重工业偏向型发展战略影响收入不平等的传导机制*——基于城市化和金融发展角度的再检验

赵秋运, 马　晶

一、引言和文献综述

改革开放以来，中国经济持续快速增长，人均收入稳步提升，然而居民收入不平等在不同维度上呈显著上升趋势，Wan, G., ,Oxford：Oxford University Press, 2008.贫富矛盾逐渐凸显。中国居民收入的基尼系数在2003年已经达到0.479，其后一直呈上升趋势，到2008年达到最高点0.491。2008年后基尼系数虽有所下滑，但直到2014年仍维持在0.469的高位，超过世界银行所制定的0.4警戒线较大距离。亚洲开发银行(ADB)的研究报告则显示，近20年来，中国的基尼系数年均增速高达1.6%，为28个受调查的亚洲国家之最。另一方面，根据新华网报道：如果将中国收入差距进行分解，就可以发现城乡居民收入不平等与城镇内部居民收入不平等对中国整体居民收入不平等的贡献最大。中国城乡收入差距比从1978年的2.57∶1提高到2014年的3.05∶1；而按照城镇工资统计，从2006年开始，城镇内部居民的贫富差距也在拉大，直到2014年城镇内部居民高收入行业和低收入行业的收入差距有4倍左右。

既有研究表明，收入差距过大会降低一个国家的平均消费倾向，导致内需不足，最终会使得该国的经济增长速度放缓； Murphy, K.M., Shleifer, A., Vishny, R.,“Income Distribution, Market Size, and Industrialization”, , Vol.104,No.3, 1989，pp.537-564. 还会导致高收入人群和低收入人群之间难以建立相互信任的关系，挑战社会信用体系，甚至引起社会动荡，造成激烈的社会冲突。 Alesina, A., Perotti, R., “Income Distribution, Political Instability, and Investment”, , Vol.40,No.6, 1996,pp.1203-1228. 因此，中国“十三五”规划纲要明确提出，要尽快扭转收入差距扩大趋势；经济发展步入“新常态”后，经济增长愈加强调“质量更好、结构更优”，居民收入不平等问题会是政府、社会和学界持续关注的焦点。

已有研究中关于中国居民收入不平等的文献颇为丰富，其集中探寻影响居民收入不平等的因素，主要从城镇化、金融发展、人口老龄化等方面进行探究。万广华用泰尔指数构建了城镇化与不平等之间的理论关系，发现城镇化与不平等之间存在倒U形关系，随着城镇化的提高，不平等会经历一个先上升后下降的过程。金融发展对居民收入不平等的影响则没有统一的结论， Galor, O., Zeira, J.,“Income Distribution and Macroeconomics”, , Vol.60,No.1, 1993,pp.35-52. Maurer, N., Haber, S.,“Related Lending and Economic Performance: Evidence from Mexico”, , Vol.67,No.3, 2007,pp.551-581. 陈斌开和林毅夫建立理论模型发现，若政府推行重工业优先的发展战略，个体财富收敛速度将减慢，收入分配趋于恶化。李志阳和刘振中运用我国1978—2010年的时间序列数据研究发现，从长期看，城乡收入差距随着金融规模扩大而逐渐增加。董志强等则使用1996-2009年省级面板数据，以基尼系数衡量居民收入不平等，从经验上证实老龄化对我国居民收入不平等有显著的正向影响。刘华专门针对农村人口的研究也表明农村人口老龄化的确加剧了居民收入不平等。姚耀军基VAR 模型及其协整分析，利用Granger 因果检验法，对中国1978—2002年间金融发展与城乡收入差距的关系做出实证研究。实证结果表明，金融发展与城乡收入差距存在着一种长期均衡关系；金融发展规模与城乡收入差距正相关且两者具有双向的Granger因果关系；金融发展效率与城乡收入差距负相关且两者也具有双向的Granger因果关系。刘贯春基于经济增长和城市化的双重视角，研究发现提升直接融资比例对城乡收入差距存在直接的缩小效应，并通过促进经济增长和加速城市化来降低城乡收入差距，且城市化的中介作用要强于经济增长。由此可见，以“市场主导型”金融体系为导向，逐步放开金融市场管制以提升直接融资比例，将有利于缩小城乡收入差距。

研究居民收入不平等相关文献的一个重要的分支是研究政府如何影响居民收入不平等。本文认为政府在影响居民收入不平等中扮演了两种角色，第一种是财政手段如税收 Verbist, G., Figari, F.,“The Redistributive Effect and Progressivity of Taxes Revisited:An International Comparison across the European Union”,: ,Vol.70,No.3, 2014,pp.405-429. 、政府转移支付等对社会财富进行二次分配，以达到缩小收入不平等的目的。Caminada et al.就利用20个国家数据研究发现，大多数国家的政府转移性支付对降低居民收入不平等具有明显效果。政府的第二个角色便是制定偏向型的、非均衡的发展政策，在初次分配中直接影响居民收入不平等，这一类偏向型政策恰恰可能是收入不平等的源头。既有研究发现，中国居民收入差距的扩大与政府所执行的偏向型政策有着密切的联系，如城市偏向型政策、户籍制度等，而这一系列的偏向型政策都源于政府所选择的重工业偏向型发展战略。Piketty便指出，拥有30%～40%国家财富的中国政府可以更为灵活地调整国家战略，进而影响居民的收入不平等状况。

中国劳动力丰富而资本稀缺，在此基础上执行重工业偏向型发展战略与我国要素禀赋结构并不匹配。虽然我国在改革开放后逐步放弃了重工业偏向型发展战略，然而相关的偏向型政策如户籍制度、金融抑制政策并没有完全消失。因此居民收入不平等仍旧受到重工业偏向型发展战略的影响。如果重工业偏向型发展战略是中国居民收入不平等的深层次原因，那么量化分析重工业偏向型发展战略对居民收入不平等的作用会有利于我们全面理解政府行为的经济影响，进而全面评价政府行为的经济意义。现阶段重工业偏向型发展战略与居民收入不平等之间关系的研究较少，经济机制与相关的实证研究也亟待丰富。Lin 和Chen首先构建理论模型发现重工业偏向型发展战略会造成城市部门就业需求的相对下降，延缓城市化进程进而扩大城乡收入差距。陈斌开和林毅夫在此基础上进行了实证研究，研究发现重工业偏向型发展战略与城乡收入不平等之间确实存在显著正相关关系，并且发现城市化是其核心影响机制。

在已有研究中，考察重工业偏向型发展战略对收入不平等的影响仅仅只考虑了其长期影响，并没有对它们之间可能存在的短期关系进行研究，针对短期关系的研究可能使我们对重工业偏向型发展战略影响收入不平等的内在经济机理有更全面的认识。此外，以往文献没有讨论金融发展在重工业偏向型发展战略影响收入不平等过程中扮演的角色。基于上述分析，我们提出以下研究假设：

假设1：长期而言，重工业偏向型发展战略会通过降低城市化水平扩大居民收入不平等，同时，亦会通过降低金融发展水平而缩小收入不平等，前者的效应更大，最终使得重工业偏向型发展战略在长期内会扩大收入不平等。

假设2：短期而言，重工业偏向型发展战略仅会通过降低金融发展水平缩小收入不平等。

基于上述假设，本文将站在新结构经济学的视角，利用1996—2011年的中国省际面板数据，采用面板协整检验及面板误差修正模型，对重工业偏向型发展战略与收入不平等的关系进行再检验，分别考察城市化、金融发展两种影响机制在上述过程中做所起的作用。

二、指标构建和变量描述

(一)重工业偏向型发展战略的度量

陈斌开和林毅夫提出使用技术选择指数(

TCI

)来衡量重工业偏向型发展战略，并且提出多种

TCI

的计算方法，为此，我们参考其文献后使用下式作为

TCI

的计算方法：

(1)

其中，

GDP

代表地区工业增加值；

L

表征地区工业就业人数；

GDP

为地区国内生产总值；

L

为地区总就业人数。由于重工业部门往往属于资本密集部门，其对劳动力的需求相对较少，如果经济体选择的重工业偏向型发展战略偏向重工业，那么其

TCI

将会增大。与此同时，政府一方面会通过信贷补贴和压低投入品价格扶植这些没有自生能力的工业企业，另一方面会给予这些企业能够制定高价格的垄断地位，上述措施会导致一个更大工业增加值(

GDP

)，从而使得分子增加。计算数据来自于1996—2011年各省《统计年鉴》和《中国统计年鉴》。地区的技术选择指数(

TCI

)对其最优技术选择指数(

TCI

)的偏离程度可以用来衡量一个地区重工业偏向型发展战略的程度。虽然各个省份的

TCI

难以获得，但我们可以假定各省的

TCI

为常数， Lin, J. Y., : , , ,Cambridge：Cambridge University Press, 2009. 这样使得我们可以直接使用

TCI

度量各省份的重工业偏向型发展战略。

(二)收入不平等的度量

早期经济统计学家尝试运用多种统计分布函数来度量收入不平等问题，其中较常用的统计分布有Pareto分布、Gamma分布和Beta分布等。此外，洛伦茨曲线分析法、Gini系数、广义熵指数与Atkinson指数皆为常用的度量收入不平等的方法。

由于基尼系数是国际公认的衡量收入不平等的权威指标，考虑《中国城市(镇)生活与价格年鉴》可以获得计算城镇内部基尼系数的相关数据，因此本文采用基尼系数来衡量城镇内部居民收入不平等，计算方法与杨俊等相同。至于城乡收入不平等，本文将使用(城市居民人均可支配收入-农村居民人均纯收入)/(农村居民人均纯收入)来度量。计算基尼系数的数据来源于1996—2011年《中国城市(镇)生活与价格年鉴》，计算城乡收入不平等的数据来源于1996—2011年《中国统计年鉴》。

(三)描述性统计

表1为变量的描述性统计，其计算方法已在上文说明。西藏与重庆由于数据缺失而未包括其中，因此本文最终使用的数据为29个省市且跨度为16年的面板数据。

表1　描述性统计

三、实证分析

(一)实证检验方法

1.面板单位根检验

本文将使用面板协整与面板误差修正模型来研究重工业偏向型发展战略和收入不平等之间的长期与短期均衡关系，为此，我们应该对各变量的平稳性进行检验。本文使用如下四种检验面板单位根的方法：Breitung检验、LLC检验 Levin,A., Lin,C.F., Chu,C.S.J.,“Unit Root Tests in Panel Data: Asymptotic and Finite-Sample Properties”, , Vol.108,No.1, 2002,pp.1-24. 、IPS检验 Im,K.S., Pesaran,M.H., Shin,Y.,“Testing for Unit Roots in Heterogeneous Panels”, , Vol.115,No.1, 2003,pp.53-74. 以及CIPS检验 Pesaran,M.H.,“A Simple Panel Unit Root Test in the Presence of Cross-Section Dependence”, , Vol.22,No.2, 2007,pp.265-312. 。

2.面板协整检验

如果所有变量都服从同阶单整过程，则可以进行面板协整检验来考察各变量之间是否存在长期协整关系。本文使用Westerlund、Persyn和Westerlund提供的方法进行面板协整检验。 Westerlund,J.,“Testing for Error Correction in Panel Data”, , Vol.69,No.6, 2007，pp.709-748. Persyn,D., Westerlund,J.,“Error-Correction-Based Cointegration Tests for Panel Data”, , Vol.8,No.2, 2008,p.232. 该方法在误差修正模型的基础上，剔除截面异质性、截面内外的相关性的影响后，检验误差修正部分的系数是否显著地异于零。该检验共有两组四个检验统计量

Gt

、

Ga

与

Pt

、

Pa

，分别能够对长期协整、短期协整、整体协整和部分协整做出完整的检验。

3.面板误差修正模型

面板协整检验仅检验各变量间是否存在长期联系，并不估计具体的协整系数。在面板数据环境下，由于回归变量间潜在内生性和序列相关性的存在，OLS估计结果可能会出现明显的偏误。为了更准确地估计协整关系，本文在FM-OLS和DOLS的基础上使用一个适用于大N、大T面板数据的估计模型，以估计具体的协整系数。该模型在估计过程中不仅可以选择使用动态固定效应估计量(Dynamic Fixed-effects Estimator)还可以选择混合组间均值估计量(Pooled Mean-group Estimator)对协整关系进行估计。

(二)实证检验

本文关注的是重工业偏向型发展战略与收入不平等的长期与短期均衡关系，虽然陈斌开和林毅夫的研究已经发现重工业偏向型发展战略与收入不平等之间的关系为正，但是本文将从城市化和金融发展的双重视角出发，使用面板误差修正模型重新研究重工业偏向型发展战略与居民收入不平等之间的关系，该方法使得我们在关注长期均衡关系的同时也可以考察短期均衡关系，考察重工业偏向型发展战略对收入不平等的短期和长期效应。本文使用技术选择指数(

TCI

)度量各省份的重工业偏向型发展战略偏向程度，居民收入不平等使用城镇内部的收入不平等(

Gini

)和城乡收入不平等(

Gap

)两种方法进行衡量。

1.面板单位根检验

在进行面板协整前，首先应对

TCI

、

Gini

和

Gap

进行面板单位根检验，面板单位根的检验方法很多，为了使得检验结果更为严谨，本文采用Breitung 检验、LLC检验、IPS检验以及CIPS检验四种检验方法(如表2所示)。根据表2的检验结果可知，四个面板单位根检验结果基本一致。使用各变量的水平值进行检验时，除了LLC检验的结果为拒绝“存在单位根”的原假设外，其余检验结果均显示不能拒绝“存在单位根”的原假设。由于各变量的水平值在Breitung检验、IPS检验、CIPS检验中均不能拒绝“存在单位根”，所以本文采信

TCI

、

Gini

、

Gap

均不平稳。而当对

TCI

、

Gini

、

Gap

的一阶差分进行检验时，四个检验方法的结果均显著地拒绝“存在单位根”，可知

TCI

、

Gini

、

Gap

均为非平稳的一阶单整过程。

表2　面板单位根检验

注:(1)所有检验形式均带有截距项；(2)

cv

5表示统计量在5%显著性水平的临界值；(3)

CIPS

检验方法的临界值来源于Pesaran(2007)；(4)变量前加“Δ”表示对变量作一阶差分。

2.面板协整检验

上文已知

TCI

、

Gini

、

Gap

均为非平稳的一阶单整过程。为了检验三者之间是否存在长期协整关系，我们使用Westerlund提供的检验方法进行检验。 Westerlund,J.,“Testing for Error Correction in Panel Data”, , Vol.69,No.6, 2007,pp.709-748. 该方法在误差修正模型的基础上，可以剔除截面的异质性，截面内、外的序列相关性的影响，检验结果见表3。

表3　重工业偏向型发展战略与收入不平等的面板协整关系检验

注：各统计量的原假设均是不存在协整关系，当

P

值小于0.05时，则在5%显著性水平上拒绝原假设。表3第1列显示了

TCI

、

Gini

之间协整关系的检验结果。其中

Gt

、

Ga

统计量的

P

值均小于0.001，表明其可以在1‰显著性水平上拒绝原假设，则可认为整个29个序列中至少存在一对协整关系。

Pt

、

Pa

统计量的

P

值也小于0.001，显著拒绝不存在协整关系的原假设，表明所有序列在整体上存在协整关系，因此，本文认为

TCI

与

Gini

之间存在长期协整关系。表3第2列报告的是

TCI

与

Gap

之间协整关系的检验结果，讨论过程与第1列类似，不再累述，所得结果表明

TCI

与

Gap

之间存在长期协整关系。上述分析表明，重工业偏向型发展战略与居民收入不平等之间存在显著的长期协整关系。

3.面板误差修正模型

由表3中可知，重工业偏向型发展战略与居民收入不平等之间存在长期协整关系，为了对协整系数进行有效估计，考虑到本文使用的是一个大N大T的数据，需要控制数据的截面特征，本文使用Blackburne 和 Frank基于面板协整向量以及面板误差修正模型提出的估计方法进行系数估计。 Blackburne,E.F., Frank,M.W.,“Estimation of Nonstationary Heterogeneous Panels”, ,Vol.7,No.2, 2007,p.197. 为此，我们通过Hausman检验确定使用固定效应估计量(Dynamic Fixed-effects Estimator)、混合组间均值估计量(Pooled Mean-Group Estimator)对协整关系进行估计。

TCI

与

Gini

、

TCI

与

Gap

的面板协整向量估计结果见表4。

表4　重工业偏向型发展战略与收入不平等的面板协整系数估计

注：(1)括号内为

t

值；

p

<0.05，

p

<0.01，

p

<0.001。(2)DFE表明估计时使用的是固定效应估计量；PMG表明估计时使用的是混合组间均值估计量。表4为重工业偏向型发展战略(

TCI

)与居民收入不平等(

Gini

、

Gap

)之间面板协整估计结果。

TCI

与

Gini

的长期均衡关系为正，使用DFE估计量进行协整系数估计时，

TCI

的系数为正，达到10%显著性水平；而使用PMG估计量估计时，

TCI

系数仍旧为正，达到1‰显著性水平；初步表明重工业偏向型发展战略与城镇内部居民收入不平等存在长期为正的协整关系，即重工业偏向型发展战略越高，则城镇内部居民的收入不平等水平越高。

TCI

与另一衡量收入不平的变量

Gap

的长期均衡关系也为正，皆通过5%显著性水平。这表明重工业偏向型发展战略越明显，城乡居民收入差距就会越大。

EC

的系数表征着误差修正模型的修正速度，它是否显著可以作为判断长期均衡关系是否联合显著的标准。

EC

统计量的系数在第1列至第4列中皆通过了1%显著性水平，这表明各变量的长期均衡关系是联合显著的。以上实证研究结果表明重工业偏向型发展战略会扩大居民收入差距，这一发现与既有文献的研究结果基本一致。

以上面板误差修正模型的估计结果表明重工业偏向型发展战略越严重，无论是城乡收入不平等还是城镇内部居民收入不平等都会扩大，该结果与林毅夫及其合作者的研究结果基本一致，这表明政府偏向型的政策确实是中国收入不平等的影响因素。随着中国放弃了重工业偏向型发展战略，城乡收入差距与城镇内部居民收入不平等的情况将会得到改善。以上发现的意义在于，通过面板协整估计确认了政府制定的重工业偏向型发展战略是中国居民收入不平等的影响因素，一定程度上验证了林毅夫及其合作者所提出的相关理论，确认了政府制定的偏向型政策确是影响居民收入不平等的重要因素。此外，本文还实证检验了重工业偏向型发展战略与城镇内部居民收入不平等的长期协整关系，是对相关文献的有益补充。

关注到短期均衡关系，表4中显示

D

.

TCI

在各列中的系数皆显著为负，意味着重工业偏向型发展战略的短期调整会影响收入不平等，现有文献尚未关注到这一现象，同时，其理论机制也并不能进行较好的解释。

四、传导机制分析

陈斌开和林毅夫指出城市化是重工业偏向型发展战略影响收入不平等的核心传导机制，他们认为旨在鼓励资本密集型部门优先发展的政府战略,造成城市部门就业需求的相对下降,进而延缓城市化进程,农村居民不能有效地向城市转移,最终导致城乡收入差距扩大。但是这一理论机制可以解释重工业偏向型发展战略在长期会扩大收入不平等，却无法对它们之间存在的短期负向关系进行合理解释。我们还关注到陈斌开和林毅夫认为政府所采用的金融抑制政策源于重工业偏向型发展战略。在该政策下政府会扭曲金融市场，导致金融资源误配，降低金融市场效率，进而阻碍金融发展。而金融发展会影响收入不平等已经得到了广泛讨论，虽然学界对金融发展是扩大还是缩小了收入不平等没有达成共识，但是金融发展会影响收入不平等却已被学界所接受 Aghion,P., Bolton,P.,“A Theory of Trickle-Down Growth and Development”, , Vol.64,No.2, 1997,pp.151-172. 。这促使我们思考金融发展在重工业偏向型发展战略影响收入不平等中扮演了怎样的角色，以及其是否是重工业偏向型发展战略短期内缩小收入不平等的原因。

本部分将使用面板误差修正模型研究重工业偏向型发展战略影响收入不平等的内在经济机理。首先，陈斌开和林毅夫认为城市化是其中的核心影响机制，我们将使用面板误差修正模型对其进行重新检验。此外，我们认为金融发展可能是重工业偏向型发展战略影响收入不平等的另一重要影响机制。我们还进一步猜测金融发展这一中间机制可能是重工业偏向型发展战略与收入不平等存在短期负向关系的原因。实证过程中本文将参考主流文献做法，使用人的城市化(

Urb

)即城市人口占总人口的比例来衡量城市化，采用金融相关比率(

FIR

)指标即以金融机构存贷款总额占GDP的比重度量各省份的金融发展(

Fd

)水平，计算的数据来源于1996—2011年《中国统计年鉴》。

为了检验城市化与金融发展是否是重工业偏向型发展战略影响收入不平等的影响机制，我们首先需要检验重工业偏向型发展战略对城市化和金融发展的影响，然后，检验城市化和金融发展对收入不平等的影响。在对面板误差修正模型进行估计前，我们仍需要对重工业偏向型发展战略和城市化、重工业偏向型发展战略和金融发展进行面板单位根检验和面板协整检验。检验结果表明，重工业偏向型发展战略、城市化、金融发展均为非平稳的一阶单整过程，重工业偏向型发展战略与城市化、重工业偏向型发展战略与金融发展皆存在显著的长期协整关系。

在以上面板协整检验的基础上，进一步建立面板误差修正模型估计各变量之间具体的协整关系。

TCI

与

Urb

、

TCI

与

Fd

的协整系数估计结果见表5。第1列和第2列显示的是

TCI

与

Urb

的检验结果，首先关注到长期均衡关系，结果显示

TCI

的系数为负，使用DFE估计量进行面板协整系数估计的结果为负，通过1%显著性水平，这表明重工业偏向型发展战略与城市化之间的长期均衡关系显著为负。使用PMG估计量进行协整系数估计时，

TCI

的系数仍旧显著为负。第3、4列显示的是

TCI

与

Fd

的检验结果，

TCI

的系数在DFE、PMG两种估计方法下均为负，皆通过1‰的显著性水平，这表明重工业偏向型发展战略与金融发展之间的关系也显著为负。

EC

统计量的系数在第1到第4列中皆通过了5%显著性水平，表明各变量的长期均衡关系联合显著。以上实证结果表明重工业偏向型发展战略越严重，城市化和金融发展水平就越低。产生这种结果的原因是政府采取重工业偏向型发展战略，一方面抑制了高收入城市部门的劳动力需求，进而阻碍城市化；另一方面采取了较为严厉的金融抑制政策，使得金融资源错配，进而阻碍金融发展。

表5　重工业偏向型发展战略与城市化和金融发展的面板协整估计结果

注：(1)括号内为

t

值；

p

<0.05，

p

<0.01，

p

<0.001。(2)DFE表明估计时使用的是固定效应估计量；PMG表明估计时使用的是混合组间均值估计量。我们重点关注到短期均衡关系，第1列和第2列中，

D

.

TCI

的系数为正，且均不显著，这表明重工业偏向型发展战略在短期内对城市化没有显著影响。城市化是一个长期缓慢的过程，重工业偏向型发展战略虽然能够在长期内阻碍城市化，但是无法在短期内迅速改变城市对劳动力的需求，因而无法在短期内对城市化有显著的影响。第3列和第4列中，

D

.

TCI

的系数为负，皆达到5%显著性水平，这表明重工业偏向型发展战略在短期内对金融发展有显著为负的影响。政府一旦实施重工业偏向型发展战略，其配套的金融抑制政策如所有制歧视的贷款政策会在短期内造成金融资源错配，进而影响到金融发展。

综上所述，本文的实证结果与陈斌开和林毅夫提出来的理论所推导的结果基本一致，我们通过面板协整检验发现重工业偏向型发展战略与城市化率在长期内存在负的协整关系，重工业偏向型发展战略与金融发展也存在长期为负的协整关系。这说明重工业偏向型发展战略会阻碍中国的城市化进程，也会为金融发展带来消极的影响。此外，我们还发现，重工业偏向型发展战略对城市化在短期内没有显著影响，而对金融发展在短期内有显著为负的影响。这可能是重工业偏向型发展战略在短期内会缩小收入不平等的原因。

接下来，我们估计城市化和金融发展对收入不平等的影响。在对面板误差修正模型进行估计前，我们已知城市化(

Urb

)、金融发展(

Fd

)和收入不平等(

Gini

、

Gap

)皆为非平稳的一阶单整过程，还需要对三者进行面板协整检验。检验结果表明，

Urb

、

Fd

、

Gini

存在显著的长期协整关系，

Urb

、

Fd

与

Gap

也存在长期协整关系。在面板协整检验的基础上，我们进一步建立面板误差修正模型估计

Gini

、

Fd

、

Urb

和

Gap

、

Fd

、

Urb

的均衡系数，检验结果见表6。首先，关注长期均衡关系，表6的第1列和第2列关注城镇居民内部收入不平等。使用DFE估计量进行估计时，

Urb

的系数显著为负，达到10%显著性水平；

Fd

的系数为正，在1%显著性水平上显著，使用PMG估计量的估计结果类似。第3列和第4列关注城乡居民收入不平等，使用DFE估计量进行估计时，

Urb

的系数显著为负，达到5%显著性水平；

Fd

的系数为正，同样在5%显著性水平上显著。以上实证结果表明，城市化在长期内会缩小居民收入不平等，这一结果与陈斌开和林毅夫的理论和实证研究结果一致。上述实证结果还表明，金融发展在长期内会扩大居民收入不平等，这一结果与陈斌开和林毅夫的理论结果并不一致，但是与其余实证研究的结果相同，如余玲铮和魏下海利用中国省际数据使用面板门槛模型对金融发展的收入分配效应进行了估计，得到金融发展会扩大收入不平等的结论。金融发展会扩大收入不平等的原因可能是因为金融发展并不能有效的减少金融摩擦和降低服务成本，富人享受了更多的金融服务，因而金融发展会更有利于提升富人的收入和财富，从而扩大居民收入差距。

EC

的系数显著意味着金融发展、城市化与居民收入不平等之间存在整体的长期均衡关系，是对长期均衡关系估计结果的一个副证。上述实证结果表明，随着城市化的不断推进，居民收入不均等将会得到较大的改善；而随着金融业的不断发展，居民收入不平等也会逐渐扩大。

表6　金融发展、城市化与收入不平等的面板协整估计结果

注：(1)括号内为

t

值；

p

<0.05，

p

<0.01，

p

<0.001。(2)DFE表明估计时使用的是固定效应估计量；PMG表明估计时使用的是混合组间均值估计量。我们重点关注短期影响，如表6所示，

D

.

Urb

的系数有负有正，但皆不显著，表明城市化在短期也不会影响到居民收入不平等。而

D

.

Fd

的系数皆为正，达到5%显著性水平，意味着金融发展在短期便内会扩大收入不平等。这一结果表明城市化在短期内对收入不平等没有显著影响，而金融发展则会在短期内扩大收入不平等。结合表5的实证研究结果，我们可以发现重工业偏向型发展战略在短期内会显著降低金融发展水平，而随着金融发展水平的降低，收入不平等也会在短期内显著缩小。这就是重工业偏向型发展战略会在短期内缩小收入不平等的内在原因。

需要重点提及的是，从表6中可以观察到城市化对于居民收入不平等的影响是积极的，而金融发展对居民收入不平等的影响是消极的，而城市化与金融发展都与重工业偏向型发展战略存在长期协整关系。这使得我们不得不仔细比较重工业偏向型发展战略通过城市化和金融发展对收入不平等影响的大小。首先我们比较表5中重工业偏向型发展战略对城市化与金融发展的长期协整系数，发现重工业偏向型发展战略对城市化的影响要大于其对金融发展的影响，其次在表6中还可以发现城市化对收入不平等的影响要大于金融发展对收入不平等的影响。

为此，我们可以认为，随着中国放弃了重工业偏向型发展战略，一方面城市化进程得到推进，城乡收入差距与城镇内部收入不平等的情况将会得到改善；另一方面金融发展程度将会得到提高，由金融发展所带来的收入不平等现象开始出现。最终，放弃重工业偏向型发展战略通过城市化给收入不平等带来的积极影响要大于其通过金融发展给收入不平等带来的消极影响，放弃重工业偏向型发展战略对收入不平等的最终影响应当为正。即重工业偏向型发展战略越高，收入不平等越严重，随着重工业偏向型发展战略的降低，收入不平等问题将得到改善。而在短期，放弃了重工业偏向型发展战略只会显著提升金融发展水平，使得收入不平等在短期内扩大。

四、研究结论

收入不平等是当前中国经济社会中颇受关注的现实问题。研究重工业偏向型发展战略与收入不平等具有重要的理论价值和现实意义。本文从城市化和金融发展的视角，采用面板误差修正模型重新研究了重工业偏向型发展战略对收入不平等的短期和长期效应。实证研究发现，重工业偏向型发展战略与收入不平等不仅存在为正的长期协整关系，还存在为负的短期协整关系。其原因是重工业偏向型发展战略在长期内一方面会通过降低城市化水平扩大居民收入不平等，另一方面会通过降低金融发展水平而缩小收入不平等，前者的效应更大，最终使得重工业偏向型发展战略在长期内会扩大收入不平等。而在短期重工业偏向型发展战略仅会通过降低金融发展水平来缩小收入不平等。

长期来看，放弃重工业偏向型发展战略将有效降低收入不平等，因此本文提倡遵循比较优势发展的新结构经济学发展观，政府应减少其偏向型行为对经济运行带来的损害。既然政府偏向型的政策是造成中国收入不平等的因素之一，那么政府就应该逐步放弃对市场的非正常干预与偏向型的政策安排，制定符合禀赋优势的相关政策，给予市场经济参与主体一个公平的市场竞争环境。

附录：

表7　金融发展与城市化的单位根检验

注：各统计量的原假设均是不存在协整关系，当

P

值小于0.05时,则在5%显著性水平上拒绝原假设。

表8　重工业偏向型发展战略与城市化、金融发展的面板协整检验

注：各统计量的原假设均是不存在协整关系，当

P

值小于0.05时,则在5%显著性水平上拒绝原假设。

表9　金融发展、城市化与收入不平等的面板协整关系检验

注：各统计量的原假设均是不存在协整关系，当

P

值小于0.05时,则在5%显著性水平上拒绝原假设。