一个分析框架:金融发展、城镇化与我国城乡收入差距影响的实证研究

冯 帅

(湘潭大学 商学院，湖南 湘潭411105)

改革开放以来，收入分配不均已对我国构成重要挑战。我国总体居民收入差距由区域性收入差距、城市内部收入差距、农村内部收入差距和城乡居民收入差距构成，城乡居民收入差距是我国总体收入差距最主要的来源［1-3］。城乡收入差距对总体居民收入差距的贡献由1988 年的37%上升到1995 年的41%，到2002 年进一步上升为46%。从城乡收入差距的历史演变来看，我国城乡收入比由1983 年的1.82 上升到2013 年的3.1，上升幅度超过70%，而城乡消费比则由1983 年的2.04 上升到2.82，上升幅度超过了50%［4］。如果把隐性福利和实物性补贴都算作是个人收入的一部分，则中国可能是世界上城乡收入差距最大的国家之一［5］。

提高农民收入，改善城乡收入分配不均的状况是具有二元经济特征的国家面临的根本性问题。大量研究表明，二元经济结构下政府的城市偏向政策是导致我国城乡居民收入差距扩大的重要原因［6-9］。近年来，城乡收入差距来源视角开始纳入到关于我国城乡收入分配的框架中。研究认为，基于城乡收入差距来源视角，我国城乡收入差距最重要的影响因素是工资性收入［10-12］。

城镇化水平滞后于经济发展水平和工业化水平是我国经济社会面临的又一难题。城镇化进程本质上体现为城市物质、精神文明在农村普及程度不断提高的经济、社会发展过程［13］。城镇化对城乡收入差距的影响，具有正反两方面的作用效应:一方面，农村劳动力流向城镇在缓解农村剩余劳动力的同时加剧了城市劳动市场的竞争，从而有利于两部门要素价格的均等化，从而缩小城乡收入差距;另一方面，城镇化进程中，地方政府追求经济增长的内生目标导致政府投资偏向于城镇基础设施、公共工程建设，因而城镇化必然有利于城镇居民，这又会扩大城乡收入差距。城镇化对城乡收入差距的抑制效应是根本的，而城镇化扩大城乡居民收入差距则是短期的［14］。大量研究表明，城镇化抑制了我国城乡居民收入差距的进一步扩大［15-17］。

关于金融发展对城镇化的促进作用文献已汗牛充栋。陈元认为金融发展是破除城镇化进程中资金约束瓶颈效应的重要途径，开放性金融对于城镇化建设具有重要意义［18］。Kim 研究认为金融发展对城镇化的促进作用主要通过对土地开发、基础设施建设的融资支持得以实现［19］。Stopher对比研究了中国城镇化进程中水资源供应和美国城市化进程中铁路设施建设的融资约束，认为金融发展是缓解城镇化资金瓶颈效应的主要机制［20］。而对于金融发展与收入分配的研究，学者们大都沿用了GJ 模型①的逻辑。尽管分析的视角具有很大的不同，但GJ 模型的核心观点与“库兹尼茨倒U 假说”基本相似［21］。

本文基于1978—2014 年中国29 省(直辖市、自治区)面板数据样本，探讨金融发展、城镇化对城乡收入差距的直接影响，并进一步分析城镇化的中介效应。

一 金融发展、城镇化与城乡收入差距:理论假说

(一)理论模型基本假设

经济体存在典型的二元经济特征，存在由于制度分割导致的现代城市经济部门和传统的农村经济部门。总体劳动者数量为L，城镇部门的劳动者数量为Lu，则城镇化可以由式(1)来度量:

企业在生产过程中对外部融资约束具有一定依赖，且满足生产规模报酬不变，按照内生增长模型，假定城市部门(u)和农村部门(r)的生产函数分别由(2)、(3)决定②:

Y、K、J、L 分别为经济体中总产出、实物资本、外部融资和劳动投入。α 和s 分别代表农村部门和城市部门的资本产出弹性，β 和t 分别代表农村部门和城市部门的外部融资产出弹性。假定Ar和Au分别为农村部门和城市部门的生产技术，并外生于经济模型。

密集形式的生产函数为:

设定p=J/Y 作为金融发展程度的度量，同时由于我国金融发展的二元结构特征，以q=Ju/J 衡量金融发展的非均衡性，即城市部门获得的外部融资在社会总外部融资中所占的比重，作为金融发展城乡不平衡程度的度量。

由于大量竞争性厂商的存在，假定两部门厂商的长期利润均为零，且按照利润最大化原则进行生产，因而劳动的边际产品MPL 等于劳动的实际工资收入I。

农村部门和城市部门劳动实际工资收入为:

则以劳动工资收入衡量的城乡居民收入差距为:

(二)理论模型推导

在上文理论模型假设的基础上，本节主要考察城镇化对城乡收入差距的影响及金融发展对城镇化的作用。城乡两部门的产出比Yu/Yr为:

对金融发展p 进行适当变形，得到:

由式(11)，构建如下的隐函数:

对隐函数(12)进行分别求导，得到:

由此可以得到:金融发展对城镇化具有推动作用，而城镇化能改善我国城乡居民收入差距分配状况，在金融发展作用于城乡收入分配的过程中，城镇化具有中介作用。

二 实证模型、变量及数据处理

基于上文的理论模型分析，本节利用1978—2014 年中国29 省市自治区的纵列数据样本③，对金融发展、城镇化与城乡收入差距的关系进行实证检验。指标说明如表1 所示。

表1 实证研究中变量定义及说明

1978—2008 年数据均源自《新中国六十年统计资料汇编》④，2009—2014 年城镇就业人口和总就业人口数据源自各省统计年鉴，2009—2014 年地区金融机构贷款余额源自中国金融统计年鉴，其余数据均源自2010—2014 年《中国统计年鉴》。需要指出的是，进口总额和出口总额原始数据均以美元计价，以统计年鉴公布的当年汇率平均价进行了折算。(见表2)

表2 变量的描述性统计

首先构建静态OLS 面板数据估计模型，模型设定如式(18)。同时为了消除异方差对计量估计的影响，所有计量指标均做对数化处理。

为了控制计量模型可能存在的内生性问题对计量结果产生的影响，采用工具变量法中的系统广义矩方法(包括系统广义矩估计和差分广义矩估计)作为稳健性检验的回归模型。模型设定如式(19)。

其中X 为控制变量向量。基于现有文献，将其它可能影响城乡居民收入差距的变量进行了控制，具体如下:

经济发展水平。经济发展水平对收入分配具有重要的影响，Kuznets 基于跨国数据的统计分析表明，伴随着一国经济发展水平的不断提高，收入差距会出现先扩大后缩小的“倒U 型”进程［22］。为探讨Kuznets“倒U 型”假说在中国的适用性，在计量回归模型中引入地区人均GDP 的平方项。

工业化水平。工业化水平的提升有效地吸收了农村剩余劳动力，从而推动农业部门边际生产效率的提高，提高农村居民收入。工业化的不断深化也为城镇居民带来了更多的企业红利和就业机会，这也有利于改善城镇居民收入状况。因此，通过实证检验来考察工业化对城乡收入分配的影响，采用第二产业的比重来度量该地区工业化的发展水平。

政府行为。中国经济改革中一个最显著的特征就是政府对宏观经济的调控。政府不仅是收入分配的主体，而且对经济活动的干预会直接作用于收入再分配，这使得政府行为与城乡收入差距密切相关。陆铭、陈钊为政府财政支出扩大城乡收入差距提供了一个逻辑上的解释［6］76。地方政府追求经济增长的内生目标推动政府财政支出，带有城镇倾向。地方政府财政支出占GDP 的比重越高，城镇地区获得的好处越多，城乡收入差距就越大。对此，使用地方财政支出占GDP 的比重来衡量地方政府对经济活动的干预程度。

经济开放水平。经济的开放对我国经济产生了持续而深入的影响。改革开放以来，我国对外贸易依存度不断提升，推动了劳动密集型产业和相关服务产业的崛起。由于出口贸易企业主要集中于城镇地区，因而经济的开放有利于城镇居民提高收入水平。同时，我国出口导向型企业绝大部分源于劳动密集型产业，这有利于农业部门剩余劳动力进入现代工业部门，从而增加农民收入。经济的开放对城乡收入差距的净效益，有赖于实证检验的分析［23］。对此，使用贸易依存度(进出口总额/地区GDP)作为地区开放程度的衡量。

三 金融发展、城镇化与城乡收入差距:实证检验

(一)基准回归

首先利用最小二乘法(OLS)对城镇化、金融发展对城乡居民收入差距的影响进行实证检验。为检验城镇化的中介效应，实证回归模型中加入了城镇化与金融发展水平的交互项。同时，为保证计量回归结果的稳健性，报告了固定效应和随机效应的回归结果。

表3 金融发展、城镇化与城乡收入差距:基准回归

从回归结果可以看出，在不同回归方法下，城镇化对城乡收入差距的影响，始终在1%的显著性水平下高度显著且为负。这一回归结果与本文的理论假说是相符合的。城镇化每上升1%，我国城乡收入差距将下降0.433%。在表3 中，金融发展水平在不同回归方法下均在1%的显著性水平下为负，而金融发展水平的平方项则在1%的显著性水平下为正，这表明中国城乡收入差距随着金融发展呈现出“U 型规律”，即随着金融发展水平的提高，城乡收入差距先下降后上升，这一研究结论与GJ 模型的分析正好相反。本文的实证回归模型中加入了城镇化与金融发展水平的交互项，就是为了考察在金融发展影响城乡收入差距的进程中城镇化的中介效应是否存在。城镇化与金融发展水平的交互项在实证回归结果中均高度显著且为负，这表明金融发展能够通过城镇化这一中介变量间接缩小城乡收入差距。

从表3 可以看出，在加入了经济发展水平平方项的回归模型中，人均GDP 的系数在1%的置信水平下显著为正，而人均GDP 平方项在1%的置信水平下显著为负，这表明我国城乡收入差距随着经济发展水平先上升后下降，我国城乡收入差距演变符合Kuznets“倒U 假说”。这一实证回归结果与我国经济总体增长进程中城乡居民收入差距不断扩大的事实相吻合。

在其它控制变量中，在OLS 回归和随机效应模型中，工业化对城乡居民收入差距具有负效应，但工业化的负向影响在随机效应回归模型下是不显著的。而在固定效应模型中，工业化对城镇化具有正向影响，但没能通过显著性检验，这表明工业化对我国城乡收入差距的净效应有待进一步的实证分析检验。政府对经济活动的干预显著地影响城乡收入差距，政府在财政支出中的“城市偏向政策”扩大了城乡收入差距。政府财政支出在地区GDP 中占的比重越高，城乡居民收入差距越大。经济的开放对城乡收入差距的影响在OLS 回归和随机效应模型中显著为负，但在固定效应模型中为正。

(二)稳健性检验

为缓解反向因果的可能性，同时考虑到城镇化和金融发展对中国城乡收入差距的影响可能存在滞后效应，即其影响未必表现在当期，稳健性检验首先报告了解释变量滞后一期和滞后三期的回归结果［24］。从回归结果可以看出，滞后的城镇化对城乡收入差距的影响高度显著并且为负，这表明城镇化对城乡收入差距具有持续影响;同时与基准OLS 回归结果相比，城镇化水平回归系数随着滞后阶数的增大而逐渐变小⑥，这表明城镇化对城乡收入差距的抑制作用可能会随着时间推移而被逐渐平抑。在解释变量滞后一期和滞后三期的回归结果中，金融发展的回归系数为负，而金融发展的平方项系数为正，但遗憾的是没能通过显著性检验。滞后一期的城镇化与金融发展水平交互项显著为负，而滞后三期的城镇化与金融发展水平的交互项则不显著，这表明城镇化的中介效应具有滞后影响，在滞后三期时城镇化的中介效应变得不显著。

为了控制历史发展状态对自身变动的影响，同时为了缓解计量模型可能存在的内生性问题，检验报告了动态面板数据模型实证回归的结果。动态面板模型加入了被解释变量滞后一阶项用于控制初始条件对回归结果的影响。动态面板数据模型容易出现不可观测的截面异质性与滞后一阶被解释变量相关性效应，因而传统的OLS 估计方法无法实现估计的无偏性，需要GMM(广义矩)方法来估计模型。DIF—GMM(差分广义矩)首先由Arellano、Bond 于1991 年提出，DIF—GMM 方法有利于克服计量模型内生性对回归结果的干扰，并有利于缓解残差的异方差性。同时由于DIF—GMM 进行了差分转换，会损失部分样本信息;DIF—GMM 容易产生弱工具变量问题从而导致样本回归偏误。SYS—GMM 方法同时采用差分方程和水平方程两种信息，有利于克服弱工具变量问题，从而提高估计的有效性(Arellano、Bover，1995;Blundell、Bond，1998)。Windmeijer、Bond 和Blundell(2000)在蒙特卡罗实验中发现，在因变量一期滞后项系数为0.8—0.9 时，DIF—GMM 相较于SYS—GMM 有较大的下偏或者说是存在估计的不准确性。为保证回归结果的稳健性，检验同时报告了差分GMM 和系统GMM 的回归结果，见表4。

在GMM 回归结果中，滞后一阶的城乡收入差距的回归系数在差分GMM 中为0.795，而在系统GMM 中为0.80，且都在1%的显著性水平下高度显著。这表明城乡居民收入差距受上一期影响较大，难以在短期内迅速缩小。城镇化水平依然对城乡收入差距具有显著的负效应，金融发展水平回归系数为负，而金融发展水平的二次项依然为正。金融发展水平与城镇化的交互项高度显著且为负，这表明城镇化具有显著的中介效应。表3的基准回归和表4 的稳健性检验表明，模型设定对本文的主要结论没有根本性的影响，实证模型回归结果是高度稳健的。

表4 金融发展、城镇化与城乡收入差距:稳健性检验⑦

(三)分时间段、分区域回归

在表5 的第一列和第二列中，给出了1994 年以前和1994 年以后⑧的模型实证回归结果。选择1994 年作为时间划分的节点主要是基于市场经济体制改革的视角⑨。此外，1994 年分税制改革的实行，对中央政府与地方政府的财权和事权进行了重新配置，从而对地方政府行为选择产生了重要影响。

从分时间段回归结果中可以发现，城镇化对于城乡居民收入差距的影响，无论是在1994 年前还是在1994 年后均显著为负，这表明城镇化对我国城乡收入差距确实具有抑制作用。同时，城镇化对城乡居民收入差距的回归系数在变小，这表明城镇化对城乡收入差距的影响随时间而逐步减弱。金融发展的回归系数在1994 年前为负，而在1994 年后为正，且均在5%的显著性水平上，这表明1994年前金融发展缩小了我国城乡收入差距，而在1994 年后则显著扩大了我国城乡收入差距。金融发展对城乡收入差距分时间段回归的结论也为我国金融发展对城乡收入差距的“U 型规律”提供了佐证，金融发展并不能让城乡收入差距自动地扩大和弥合。同时需要指出的是经济的开放在1994 年前对城乡收入差距具有显著的负效应，而在1994年后则扩大了城乡居民收入差距。

为了缓解经济、资源禀赋特征差异对本实证回归结论产生的影响，将我国分为三大区域:东部、中部和西部⑩。从分区域回归结果中可以看出，无论是在东部地区、中部地区还是在西部地区，城镇化对我国城乡收入差距的回归系数都显著为负，这说明城镇化对城乡收入差距的负效应在各区域也是显著的。同时，从回归系数的大小来看，中部地区的回归系数最大，其次是西部地区，而东部地区最小，这一回归结果可能与东、中、西部本身的城镇化水平相关，这也与1994 年后的回归系数较小这一结论相契合。从金融发展的回归结果来看，东、中、西部地区金融发展回归系数均为负，而金融发展二次项结果为正，但仅有中部地区回归系数显著，说明中部地区金融发展表现出对城乡居民收入差距的“U 型特征”，这同时表明我国金融发展对城乡收入差距“U 型特征”是稳健的。从金融发展和城镇化的交互项来看，东、中、西部的回归系数均显著为负，但东部地区回归系数不显著。同时，经济的开放对城乡居民收入差距的影响在东、中、西部地区是不显著的。需要指出的是，本文的回归结论表明西部地区政府对经济活动的干预缩小了城乡居民收入差距，这可能与“西部大开发”等政策选择有关。

表5 金融发展、城镇化与城乡收入差距:分时间段、分区域回归

(四)金融发展、城镇化与城乡居民收入差距:影响机制与分析

上文研究发现，金融发展对我国城乡收入差距具有“U 型特征”，即城乡收入差距随着金融发展会出现先缩小后扩大的运行路径，且分时间段回归表明现阶段我国城乡收入分配会随着金融发展而逐渐恶化。实证回归结果支持了金融发展影响我国城乡收入差距中城镇化的中介效应作用。为了全面分析金融发展、城镇化与城乡居民收入差距的逻辑关系，以下对金融发展对城镇化的推动作用进行实证检验。

理论分析表明，城镇化进程中基础设施和公共服务建设面临着资金约束的“瓶颈效应”，地方政府城市偏向型的财政投入难以满足快速城镇化需要的大规模资金投入。我国经济发展存在明显的二元结构特征，农村部门属于劳动密集型部门，而城市部门是典型的资本、技术密集型部门［25］。城市部门在经济的发展进程中，会面临大量的资金需求，而这种大量的资本投入很难靠自身资本投入而得到满足，因而城市部门发展需要外部资本的支持。为检验金融发展对城镇化的影响，以城镇就业人口占总就业人口的比重，作为城镇化的度量指标，构造如下计量模型:

在式(20)中，Crateit为i 地区t 时期的城镇化水平，finit为t 时期i 地区金融发展水平的度量，α是我们关心的待估计变量的参数，C 为常数项，εit为残差项。按照理论分析的结论，金融发展水平越高，城镇化进程中资金约束效应越小，城镇化水平越高，因此预测α 为正。与基准回归预测模型相同，Xit代表控制变量向量，包括经济发展水平、工业化水平、政府行为和对外开放水平。从表6 的实证回归不难发现，从全国层面而言，金融发展对城镇化的回归系数高度显著，这表明城镇化进程中金融发展的支持效应是显著的;分区域回归结果也支持了这一结论，且东部地区金融发展对城镇化的促进作用最强，中部地区次之，西部地区最弱。此外，工业化有力地推动了城镇化进程，但需要指出的是西部地区是不显著的，这可能与西部地区工业化水平较低有关;政府行为和对外开放也显著地推动了我国城镇化水平的提高。

表6 金融发展与城镇化

四 主要结论与政策建议

利用1978—2014 年的纵列数据样本，对金融发展、城镇化与城乡收入差距的关系进行了实证检验。研究发现:城镇化将推动我国城乡收入差距的逐步缩小，且其对城乡收入差距的影响具有持续性，滞后三期的城镇化水平仍具有显著的负效应，城镇化对我国城乡收入差距的抑制效应在下降。城镇化对我国城乡收入差距显著的负效应表现在东、中、西部地区都成立，中部地区城镇化对城乡收入差距的影响最大，东部地区次之，西部地区最小;金融发展对城乡收入差距的直接影响表现出“U 型特征”，即我国城乡收入差距随着金融发展先降低、后上升，分时段回归对这一结论提供了支撑，并且现阶段我国金融发展会导致城乡收入差距的扩大。从分区域回归来看，中部地区金融发展对城乡收入差距的“U 型特征”是显著的;金融发展对我国城乡收入差距产生直接效应的同时，还通过城镇化对我国城乡收入差距具有显著的负效应。金融发展对我国城乡收入差距的间接影响会随时间被逐渐平抑(滞后三期的交互项是不显著的)，且在东、中、西部地区的表现都是显著的。

我国城镇化水平与经济发展水平和工业化水平极不协调，基于国际视角的横向比较来看，我国城镇化率不仅远低于发达国家平均水平，而且低于具有相近经济发展水平的发展中国家。本理论模型及实证研究表明，城镇化水平的滞后和质量的低下是我国城乡收入分配不断恶化的重要原因，改善城乡收入分配需要推动我国城镇化的健康发展。城镇化的健康发展不是城镇人口规模的增加或城镇数量的增加，而是城镇化与工业化、经济发展水平协同发展，增加就业机会，逐步实现农民工市民化。

我国金融发展的二元结构使农村金融抑制与城市金融深化并存，这个局面恶化了城乡收入分配。城镇化质量的优化和农村金融发展在调节城乡收入分配方面都发挥着积极的作用，但是这两种途径在一定程度上存在着替代关系。从短期来看，增加农村信贷和加快城镇化的选择在某种程度上是矛盾的;但从长远角度来看，城镇化的发展是有一定“容量”的，城镇发展有着最适人口规模的限制，并且城镇化对城乡收入差距的影响会逐渐减弱。而改善金融发展二元结构，推动农村金融的发展，可以使农村居民享受到更高效的金融服务从而使农民增收。同时，金融发展能够通过城镇化这一中介变量对城乡收入差距产生间接的抑制效应。因此，消除金融发展二元结构，推动农村金融健康发展，提升城镇化水平和质量，是缩小我国城乡收入差距的长久之策。

本实证研究还表明城乡居民收入差距水平在地方政府带有城市倾向的经济政策作用下有扩大的趋势。而这种带有城市倾向的经济政策又受到来自追求经济增长的激励［26］。但是，各级地方政府在制定区域经济发展方针的过程中，必须重视经济社会发展过程中由于城乡收入差距过大带来的不利影响。因此，地方政府有必要采取一些相应政策来抵消现有政策对于城乡收入差距的负面影响。政府必须调整财政支出的结构及方向，扭转财政支出的城市偏向政策。同时，必须统筹城乡发展，在城乡一体化原则下大力推进公共服务均等化，加快农村基础设施建设，加大对于农业生产及农村发展的资金投入，为提高农村居民收入水平创造有利的政策条件。

注释:

①该模型由Greenwood 和Jovanovic 提出，为简便而言，本文将其简称为GJ 模型。

②0 ＜α、s、t ＜1、0 ＜α+β、s+t ＜1

③与现有文献一致，数据质量存在较大问题的西藏自治区和早期数据缺失严重的重庆市没有包含在本文的样本数据中。

④《新中国六十年统计资料汇编》搜录的数据年份是1949—2008。

⑤crgapi，t－1为城乡收入差距的滞后一期。

⑥此处的回归系数是指其绝对值，下同。

⑦sargan 检验的零假设为模型选择的工具变量是有效的(过度确认是有效的)，当sargan 检验统计量不能拒绝工具变量与内生变量相关而与误差项无相关性的原假设时，说明工具变量是有效的;AR(2)的零假设是模型设定是合理的(差分后的残差项不存在二阶自相关)。

⑧1994 年前是指1978 年至1993 年，1994 年后则指的是1994 年至2012 年。

⑨1994 年中共十四届三中全会通过了《关于建立社会主义市场经济体制若干问题的决定》。

⑩东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、广西和海南;中部地区包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖南、湖北;西部地区包括四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆。

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