 假說”。這一實證回歸結(jié)果與我國經(jīng)濟總體增長進程中城鄉(xiāng)居民收入差距不斷擴大的事實相吻合。

在其它控制變量中，在OLS 回歸和隨機效應(yīng)模型中，工業(yè)化對城鄉(xiāng)居民收入差距具有負效應(yīng)，但工業(yè)化的負向影響在隨機效應(yīng)回歸模型下是不顯著的。而在固定效應(yīng)模型中，工業(yè)化對城鎮(zhèn)化具有正向影響，但沒能通過顯著性檢驗，這表明工業(yè)化對我國城鄉(xiāng)收入差距的凈效應(yīng)有待進一步的實證分析檢驗。政府對經(jīng)濟活動的干預(yù)顯著地影響城鄉(xiāng)收入差距，政府在財政支出中的“城市偏向政策”擴大了城鄉(xiāng)收入差距。政府財政支出在地區(qū)GDP 中占的比重越高，城鄉(xiāng)居民收入差距越大。經(jīng)濟的開放對城鄉(xiāng)收入差距的影響在OLS 回歸和隨機效應(yīng)模型中顯著為負，但在固定效應(yīng)模型中為正。

(二)穩(wěn)健性檢驗

為緩解反向因果的可能性，同時考慮到城鎮(zhèn)化和金融發(fā)展對中國城鄉(xiāng)收入差距的影響可能存在滯后效應(yīng)，即其影響未必表現(xiàn)在當期，穩(wěn)健性檢驗首先報告了解釋變量滯后一期和滯后三期的回歸結(jié)果［24］。從回歸結(jié)果可以看出，滯后的城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響高度顯著并且為負，這表明城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距具有持續(xù)影響;同時與基準OLS 回歸結(jié)果相比，城鎮(zhèn)化水平回歸系數(shù)隨著滯后階數(shù)的增大而逐漸變小⑥，這表明城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用可能會隨著時間推移而被逐漸平抑。在解釋變量滯后一期和滯后三期的回歸結(jié)果中，金融發(fā)展的回歸系數(shù)為負，而金融發(fā)展的平方項系數(shù)為正，但遺憾的是沒能通過顯著性檢驗。滯后一期的城鎮(zhèn)化與金融發(fā)展水平交互項顯著為負，而滯后三期的城鎮(zhèn)化與金融發(fā)展水平的交互項則不顯著，這表明城鎮(zhèn)化的中介效應(yīng)具有滯后影響，在滯后三期時城鎮(zhèn)化的中介效應(yīng)變得不顯著。

為了控制歷史發(fā)展狀態(tài)對自身變動的影響，同時為了緩解計量模型可能存在的內(nèi)生性問題，檢驗報告了動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型實證回歸的結(jié)果。動態(tài)面板模型加入了被解釋變量滯后一階項用于控制初始條件對回歸結(jié)果的影響。動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型容易出現(xiàn)不可觀測的截面異質(zhì)性與滯后一階被解釋變量相關(guān)性效應(yīng)，因而傳統(tǒng)的OLS 估計方法無法實現(xiàn)估計的無偏性，需要GMM(廣義矩)方法來估計模型。DIF—GMM(差分廣義矩)首先由Arellano、Bond 于1991 年提出，DIF—GMM 方法有利于克服計量模型內(nèi)生性對回歸結(jié)果的干擾，并有利于緩解殘差的異方差性。同時由于DIF—GMM 進行了差分轉(zhuǎn)換，會損失部分樣本信息;DIF—GMM 容易產(chǎn)生弱工具變量問題從而導致樣本回歸偏誤。SYS—GMM 方法同時采用差分方程和水平方程兩種信息，有利于克服弱工具變量問題，從而提高估計的有效性(Arellano、Bover，1995;Blundell、Bond，1998)。Windmeijer、Bond 和Blundell(2000)在蒙特卡羅實驗中發(fā)現(xiàn)，在因變量一期滯后項系數(shù)為0.8—0.9 時，DIF—GMM 相較于SYS—GMM 有較大的下偏或者說是存在估計的不準確性。為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，檢驗同時報告了差分GMM 和系統(tǒng)GMM 的回歸結(jié)果，見表4。

在GMM 回歸結(jié)果中，滯后一階的城鄉(xiāng)收入差距的回歸系數(shù)在差分GMM 中為0.795，而在系統(tǒng)GMM 中為0.80，且都在1%的顯著性水平下高度顯著。這表明城鄉(xiāng)居民收入差距受上一期影響較大，難以在短期內(nèi)迅速縮小。城鎮(zhèn)化水平依然對城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的負效應(yīng)，金融發(fā)展水平回歸系數(shù)為負，而金融發(fā)展水平的二次項依然為正。金融發(fā)展水平與城鎮(zhèn)化的交互項高度顯著且為負，這表明城鎮(zhèn)化具有顯著的中介效應(yīng)。表3的基準回歸和表4 的穩(wěn)健性檢驗表明，模型設(shè)定對本文的主要結(jié)論沒有根本性的影響，實證模型回歸結(jié)果是高度穩(wěn)健的。

表4 金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距:穩(wěn)健性檢驗⑦

(三)分時間段、分區(qū)域回歸

在表5 的第一列和第二列中，給出了1994 年以前和1994 年以后⑧的模型實證回歸結(jié)果。選擇1994 年作為時間劃分的節(jié)點主要是基于市場經(jīng)濟體制改革的視角⑨。此外，1994 年分稅制改革的實行，對中央政府與地方政府的財權(quán)和事權(quán)進行了重新配置，從而對地方政府行為選擇產(chǎn)生了重要影響。

從分時間段回歸結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化對于城鄉(xiāng)居民收入差距的影響，無論是在1994 年前還是在1994 年后均顯著為負，這表明城鎮(zhèn)化對我國城鄉(xiāng)收入差距確實具有抑制作用。同時，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)居民收入差距的回歸系數(shù)在變小，這表明城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響隨時間而逐步減弱。金融發(fā)展的回歸系數(shù)在1994 年前為負，而在1994 年后為正，且均在5%的顯著性水平上，這表明1994年前金融發(fā)展縮小了我國城鄉(xiāng)收入差距，而在1994 年后則顯著擴大了我國城鄉(xiāng)收入差距。金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距分時間段回歸的結(jié)論也為我國金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的“U 型規(guī)律”提供了佐證，金融發(fā)展并不能讓城鄉(xiāng)收入差距自動地擴大和彌合。同時需要指出的是經(jīng)濟的開放在1994 年前對城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的負效應(yīng)，而在1994年后則擴大了城鄉(xiāng)居民收入差距。

為了緩解經(jīng)濟、資源稟賦特征差異對本實證回歸結(jié)論產(chǎn)生的影響，將我國分為三大區(qū)域:東部、中部和西部⑩。從分區(qū)域回歸結(jié)果中可以看出，無論是在東部地區(qū)、中部地區(qū)還是在西部地區(qū)，城鎮(zhèn)化對我國城鄉(xiāng)收入差距的回歸系數(shù)都顯著為負，這說明城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的負效應(yīng)在各區(qū)域也是顯著的。同時，從回歸系數(shù)的大小來看，中部地區(qū)的回歸系數(shù)最大，其次是西部地區(qū)，而東部地區(qū)最小，這一回歸結(jié)果可能與東、中、西部本身的城鎮(zhèn)化水平相關(guān)，這也與1994 年后的回歸系數(shù)較小這一結(jié)論相契合。從金融發(fā)展的回歸結(jié)果來看，東、中、西部地區(qū)金融發(fā)展回歸系數(shù)均為負，而金融發(fā)展二次項結(jié)果為正，但僅有中部地區(qū)回歸系數(shù)顯著，說明中部地區(qū)金融發(fā)展表現(xiàn)出對城鄉(xiāng)居民收入差距的“U 型特征”，這同時表明我國金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距“U 型特征”是穩(wěn)健的。從金融發(fā)展和城鎮(zhèn)化的交互項來看，東、中、西部的回歸系數(shù)均顯著為負，但東部地區(qū)回歸系數(shù)不顯著。同時，經(jīng)濟的開放對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響在東、中、西部地區(qū)是不顯著的。需要指出的是，本文的回歸結(jié)論表明西部地區(qū)政府對經(jīng)濟活動的干預(yù)縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距，這可能與“西部大開發(fā)”等政策選擇有關(guān)。

表5 金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距:分時間段、分區(qū)域回歸

(四)金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)居民收入差距:影響機制與分析

上文研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展對我國城鄉(xiāng)收入差距具有“U 型特征”，即城鄉(xiāng)收入差距隨著金融發(fā)展會出現(xiàn)先縮小后擴大的運行路徑，且分時間段回歸表明現(xiàn)階段我國城鄉(xiāng)收入分配會隨著金融發(fā)展而逐漸惡化。實證回歸結(jié)果支持了金融發(fā)展影響我國城鄉(xiāng)收入差距中城鎮(zhèn)化的中介效應(yīng)作用。為了全面分析金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)居民收入差距的邏輯關(guān)系，以下對金融發(fā)展對城鎮(zhèn)化的推動作用進行實證檢驗。

理論分析表明，城鎮(zhèn)化進程中基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)建設(shè)面臨著資金約束的“瓶頸效應(yīng)”，地方政府城市偏向型的財政投入難以滿足快速城鎮(zhèn)化需要的大規(guī)模資金投入。我國經(jīng)濟發(fā)展存在明顯的二元結(jié)構(gòu)特征，農(nóng)村部門屬于勞動密集型部門，而城市部門是典型的資本、技術(shù)密集型部門［25］。城市部門在經(jīng)濟的發(fā)展進程中，會面臨大量的資金需求，而這種大量的資本投入很難靠自身資本投入而得到滿足，因而城市部門發(fā)展需要外部資本的支持。為檢驗金融發(fā)展對城鎮(zhèn)化的影響，以城鎮(zhèn)就業(yè)人口占總就業(yè)人口的比重，作為城鎮(zhèn)化的度量指標，構(gòu)造如下計量模型:

在式(20)中，Crateit為i 地區(qū)t 時期的城鎮(zhèn)化水平，finit為t 時期i 地區(qū)金融發(fā)展水平的度量，α是我們關(guān)心的待估計變量的參數(shù)，C 為常數(shù)項，εit為殘差項。按照理論分析的結(jié)論，金融發(fā)展水平越高，城鎮(zhèn)化進程中資金約束效應(yīng)越小，城鎮(zhèn)化水平越高，因此預(yù)測α 為正。與基準回歸預(yù)測模型相同，Xit代表控制變量向量，包括經(jīng)濟發(fā)展水平、工業(yè)化水平、政府行為和對外開放水平。從表6 的實證回歸不難發(fā)現(xiàn)，從全國層面而言，金融發(fā)展對城鎮(zhèn)化的回歸系數(shù)高度顯著，這表明城鎮(zhèn)化進程中金融發(fā)展的支持效應(yīng)是顯著的;分區(qū)域回歸結(jié)果也支持了這一結(jié)論，且東部地區(qū)金融發(fā)展對城鎮(zhèn)化的促進作用最強，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最弱。此外，工業(yè)化有力地推動了城鎮(zhèn)化進程，但需要指出的是西部地區(qū)是不顯著的，這可能與西部地區(qū)工業(yè)化水平較低有關(guān);政府行為和對外開放也顯著地推動了我國城鎮(zhèn)化水平的提高。

表6 金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化

四 主要結(jié)論與政策建議

利用1978—2014 年的縱列數(shù)據(jù)樣本，對金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系進行了實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn):城鎮(zhèn)化將推動我國城鄉(xiāng)收入差距的逐步縮小，且其對城鄉(xiāng)收入差距的影響具有持續(xù)性，滯后三期的城鎮(zhèn)化水平仍具有顯著的負效應(yīng)，城鎮(zhèn)化對我國城鄉(xiāng)收入差距的抑制效應(yīng)在下降。城鎮(zhèn)化對我國城鄉(xiāng)收入差距顯著的負效應(yīng)表現(xiàn)在東、中、西部地區(qū)都成立，中部地區(qū)城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響最大，東部地區(qū)次之，西部地區(qū)最小;金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的直接影響表現(xiàn)出“U 型特征”，即我國城鄉(xiāng)收入差距隨著金融發(fā)展先降低、后上升，分時段回歸對這一結(jié)論提供了支撐，并且現(xiàn)階段我國金融發(fā)展會導致城鄉(xiāng)收入差距的擴大。從分區(qū)域回歸來看，中部地區(qū)金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的“U 型特征”是顯著的;金融發(fā)展對我國城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生直接效應(yīng)的同時，還通過城鎮(zhèn)化對我國城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的負效應(yīng)。金融發(fā)展對我國城鄉(xiāng)收入差距的間接影響會隨時間被逐漸平抑(滯后三期的交互項是不顯著的)，且在東、中、西部地區(qū)的表現(xiàn)都是顯著的。

我國城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟發(fā)展水平和工業(yè)化水平極不協(xié)調(diào)，基于國際視角的橫向比較來看，我國城鎮(zhèn)化率不僅遠低于發(fā)達國家平均水平，而且低于具有相近經(jīng)濟發(fā)展水平的發(fā)展中國家。本理論模型及實證研究表明，城鎮(zhèn)化水平的滯后和質(zhì)量的低下是我國城鄉(xiāng)收入分配不斷惡化的重要原因，改善城鄉(xiāng)收入分配需要推動我國城鎮(zhèn)化的健康發(fā)展。城鎮(zhèn)化的健康發(fā)展不是城鎮(zhèn)人口規(guī)模的增加或城鎮(zhèn)數(shù)量的增加，而是城鎮(zhèn)化與工業(yè)化、經(jīng)濟發(fā)展水平協(xié)同發(fā)展，增加就業(yè)機會，逐步實現(xiàn)農(nóng)民工市民化。

我國金融發(fā)展的二元結(jié)構(gòu)使農(nóng)村金融抑制與城市金融深化并存，這個局面惡化了城鄉(xiāng)收入分配。城鎮(zhèn)化質(zhì)量的優(yōu)化和農(nóng)村金融發(fā)展在調(diào)節(jié)城鄉(xiāng)收入分配方面都發(fā)揮著積極的作用，但是這兩種途徑在一定程度上存在著替代關(guān)系。從短期來看，增加農(nóng)村信貸和加快城鎮(zhèn)化的選擇在某種程度上是矛盾的;但從長遠角度來看，城鎮(zhèn)化的發(fā)展是有一定“容量”的，城鎮(zhèn)發(fā)展有著最適人口規(guī)模的限制，并且城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響會逐漸減弱。而改善金融發(fā)展二元結(jié)構(gòu)，推動農(nóng)村金融的發(fā)展，可以使農(nóng)村居民享受到更高效的金融服務(wù)從而使農(nóng)民增收。同時，金融發(fā)展能夠通過城鎮(zhèn)化這一中介變量對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生間接的抑制效應(yīng)。因此，消除金融發(fā)展二元結(jié)構(gòu)，推動農(nóng)村金融健康發(fā)展，提升城鎮(zhèn)化水平和質(zhì)量，是縮小我國城鄉(xiāng)收入差距的長久之策。

本實證研究還表明城鄉(xiāng)居民收入差距水平在地方政府帶有城市傾向的經(jīng)濟政策作用下有擴大的趨勢。而這種帶有城市傾向的經(jīng)濟政策又受到來自追求經(jīng)濟增長的激勵［26］。但是，各級地方政府在制定區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展方針的過程中，必須重視經(jīng)濟社會發(fā)展過程中由于城鄉(xiāng)收入差距過大帶來的不利影響。因此，地方政府有必要采取一些相應(yīng)政策來抵消現(xiàn)有政策對于城鄉(xiāng)收入差距的負面影響。政府必須調(diào)整財政支出的結(jié)構(gòu)及方向，扭轉(zhuǎn)財政支出的城市偏向政策。同時，必須統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，在城鄉(xiāng)一體化原則下大力推進公共服務(wù)均等化，加快農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加大對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)及農(nóng)村發(fā)展的資金投入，為提高農(nóng)村居民收入水平創(chuàng)造有利的政策條件。

注釋:

①該模型由Greenwood 和Jovanovic 提出，為簡便而言，本文將其簡稱為GJ 模型。

②0 ＜α、s、t ＜1、0 ＜α+β、s+t ＜1

③與現(xiàn)有文獻一致，數(shù)據(jù)質(zhì)量存在較大問題的西藏自治區(qū)和早期數(shù)據(jù)缺失嚴重的重慶市沒有包含在本文的樣本數(shù)據(jù)中。

④《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》搜錄的數(shù)據(jù)年份是1949—2008。

⑤crgapi，t－1為城鄉(xiāng)收入差距的滯后一期。

⑥此處的回歸系數(shù)是指其絕對值，下同。

⑦sargan 檢驗的零假設(shè)為模型選擇的工具變量是有效的(過度確認是有效的)，當sargan 檢驗統(tǒng)計量不能拒絕工具變量與內(nèi)生變量相關(guān)而與誤差項無相關(guān)性的原假設(shè)時，說明工具變量是有效的;AR(2)的零假設(shè)是模型設(shè)定是合理的(差分后的殘差項不存在二階自相關(guān))。

⑧1994 年前是指1978 年至1993 年，1994 年后則指的是1994 年至2012 年。

⑨1994 年中共十四屆三中全會通過了《關(guān)于建立社會主義市場經(jīng)濟體制若干問題的決定》。

⑩東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西和海南;中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖南、湖北;西部地區(qū)包括四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。

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