民营经济的发展扩大了城乡居民收入差距吗

黄乾+江鑫+向国成

摘要：本文以农村劳动力进城务工为切入点，通过理论分析，认为随着中国整体民营经济的繁荣发展，城乡民营经济发展差距内生扩大，可能导致城乡收入差距呈现先扩大后缩小的倒“U”形变化趋势。以中国2000—2013年省级面板数据为样本，借助工具变量，运用两阶段最小二乘法（2SlS）进行计量检验，证实了上述倒“U”理论假说。同时，考虑区域经济发展差异性，对样本数据分东、中和西部区域组进行检验，实证进一步发现：（1）东部区域，民营经济总体发展水平与城乡民营经济发展差距均导致城乡收入差距呈现倒“U”形变化趋势；（2）中、西部区域各自民营经济总体发展水平均导致城乡收入差距呈现倒“U”形变化趋势，但城乡民营经济发展差距都正向地扩大了城乡收入差距，且西部边际扩大效应大于中部区域。

关键词：民营经济；两阶段最小二乘法；城乡收入差距

文献标识码：A文章编号：100228482018（01）001313

一、 引言及文献综述

改革开放以来，随着社会主义市场经济体制改革的不断深入，民营经济已成为中国经济增长的重要主体，对中国经济发展的贡献显著提高。根据《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十三个五年规划的建议》对非公有制经济的税收等经济贡献数据的官方表述，在2015年，非公有制经济已占国内生产总值的比重超过60%，税收比重超过50%，新增就业比重超过90%，在支撑增长、增加税收、扩大就业、促进创新等方面发挥着越来越重要的作用，而根据全国工商联研究室原主任陈永杰[1]的数据推算，民营经济、非公有制经济和私营经济对整个国家税收的总体贡献，不是小于而是明显大于上述数据反映的贡献。与此同时，我国居民收入差距却持续扩大，并始终居高不下。由统计局数据看，我国基尼系数由2003年的0479持续扩大到2008年的0491，后虽于2014年回落至0469，但仍远高于04的国际基尼系数警戒线，如果将王小鲁[2]认为的巨额隐性收入计算在内，基尼系数无疑更高。而且Benjamin等[3]、Guanghua Wan等[4]做了大量实证研究表明，我国持续扩大的收入差距在很大程度上表现为不断扩大的城乡收入差距。

由此可知，当前中国民营经济繁荣发展的同时，整个国民收入差距，尤其是城乡收入差距始终居高不下甚至持续扩大。因此，当前的经济发展状况引出了一个典型的所有制悖论：若继续强调以公有制为主体的基本经济制度，民营经济的发展会受压制，造成效率损失；若放弃长期坚持的公有制主体地位，又似乎会扩大收入差距，动摇社会主义的根本方向此悖论见魏杰2014年在《经济问题探索》杂志第6期发表的论文《民营经济与共同富裕的逻辑统一》。。如何破解这一难题，学界争论激烈，但并未达成一致共识。

那么在此经济发展所有制“悖论”争议背景下，民营经济的发展真的扩大了城乡居民收入差距吗？以理论解释和经验数据验证二者之间的现实关系，无疑对于破解此悖论及清除社会主义市场经济繁荣发展道路上的思想障碍，具有显著的现实指导意义。此外，存在一定数量对农业生产和农民生活进行补充的代销、初级农产品加工等农村民营经济成分，这对农业生产和发展农村经济是必要的。但是，当社会化大分工程度日趋提高，在城市分工网络、市场规模及集聚经济效应均远大于农村的情况下，相对于发展有限的农村民营经济成分，城市民营经济的发展无疑更快。因此，在其他条件不变时，且控制（或者说剔除掉）了总体（主要是城市区域）的民营经济发展对城乡收入差距的影响后，我们着重论证分析了城乡民营经济发展的差异性与城乡收入差距的关系。

经济增长和收入分配两大领域的研究历来是经济学研究重点，而城乡收入差距是居民收入差距的重要构成部分，因此大量学者从不同角度对城乡收入差距进行了研究，此类研究不胜枚举，本文并不赘述。然而，分析城乡收入差距变化的影响因素时，不仅需要考虑中国以民营经济为重要组成部分的市场经济发展背景，亦需重视中国由城乡二元经济结构内生的城乡民营经济发展差距的现实。已有研究即便稍有提及，也多是从市场经济、经济所有制成分、收入差距的整体角度来予以论证，而没有分城乡和区域差别予以具体剖析。陆铭和陈钊[5]认为，非国有经济的繁荣发展加剧了市场竞争强度，提高了城市企业的生产效率和工资水平，扩大了城乡收入差距，但其只是将非国有经济作为影响城乡收入差距的控制变量而没有进行深入剖析。林毅夫和刘明兴[6]及陶然和刘明兴（2007）[7]认为，民营经济的人力资本边际回报率远高于国有经济，随着非国有化进程的快速推进，高人力资本的城市居民收入水平更高，提升速度更快，城乡收入差距趋于扩大。然而，此分析，显然没有考虑农村本身边际劳动生产率提高所带来的农村经济增长和居民收入增加等因素。张维迎[8]及邓伟和向东进[9]认为，民营经济越繁荣，越有利于资源的有效配置，就业机会越大，居民收入差距越小。同时，邓伟[10]从城市行政级别的角度出发，对经济所有制和中国城市间居民收入差距进行了剖析。他认为，国有经济如果追求利润最大化，将集聚在行政级别较高的城市，这将造成城市间收入差距扩大；如果其经营目标强调一定的社会责任感和公共目标，向各个低行政级别的城市分散，这有利于缩小城市间居民收入差距；而民营经济较少受企业寻租和城市行政级别困扰，更追求经济效率和利润最大化目标，因此更有可能向资本边际报酬递增、集聚经济较大的城市集聚，这有利于缩小城市间居民收入差距。但是这种分析，没有考虑城乡民营经济发展内生的二元制发展差距。魏杰和施戍杰[11]认为，民营经济的发展和共同富裕是逻辑统一的，认为大力促进民营经济发展的同时，要从等价交换的规则公平、剩余积累的机会公平、剩余索取的权利公平三个方面构建社会公平正义的保障体系。此外，从市场经济角度出发，李雷生[12]指出，市场经济的运行以按要素分配为根本，由于个人所掌握的知识、技能、机遇及拥有的生产要素不同，其收入也不同，即收入分配不公平是市场经济的必然现象。但是，这类分析，没有回答市场经济体制引发的收入分配不平等的程度問题，这需要考虑到市场自身调节机制及政府收入分配调节机制的影响。endprint

本文在已有研究的基础上，展开的分析包括：（1）从理论逻辑推理上，综合分析了民营经济发展引出的“市场竞争扩大效应”、“稳定器缩小效应”、“就业拉动缩小效应”及“刘易斯缩小效应”对城乡居民收入差距的影响，并以动态变化视角综合分析四者力量的此消彼长，避免以偏概全地得出命题假说；（2）城乡居民收入差距的影响因素众多，但在城乡二元结构、市场竞争演化及剩余农村劳动力进城务工的现实条件下，整体民营经济繁荣发展及由此引致的城乡二元制民营经济发展差距究竟如何影响城乡收入差距，是否呈现非线性的影响关系？这是本文的研究重点。

本文结构安排如下：第二部分主要阐释二者之间的经济学逻辑并提出命题假说，第三部分是计量数据的整理、指标及模型的构建，第四部分为计量回归结果的展示及说明，第五部分为结论及政策建议。

二、 理论逻辑及假说

民营经济的繁荣发展以四大机制影响城乡居民收入差距。首先，劳动者工作技能和初始要素拥有多寡是决定居民收入高低的关键因素，而城乡劳动力综合素质差距较大是不争的事实。在市场经济体制下，民營经济成分占比越高，市场竞争越激烈，因城乡劳动力综合素质差距导致的城乡居民收入差距可能越大，本文将其界定为“市场竞争扩大效应”。其次，市场机制自身派生出来的收入稳定器机制及政府实施的收入分配干预机制，可能又有利于抑制持续扩大的城乡收入差距，本文将此界定为“稳定器缩小效应”。第三，民营经济能够极大地带动就业，能够为农村剩余劳动力进城务工提供更多的就业机会和岗位，进而提高进城农民工收入，本文将此界定为“就业拉动缩小效应”。最后，根据刘易斯二元经济理论，剩余劳动力的转移能够进一步提高农村边际劳动生产率，增加农村人均收入，同时城市繁荣能带动农村协同发展，促进农村劳动生产率提高和农民增收。本文统一将其界定为“刘易斯缩小效应”。因此，民营经济发展如何影响城乡收入差距，需审慎分析这四大效应的综合作用，而城乡民营经济发展差距内生于城乡二元制结构变化，需要在城乡二元结构、市场竞争演化及剩余农村劳动力进城务工的框架下，以此四大效应为基础来动态分析城乡民营经济发展差距对城乡居民收入差距的影响。

外生条件的极大差异决定了城乡民营经济发展差距的急剧扩大。蔡继明[13]及李伶俐等[14]认为，由于城市拥有发达的基础设施和便利的生产条件，政府和投资者更倾向于选择将比较优势突出、先进生产要素密集的二、三产业布局在城市，而农村布局的多是农业和与农业有关的低附加值产业。此外，陆铭和陈钊[5]、马光荣和杨恩燕[15]、陈斌开和林毅夫[16]认为，中国既有的城市偏向型发展战略决定了城市经济发展地位远高于乡村。同时，民营经济成分以追求经济效率和利润最大化为最终目标，相比农村，城市区域在资本边际报酬递增、集聚经济效益方面具有绝对优势，再加上城乡外在基础设施及潜在行政地位的巨大差距，决定了民营经济的发展更偏向于城市。事实上，中国的民营经济成分绝大部分集中于城市据中国工商总局统计资料计算，在2010、2011、2012年，私营企业户数在城镇和农村的户数分布比率分别为977∶23，975∶25，971∶29。因此，可以认为，民营经济的发展基本等同于城市区域民营经济的发展。。因此，我们认为，随着中国经济发展水平持续提高，尽管民营经济整体发展越发繁荣，但是这主要是由城市民营经济发展所推动的，而城乡民营经济发展差距可能在趋向于扩大，具体变化趋势，如图1所示。

民营经济发展越繁荣，市场竞争越激烈，市场竞争机制内生的因素可能会急速扩大城乡收入差距。市场经济体制下，推崇能力，重视效率，追逐利润是市场经济活动的基本目标。张维迎[8]、李雷生[12]及张义博和刘文忻[17]研究表明，在民营经济成分占绝对比例的市场经济体制内，市场竞争越激烈，获得高工作报酬的劳动力综合素质（包括初始要素资源占有多寡）就越关键，而作为经济增长最重要的参与者，劳动力的综合素质千差万别，其生存起点不同，所掌握的知识和劳动技能、机遇及拥有的生产要素等也不尽相同，决定了收入分配不平等是市场经济发展的必然现象。肖文涛[18]我们特别强调：（1）农村居民在外生劣势明显的情况下，不排除有通过自身努力奋斗，获得一技之长，从而收入显著提高的案例，但毕竟少数；（2）农村家庭倾其所有，重视对子女的人力资本投入，可能会“寒门出贵子”，但是“贵子”后来基本生活在城市，在其他条件不变情况下，反而可能扩大了城乡收入差距，但对整个社会而言，是一种进步；（3）城乡户籍管制下，进城农民工与城市原住民在享受城市公共服务方面存在差异，可能强化了二者收入差距。认为，城市和农村居民因家庭、社会公共资源差距（尤其是受教育资源的巨大差距）所带来的个人能力和综合素质差距较大，在推崇能力、效率至上的市场经济体制下，随着民营经济急剧发展带来的日趋强化的竞争效应，农村居民因相对较低的个人综合能力将处于竞争劣势地位，不得不处于收入获得的底层。因此，因市场竞争效应的存在，城市民营经济发展越繁荣，在其他条件不变时，市场竞争可能推动了城乡居民收入差距扩大，而伴随着民营经济繁荣发展而扩大的城乡民营经济发展差距，在其他条件不变时，可能同样也扩大了城乡居民收入差距。

但是，随着民营经济发展的持续繁荣，有利于抑制城乡收入差距扩大的影响因素也无处不在。（1）市场自发调节收入分配的稳定器机制，譬如税收机制、转移支付机制，以及政府的二次收入分配调节政策等，随着民营经济成分推动市场经济的持续繁荣，将在调节收入差距方面发挥越来越大的作用，“稳定器缩小效应”将逐渐加大；（2）Harris & Todarro[19]及刘瑞明和石磊[20]表明，如果城市就业岗位越多，就业概率越大，农村剩余劳动力迁移意愿就越强。然而，厉以宁[21]认为，城市就业岗位和机会的多寡内生于城市本身的就业和经济结构。城市民营经济发展越繁荣，城市提供的就业岗位和机会就越多，农村剩余劳动力将更意愿进城务工，且动态来看，城市民营经济越繁荣，城乡民营经济发展差距越大，城市更多的就业岗位和更高的收入水平对农村劳动力进城务工的吸纳弹性就越大。所以，“就业拉动缩小效应”越明显，转移进城农民工的收入大于留守农村的务农收入，在其他条件不变的情况下，可能有利于在农村居民人均收入水平迅速提高的情况下缩小城乡收入差距进城农民工的收入将绝大部分寄回农村老家，或者在年底返回农村家乡的时候自己全部随身带回。这种农民工外出务工的收入回流至农村老家的现象，在第一代农民工（50岁左右）中，尤其明显。；（3）Lewis[22]和Harris & Todarro[19]认为，在广大发展中国家，存在农村传统经济和城市现代经济两个部门，而刘瑞明和石磊[20]研究表明，民营经济成分是城市现代经济部门的重要组成部分，城市民营经济的繁荣发展，为农村剩余劳动力的转移创造了条件，提高了农村边际劳动生产率，再者Krugman[23]和Fujita et al.[24]研究的“中心外围”理论表明，城市经济趋向繁荣发展时，其经济发展的正外部性溢出效应越发明显，能够带动和完善周边地区经济增长，并随着距离的变化，呈现“∽”型特征，而城市民营经济发展极大地促进了城市经济的繁荣并附之以明显的空间溢出的正向外部性，这有利于辐射周边农村区域，从各个方面（比如健全农村公路等基础设施建设、培育农村绿色农产品生态供应基地等）促进农村经济发展和农民增收。动态来看，在以城乡居民收入差距未趋同前，我们称之的“刘易斯缩小效应”将长期存在，并在其他条件不变的情况下，也可能有利于在农村居民人均收入水平迅速提高的情况下缩小城乡收入差距。endprint

市场经济体制环境下，民营经济发展究竟如何影响城乡居民收入差距，最终还需要在城乡二元结构、市场竞争演化及剩余农村劳动力进城务工的框架下，综合分析上述“扩大与缩小效应”的此消彼长作用。首先，市场经济体制特别注重利润、追求能力至上的特征，将通过强化劳动力就业能力差异扩大城乡收入差距的力度，但是这种市场机制内生地扩大城乡收入差距的速度应该是边际递减的。主要原因为：（1）市场经济制度会越发完善，市场机制在注重效率的基础上将更加偏向于“质”的提高，向国成等[25]认为，尤其是中国特色社会主义市场经济体制下，市场竞争制度规划将不自觉地向着收入更加公平的目标迈进，这里的正义秩序的提供将至关重要；（2）农村生育率下降，将更加注重对自身和子女的人力资本的投入，以提高就业能力，所以城乡劳动力综合素质差异将逐渐缩小；（3）市场经济体制中，本身的税收调节机制、转移支付机制及政府二次收入分配等机制，也会部分抵消市场竞争机制对收入差距变化的扩大效应。因此，综上原因，“市场竞争扩大效应”和“稳定器缩小效应”相互抵消的综合作用形成了如下图2中的Q2曲线形状。其次，民营经济的繁荣发展所带来的“就业带动缩小效应”与“刘易斯缩小效应”联动和效应，随着市场经济发展的持续繁荣愈发明显。原因如下：（1）民营经济发展越繁荣，就业岗位提供越多，这为农村剩余劳动力进城务工创造了有利条件，“就业带动缩小效应”将持续边际递增；（2）随着农村剩余劳动力转移外出，农村边际劳动生产率递增速度加快，且当城市民营经济愈发繁荣时，因经济溢出的正外部性反过来带动劳动生产率的增速提高，促进农民增收。因此，“就业带动缩小效应”与“刘易斯缩小效应”联动和效应对抑制城乡收入差距扩大的力度，随着城市民营经济的繁荣发展，也将动态地呈现边际递增的变化趋势，如下图2曲线Q1所示。进一步分析，如下图2所示，

在L1到L2段，边际递减的效应曲线Q2位于边际递增的效益曲线Q1上方，表明随着城市民营经济的繁荣发展和城乡民营发展差距的扩大，对比缩小城乡收入差距的影响力度，推动城乡收入差距扩大的力度占绝对支配地位，但这种支配地位逐渐减弱，并在L2处达到势均力敌的态势，此时对应着城乡收入差距曲线Q3的左半边扩大阶段；但随着民营经济持续地繁荣发展，对比扩大城乡收入差距的影响力度，推动城乡收入差距缩小的力度占绝对支配地位，且这种支配地位趋于增大，此时对应城乡收入差距曲线Q3缩小的右半边图2中的Q1和Q2曲线对应着右边的效应力度坐标，分别代表着随着民营经济发展水平的提高，缩小的效应力度边际递增和扩大的效应力度边际递减；而Q3代表随着民营经济发展水平的提高，城乡收入差距呈现先扩大后缩小的倒“U”形变化趋势。。

根据上述理论逻辑分析，本文提出如下猜想或假说：

在当前中国市场经济体制逐渐完善、存在农村剩余劳动力进城务工及民营经济发展日趋繁荣的条件下，随着中国整体民营经济的繁荣发展，城乡民营经济发展差距内生扩大，可能导致城乡收入差距呈现先扩大后缩小的倒“U”形变化趋势。

三、 计量数据、指标及模型

本文数据主要来源于《中国统计年鉴》、《中国人口与就业统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》、《中国教育统计年鉴》及《中国城市统计年鉴》，鉴于有些省份数据缺失问题，本文选取不包括港、澳、台及西藏的30个省份2000—2013年的数据作为面板样本。因中国的经济发展水平具有明显的区域差异性特征，故根据国家统计局分类标准，将这30个样本省份分为东部、中部和西部样本数据组。由于各个统计年鉴数据统计口径具有差异，不可避免的会出现数据观测的些许误差，故剔除少许偏离前后年份数之均值超过100%的极端异常值，并以平均值法予以补齐。计量指标的选取及经济含义如表1所示。

根据上表1所示，同时控制时间和地区虚拟变量，以双向固定效应模型作为基本计量模型：

上式中，Crincomit为被解释变量，代表城乡居民收入差距，衡量指标为城市人均可支配收入与农村人均纯收入比值，但关注城乡民营经济发展差距对城乡收入差距影响的同时，应该首先控制总体民营经济发展水平Lntemployit，故核心解释变量为城乡民营经济发展差距Crempit，同时为了捕捉其与被解释变量的非线性关系，再次添加核心解释变量与首要控制变量的平方项Cremp2it及Lntemploy2it。根据李杏[26]观点，本文以城市和乡村的民营企业和个体就业人数和的比率来衡量城乡民营经济发展差距。Controlit为控制变量，ξit为残差项，其中下标i和t分别表示第i（i=1，…，30）个省份及第t（t=2000，…，2013）年。为了避免因时间共同趋势引致的伪回归问题，在所有计量回归中均控制了时间虚拟变量，其中yeart代表时间固定效应，μi表示地区固定效应。

公式中的Controlit项为一系列控制变量，主要包括：（1）城乡居民受教育水平差距。根据Psacharopoulos & Arriagada[27]及向国成和江鑫[28]研究，以城市与乡镇村的人均受教育年限比值代理城乡居民文化教育差距Creduca，预计其同方向影响城乡居民收入差距；（2）经济发展因素。根据陆铭和陈钊[5]、程开明和李金昌[29]等研究，主要选用三个指标：人均真实GDP（Pergdp）、贸易依存度Trade和城市化率Urban。对CPI消涨后的人均真实GDP代表经济发展水平，贸易依存度则代表对外开放水平，用以人民币衡量的进出口贸易总额与GDP总量比率表示，其中人民币对美元汇率按各年份的平均价分别折算，用城镇常住人口与年末总人口的比率表示城市化率。根据既有研究，我们预计这三项指标均反方向影响城乡收入差距；（3）金融市场发展状况。根据姚耀军[30]、孟亞强和赵石磊[31]及孙永强[32]等研究，存贷增加额Deposit代表区域总体金融贷款市场成熟度，有利于投资的展开，是影响收入差距的重要因素。此变量对城乡收入差距的影响，本文通过计量来判别；（4）政策偏向型因素。根据蔡昉和杨涛[33]、雷根强和蔡翔[34]及陈斌开和林毅夫[16]研究，本文选取三个指标来予以代理：地方公共财政支出比Finance、城镇固定资产投资比Capital及农业发展财政支持力度Ruralfia。地方政府官员政绩考核的主要标准是GDP增长率，而经济增长的主要推动力量是城市区域经济的发展，因而地方财政支出多集中在城市区域，预计地方公共财政支出占GDP比重同方向影响城乡居民收入差距。城镇固定资产投资比值用城镇固定资产投资与社会固定资产总投资比例来表示，其对城乡收入差距的影响需要靠计量检验来确定。用农林水事务支出总额与地方公共财政支出的比值衡量政府对农业的财政扶持力度，预计其反方向影响城乡收入差距。（5）产业结构因素。根据张红宇[35]研究，本文主要选用的衡量指标为第二、三产业增加值与第一产业增加值比率的对数值Lninduratio来表示预计其同方向影响城乡收入差距。（6）技术进步因素。根据王德文和何宇鹏[36]研究，本文主要选用两个代理指标，分别为技术市场成交额Techo和农业机械总动力的对数值Lnmechnism。技术市场成交额用来衡量区域技术进步程度，农业机械总动力用来衡量农业技术进步，预计这两个指标均反方向影响城乡收入差距。endprint

四、 计量回归结果

（一）基准回归

首先，使用混合效应（OLS）、随机效应（RE）和固定效应（FE）模型对本文30个省份2000—2013年的面板数据分全国、东部、中部及西部进行计量回归，根据F检验和Hausman检验结果，认为固定效应（FE）回归模型最适合。其次，对全国样本数据，为了捕捉如理论假说所描述的倒“U”形的变化关系，我们添加核心解释变量和核心控制变量的平方项，进行计量回归。最后，因为客观存在的区域经济和空间地理差异性，我们继续深化分析东、中及西部城乡民营经济发展差距及各自民营经济总体发展状况对城乡居民收入差距的影响。如下表2中，因篇幅所限，本文只报告了控制时间和地区固定效应的固定效应（FE）模型回归结果。

针对上述计量模型结果，我们发现：第一，就全国整体样本回归而言，城乡民营经济发展差距Cremp和民营经济总体发展水平Lntemploy均在10%的显

著性水平下与城乡收入差距Crincom成倒“U”形的变化关系，这不仅证实了上述理论假说，而且也印证了命题假说中涉及到的城乡民营经济发展差距内生性地随着中国民营经济的繁荣发展而扩大。第二，东、中及西部的民营经济总体发展水平均与其城乡收入差距呈现明显的倒“U”形变化关系。第三，就城乡之间民营经济发展的异质性来说，东部地区城乡民营经济发展差距与其城乡收入差距呈现明显的倒“U”形变化关系，但中、西部地区城乡民营经济发展差距扩大了城乡收入差距，但西部地区扩大城乡收入差距的边际效应力度更大。解释如下：（1）因为随着民营经济的繁荣发展，正如前述理论假说所解释的那样，由市场经济机制内生的“市场竞争扩大效应”和“稳定器缩小效应”综合作用，在其他条件不变时，市场经济机制对城乡收入差距的的扩大力度是边际递减的，但是“就业缩小效应”与包括城市繁荣对周边区域的正向经济外部性的“刘易斯效应”的综合作用，在其他条件不变时，其对城乡收入差距的扩大力度是边际递增的，所以四大效应的相互抵消，随着民营经济的繁荣发展，无论是从全国层面，还是分东、中和西部区域，城乡收入差距都出现了先扩大后缩小的倒“U”形变化趋势。而且，民营经济总体发展状况及城乡民营经济发展差距均与城乡收入差距呈现一致性的先扩大后缩小的倒“U”形变化趋势，也侧面反映了城乡民营经济发展差距扩大的变化趋势内生于民营经济总体发展繁荣状况；（2）东部地区，民营经济本身发展就非常繁荣，尤其是江浙粤一带，但是尽管农村民营经济发展有一定长足发展，但是和具有显著集聚经济效应的城市的民营经济发展速度相比，城乡民营经济发展差距无疑也是扩大的，所以东部地区城乡民营经济发展差距变化趋势与民营经济整体的繁荣发展状况一致。随着经济的繁荣发展，自然正如Kuznets[37]假说（随着经济的繁荣发展，收入差距呈现先扩大后缩小的倒“U”形变化趋势）所表述的那样，东部区域的城乡收入差距呈现先扩大后缩小的倒“U”形变化趋势，这里的机制正如上述四大效应的综合作用的解释一样，这里不再赘述；（3）中、西部地区的民营经济总体发展水平远不如东部区域，而且民营经济成分主要集中在城市区域，所以中、西部区域的城乡收入差距的先扩大后缩小的“U”形变化趋势主要是由城市区域的民营经济成分的繁荣发展贡献的。但是，中部区域，其他条件不变时，且控制（或者说剔除掉）了总体（主要是城市区域）的民营经济发展对城乡收入差距的影响后，城乡民营经济发展差距越大，城乡收入差距越大，主要因为中部区域的农村剩余劳动力大量转移至东部沿海务工就业，且在农民工大量市民化的当下，中部区域农村留下的都是“老弱病残”，农村产业和劳动力“空心化”问题才是导致农村经济发展环境堪忧、城乡民营经济发展差距扩大，进而引起城乡收入差距扩大的原因之一。而西部区域，这种农村“空心化”现象可能更甚，因为西部区域农村几无民营经济成分，无法带动当地农村居民就地、就近就业，农村经济发展环境相比最糟糕，其他条件不变时，在控制（或者说剔除掉）了总体（主要是城市区域）的民营经济发展对城乡收入差距的影响后，城乡收入差距只能越大，且对扩大城乡收入差距的边际效应力度更大。

至于其他控制变量，大部分变量基本都符合预期，但有例外。城市化率Urban对城乡居民收入差距的影响不符合理论预期可能是因为2000年后土地财政催生的超高速城市扩张所推动的城市化进程并没起到有效缩小城乡收入差距的目的。农业发展财政支持力度Ruralfia也不符合理论预期，可能是在农村行政体系缺乏严格监管的背景下，地方政府对农村农业的财政支出资金并没有落到促进农业发展的实处上来。因此，要想促进农业的快速发展，单纯以输血式的政府财政刺激农业生产的方式并不一定有效，如何建设权责明晰、監督民属、法制规范的基层大学生村官自治行政体系可能才是重点。

当然，上述回归结果，可能受到计量内生性问题的干扰，本文以两阶段最小二乘法（2SLS）来予以处理，但要为核心解释变量城乡民营经济发展差距寻找合适的工具变量。本文以城镇和农村15—64岁人口数量比率Crpeople以及城乡民营经济发展差距的一阶滞后变量lag_Cremp作为城乡民营经济发展差距的工具变量。因为民营经济的发展，能够最大程度带动不同年龄和技能层次的劳动力就业，而15—64岁的劳动力数量有很大部分被民营经济吸收，二者具有高度线性相关性，而且城镇和农村15—64岁人口数量只通过工作（大部分在私营企业和个体成分内工作）影响城乡民营经济发展差距而间接影响城乡居民收入差距。此外，任何经济的发展都具有连续性，故城乡民营经济发展差距的一阶滞后变量lag_Cremp必然与其当期值高度相关，与误差项无关。所以，这两个变量均符合工具变量添加要求，但还需要一系列检验予以验证。

（二）工具变量回归

为了直观感知本文选用的工具变量与核心解释变量城乡民营经济差距Cremp之间的相关性，我们对其样本数据进行散点拟合，散点拟合图如下3和4图所示。endprint

上图直观显示了城乡15—64岁人口数量比率及城乡民营经济差距一阶滞后项与城乡民营经济发展差距呈现较为显著的正相关关系，初步认为此工具变量较为合理。但是工具变量是否有效，还需要一系列检验。下表3中倒数第1—5行汇报了工具变量有效性的计量检验，倒数6—7行汇报了第一阶段内生解释变量和两个工具变量的回归结果。其中F检验表明应拒绝第一阶段外生工具变量与内生核心解释变量Cremp回归系数都为零的原假设，而且第一阶段其回归系数显著性基本上都满足10%显著性水平的特征，所以有理由认为工具变量和内生核心解释变量高度线性相关；不可识别检验所得出的KleibergenPaap rk LM Statistic统计量相伴概率P值均远小于1%，拒绝工具变量不可识别的原假设，认为工具变量与内生解释变量相关；弱工具变量检验有两个统计量CraggDonald Wald Statistic和KleibergenPaap rk Wald F Statistic，但是因为本文用到了稳健标准误回归，前者统计检验不再有效，应比较KleibergenPaap rk Wald F Statistic统计量与不同置信水平区间下临界值的大小，此时其值均显著大于10%显著性水平下的临界值，所以拒绝弱工具变量的原假设；过度识别检验得到的Hansen J检验值和伴随概率均表明不存在过度识别问题，认为工具变量是严格外生的。总之，经过一系列计量工具变量的有效性检验，我们有理由认为选取的工具变量是合适的。

对比表格3中的FEIV与表格2中的FE回归结果，针对全国、东部样本类核心解释变量，我们可以看出城乡民营经济差距Cremp及中国民营经济发展状况Lntemploy与城乡收入差距Crincom至少在1%显著性水平下依然呈现倒“U”形变化关系，各系数置信区间显著性大为提升。全国、东、中和西部民营经济总体发展水平Lntemploy对城乡居民收入差距Crincom的影响依然呈现倒“U”形变化关系，至于中部、西部区域的城乡民营经济差距对城乡收入差距的影响和前述一致，均扩大了城乡收入差距，但是显著性大为提高。因此，我们有理由认为，表2的计量回归结果基本准确，但是考虑模型内生性问题后，表3中的计量回归结果则更好。但是，上述计量检验是否稳健可信，需要进一步进行验证。

（三）稳健性检验

为了检验表3中的FEIV回归结果是否稳健，文章主要从以下二个方面进行检验。限于篇幅，本文只对全国性样本数据做了稳健性检验。首先对内生核心解释变量城乡民营经济发展差距Cremp更换代理变量。因为城乡个体就业人数本身就属于民营经济发展带动就業人数的一部分，用城乡个体就业人数比Crindivid代理城乡民营经济发展差距Cremp有其内在合理性，此检验结果见稳健性检验表格4中的FE和FEIV回归模型；其次，鉴于计量模型设置偏误可能影响计量回归结果的稳健性，我们更换了不同的计量回归模型，先用两阶段工具变量GMM回归方法，后以因变量滞后两阶做IV回归，详见稳健性检验表格4中的IVGMM和因变量滞后两阶的IV回归模型。

由表4可知，在不同的检验模型中，城乡个体就业人数比Crindivid及民营经济发展水平Lntemploy对城乡居民收入差距Crincom均呈现明显的倒“U”形变化关系，但与表格2和3中的数值相比，内生核心解释变量和首要控制变量的各自系数值变化幅度较大，这可能是数据质量问题（农村区域个体就业者数据抽样估计偏差严重）所致，但总体能说明本文表格3的计量回归结果稳健。此外，其他控制变量与表格3中的FEIV模型的回归系数值正负性和显著性等均保持基本一致，因此，我们有理由认

为表3所做的FEIV回归结果是稳健的。

五、 结论及政策建议

本文通过理论分析，认为城乡民营经济发展差距内生性地伴随着中国民营经济的繁荣而扩大，可能导致城乡居民收入差距呈现先扩大后缩小的非线性倒“U”形变化趋势。对此，进行了一系列计量回归并进行相应的稳健性检验，证实了上述假说。这也表明，从动态长期变化的角度看，民营经济发展，不仅不会导致城乡居民收入差距扩大，而且随着经济的持续繁荣发展，还有利于抑制城乡居民收入差距的扩大。同时，考虑区域经济发展差异性，对样本数据分东、中和西部区域组进行检验，实证进一步发现：东部区域，民营经济总体发展水平与城乡民营经济发展差距均导致城乡收入差距呈现倒“U”形变化趋势；中、西部区域民营经济总体发展水平均导致城乡收入差距呈现倒“U”形变化趋势，但城乡民营经济发展差距都正向地扩大了城乡收入差距，且西部边际扩大效应大于中部区域。因此，就研究结果，建议如下：

首先，积极培育民营经济繁荣发展所要求的完善的社会主义市场经济体制，同时完善政府收入分配的二次调节机制。市场经济体制越完善，尽管民营经济繁荣发展所推动的市场竞争越激烈，但是由此引发的市场竞争扩大效应会被完善的市场机制内生的税收调节机制等以及强势的政府二次收入分配调节机制所部分抵消。需要强调的是，完善的社会主义市场经济体制应该是法制化、制度化的民营企业家私有产权得到充分法律保护的体制，应该是以公正的竞争规则积极引领国有经济、民营经济及混合所有制成分积极参与市场竞争并有利于培养企业家精神和技术创新的机制。

其次，我们认为，在提升农业劳动生产率之时，促进以满足农村日常农业生产和生活为目的的民营经济成分的发展是必要的，但应根据比较优势理论的指导，以城市为重点核心区域发展民营经济，并逐渐发挥城市经济辐射的正向外部性作用，以辐射周边农村区域。这时，要加大力度建设城市连接周边农村区域的交通、网络、通信、物流等基础设施，降低城市经济正向外溢的经济成本。

最后，要促进中、西部农村地区生产、生活性等必要民营经济的繁荣发展。政策要积极引导中、西部农村区域的个体成分（比如食品消费型便利店）发展，方便当地农民日常生产和生活需求，对人口集聚密度大、交通和通信等基础设施相对较好的农村区域，要鼓励小规模生产性或者农业资源密集型民营经济产业的发展，积极带动当地农户兼业化或吸引返乡农民工就地就近就业。参考文献：endprint

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责任编辑、 校对： 李再扬endprint