齊紅倩，閆海春

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金融門檻視角下城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的非線性特征

齊紅倩1，閆海春2, 3

(1. 吉林大學(xué)數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心，吉林長(zhǎng)春，130012；2. 吉林大學(xué)商學(xué)院，吉林長(zhǎng)春，130012；3. 內(nèi)蒙古大學(xué)滿洲里學(xué)院，內(nèi)蒙古滿洲里，021400)

在數(shù)理分析的基礎(chǔ)上，運(yùn)用2004—2014年面板數(shù)據(jù)實(shí)證研究城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的金融門檻效應(yīng)和非線性特征。結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化有效抑制了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大，且這一抑制作用隨金融的不斷發(fā)展呈現(xiàn)拉平的“S”型趨勢(shì)；在金融發(fā)展水平低于閾值3.90時(shí)，城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的抑制作用較強(qiáng)，高于該閾值時(shí)，抑制作用相對(duì)較弱；在金融發(fā)展水平相對(duì)較低的地區(qū)，城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的抑制作用較金融發(fā)達(dá)地區(qū)而言更為顯著。

城鄉(xiāng)收入差距；城鎮(zhèn)化；金融規(guī)模；PSTR模型

一、引言及文獻(xiàn)回顧

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)城鎮(zhèn)化率從17.9%提升到56.1%，年均提高1.02個(gè)百分點(diǎn)。與此同時(shí)，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比也由2.56倍增長(zhǎng)到2.73倍，特別是2002—2013年我國(guó)城鄉(xiāng)收入之比更是達(dá)到3倍以上。城鎮(zhèn)化快速發(fā)展和城鄉(xiāng)居民收入差距總體擴(kuò)大并存的現(xiàn)象不僅與經(jīng)典的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)理論相悖，也背離了我國(guó)通過(guò)推進(jìn)城鎮(zhèn)化縮小城鄉(xiāng)收入差距的目標(biāo)。由于城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響具有宏觀上的綜合性和微觀上的多維性，因此，在金融發(fā)展不斷深化的背景下，厘清二者間的動(dòng)態(tài)作用機(jī)制是研究如何全面提升城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量和實(shí)現(xiàn)社會(huì)公平正義的必要條件。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)聯(lián)性機(jī)制做了大量探討。總體而言，主要有以下三種觀點(diǎn)：一是城鎮(zhèn)化縮小了城鄉(xiāng)收入差距。Lewis的經(jīng)典文獻(xiàn)指出，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力由農(nóng)村部門向城市部門不斷轉(zhuǎn)移，可以幫助實(shí)現(xiàn)農(nóng)村的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，提升農(nóng)村土地生產(chǎn)效率和農(nóng)民收入水平，因此縮小了城鄉(xiāng)收入差距，這一過(guò)程將持續(xù)到城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)結(jié)束為止[1]。Lucas認(rèn)為城鎮(zhèn)化使得人力資本在城鄉(xiāng)之間的交流更加廣泛密切，人力資本的外部效應(yīng)發(fā)揮也更加充分，從而縮小了城鄉(xiāng)收入差距[2]。從國(guó)外最新的研究來(lái)看，Kanbur和Zhuang通過(guò)實(shí)證研究表明，中國(guó)已經(jīng)跨過(guò)了庫(kù)茲涅茨曲線的拐點(diǎn)，未來(lái)城鎮(zhèn)化有助于通過(guò)縮小城鄉(xiāng)收入差距來(lái)繼續(xù)減少不平等[3]。Gollin等認(rèn)為，城鎮(zhèn)化過(guò)程中生成的生產(chǎn)型城市有利于生產(chǎn)技術(shù)水平的提高，從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，可以縮小城鄉(xiāng)差距[4]。Su等運(yùn)用面板格蘭杰因果檢驗(yàn)的方法檢驗(yàn)了城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系的地區(qū)差異性，研究表明城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)收入差距之間存在顯著關(guān)聯(lián)性，城鎮(zhèn)化在部分地區(qū)會(huì)縮小城鄉(xiāng)收入差距，在部分地區(qū)會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距[5]。Li等在城市偏向理論的基礎(chǔ)上，研究了要素配置和城鎮(zhèn)化決定城鄉(xiāng)收入差距的程度，結(jié)果表明生產(chǎn)要素分配的差異是城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的主要貢獻(xiàn)者，而城鎮(zhèn)化則縮小了這種差距[6]。二是城鎮(zhèn)化拉大了城鄉(xiāng)收入差距。Fujita等認(rèn)為，從福利效應(yīng)來(lái)看，城鎮(zhèn)化可以同時(shí)提高城市部門和農(nóng)村部門的福利水平，但是城市的集聚效應(yīng)和規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)往往較強(qiáng)，因而城鎮(zhèn)化對(duì)于城市福利提升的促進(jìn)效應(yīng)強(qiáng)于農(nóng)村地區(qū)，即造成了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大[7]。Beck指出，城鎮(zhèn)化過(guò)程中，金融發(fā)展確實(shí)起到了拉大城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)[8]。林毅夫和劉明興[9]、王子敏[10]從實(shí)證方面也論證了這一觀點(diǎn)的合理性。三是城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響具有明顯的非線性特征。Robinson在劉易斯二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)框架下證明倒“Ｕ”型現(xiàn)象已成為一條經(jīng)濟(jì)法則，隨著城鎮(zhèn)化和工業(yè)化進(jìn)程，城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)先擴(kuò)大、后縮小的趨勢(shì)[11]。Zhang等通過(guò)對(duì)工資支付的分析得出在不同發(fā)展階段，中國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)差距的影響具有顯著差異性[12]。周少甫等證明了城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響存在一定的門檻效應(yīng)[13]。而齊紅倩、席旭文的實(shí)證研究則表明，城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響具有明顯的時(shí)變特征[14]。

綜上，學(xué)者們關(guān)于城鎮(zhèn)化影響城鄉(xiāng)居民收入差距的研究并未得到完全一致的結(jié)論。上述研究的分歧可能與變量和實(shí)證模型的選取等因素有關(guān)。一方面，在變量選擇上，多數(shù)學(xué)者引入了工業(yè)化(許秀川、王釗)[15]或者金融發(fā)展變量(姚耀軍)[16]進(jìn)行實(shí)證研究，但以上學(xué)者針對(duì)城鎮(zhèn)化、工業(yè)化、金融發(fā)展三個(gè)核心變量均采用相互獨(dú)立或交叉獨(dú)立的方法，而在當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)時(shí)期，需要考慮城鎮(zhèn)化、工業(yè)化和金融發(fā)展的共同作用。另一方面，在模型選擇上，以往學(xué)者主要在線性框架下展開(kāi)研究，也有少數(shù)學(xué)者采用面板門檻回歸(PTR)模型，但是，PTR模型中變量在不同“區(qū)制”之間的轉(zhuǎn)移不具有平滑性，因而得出的結(jié)論也可能存在偏誤。因此，本文在以往文獻(xiàn)梳理和總結(jié)的基礎(chǔ)上，嘗試將金融發(fā)展及工業(yè)化一起納入到城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的分析體系，并且在同一個(gè)非線性框架內(nèi)進(jìn)行深入研究，尋找城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)居民收入差距的多方關(guān)聯(lián)機(jī)制。

同以往學(xué)者研究相比，本文主要有以下兩點(diǎn)不同：第一，在同一框架內(nèi)從金融發(fā)展的視角深入研究城鎮(zhèn)化、工業(yè)化影響城鄉(xiāng)收入差距的非線性機(jī)制。第二，采用面板平滑門檻回歸(PSTR)模型作為分析工具，并且把金融發(fā)展作為轉(zhuǎn)換變量引入模型，不僅使得模型的回歸系數(shù)在不同“區(qū)制”之間轉(zhuǎn)換平滑，能夠捕捉不同個(gè)體的異質(zhì)性，而且在探討城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響時(shí)，能真實(shí)刻畫金融發(fā)展的階段性差異。

二、金融發(fā)展視角下城鎮(zhèn)化影響城鄉(xiāng)居民收入差距的數(shù)理分析

(一)模型基本假設(shè)

(1)依據(jù)Lewis的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)理論，我們把國(guó)民經(jīng)濟(jì)分為兩個(gè)部門，即現(xiàn)代化的城市經(jīng)濟(jì)部門(urban sector)和傳統(tǒng)的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)部門(rural sector)，并且假設(shè)兩個(gè)部門的生產(chǎn)和經(jīng)營(yíng)活動(dòng)相互獨(dú)立。同時(shí)假設(shè)城市經(jīng)濟(jì)部門勞動(dòng)力數(shù)量為L，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)部門勞動(dòng)力數(shù)量為L，城鄉(xiāng)之間的勞動(dòng)力變動(dòng)是由農(nóng)村人口向城市轉(zhuǎn)移的城鎮(zhèn)化引起的，即城鎮(zhèn)化水平為：

(2)在研究金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系時(shí)，金融發(fā)展水平作為一項(xiàng)“投入”納入到生產(chǎn)函數(shù)的做法已被大多數(shù)學(xué)者(Greenwood和Jovanvic[17]；王定祥等[18]；陸靜[19])采用?；诖?，本文也將金融資本作為不同于物質(zhì)資本的生產(chǎn)要素加入到生產(chǎn)函數(shù)中，構(gòu)造城市和農(nóng)村部門的生產(chǎn)函數(shù)如下：

式中：Y(Y)、K(K)、F(F)和L(L)分別代表城市(農(nóng)村)經(jīng)濟(jì)部門的總產(chǎn)出、實(shí)物資本、金融資本和勞動(dòng)力， A(A)為城市(農(nóng)村)經(jīng)濟(jì)部門的技術(shù)進(jìn)步系數(shù)，和分別代表城市經(jīng)濟(jì)部門實(shí)物資本產(chǎn)出彈性和金融資本產(chǎn)出彈性，和分別代表農(nóng)村部門實(shí)物資本產(chǎn)出彈性和金融資本產(chǎn)出彈性，其中0＜，，，＜1，0＜+＜1，0＜+＜1，根據(jù)實(shí)際情況，假設(shè)＜。

(3)借鑒孫永強(qiáng)的研究思路[20]，假設(shè)表示農(nóng)村經(jīng)濟(jì)部門獲得外部融資占

社會(huì)融資總額的比重，以此表明金融發(fā)展的城鄉(xiāng)非均衡程度。同時(shí)，以兩部門外部融資總額與社會(huì)總產(chǎn)出的比值表示金融發(fā)展程度。

(4)城鎮(zhèn)居民家庭和農(nóng)村居民家庭人均收入假定為城市經(jīng)濟(jì)部門和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)部門的人均生產(chǎn)總值，則

(二)城鎮(zhèn)化和金融發(fā)展影響城鄉(xiāng)居民收入差距的數(shù)理推導(dǎo)

進(jìn)一步整理，可得到隱函數(shù)1：

求導(dǎo)可得：

(4)式反映了城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響關(guān)系，可以看到城鄉(xiāng)收入差距對(duì)城鎮(zhèn)化的偏導(dǎo)數(shù)小于0，說(shuō)明城鄉(xiāng)收入差距和城鎮(zhèn)化之間是反向關(guān)系，即城鎮(zhèn)化的發(fā)展有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。而從(5)式來(lái)看，在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，金融發(fā)展水平的提升反而擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。因而，單一考慮城鎮(zhèn)化或者金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，均可能得出片面的結(jié)論，需要進(jìn)行系統(tǒng)性的綜合分析。

綜合來(lái)看，城鎮(zhèn)化發(fā)展、金融發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距三者之間存在一定的相互依存關(guān)系和復(fù)雜的非線性聯(lián)系。從上述結(jié)論可以看出，城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響效果受到了金融發(fā)展水平的制約，即在金融發(fā)展所處的不同階段，城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響可能會(huì)存在顯著的差異性。因此，在考慮金融發(fā)展的約束下，本文將進(jìn)一步建立PSTR模型進(jìn)行實(shí)證分析，驗(yàn)證理論分析得出的推論，并識(shí)別城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的金融發(fā)展門檻值。

三、模型建立

(一)數(shù)據(jù)選取與變量說(shuō)明

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)源為中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)、中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒和地方統(tǒng)計(jì)年鑒，其中金融數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)區(qū)域金融運(yùn)行報(bào)告，樣本選取全國(guó)31個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)2004—2014年間的平衡面板數(shù)據(jù)。實(shí)證分析旨在考察城鎮(zhèn)化影響城鄉(xiāng)居民收入差距的階段性及非線性特征，所以選擇城鄉(xiāng)居民收入差距水平(Gap,t)作為被解釋變量，指標(biāo)選擇與國(guó)家統(tǒng)計(jì)口徑相一致，而且大多數(shù)文獻(xiàn)都是采用城鄉(xiāng)收入比來(lái)表示；城鎮(zhèn)化水平(Urban)和金融發(fā)展水平(Mon)分別為解釋變量和轉(zhuǎn)換變量，城鎮(zhèn)化水平采用學(xué)術(shù)界廣泛認(rèn)同的城鎮(zhèn)人口比重來(lái)表示，金融發(fā)展水平(金融規(guī)模)用地區(qū)金融機(jī)構(gòu)存貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值之比表示。此外，為了更準(zhǔn)確地衡量城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，我們選取工業(yè)化水平(Indus,t)作為控制變量，采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)即第二產(chǎn)業(yè)增加值在地區(qū)生產(chǎn)總值中的比重來(lái)表示。變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示，由表1可以看到，我國(guó)各省(自治區(qū)、直轄市)的城鄉(xiāng)居民收入差距、金融發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平及工業(yè)化水平都存在較大差異，特別是金融發(fā)展水平，極大值和極小值之差為6.2，標(biāo)準(zhǔn)差為1.017 8，波動(dòng)范圍和離散程度都較大。

(二)面板平滑門檻回歸模型

Hansen首先提出面板門檻回歸(PTR)模型[21]，其后，González等[22]將該模型拓展為面板平滑門檻回歸(PSTR)模型，使得模型參數(shù)隨轉(zhuǎn)換函數(shù)的變化能夠平滑轉(zhuǎn)移，因而比較貼近經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)。

本文建立的PSTR模型如下：

式中：Gap,t為被解釋變量，Urban,t、Indus,t為解釋變量，為截面?zhèn)€體固定效應(yīng)，,t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，= 1，…，31表示我們選取的省份，表示時(shí)期；(Mon,t；，)為轉(zhuǎn)換函數(shù)，通常將其設(shè)為如下的邏輯斯蒂形式：

式中：Mon,t為門檻變量，c為待估計(jì)的位置參數(shù)，為平滑參數(shù)，也稱斜率系數(shù)，表示轉(zhuǎn)換函數(shù)含有位置參數(shù)的個(gè)數(shù)，通常取值為1或者2。在PSTR模型(6)式中，Urban,t、Indus,t對(duì)Gap,t的影響系數(shù)可以表示為：

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

PSTR模型的參數(shù)估計(jì)一般采用非線性最小二乘法完成。但在估計(jì)之前，首先要判斷模型非線性效應(yīng)是否存在，即檢驗(yàn)截面異質(zhì)性是否存在。如果非線性效應(yīng)不存在，則證明模型適合在線性框架下估計(jì)；否則，使用 PSTR模型估計(jì)就是合理的。參數(shù)估計(jì)之后，還需要檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驼`差項(xiàng)是否具有剩余非線性，以考察該非線性模型是否已經(jīng)充分反映所有的體制轉(zhuǎn)換效應(yīng)。以下的實(shí)證結(jié)果主要由MATLAB軟件計(jì)算完成。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)模型估計(jì)結(jié)果

借鑒González的研究思路和方法，我們首先進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的非線性特征檢驗(yàn)，以判斷樣本數(shù)據(jù)是否具有非線性，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，無(wú)論取值1還是2，在1%的顯著性水平下，三個(gè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量都拒絕具有線性關(guān)系的原假設(shè)，說(shuō)明城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入之間的關(guān)系確實(shí)是非線性的，同時(shí)也證明了我們模型建立的正確性。

為了更準(zhǔn)確地刻畫變量之間的非線性關(guān)系，通常在線性檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，還要進(jìn)行剩余非線性檢驗(yàn)，以確定最優(yōu)轉(zhuǎn)換函數(shù)的個(gè)數(shù)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，無(wú)論=1或者=2，三個(gè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量在1%的顯著性水平下都接受轉(zhuǎn)換函數(shù)個(gè)數(shù)為1的原假設(shè)，即模型的位置參數(shù)無(wú)論為1還是為2，其最優(yōu)轉(zhuǎn)換函數(shù)的個(gè)數(shù)都為1。得到了不同個(gè)數(shù)位置參數(shù)下的最優(yōu)轉(zhuǎn)換函數(shù)后，我們還需要進(jìn)一步確認(rèn)位置參數(shù)的個(gè)數(shù)，判斷依據(jù)為Colletaz等[23]選擇的位置參數(shù)的最小和準(zhǔn)則，檢驗(yàn)結(jié)果表明，=1時(shí)的和的值均小于=2時(shí)的和的值，且=1時(shí)的統(tǒng)計(jì)量大于=2時(shí)的統(tǒng)計(jì)量，于是最終確定位置參數(shù)的個(gè)數(shù)為1，轉(zhuǎn)換函數(shù)的個(gè)數(shù)也為1。

通過(guò)MATLAB 2008a軟件，我們對(duì)本研究建立的PSTR模型采用非線性最小二乘法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表3所示，由表3可以看到，大部分變量的

估計(jì)參數(shù)都是統(tǒng)計(jì)顯著的。

(二)模型估計(jì)結(jié)果分析

由上文的參數(shù)估計(jì)結(jié)果可知，本文建立的PSTR模型的斜率參數(shù)為2.46，表明該模型的轉(zhuǎn)換速度比較慢。為了更詳細(xì)地描述在不同金融發(fā)展階段二者影響的非線性特征，我們根據(jù)原始數(shù)據(jù)和估計(jì)結(jié)果繪制出散點(diǎn)圖1和圖2，并做進(jìn)一步的深入分析。

1. 城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的門檻效應(yīng)分析

從解釋變量來(lái)看(圖1)，在金融發(fā)展的不同階段，城鎮(zhèn)化影響城鄉(xiāng)收入差距的結(jié)果不斷變化，即呈現(xiàn)出明顯的階段性特征。城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系的確是非線性的，但不是傳統(tǒng)的倒“U”型關(guān)系，而是拉平的“S”型曲線關(guān)系。其發(fā)生體制轉(zhuǎn)換的門檻水平為3.90，在門檻值前后，城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響系數(shù)均為負(fù)值，表明城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距表現(xiàn)出抑制作用。但在門檻值之前，影響系數(shù)的絕對(duì)值較大，說(shuō)明城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的抑制作用較強(qiáng)，跨過(guò)門檻值之后，影響系數(shù)的絕對(duì)值變小，說(shuō)明城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大抑制作用的強(qiáng)度變得相對(duì)較弱。

這種特征形成的基本原因在于，金融隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而產(chǎn)生服務(wù)于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，又反作用于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，金融和實(shí)體經(jīng)濟(jì)相互依托、相輔相成。一般說(shuō)來(lái)，金融發(fā)展的低級(jí)階段，也是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的低級(jí)階段，

表2 線性檢驗(yàn)與剩余非線性檢驗(yàn)

注：括號(hào)內(nèi)為對(duì)應(yīng)的值

表3 PSTR模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為參數(shù)估計(jì)的統(tǒng)計(jì)量，下同

此時(shí)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)落后，城鎮(zhèn)化水平較低，城鎮(zhèn)化建設(shè)剛剛起步，城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)需要大量的勞動(dòng)力，而農(nóng)村剩余人口正好彌補(bǔ)了這一需求，大量廉價(jià)勞動(dòng)力以農(nóng)民工的身份進(jìn)入城市生活和工作。同時(shí)，這一過(guò)程也有效釋放了農(nóng)村的土地資源，隨著農(nóng)業(yè)機(jī)械化的普及，農(nóng)村居民生產(chǎn)效率提升，其收入水平也相應(yīng)提升，在此階段城鎮(zhèn)化發(fā)展縮小了城鄉(xiāng)收入差距；在金融發(fā)展的高級(jí)階段，金融在城鄉(xiāng)分布不均衡的狀況日益改善，經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展伴隨著城鎮(zhèn)化水平的極大提高，城鎮(zhèn)化的擴(kuò)散效應(yīng)使得城鄉(xiāng)界限日漸模糊，城鄉(xiāng)逐漸一體化。因此，在此階段城鎮(zhèn)化發(fā)展依舊可以改善城鄉(xiāng)收入差距。但在金融發(fā)展的高級(jí)階段，城鎮(zhèn)化抑制城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的效應(yīng)相對(duì)較弱。

圖1 城鎮(zhèn)化影響系數(shù)與金融發(fā)展水平關(guān)系的散點(diǎn)圖

從控制變量來(lái)看(圖2)，在不同金融發(fā)展階段，工業(yè)化的影響系數(shù)呈現(xiàn)出反“S”型曲線關(guān)系。在金融發(fā)展的低級(jí)階段，工業(yè)化進(jìn)程擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距，但擴(kuò)大效應(yīng)逐漸減弱；在金融發(fā)展的高級(jí)階段，工業(yè)化進(jìn)程抑制了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大，而且抑制作用逐漸增強(qiáng)。原因在于，金融發(fā)展的低級(jí)階段，工業(yè)化發(fā)展也處于早期階段，即以農(nóng)養(yǎng)工的工業(yè)原始積累階段，工農(nóng)業(yè)產(chǎn)品價(jià)格的“剪刀差”、工農(nóng)業(yè)部門的比較勞動(dòng)生產(chǎn)率、工農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的貿(mào)易條件等諸多自然因素和財(cái)政、金融、教育等一系列偏向城市的政策因素都造成了城鄉(xiāng)收入差距的拉大。而在金融發(fā)展的高級(jí)階段，工業(yè)化發(fā)展也進(jìn)入中后期時(shí)代，工業(yè)化已達(dá)到相當(dāng)程度，工業(yè)積累開(kāi)始支援、反哺農(nóng)業(yè)，此時(shí)工業(yè)會(huì)通過(guò)資金、技術(shù)、人才等多渠道支持農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，農(nóng)民收入水平隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展逐漸提高，因而工業(yè)化縮小了城鄉(xiāng)收入差距。

圖2 工業(yè)化影響系數(shù)與金融發(fā)展水平關(guān)系的散點(diǎn)圖

2. 地區(qū)差異分析

由模型估計(jì)結(jié)果，可進(jìn)一步深入分析隨著金融的發(fā)展，城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的地區(qū)差異。我們根據(jù)原始數(shù)據(jù)計(jì)算出全國(guó)31個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)2004—2014年間金融發(fā)展水平的平均值，然后和門檻值比較，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，只有北京和上海兩個(gè)城市的金融發(fā)展水平跨越了門檻值，這和實(shí)際情況比較吻合，北京、上海作為我國(guó)經(jīng)濟(jì)高度發(fā)達(dá)的城市，金融市場(chǎng)比較完善，金融體系也較為成熟，金融發(fā)展整體水平自然較高，這兩個(gè)城市的金融發(fā)展水平均處在高級(jí)階段，城鎮(zhèn)化的發(fā)展縮小了城鄉(xiāng)收入差距；而其余城市的金融發(fā)展水平均未跨越3.90的門檻，特別是內(nèi)蒙古、河南、湖南、山東、黑龍江、河北、吉林7個(gè)省自治區(qū)的金融發(fā)展水平還未跨越2的門檻，金融發(fā)展水平更低。因此，對(duì)處在金融發(fā)展低級(jí)階段的省(自治區(qū)、直轄市)，通過(guò)城鎮(zhèn)化發(fā)展可以顯著抑制城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在本文的基準(zhǔn)回歸模型中，我們重點(diǎn)考慮了城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，并識(shí)別了其金融發(fā)展門檻效應(yīng)。其中，控制變量?jī)H僅使用了工業(yè)化發(fā)展，本文認(rèn)為工業(yè)化代表了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的水平，可以在很大程度上解釋被解釋變量包含的經(jīng)濟(jì)信息。但是，為了更為科學(xué)地證明本文結(jié)論的可靠性，在參考劉玉光 等[24]現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，我們加入眾多控制變量后進(jìn)一步進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。其中，控制變量包括經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，使用人均GDP的對(duì)數(shù)值表示；經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，使用第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重表示；財(cái)政投入，使用政府公共財(cái)政預(yù)算投入的對(duì)數(shù)值表示；對(duì)外開(kāi)放度，使用進(jìn)出口總值占GDP的比重表示。引入控制變量的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表4?？梢钥闯?，考慮控制變量后，城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響系數(shù)值和顯著性水平與基準(zhǔn)回歸大體一致，位置參數(shù)值略低于基準(zhǔn)回歸模型，平滑參數(shù)值低于基準(zhǔn)回歸模型。同時(shí)，控制變量的系數(shù)總體較為顯著。上述結(jié)果表明，模型核心變量之間的影響關(guān)系較為穩(wěn)定，受其他變量的影響較小，即回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表4 加入控制變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

五、結(jié)論與政策啟示

本文在數(shù)理分析的基礎(chǔ)上，建立了面板平滑門檻回歸模型，以金融發(fā)展為門檻變量，實(shí)證研究城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的非線性特征?；窘Y(jié)論總結(jié)如下：第一，城鎮(zhèn)化發(fā)展總體上抑制了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大，但是這一抑制效應(yīng)隨著金融發(fā)展水平的不同呈現(xiàn)出明顯的非線性特征，即表現(xiàn)為拉平的“S”型曲線特征。第二，城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的金融發(fā)展“門檻”值為3.90，在“門檻”值之前，城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的抑制效應(yīng)較強(qiáng)，跨過(guò)“門檻”值之后相對(duì)有所減弱。第三，城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響在不同地區(qū)表現(xiàn)出一定的“異質(zhì)性”特征，尤其在金融發(fā)展水平相對(duì)較低的地區(qū)，其影響效果比金融發(fā)達(dá)地區(qū)更為顯著。由此，我們得出如下兩點(diǎn)政策啟示：

其一，在實(shí)體經(jīng)濟(jì)和金融發(fā)展深度融合的背景下，應(yīng)依據(jù)金融變遷的階段性特征，合理推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)而縮小城鄉(xiāng)收入差距?？梢钥闯?，自改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)金融發(fā)展水平雖大幅提升，但整體上仍然處于3.90的“門檻”值下方，這一現(xiàn)狀一定程度強(qiáng)化了城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的抑制效應(yīng)。因此，應(yīng)當(dāng)抓住現(xiàn)階段的有利機(jī)遇，利用現(xiàn)代信息網(wǎng)絡(luò)，推動(dòng)城市生產(chǎn)要素、產(chǎn)品、金融服務(wù)等更多地向農(nóng)村地區(qū)輻射，推進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)和金融一體化，通過(guò)“以城促鄉(xiāng)”的均衡城鎮(zhèn)化發(fā)展增加農(nóng)村居民收入，從根本上改善城鄉(xiāng)收入差距。

其二，由于不同地區(qū)金融發(fā)展水平不同，應(yīng)當(dāng)有針對(duì)性地實(shí)施不同的城鎮(zhèn)化發(fā)展策略，促進(jìn)地區(qū)均衡發(fā)展和城鄉(xiāng)均衡發(fā)展。目前，我國(guó)除了北京和上海進(jìn)入金融發(fā)展的高級(jí)階段外，大部分省(自治區(qū)、直轄市)仍處在金融發(fā)展的低級(jí)階段，這一現(xiàn)狀有利于在全國(guó)范圍內(nèi)通過(guò)城鎮(zhèn)化來(lái)縮小城鄉(xiāng)收入差距。同處在金融發(fā)展高級(jí)階段的北京、上海相比，處在金融發(fā)展低級(jí)階段的其他省市更應(yīng)該大力推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程，特別是新型城鎮(zhèn)化建設(shè)，這對(duì)于改善城鄉(xiāng)收入差距、促進(jìn)社會(huì)福利公平會(huì)起到積極的效果。

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[編輯:譚曉萍]

The nonlinear characteristics of the impact of urbanization on the income gap between urban and rural areas from the perspective of financial threshold

QI Hongqian1, YAN Haichun2, 3

(1. Quantitative Research Center of Economics, Jilin University, Changchun 130012, China;2. School of Business, Jilin University, Changchun 130012, China; 3. Manzhouli College, Inner Mongolia University, Manzhouli 021400, China)

Based on mathematical analysis, and employing the panel data from 2004 to 2014 years, the present essay investigates the non-linear characteristics and regional differences of the impact of urbanization on the urban-rural income gap at different stages of financial development. Research shows that urbanization inhibits the expansion of urban-rural income gap effectively, and this inhibition with evolving of finance presents the trend of flattened “S” type. When the level of the financial development is below the threshold of 3.90, the inhibitory effect of urbanization on the urban-rural income gap is strong, while above this threshold, the inhibitory effect is relatively weak. Especially in the regions where the level of financial development is relatively low, the inhibition of the development of urbanization to the expansion of the income gap is more significant compared with that in the financially developed regions.

urban-rural income gap; urbanization; financial scale; PSTR model

F291

A

1672-3104(2016)05?0086?07

2016?06?16；

2016?07?04

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“基于生產(chǎn)要素集聚與農(nóng)民福利動(dòng)態(tài)均衡的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量研究”(14BJL063)；教育部人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地重大項(xiàng)目“調(diào)整型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)我國(guó)居民可持續(xù)性消費(fèi)影響的實(shí)證研究”(13JJD790011)；教育部哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究重大課題攻關(guān)項(xiàng)目“中國(guó)新生代農(nóng)民工收入狀況與消費(fèi)行為研究”(12JZD028)

齊紅倩(1962?)，女，吉林長(zhǎng)春人，吉林大學(xué)數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心教授，博士生導(dǎo)師，主要研究方向：微觀計(jì)量分析；閆海春(1978?)，男，河南南陽(yáng)人，吉林大學(xué)商學(xué)院博士研究生，內(nèi)蒙古大學(xué)滿洲里學(xué)院講師，主要研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)