实际二元生育政策下的城镇化和城乡收入差距

梁 超

(山东大学 经济研究院，山东 济南 250100)

实际二元生育政策下的城镇化和城乡收入差距

梁 超

(山东大学 经济研究院，山东 济南 250100)

我国全面放开二孩政策后，实际的二元生育格局依然存在。本文通过理论阐述和实证研究发现，城乡实际二元生育政策阻碍了我国的城镇化进程并导致城乡收入差距扩大。对政策影响机制进行研究发现，宽松的计划生育政策导致更高的生育率水平。以滞后的计划生育率作为人口出生率的工具变量，采用面板数据工具变量的方法研究发现，人口出生率越高，城镇化水平越滞后、城乡收入差距越大。虽然生育政策规定的城乡差异已不复存在，但城乡政策执行力度的差异仍不可忽视，这些因素仍将持续影响我国未来的城乡经济发展。

实际二元生育政策；城镇化；城乡收入差距

一、引言

党的十八大报告中提出，“城镇化是全面建设小康社会的载体，也是实现经济发展方式转变的重点”。2015年我国城镇化发展状况显示，第一产业增加值占GDP比重为8.9%，同期农业就业人口占总就业人口比重为33.6%，农村人口占总人口比重为47.4%。这表明，相比经济发展水平和工业化进程，我国的城镇化水平严重滞后。而且，我国城乡收入比自1997年之后一直呈扩大趋势，1985年城乡收入比由2.1上升到2015年的3.1。*数据来自《2015年国民经济和社会发展统计公报》。城乡收入差距扩大是我国贫富差距扩大的重要原因(Sicular et al.2007)，对我国的劳动力质量提高有着负面影响。*钞小静、沈坤荣：《城乡收入差距, 劳动力质量与中国经济增长》，《 经济研究》2014年第6期。对此，深入研究城乡收入差距的成因对理解我国贫富差距扩大有重要意义。

近年来，大量文献关注城镇化和城乡收入差距问题，而城乡分割的户籍制度一直处于分析研究的中心。在这些研究中，既有强调户籍制度对人口流动的限制，以及由此导致的劳动力市场扭曲；*吴晓刚、张卓妮：《户口, 职业隔离与中国城镇的收入不平等》，《中国社会科学》2014年第6期；万海远、李实《户籍歧视对城乡收入差距的影响》，《 经济研究》2013年第9期。也有关注城乡之间教育资源不平等分配问题、*陈斌开、张鹏飞、杨汝岱：《政府教育投入, 人力资本投资与中国城乡收入差距》，《管理世界》2010年第1期。城市化对政府支出结构的影响(陆铭等，2004)；还有专注于经济开放、国际贸易与城镇化发展的研究。*倪鹏飞、颜银根、张安全：《城市化滞后之谜: 基于国际贸易的解释》，《中国社会科学》2014年第7期。这些研究尽管视角非常开阔，但却忽视了城镇化和城乡收入差距背后的人口因素。事实上，在我国全面放开二孩政策之前，大多数省份一直实行具有城乡差异的计划生育政策，由此导致的城乡人口结构变化，必然对城镇化、城乡收入差距带来影响。即便是在全面放开二孩政策之后，城乡之间生育政策执行力度的差异仍然会持续发挥作用，而这在过去的研究中一直处于空白。

本文将生育政策与城镇化、城乡收入差距放在一起讨论，主要出于三方面的考虑：一是从人口政策视角研究城镇化和城乡收入问题，可以丰富现有的关于城镇化、城乡收入差距的研究；二是通过实证研究证明生育政策在城镇化水平和城乡收入差距上的显著作用；三是通过微观数据验证生育政策的微观作用机制。

二、研究背景：实际的城乡二元生育政策

上世纪七十年代末，政府开始大力宣传计划生育，提出“晚、稀、少”的生育号召。到八十年代初，中央先后发布《关于控制人口增长问题致全体共产党员、共青团员的公开信》和《关于进一步做好计划生育工作的指示》，标志着独生子女政策正式登上历史舞台。1980年是广义的计划生育号召政策转向以家庭为单位的子女生育数量控制的时间节点。然而，一刀切的生育政策引发了一系列的社会问题，为此中央1984年提出“对农村群众生育二胎适当放宽”。*中共中央在1984年转发国家计划生育委员会《关于计划生育情况的汇报》时指出。由于我国幅员辽阔，各地区人口发展及社会发展的实际情况不同，在整个八十年代，中央一直未制定出全国范围的计划生育法律法规，于是各省市依据各地实际情况颁布了当地的计划生育条例，*至1991年，全国除新疆、西藏是由政府颁布规定外，其余省市自治区都颁布地方人大通过的计划生育条例。将他们多年实践中证明行之有效的生育政策用法规固定下来。在全面放开二孩政策之前，除特殊规定外，所有省份都规定城镇地区非农业户口一对夫妻只能生育一个子女，而关于农村地区农业户籍人口的规定则大致分为以下三类：*本部分数据来自对31个省市自治区计生条例的整理。一是“一孩政策”，特殊情况生二孩比例低于10%，包括北京、上海、天津、江苏、四川、重庆等6省市；二是“一孩半政策”，照顾独女户生育二孩，实施此政策的有河北、内蒙古、山西、辽宁、吉林、黑龙江、浙江、安徽、福建、江西、山东、河南、湖北、湖南、广东、*广东在开始实行的是“两孩”政策，1998年转向“一孩半”政策。广西、贵州、陕西、甘肃等19个省市。三是“两孩政策”及以上，允许生育两孩的有海南、云南、青海、宁夏、新疆等5省区，而西藏则允许生育两孩以上。

本文以此为依据，将全国划分为三类生育政策区域，研究生育政策对生育率、城镇化水平和城乡收入差距的影响。实际上，城乡之间除政策规定不同，政策执行力度也存在差异，城市地区可以通过单位工资、养老保险等限制加强生育政策的执行力度，农村地区的执行则面临传统宗族观念、传统文化等诸多挑战，执行力度不如城市严格。党的十八届五中全会上做出了全面放开二孩政策的重要决定，意味着我国生育政策开始调整，但在此之前，城市严格农村宽松的生育格局就已经形成。在全面放开二孩政策之后，尽管从法律规定上城乡没有差别，但实际上政策执行力度的差异仍然不可忽视，城市严格农村宽松的生育格局仍将继续存在。下文讨论中将过去城乡间的生育政策差异和实际执行力度差异统一称之为实际二元生育政策。

三、基于文献的理论阐述

贝克尔(1974)在新古典框架下分析家庭的生育决策，将子女生育视为在一定约束下的最优化问题，提出了生育选择的数量质量替代理论。*Becker, G. S. and Lewis, H. G., “Interaction between quantity and quality of children. In Economics of the family: Marriage, children, and human capital” UMI, 1974, pp. 81-90.之后，有大量文献对生育率与收入不平等关系展开研究，如兰姆(1986)较早研究了收入不平等对生育率的作用，但采用巴西数据在不同的测度下得出了不同的结论；莫尔(1997)研究了不同受教育水平的美国白人和黑人妇女之间的生育率差异，发现导致他们后代受教育水平不同的主要因素还是父母本身的人力资本差异，子女数量差别的影响并不大；克莱默和陈(1999)使用跨国数据也研究此类问题，发现在收入不平等程度更高的国家里，高人力资本、低人力资本阶层之间的生育率水平差别更大，他们认为发展中国家普遍存在较严重的收入不平等现象就是因为阶层生育率不同所致。也有文献关注不同阶层生育差异和经济增长的关系，如贝克尔等(1994)基于数量质量替代和经济增长理论，提出了贝克尔-墨菲-塔玛(Becker-Muphy-Tamura)模型，首次在理论上指出较高人力资本与较低人力资本条件下社会可能进入两种分离稳态，一个是高生育率、低人力资本积累、低增长的马尔萨斯陷阱，一个是低生育率、高人力资本积累的持续增长稳态；*Becker, G. S., Murphy, K. M. and Tamura, R., “Human capital, fertility, and economic growth. In Human Capital: A Theoretical and Empirical Analysis with Special Reference to Education ”, The University of Chicago Press, 1994, p.323.考克斯等(2003)在研究收入不平等和经济增长关系时，指出生育率居于关键的位置，不同人力资本禀赋群体生育子女的机会成本不同，造成下一代的人力资本积累水平差异，低收入群体生育相对偏好数量，导致低人力资本群体占比上升，最终影响到经济增长。

国外的相关研究多关注种族、教育阶层间的差异，我国则主要是城乡之间的分割。郭剑雄(2005)从人力资本和生育率的视角分析了我国城乡收入差距，他用描述展示了城乡生育率、人力资本和收入差距的相关关系；*郭剑雄：《人力资本、生育率与城乡收入差距的收敛》，《中国社会科学》2005年第3期。邹薇、张芬(2006)认为，教育是导致农村地区收入差异的主要原因，但二者都忽视了背后的人口政策因素。*邹薇、张芬：《农村地区收入差异与人力资本积累》，《中国社会科学》2006年第2期。陈斌开等(2010)认为，教育差异是收入差距的最主要影响因素，并指出城市偏向的教育经费投入政策是城乡收入差距扩大的重要原因。*陈斌开、张鹏飞、杨汝岱：《政府教育投入、人力资本投资与中国城乡收入差距》，《管理世界》2010年第1期。他们从教育供给的角度进行了阐释，但忽视了多子女家庭人力资本投资约束更为紧迫的现实：宽松生育政策下农村家庭子女较多，很难对所有子女进行较多的人力资本投资；相反的，独生子女政策下的城市家庭则可以对子女质量进行更多的投入。这类生育政策约束不同导致的家庭数量选择不同是造成城乡教育水平差异的原因之一，也是导致城乡收入水平差异的重要原因之一。我国城乡收入的分化，教育只是一方面因素，本文认为乡村地区宽松政策导致的较高生育率水平，导致有限的教育资源被摊薄也是重要因素。

以上研究为讨论城乡实际二元生育政策的影响提供了丰富的理论支撑，外生的城乡不同生育政策控制和内生的家庭生育选择、人力资本投资积累共同导致了城乡生育水平的分离和收入差距的扩大。其中，基于户籍制度的城乡隔离依然处于关键的位置。*城乡生育政策的正是基于城乡户籍而实施的。下面本文从城乡实际二元生育政策出发，探讨该政策对城镇化和城乡收入差距的影响并提出理论假说。

城乡生育水平的差异是由外生的二元政策和内生的家庭质量数量选择两方面原因共同造成的。一方面全国范围内城镇地区执行更为严格的“独生子女”政策，而大部分省份实行农村地区“一孩半”或“两孩”政策，而且城乡计划生育政策执行力度也存在着差异，这都导致城镇、乡村地区生育水平的不同。另一方面，在外生政策导致的城乡生育率水平差异的基础上，子女数量不同导致不同的人力资本积累和生育数量质量选择通过反馈效应固化了城乡生育水平的分离。收入水平较高而生育控制较严格的城镇地区家庭，其人力资本投资和积累更多，而控制较宽松的农村地区家庭，其人力资本投资积累较少，加之政府城市倾向的教育资源分配(陈斌开等，2010)，共同导致城乡人力资本差异和收入差距扩大。根据数量质量替代理论，人力资本、收入水平较高的城市家庭偏好子女质量，农村家庭更加偏好子女的数量，这进一步将城乡家庭固化在不同的路径上。总体上，外生城乡生育政策控制和初始城乡收入差距提供了外在的驱动条件，又通过家庭自主的生育选择和人力资本投资决策，导致城乡走向不同的生育水平路径，城镇地区偏向低生育率和高人力资本积累，而农村地区偏向高生育率和低人力资本积累。

在户籍制度的限制下，假设不存在城乡间居民户籍迁移，城乡不同的生育水平必然导致不同的人口增长速度，生育水平较低的城镇地区人口增速小于生育水平较高的农村地区，从而导致城镇化水平的滞后。与此同时，人力资本投资较多的城镇地区，生产率水平的提高超过人力资本积累较少的农村地区，使得工资回报差异扩大，最终导致城乡间收入差距的扩大。

在二元经济中，城乡间实际收入差距和期望收入差距的存在，会驱动劳动力从低收入农村地区流向高收入城镇地区(Lewis,1954)。*Lewis, W. A., “Economic development with unlimited supplies of labour”, The manchester school, 1954, 22(2), 139-191.这正是没有观察到我国城镇化水平逆向发展的原因。*不考虑人口迁移时，城镇化水平必然是逆向发展的，考虑人口迁移时，生育政策对城镇化的阻碍作用被淹没在了整个城镇化进程大潮中，只是形成了延缓。下面考虑存在城乡间居民户籍迁移的更一般情况，即当前我国农村居民转为城市户籍居民的主要途径：(1)通过买卖户籍实现“农转非”，如很多城市都有“买房落户”政策；(2)城市化过程中，农民土地被征收从而变为城市户籍居民；(3)农村家庭子女通过上学，毕业在城镇地区就业，通过“户口派遣”获得城镇户籍；(4)通过婚姻嫁娶，与城镇居民结婚可能获得相应的城镇户籍。*陆铭、陈钊：《城市化，城市倾向的经济政策与城乡收入差距》，《经济研究》2004年第6期。实际二元生育政策下，农村地区较高的生育率和较低的人力资本投资，会影响到农村居民实现户籍迁移的能力，主要表现在以下方面：(1)较多子女的农村家庭生活负担较大，导致较大的日常开支和较低的财富积累水平，会降低其通过买房等手段实现户籍转换的可能；(2)较多的子女导致较少的人力资本投资积累，影响他们通过“上学-毕业-就业”获取城市户口的可能；(3)家庭较少的财富积累和较低的人力资本投资，也会降低子女在婚姻市场上的竞争力，间接地降低他们户籍转换的能力。城乡之间人口迁移流动通过要素报酬的均等化倾向于缩小城乡之间的收入差距。此外，户籍制度限制下的城镇化过程中，受教育水平较高、收入水平较高的农村居民会率先转变成为城镇居民，这也会导致城乡收入差距的扩大(阮杨等，2002)。*阮杨、陆铭、陈钊：《经济转型中的就业重构与收入分配》， 《管理世界》2002年第11期。即便是考虑到城乡间居民迁移，实际二元生育政策下城乡生育水平的分离，仍然会延缓城镇化且不利于城乡收入差距缩小。

基于以上讨论，本文试图对城乡实际二元生育政策对城镇化和城乡收入差距的影响进行检验，并提出以下理论假说：

假说一：生育政策控制越宽松的地区，其城镇化水平越低、城乡收入差距越大。

此外，为验证该政策起作用的重要机制——生育率水平的作用，提出第二个理论假说：

假说二：生育政策控制越宽松的地区，其生育率水平越高，较高的生育率水平会延缓城镇化水平，并导致城乡收入差距扩大。

四、生育政策对城镇化、城乡收入差距的实证分析

本文验证地区差异的生育政策对城镇化进程和城乡收入差距的影响，以三类政策区域为区分，寻找三类政策区域之间城镇化水平以及城乡收入比的整体差异。本文使用虚拟变量最小二乘法(LSDV)代替传统的面板固定效应方法进行回归，控制省份虚拟变量应对不随时间变化的遗漏变量影响，控制年份虚拟变量来控制年份固定效应。根据既有文献，构建以下线性计量模型：

(1)

其中，Y表示被解释变量，分别是历年各省的城镇化水平，用城镇人口占总人数比例衡量的城镇化水平，*一些省份的统计口径有发生变化，之前为户籍人口后来为常住人口，部分年鉴中统计数据有瑕疵。以及用城镇居民家庭人均可支配收入除以农村居民家庭人均纯收入得到的历年各省城乡收入比。主要的解释变量为三类政策区域对应的虚拟变量，以一孩政策区域为对照组。控制变量包含在X中，主要有影响人口生育选择的人均GDP水平及其平方项(用于控制非线性特征)；影响城镇化水平和城乡收入差距的除了经济发展水平以外，所有制结构特征、经济开放度以及政府支出规模都会带来影响。经济发展水平仍使用人均GDP水平及平方项控制，用国有企业就业人数占总就业人口比例来衡量所有制结构，使用按当年美元人民币中间折价算出的进出口总额占GDP比重作为经济开放度的代理变量，政府支出规模则用地方政府一般财政支出占GDP比重来表示。此外，当前的经济发展肯定受到历史发展水平的影响，所以存在以下可能，即当前城镇化水平滞后的地区或城乡收入比较高的地区，可能就是历史上城镇化水平比较滞后，或城乡收入差距比较大所导致。为控制历史发展水平的影响，本文分别控制了初期的城镇化水平和初期的城乡收入比。*以1990年作为初期。province表示不随时间变化的省份固定效应，year代表年份固定效应，控制随省份变化但不随时间变化的固定效应。这里使用1991-2014年的省级层面数据，数据来源为《新中国六十年统计资料汇编》以及历年统计年鉴。*部分缺失值设为缺省。表1提供了文中变量的描述性统计，可以看到各个变量随时间、省份不同都有较大的变动，这有利于后面的实证识别。

表1 变量描述性统计

回归采用虚拟变量最小二乘法LSDV，为克服潜在的异方差问题，所有回归均使用稳健标准误。表2展示了回归结果。回归1、2、3展示城镇化水平与区域生育政策之间的关系，其中回归3为面板随机效应模型，在此作为稳健性检验展示。整体上显示，生育政策越宽松区域其城镇化水平显著滞后，“一孩半”政策区域滞后“一孩”政策区域12个百分点左右，“两孩”政策区域则滞后15个百分点以上。其他控制变量中，经济发展程度与城镇化水平之间呈现出倒U型的曲线关系，说明经济发展初期城镇化进程推进顺利，但随着经济加速发展城镇化的推进却越来越慢。国有企业就业占比与城镇化之间是正相关关系，经济开放度和政府支出规模对城镇化的推动作用并不显著。初始时期的城镇化水平越高，之后的城镇化发展越好，这也说明了经济发展上的先发优势。随机效应模型的结果也支持我们的主要结论。

回归4、5、6展示城乡收入差距与区域生育政策之间的关系。整体上显示，“一孩半”政策区域其系数为正，回归6中较显著，而“二孩”政策区域城乡收入比则都显著高出“一孩”政策区域基本0.6以上，生育政策可以解释我国整体城乡收入比的20%(0.6/3=0.2)。其他控制变量显示，随着经济发展，我国城乡收入差距与经济发展水平之间符合倒U型的库兹涅茨曲线关系，经济发展引致收入差距扩大，到达一定水平后这种扩大效应会变小，甚至减少收入差距。经济开放在这里作用并不显著。回归4中国有企业占比的系数为负，说明私营部门的发展有利于城乡收入差距的缩小，但回归5、6中并不显著。政府支出规模在回归6中作用为正，与城市偏向的政府支出政策不利于城乡收入差距缩小有关，初期的城乡收入比的系数显著为正。

以上结果都在控制了初始状态下得到，排除了初始发展水平的影响。本文实证说明，地区生育政策的宽松程度，与城镇化之间显著负相关，而与城乡收入比显著的正相关，这证实了第三部分中的假说一，即生育控制越宽松地区，其城镇化水平显著滞后，城乡收入差距也较大。

表2 生育政策、城镇化和城乡收入差距

说明：括号内为稳健标准误*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

五、考察影响机制

前文我们证实了实际二元生育政策对城镇化和城乡收入差距的影响，进一步的，再检验生育政策影响的逻辑机制。为保持逻辑的完整和自洽，先说明生育政策对生育率的影响，然后证明生育率对于城镇化和城乡收入差距的作用。

(一)生育政策对生育率的影响

表3展示了区域差异的生育政策对生育率的作用。回归模型及控制变量在第四部分中已经介绍，仍采用虚拟变量最小二乘法LSDV及稳健标准误。回归1、2、3、4均显示，在生育政策更为宽松的区域，生育率水平显著较高(除回归3中“一孩半”政策区域系数不显著以外)，这说明区域差异的生育政策控制确实在不同区域起到了不同的效果。此外，控制了省份虚拟变量的回归2和控制省份、年份虚拟变量的回归3，以及面板随机效应回归4都显示，随着经济发展，生育率水平显著下降，但下降的速度越来越慢，城镇化与生育率之间没有表现出显著的关系。

(二)生育率对城镇化、城乡收入差距的影响

这部分研究不可避免的问题是生育率与城镇化水平、城乡收入差距之间的内生性关系，人口出生率与经济增长之间的关系是内生的，*Li, H. and Zhang, J., “Do high birth rates hamper economic growth?”, The Review of Economics and Statistics, 2007, 89(1).人口出生率与城镇化水平以及城乡收入之间的关系也必然有内生性存在。首先，二者之间可能有双向因果的联系，城镇化会影响到人们的受教育水平、工作机会等，改变生育的机会成本，引起生育率的变化。此外，可能存在着其他不可观测的变量同时影响人口出生率、城镇化以及城乡收入水平，即遗漏变量问题。内生性问题都会导致普通估计的偏误，而固定面板效应模型只能消除不变因素的影响，可变因素以及双向因果导致的内生性影响依然存在。这里需要为生育率寻找合理的工具变量，而一个合理的工具变量有两方面的基本要求：一是相关性，它必须与内生变量足够相关，即能很好的解释内生变量；二是外生性，即工具变量只能通过内生变量来影响被解释变量。

表3 区域生育政策与生育率水平

说明：括号内为稳健标准误*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

计划生育率是计划生育部门用来衡量计划生育工作的重要指标，指某地区一定时期内按照计划生育要求应该出生的婴儿数与同时期该地区实际出生婴儿总数之比。这个指标显然满足工具变量的第一个要求，即与生育率水平显著相关。计划生育率主要受到地方政府对计划生育工作重视程度、对计生工作财政投入水平(主要受地方政府财政支出水平的影响)，以及收入水平影响下的个体生育决策影响。控制住各省财政支出水平，以及会影响到个体生育决策的人均GDP水平及其平方项之后，各地对计生工作重视程度可以看作是随机的。此外，滞后一期的计划生育率与当期误差项不相关，可以看作是外生的。

这里采用面板固定效应模型，以滞后一期计划生育率作为人口出生率的工具变量，估计人口出生率对城镇化和城乡收入差距的影响。使用面板固定效应模型的好处：一是消除遗漏变量偏误，二是解决双向因果影响。为保证工具变量的外生性，控制变量与前文基本相同，包括人均GDP水平及平方项、开放度、国有企业就业占比，以及政府支出规模。回归结果见表4。回归1、2报告了生育率对城镇化水平的影响。回归1中没有使用工具变量，人口出生率影响并不显著。回归2中使用滞后计划生育率作工具变量后，人口生育率每提高千分之一，城镇化水平滞后3.6个百分点，且在1%的水平上显著，说明高生育率对城镇化存在着明显的阻碍作用。其他变量的影响与前面类似，不再作详细解释。回归3中未使用工具变量时，人口出生率对城乡收入差距的影响显著为负，显然与现实不符。回归4中使用工具变量显示，人口出生率每提高千分之一，城乡收入比扩大0.05，在10%水平上显著。这里豪斯曼检验拒绝生育率外生的原假设，说明使用工具变量处理是合理的。至此，假说二得到验证，即生育政策通过人口出生率对城镇化和城乡收入差距产生作用。

表4 滞后一期计划生育率作为人口出生率IV的估计

说明：括号内为稳健标准误*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

六、结论和政策含义

本文通过理论和实证考察我国城乡实际二元的计划生育政策对城镇化进程和城乡收入差距的影响。理论上，阐释了实际二元生育政策对城镇化和城乡收入差距影响的逻辑机制，差异生育政策导致不同的人力资本积累水平，不利于城镇化并且扩大了城乡收入差距。实证上，基于宏观省级面板数据发现，计划生育政策越宽松的区域，其城镇化水平显著滞后，而且城乡收入差距也显著扩大。控制初始水平后，结论依然稳健。进一步探讨计划生育政策对生育水平的影响，进而以滞后一期计划生育率作为人口出生率的工具变量，使用面板固定效应工具变量的方法验证，发现高生育率会阻碍城镇化进程，对城乡收入差距有显著的扩大作用。总之，本文从理论和实证两方面证明了生育政策在我国经济发展中的重要作用，发现生育政策对我国城乡经济发展分化的影响，这不利于我国经济的持续发展和社会的稳定。

基于以上讨论，本文的政策含义：一是当前城镇化建设的推进可能会受到全面放开二孩政策的影响，城乡间计划生育执行力度的差异仍不可忽视，广大落后农村地区存在着生育反弹的可能性，因此需要引导城乡居民向低生育率、高人力资本积累的高水平均衡转变。二是需要合理配置乡村落后地区的基础教育资源供给，提高他们的人力资本积累和子女教育质量，引导这些地区的生育偏好由追求数量转向追求质量，以此作为现行计划生育政策的补充。这方面的讨论，对我国新时期城镇化建设、收入差距的缩小和新常态下的经济增长都具有重要的意义。

2017-03-26

梁 超，男，山东大学经济研究院博士研究生。

F019.6

A

1003-4145[2017]08-0138-07

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