王笳旭++馮波++王淑娟

摘要： 城鄉(xiāng)收入不平等和人口老齡化是當前中國面臨的兩大重要挑戰(zhàn)，老齡化及其分布是否加劇城鄉(xiāng)收入不平等亟需深入研究。利用中國30個省份2000—2014年的面板數(shù)據(jù)，通過靜態(tài)固定效應回歸和動態(tài)差分GMM方法系統(tǒng)考察了人口老齡化對城鄉(xiāng)收入不平等的影響。實證結果發(fā)現(xiàn)：城鄉(xiāng)人口老齡化系數(shù)比對城鄉(xiāng)收入不平等具有顯著的正向作用；人口老齡化對城鄉(xiāng)收入不平等的拉大作用既來自于城鄉(xiāng)少兒撫養(yǎng)系數(shù)比，也來自于城鄉(xiāng)老年撫養(yǎng)系數(shù)比；人口老齡化對城鄉(xiāng)收入不平等的效應具有顯著的地區(qū)差異，經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)老齡化深化的作用效果越大。研究結果揭示了二元經(jīng)濟條件下農村剩余勞動力向城市部門流動對重塑城鄉(xiāng)人口年齡結構并進而緩解城鄉(xiāng)收入不平等的重要機制作用。據(jù)此，本文提出了應對人口老齡化不利影響的相關政策啟示。

關鍵詞： 人口老齡化； 城鄉(xiāng)收入不平等； 非農就業(yè)； 固定效應； 廣義差分矩估計

文獻標識碼： A 文章編號： 1002-2848-2017（04）-0069-10

一、 引 言

城鄉(xiāng)收入不平等和人口老齡化是當前中國政府亟需應對的兩大重要挑戰(zhàn)。改革開放以來，中國以城市為中心的經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略引致了勞動力和資本等要素大量向城市集聚，農村不僅自身“造血”功能不足，而且還要承受城市的“抽血”，最終造成中國城鄉(xiāng)收入差距快速擴大[12]。1985—2009年中國城鄉(xiāng)居民收入比由186上升到333，上漲幅度超過79%。與此同時，中國的人口年齡結構也經(jīng)歷了急劇轉變，老齡化呈加速發(fā)展趨勢。2015年中國老齡化率達到1047%①，老年人口總量達到144億，聯(lián)合國世界人口展望預測到本世紀中葉，中國60歲以上的老年人口將達到5億，超過歐盟人口總數(shù)。雖然中國政府從2016年起全面放開了二孩政策，但由于生育率遠低于更替水平，老齡化趨勢在一定時期內仍難以逆轉。

不同年齡群體內部常常有不同程度的收入不平等[3]。老齡化不僅表現(xiàn)為各年齡組人口規(guī)模的絕對和相對變化，也體現(xiàn)為城鄉(xiāng)人口年齡結構的差異化分布，因此，對城鄉(xiāng)居民的收入不平等也會產生影響。農村地區(qū)由于年輕人口大量流向城鎮(zhèn)非農產業(yè)部門，導致農村地區(qū)的留守兒童和空巢老人數(shù)量劇增，而戶籍制度和勞動力市場分割使得高齡農民工又面臨返鄉(xiāng)的困境，從而加重了中國城鄉(xiāng)人口年齡結構倒置風險[4]。同時，城鄉(xiāng)人口在養(yǎng)老保障、人力資本積累和物質資本積累等方面也存在較大差異，同年齡組在城鄉(xiāng)之間的收入不平等也可能會逐漸凸顯。但另一方面隨著農村老齡化程度的加深，農業(yè)剩余勞動力無限供給的情況可能會發(fā)生轉變，當勞動供給跨過劉易斯轉折點以后，農村剩余勞動力供給將越來越少，勞動力工資水平向城市部門趨同，進而會縮小城鄉(xiāng)收入不平等。因此，老齡化究竟如何影響城鄉(xiāng)收入不平等需要從實證上進行檢驗。縮小城鄉(xiāng)收入不平等關乎中國全面建成小康社會的重要歷史任務，也是歷來中國政府致力解決的重點問題之一，對中國未來經(jīng)濟增長和社會穩(wěn)定至關重要。在人口老齡化及其城鄉(xiāng)結構差異日益突出的情況下，研究老齡化對城鄉(xiāng)收入不平等的影響具有較強的現(xiàn)實意義。二、 文獻綜述

隨著主要國家紛紛步入老齡化社會，越來越多的國內外學者致力于從年齡結構視角對收入不平等進行新的解釋。對人口年齡及其結構變化與收入不平等關系最早的量化研究可以追溯到Paglin，他運用年齡標準化基尼系數(shù)分解分析了隨著個體年齡增長收入不平等的變化趨勢，但他只考慮了年齡累積效應，卻忽視了年齡組內的不平等[5]。此后，Repetto[6]、Lindert[7]、Mookherjee and Shorrocks[8]、Deaton and Paxon[910]等綜合考慮了年齡組間和年齡組內收入不平等。Deaton and Paxon從永久收入假說理論出發(fā)，明確將整體不平等分解為按特定年份劃分的出生組組內效應和出生組組間效應，并且運用美國、英國和中國臺灣的家庭消費數(shù)據(jù)得出固定出生組的消費方差隨著年齡增長而上升[10]。即如果其他因素不變，老年人組內不平等程度必然大于年輕人組內不平等，從而使整個社會不平等程度增加[11]。同時，他們也承認雖然個別地區(qū)的經(jīng)驗數(shù)據(jù)得出了出生組內收入和消費不平等隨年齡增長而擴大的結論，但由于總體不平等還取決于年齡組間不平等，因此人口老齡化對總體消費和收入不平等的影響并不確定。

前期研究主要是對年齡結構和不平等的關系進行經(jīng)驗性描述，而缺乏深入的影響機制和效應分析，隨著研究的深入，學者們開始關注老齡化對收入不平等影響的原因及程度。Lam認為老齡化對收入不平等的影響取決于年齡組間不平等和年齡組內不平等的中和效應，一方面人口快速增長帶來年輕人口增多，而年輕工人的平均工資往往較低，因此拉大了年齡組間收入不平等。而另一方面出生組內收入不平等隨年齡增長而拉大，因此人口老齡化又會擴大組內收入不平等[12]。Von Weizscker考慮了加入養(yǎng)老金后老齡化的影響效應，他將人口分為勞動人口和退休人口兩部分，發(fā)現(xiàn)由于政府轉移支付和老年撫養(yǎng)金等會調節(jié)老年人口收入，因此老齡化既不會使收入不平等增加也不會使收入不平等下降[13]。也有學者認為當老年人口增多時，人力資本水平差異和物質資本積累差異會逐漸凸顯，這一方面導致隨年齡增長年齡組間的收入差距拉大，另一方面導致高年齡組內的收入差距不斷擴大，最終老齡化會加劇整體收入不平等。在影響程度的度量方面，Ohtake and Saito利用方差分解思想分析了年齡效應（人口老齡化）和出生組效應對日本總體消費和收入不平等的貢獻度，發(fā)現(xiàn)整體消費不平等中有近一半是由人口老齡化引起的，而1/3左右是由出生組效應引起的[14]。

隨著中國加入“老齡化俱樂部”，國內學者也開始關注人口老齡化對收入不平等的影響，多數(shù)研究仍然延續(xù)了對總體不平等進行分解的研究方法，從人口年齡組內和年齡組間的收入不平等解釋老齡化對中國城市或農村、全國或地區(qū)的收入不平等的影響。例如，曲兆鵬和趙忠[11]基于CHIP1988年、1995年和2002年的微觀數(shù)據(jù)，利用方差分解和回歸分解方法分析了中國農村地區(qū)收入和消費不平等，得出組內不平等占主導地位，而老齡化的影響很小。Zhong運用Shapley分解方法分析了中國農村地區(qū)收入不平等，發(fā)現(xiàn)農村勞動年齡人口對收入不平等的貢獻從1997年的27%上升到2006年的85%，即老齡化加重了農村地區(qū)的不平等[15]。劉華利用農戶微觀家計調查數(shù)據(jù)通過回歸分解分析發(fā)現(xiàn)雖然老齡化對農村不平等上升有正向作用，但其影響效應很低[16]。郭繼強等擴展了經(jīng)典OS分解，并利用中國城鎮(zhèn)住戶調查（UHS）數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)老齡化效應解釋了收入不平等的1633%[17]。endprint

上述文獻為我們研究中國城鄉(xiāng)收入不平等提供了有益借鑒，但綜合而言仍存在以下不足：1.學者們主要從總體收入不平等入手，通過分解分析獲得老齡化相關因素（出生組間和出生組內）對收入不平等的影響，但城鄉(xiāng)收入不平等則很難用上述方法進行分解，因此其結論并不能完全適用于分析城鄉(xiāng)收入不平等；2.分解分析的一個重要局限性是只能探究老齡化因素對總體收入不平等的貢獻率[15]。但在政策制定時，我們不僅關心其貢獻度，更需要知道老齡化是如何影響了城鄉(xiāng)收入不平等，老齡化對城鄉(xiāng)收入不平等的影響效應有多大；3.中國各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展、制度和政策差異較大[18]，且步入老齡化的速度和水平存在顯著差異，老齡化水平及分布形態(tài)的差異是否也會引起地區(qū)間城鄉(xiāng)收入不平等的差異也沒有得到較好的回答。

事實上，中國是一個典型的二元經(jīng)濟國家，一切的城鄉(xiāng)問題都與二元經(jīng)濟制度緊密聯(lián)系。劉易斯最早提出城鄉(xiāng)二元結構理論，他認為發(fā)展中國家存在著低勞動生產率、低工資的傳統(tǒng)農業(yè)部門和高勞動生產率、高工資的城市現(xiàn)代部門，且農村剩余勞動力無限供給。因此在城鄉(xiāng)二元勞動力自由流動下，城鄉(xiāng)人口年齡結構的重塑可能會擴大城鄉(xiāng)收入差距。一是城鄉(xiāng)人口年齡組內收入不平等擴大。城市高工資年輕人口的增多和農村低工資年輕人口的減少必將加快城鄉(xiāng)年輕人口組內收入不平等?？紤]到養(yǎng)老保障制度的城鄉(xiāng)差異，城市老年人口組的收入將高于農村老年組。因此，從年齡組內的城鄉(xiāng)收入差距看，在二元經(jīng)濟下，城鄉(xiāng)人口年齡結構的差異必然導致城鄉(xiāng)收入更不均等。二是城鄉(xiāng)人力資本差異大，城市的工人隨著年齡增長，其人力資本存量也隨之增加，尤其是從事腦力勞動力的人口，存在“越老越值錢”的現(xiàn)象。而反觀農村人口由于所從事的工作主要是低技能的體力勞動，其人力資本積累較低，一旦步入老年則獲得收入的能力也會下降。而且由于戶籍制度的限制，人口在城鄉(xiāng)間的自由流動仍未能完全實現(xiàn)，所以那些受教育程度較高、具備較高知識和技術水準的人可能會被城市接納。而那些知識和技術水準低、心理比較脆弱的高齡人口可能會重新回流到農村，于是城鄉(xiāng)間的工資率、生產率差距和城鄉(xiāng)收入差距將在較長時間內存在[19]。

然而，人口老齡化也可能會通過影響城鄉(xiāng)勞動力流動而縮小城鄉(xiāng)收入不平等。一是如果嚴格限制農村勞動力流出，實行嚴格的城鄉(xiāng)就業(yè)市場分割，并且將發(fā)展重心放到城市部門，那么城市偏向的經(jīng)濟增長就會導致城鄉(xiāng)收入差距擴大[12]。中國自改革開放以來，戶籍制度不斷松動，農村剩余勞動力的流動有了一定自由，因此只要剩余勞動能夠進入到工資水平相對較高的城市部門，那么就能夠適當?shù)奶岣咿r村收入；二是人口老齡化使得勞動力相對稀缺，這時城鄉(xiāng)人口年齡結構及規(guī)模的變化將會產生兩個效應，其一是促進土地的規(guī)模化經(jīng)營和農業(yè)生產技術的推廣，這會使得從事農業(yè)的收入提高。其二，繼續(xù)向城市部門轉移勞動力的制度性工資將會上升，并帶動農業(yè)部門的工資水平得到相應提高，促使農村和城市的工資水平趨同；三是人口老齡化會使得知識資本變得日益重要，因為老齡化導致資本和勞動的相對稀缺性發(fā)生變化，促進企業(yè)用技術替代勞動，最終擁有知識和技能的轉移勞動力工資上漲。而不論是初期的農村剩余勞動力流出還是后期的剩余勞動力的挖掘，促進農村勞動力流出的最大條件就是城市部門的工資水平高于農村部門，因此其結果都是城鄉(xiāng)收入不平等趨于縮小。三、 模型設定與數(shù)據(jù)說明

（一）計量模型的設定

根據(jù)以往關于城鄉(xiāng)收入差距的相關研究，本文參考藍嘉俊等[3]對老齡化與收入不平等關系的回歸模型，模型的基本形式設定如下：

其中，μi為地區(qū)固定效應，控制不隨時間變化但與解釋變量相關的地區(qū)因素，例如風俗習慣、地理區(qū)位等因素；μt為時間固定效應；εit為隨機干擾項；βi為各變量的系數(shù)。Gapit為第t年i地區(qū)的城鄉(xiāng)收入不平等。常用的衡量收入不平等的方法主要有變異系數(shù)法、離差均值法、基尼系數(shù)法、方差法、比值法等[3，11，20]。雖然上述方法衡量總體收入不平等具有較好的效果，但是卻難以將城鄉(xiāng)收入差距從總體收入差距中分離出來。對此，王少平和歐陽志剛[21]構建了加入城鄉(xiāng)人口權重的城鄉(xiāng)間收入不平等衡量方法，相對于直接采用城鄉(xiāng)收入之比，該種方法能夠反映城鄉(xiāng)人口結構變化導致的收入不平等變動。因此，本文借鑒王少平和歐陽志剛的研究，利用Theil指數(shù)衡量城鄉(xiāng)收入不平等：

其中，Tit為衡量城鄉(xiāng)收入不平等的Theil指數(shù)。j=1，2分別表示城鎮(zhèn)和農村，Pij，t表示i地區(qū)的城鎮(zhèn)（j=1）或農村（j=2）在t時期的人口數(shù)，Pi，t表示i地區(qū)在t時期的人口總量，Zij，t表示i地區(qū)城鎮(zhèn)（j=1）或農村（j=2）的總收入，Zi，t為i地區(qū)在t時期的總收入。

核心解釋變量為城鄉(xiāng)人口年齡結構。首先，用城鄉(xiāng)人口老齡化系數(shù)差距衡量城鄉(xiāng)老年人口總量結構的差異。其次，人口老齡化一方面來自預期壽命延長導致的老年人口增多；另一方面來自出生率下降導致的少兒數(shù)量減少。而理論分析表明勞動年齡人口在城鄉(xiāng)之間的遷移流動會重塑城鄉(xiāng)人口年齡結構，從而影響到城鄉(xiāng)人口的收入水平。為了反映城鄉(xiāng)勞動年齡人口變動導致的城鄉(xiāng)人口年齡結構變化，我們將老齡化分解為底部老齡化（少兒人口比勞動年齡人口）和頂部老齡化（老年人口比勞動年齡人口）兩部分，并構建城鄉(xiāng)底部老齡化差距指標（Ydep）和頂部老齡化差距指標（Odep）。因此，模型進一步表示為：

為了保證回歸結果的穩(wěn)健性，根據(jù)以往研究，本文加入對城鄉(xiāng)收入不平等有重要影響的一系列控制變量，主要有城鄉(xiāng)固定資產投資差距（Invb）、人力資本水平（Eduy）、經(jīng)濟發(fā)展水平（Pgdp、Pgdp2）、城鎮(zhèn)化水平（Urban）和失業(yè)率（Uemp）等。因此，對模型（1）和模型（3）擴展后如下：

（二）數(shù)據(jù)及指標說明

2000年之前缺乏詳細的各省份分城鄉(xiāng)的人口年齡結構數(shù)據(jù)，考慮到數(shù)據(jù)的可得性，采用2000—2014年中國30個省份（不含港澳臺和西藏）的省際面板數(shù)據(jù)進行實證分析。其中，城鄉(xiāng)人口老齡化系數(shù)差距、城鄉(xiāng)少兒人口撫養(yǎng)系數(shù)差距和城鄉(xiāng)老年人口撫養(yǎng)系數(shù)差距等數(shù)據(jù)來自于《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》，分別用城鄉(xiāng)人口老齡化系數(shù)比（Old）、城鄉(xiāng)少兒人口撫養(yǎng)系數(shù)比（Ydep）、城鄉(xiāng)老年人口撫養(yǎng)系數(shù)比（Odep）計算獲得，系數(shù)比值越大則表示城市該指標值相對于農村越高，反之則越低；endprint

經(jīng)濟發(fā)展水平（Pgdp）數(shù)據(jù)取自《中國統(tǒng)計年鑒》，用剔除通貨膨脹的地區(qū)實際人均GDP的對數(shù)衡量。經(jīng)濟發(fā)展水平直接決定城鄉(xiāng)居民的收入狀況，根據(jù)偏向型經(jīng)濟發(fā)展理論，一國在經(jīng)濟的積累和起飛階段，往往會將發(fā)展重心放在城市工業(yè)部門，因此在經(jīng)濟發(fā)展水平較低的階段可能會因為偏向型的經(jīng)濟發(fā)展政策而導致城鄉(xiāng)收入差距擴大。但是當經(jīng)濟發(fā)展到一定階段以后，隨著國家實力的增強，將有能力構建協(xié)調的城鄉(xiāng)關系，因此城鄉(xiāng)差距可能會得到抑制，甚至可能通過政策向農村的傾斜而得到縮小[22]。因此，經(jīng)濟發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入不平等可能并不是簡單的線性關系，為控制經(jīng)濟發(fā)展對城鄉(xiāng)收入分配的庫茲涅茨效應（先升后降），在模型中納入人均實際GDP對數(shù)的平方。

平均受教育年限（Eduy）數(shù)據(jù)來自于《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》，平均受教育年限平均受教育年限的計算方法為：（不識字或很少識字人口×1年+小學受教育人口×6年+初中受教育人口×9年+高中受教育人口×12年+大專以上受教育人口×16年）/6歲以上總人口。衡量了人力資本水平的變化，而農村地區(qū)人力資本水平的提升能夠提高農業(yè)生產效率，釋放剩余勞動，提高就業(yè)選擇性和收入多樣性，對城鄉(xiāng)收入差距縮小將有積極作用；城鄉(xiāng)固定資產投資比（Invb）為城鎮(zhèn)固定資產投資/農戶固定資產投資，數(shù)據(jù)來源于《中國農村統(tǒng)計年鑒》，由于2011年以后只統(tǒng)計了農戶固定資產投資額，為了數(shù)據(jù)一致性，本文用農戶固定資產投資表征農村固定資產投資額。該指標重點反映了城鄉(xiāng)偏向型發(fā)展的政策傾向，城鄉(xiāng)固定資產投資比差距越大，則政策偏向性越大；城鎮(zhèn)化（Urban）數(shù)據(jù)來自各省統(tǒng)計年鑒，用城鎮(zhèn)常住人口占總人口比重衡量；失業(yè)率（Uemp）為各地區(qū)城鎮(zhèn)登記失業(yè)率，數(shù)據(jù)來自《中國勞動統(tǒng)計年鑒》，失業(yè)率越高說明經(jīng)濟越不景氣，農民進入城市部門獲得就業(yè)的機會越小，從而越不利于農村勞動力外出就業(yè)。如果農村居民收入主要來源于進城務工，則就業(yè)機會的減少將使得農村家庭收入下降，拉大城鄉(xiāng)收入差距。

對以上變量取對數(shù)，變量的統(tǒng)計性描述如表1所示。根據(jù)城鄉(xiāng)老齡化差距、少兒撫養(yǎng)比差距和城鄉(xiāng)老年人口撫養(yǎng)比差距的指標含義可知，由于城鄉(xiāng)老齡化系數(shù)比的對數(shù)、城鄉(xiāng)老年撫養(yǎng)系數(shù)比的對數(shù)和城鄉(xiāng)少兒撫養(yǎng)系數(shù)比的對數(shù)的均值和中位數(shù)都是負值，因此，總體而言，我國各地區(qū)農村人口老齡化程度都高于城鎮(zhèn)，而且農村對子女和老人的撫養(yǎng)負擔也高于城鎮(zhèn)。

四、 人口老齡化對城鄉(xiāng)收入不平等影響的

實證分析 考慮到省際面板數(shù)據(jù)具有顯著的地區(qū)異質性，通過Hausman檢驗對比隨機效應模型和固定效應模型，最終本文采用固定效應模型作為基礎模型的靜態(tài)回歸結果。但是靜態(tài)估計由于沒有考慮城鄉(xiāng)收入不平等變化的滯后性，也沒有考慮到解釋變量與殘差之間的相關性和變量之間的序列相關性，故而靜態(tài)估計可能存在一定的內生性問題，導致估計結果有偏。因此，通過加入城鄉(xiāng)收入不平等的滯后變量將面板數(shù)據(jù)模型擴展為動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，并采用兩步差分廣義矩估計方法控制模型內生性問題，從而檢驗靜態(tài)估計結果的穩(wěn)健性。

（一）老齡化對城鄉(xiāng)收入不平等的影響

模型13為城鄉(xiāng)人口老齡化差距對城鄉(xiāng)收入不平等影響的靜態(tài)估計，結果表明城鄉(xiāng)人口老齡化系數(shù)比顯著的拉大了城鄉(xiāng)收入不平等，且通過了至少5%的假設檢驗。隨機效應和固定效應結果顯示城鄉(xiāng)老齡化系數(shù)比對城鄉(xiāng)收入不平等的影響效應在01161～01528之間。以固定效應結果為基準，在其他條件不變的情況下，如果城鄉(xiāng)老齡化系數(shù)比提升1個百分點，則城鄉(xiāng)收入不平等將擴大015個百分點；模型46為城鄉(xiāng)少兒撫養(yǎng)系數(shù)比和老年撫養(yǎng)系數(shù)比對城鄉(xiāng)收入不平等的靜態(tài)估計，結果表明城鄉(xiāng)老年撫養(yǎng)系數(shù)比顯著擴大了城鄉(xiāng)收入不平等，且通過了至少5%的假設檢驗。城鄉(xiāng)少兒撫養(yǎng)系數(shù)比的影響雖然在隨機效應估計中不顯著，但在固定效應模型中通過了10%的假設檢驗，總體看城鄉(xiāng)少兒撫養(yǎng)系數(shù)比和老年撫養(yǎng)系數(shù)比均對城鄉(xiāng)收入不平等起到了擴大作用。

城鄉(xiāng)人口老齡化差距的回歸系數(shù)為正意味著農村較城鎮(zhèn)老齡化水平越低，則城鄉(xiāng)收入不平等程度越高。即在城市老齡化水平一定的情況下，農村老齡化水平的提高將有助于城鄉(xiāng)收入不平等縮小。這可能有以下幾種原因：一是由于戶籍制度限制，外出就業(yè)農民工很少轉變?yōu)槌鞘芯用?，其勞動收入通過家庭形式反饋回農村，從而增加了農村居民的總收入；二是城鄉(xiāng)人口統(tǒng)計存在系統(tǒng)性偏差，城鎮(zhèn)人口統(tǒng)計范疇為居住在城鎮(zhèn)范圍內的全部常住人口，從而可能將人戶分離的農民工統(tǒng)計在內，使農村以更高的老齡化率、更少的人口分配本應該由農村剩余人口和外出就業(yè)人口共同分配的總收入；三是老齡化的加重使得農民工外出就業(yè)的制度性工資上漲。在剩余勞動力無限供給的情況下，農村勞動力工資被嚴重低估。但隨著農村老齡化程度的加深，在勞動力資源結構性短缺的情況下，長期扭曲的農村勞動力價格將會上漲，從而使農村勞動力收入增速高于城鎮(zhèn)；四是，隨著勞動力供給的稀缺，加強勞動權益保障成為提升勞動力利用效率的關鍵。

最低工資法的實施恰恰提高了勞動力工資水平，其中城鎮(zhèn)職工的工資通常高于制度性工資水平，因此制度性工資主要影響農村外出務工勞動力的工資水平。

從城鄉(xiāng)少兒撫養(yǎng)系數(shù)比看，農村少兒撫養(yǎng)系數(shù)較城鎮(zhèn)越低，則城鄉(xiāng)收入不平等程度越大，這與傳統(tǒng)上認為的農村撫養(yǎng)系數(shù)降低會增加家庭收入來源、縮小城鄉(xiāng)收入不平等的觀點相悖[23]。這可能有兩種原因：其一，城鄉(xiāng)少兒撫養(yǎng)比下降的邊際收入效應不同。即如果城市和農村少兒撫養(yǎng)比同樣減少1個單位，但城鎮(zhèn)婦女從撫養(yǎng)更多子女的負擔中解放出來所獲得高收入工作的機會卻比農村婦女高；其二，撫養(yǎng)子女需要高額的成本，相對而言城市在這方面的成本會更高。為了滿足子女接受教育、結婚住房等需求，城鎮(zhèn)少兒撫養(yǎng)系數(shù)高，則城鎮(zhèn)家庭需要掙取的收入越多，從而拉大城鄉(xiāng)收入差距。從城鄉(xiāng)老年撫養(yǎng)系數(shù)比看，城鎮(zhèn)老年撫養(yǎng)系數(shù)比越高，則城鄉(xiāng)收入不平等越大，這可能與老年人口組內的收入差距有關。城鄉(xiāng)老年人口具有不同的養(yǎng)老模式，農村老年人口主要依靠家庭供養(yǎng)或者依靠其自身的勞動獲得養(yǎng)老保障，因此其收入能力有限。而城市老年人口則依靠退休金、養(yǎng)老金等收入，外加子女的補貼，其收入來源要比農村老年人口更多[23]。例如，2016年《中國老年社會追蹤調查報告》顯示，機關事業(yè)單位離退休金平均每月317469元，城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老金為240022元，而農村社會養(yǎng)老保險金僅為14121元，機關事業(yè)單位退休金是農村老年人口保險金的2248倍。同時，城鄉(xiāng)老年人口的人力資本水平和物質資本積累也存在較大差異。所以，城鎮(zhèn)高收入老年組人口增多反而擴大了城鄉(xiāng)收入不平等。endprint

但是，從當前中國城鄉(xiāng)老齡化差異看，城鄉(xiāng)老齡化系數(shù)比的對數(shù)、城鄉(xiāng)老年撫養(yǎng)系數(shù)比的對數(shù)和城鄉(xiāng)少兒撫養(yǎng)系數(shù)比的對數(shù)的均值和中位數(shù)都是負值，因此綜合效果可能降低了城鄉(xiāng)收入不平等。從其他控制變量的回歸結果也能夠得到一些有意義的結論。經(jīng)濟發(fā)展水平的一次項系數(shù)為正而二次項系數(shù)為負，表明城鄉(xiāng)收入不平等隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的變化呈現(xiàn)出顯著的倒U型特征，驗證了中國城鄉(xiāng)收入不平等服從庫茲涅茨假說；人均受教育年限和城鎮(zhèn)化的提高對于縮小城鄉(xiāng)收入不平等具有積極意義，與理論預期一致；物質資本投資和失業(yè)率顯著的擴大了城鄉(xiāng)收入不平等，這表明城市偏向的投資模式確實導致了城鄉(xiāng)發(fā)展失衡，要縮小城鄉(xiāng)收入不平等必須要加快對農村的投資。失業(yè)率升高表明經(jīng)濟發(fā)展不景氣，農村外出務工人員往往從事非正規(guī)就業(yè)，就業(yè)具有較強的不穩(wěn)定性，受經(jīng)濟形勢影響大。

分地區(qū)看，人口老齡化對城鄉(xiāng)收入不平等的作用效果并不一致。老齡化對東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入不平等均具有正向作用，但只有東部地區(qū)城鄉(xiāng)老齡化系數(shù)比通過了10%的假設檢驗，中部地區(qū)和西部地區(qū)的城鄉(xiāng)老齡化系數(shù)比并沒有通過顯著性檢驗。但是從回歸系數(shù)的效果看，東、中、西三大地區(qū)的老齡化作用效果從大到小依次為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)，說明越是經(jīng)濟發(fā)展水平高的地區(qū)人口老齡化對城鄉(xiāng)收入不平等的影響越大，這與藍嘉俊等[3]的研究結論相符。經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)，其城市集聚高素質人才的能力越強，這不僅會吸引當?shù)氐霓r村剩余勞動力，而且會吸引經(jīng)濟發(fā)展落后地區(qū)的人口流入，進而改變不同經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)的城鄉(xiāng)人口年齡結構分布狀態(tài)，最終經(jīng)濟發(fā)展水平越高地區(qū)的城市人口年齡結構比農村越年輕，同時對城市老齡化水平變動的敏感性也會更高。從表4可以發(fā)現(xiàn)，中國東、中、西三大地區(qū)隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的依次降低，城鄉(xiāng)收入不平等和城鄉(xiāng)老齡化差距依次上升，即城市老齡化水平比農村老齡化水平越小城鄉(xiāng)收入不平等程度越低。這也從側面證明了勞動力向城市部門和經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)轉移就業(yè)對改變城鄉(xiāng)年齡結構分布及城鄉(xiāng)收入不平等具有一定的緩解作用。

三大地區(qū)的城鄉(xiāng)收入不平等與經(jīng)濟發(fā)展水平具有高度相關性，且均呈倒U型的發(fā)展模式。對于東部地區(qū)和西部地區(qū)，加快城鎮(zhèn)化的進程能夠顯著的縮小城鄉(xiāng)收入不平等，而對于中部地區(qū)則需要加快城市部門的物質資本投入，從而創(chuàng)造更多的非農就業(yè)崗位。教育水平的提高也是縮小城鄉(xiāng)收入不平等的重要途徑，但是這對于東部地區(qū)的作用效果卻不顯著，原因可能與東部地區(qū)城市集中了大量的高等教育資源，

而教育資源向農村地區(qū)的外溢效應卻沒有很好發(fā)揮有關。

（二）模型的穩(wěn)健性檢驗

首先，在固定效應回歸的基礎上運用自助法（Bootstrap）檢驗靜態(tài)估計結果的穩(wěn)健性。自助法采用重復抽樣100次的結果，穩(wěn)健性檢驗的結果與直接采用固定效應回歸的結果并無顯著差異，各變量均通過了10%以內的假設檢驗，表明模型靜態(tài)估計結果具有較強的可信性。

注：模型12和模型13括號內為z檢驗值，模型10和模型11括號內為t檢驗值，***、**、*分別表示通過1%、5%和10%的假設檢驗。自助法（Bootstrap）采用了重復抽樣100次進行檢驗。 其次，由于經(jīng)濟增長、城鎮(zhèn)化等因素可能通過引導勞動力在城鄉(xiāng)間重新配置而改變城鄉(xiāng)人口年齡結構，或者城鄉(xiāng)收入不平等的變化會受到前期水平的影響，導致靜態(tài)估計結果不能有效消除模型內生性等問題。因此，本文采用兩步差分廣義矩估計對模型進行動態(tài)面板效應估計。AR（2）檢驗表明模型解釋變量與殘差不存在二階序列相關，Sargan檢驗約束了工具變量過多問題，通過了工具變量有效性檢驗。解釋變量中城鄉(xiāng)收入不平等的滯后項通過了1%的顯著性檢驗，且對當期城鄉(xiāng)收入不平等的影響程度較高，表明城鄉(xiāng)收入不平等具有明顯的動態(tài)效應。而加入城鄉(xiāng)收入不平等的滯后項后，城鄉(xiāng)老齡化差異、城鄉(xiāng)少兒撫養(yǎng)系數(shù)差異和城鄉(xiāng)老年撫養(yǎng)系數(shù)差異等指標的作用效應雖有不同程度減弱，但依然通過了1%的檢驗水平，其他變量的回歸結果也沒有發(fā)生明顯異常，表明人口老齡化對城鄉(xiāng)收入不平等具有穩(wěn)健的正向影響，靜態(tài)回歸結果具有較強的可信性。五、 研究結論與政策啟示

城鄉(xiāng)收入差距過大是中國全面建成小康社會的重大障礙，人口老齡化對解決城鄉(xiāng)收入不平等形成新的挑戰(zhàn)，如何應對人口老齡化的不利影響成為當前亟需研究的問題之一。對此，本文基于2000—2014年中國省際面板數(shù)據(jù)，采用Theil指數(shù)衡量中國城鄉(xiāng)收入不平等，并構建了人口老齡化對城鄉(xiāng)收入不平等影響的面板數(shù)據(jù)模型，從靜態(tài)和動態(tài)角度探究了人口老齡化對城鄉(xiāng)收入不平等的影響，得出以下基本結論和政策啟示：

（1）人口老齡化是中國城鄉(xiāng)收入不平等的重要原因之一，城鄉(xiāng)人口老齡化系數(shù)比對城鄉(xiāng)收入不平等的擴大起到了顯著的正向作用；（2）城鄉(xiāng)少兒撫養(yǎng)系數(shù)比和城鄉(xiāng)老年撫養(yǎng)系數(shù)比均是人口老齡化擴大城鄉(xiāng)收入不平等的原因，即城鄉(xiāng)底部老齡化差異和頂部老齡化差異都對收入不平等起到了助推作用；（3）城鄉(xiāng)人口老齡差異對城鄉(xiāng)收入不平等的影響存在顯著的區(qū)域差距，經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)，人口老齡化對城鄉(xiāng)收入不平等擴大的影響效應越大；（4）城鄉(xiāng)收入不平等的演變具有顯著的動態(tài)效應，滯后期的城鄉(xiāng)收入不平等對當期的城鄉(xiāng)收入不平等具有顯著的拉大作用；（5）城鄉(xiāng)收入不平等受到多種因素共同影響，其中受教育年限和城鎮(zhèn)化的提高起到了顯著的縮小作用，而城市偏向的投資和城鎮(zhèn)失業(yè)率的提升則起到了擴大作用。經(jīng)濟發(fā)展的影響表明中國城鄉(xiāng)收入不平等的變化符合庫茲涅茨的倒U型假說。

上述研究結果表明，要縮小城鄉(xiāng)收入不平等關鍵在于促使城市人口年齡結構年輕化。從當前的發(fā)展情況看，中國城鄉(xiāng)老齡化系數(shù)比的對數(shù)、城鄉(xiāng)少兒撫養(yǎng)系數(shù)比的對數(shù)和城鄉(xiāng)老年撫養(yǎng)系數(shù)比的對數(shù)的均值和中位數(shù)都為負數(shù)，而三者的回歸系數(shù)均為正數(shù)，因此，整體上城鄉(xiāng)老齡化系數(shù)差距、少兒撫養(yǎng)系數(shù)差距和老年撫養(yǎng)系數(shù)差距的綜合效應是縮小了城鄉(xiāng)收入不平等。促使城市人口年齡結構比農村更年輕的一條重要途徑是持續(xù)的釋放農村剩余勞動力，促進農村勞動年齡人口向城市非農部門轉移就業(yè)，進而重塑城鄉(xiāng)人口年齡結構。這就為我們從城鄉(xiāng)人口年齡結構調整的角度提供了改善城鄉(xiāng)收入不平等的新的政策啟示：endprint

（1）從2016年開始中國全面放開了二孩政策，由于農村地區(qū)的少兒撫養(yǎng)系數(shù)較高，全面放開二孩政策以后農村地區(qū)的生育率反彈可能有限，而城鎮(zhèn)的上漲空間較大。因此，要重視城鎮(zhèn)生育率上升后導致城鄉(xiāng)少兒撫養(yǎng)系數(shù)比上升對城鄉(xiāng)不平等的拉大作用。要加大教育資源向農村地區(qū)的傾斜，發(fā)揮教育水平提升對城鄉(xiāng)收入不平等的縮小作用；（2）加快戶籍制度改革步伐，推進城鎮(zhèn)化進程。有研究指出農民工沒有戶籍而不能在城市穩(wěn)定就業(yè)，40歲以上就難以轉移出去就業(yè)了，而這些高齡勞動年齡人口返回農村在一定時期內會導致農村收入水平下降，從而擴大城鄉(xiāng)收入不平等。實際上，國際勞工組織認定的工人黃金年齡是25～54歲，這也就意味著我國多數(shù)的農業(yè)轉移勞動力還有15年左右的黃金勞動時間沒有充分釋放[24]。因此應通過戶籍制度改革，使有能力穩(wěn)定就業(yè)的人口能夠長期留在城鎮(zhèn)，通過放寬城鎮(zhèn)化門檻延長其工作年限，使之成為穩(wěn)定的城市產業(yè)工人；（3）加大投資向農村地區(qū)的傾斜力度，加快城鄉(xiāng)一體化發(fā)展。不僅要協(xié)調統(tǒng)籌教育、就業(yè)、養(yǎng)老、基礎設施等基本要素，而且要加快農村地區(qū)的改革力度，提升農村地區(qū)的勞動生產率，一方面要繼續(xù)推進以工業(yè)化、產業(yè)化和信息化等手段改造傳統(tǒng)農業(yè)[25]，另一方面要通過提升農村人力資本水平促進農村剩余勞動力轉移就業(yè)提高農業(yè)勞動生產率。當然，受老齡化的影響，經(jīng)濟增長方式也會發(fā)生急劇轉變，這就需要加快對農村勞動力的教育培訓，使之能夠適應現(xiàn)代農業(yè)和現(xiàn)代產業(yè)轉型發(fā)展的需求。參考文獻：

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責任編輯、 校對： 李再揚endprint