陳 萍 ，李 平

(1.遼寧社會科學院 經(jīng)濟研究所，遼寧 沈 陽 1 10031;2.遼寧大學 比較經(jīng)濟體制研究中心，遼寧 沈 陽 1 10036)

一、引 言

近年來，很多文獻研究了中國城鄉(xiāng)收入差距及其決定因素。在這些研究中，城市化和政府的城市偏向政策、農(nóng)村人口流動、金融發(fā)展、開放程度、經(jīng)濟發(fā)展水平以及城鄉(xiāng)居民的個體特征成為影響城鄉(xiāng)收入差距的重要因素。雖然這些研究關(guān)注的重點各有不同，但在對農(nóng)村剩余勞動力向城市流動仍然遇到障礙問題上，卻是一致的。然而，影響城鄉(xiāng)收入差距的因素不僅有勞動力流動障礙，還有勞動力流動到城市以后面對什么樣的勞動力市場問題:是統(tǒng)一的勞動力市場，還是分割的勞動力市場。如果是前者，流動的農(nóng)民工將獲得一個競爭性的工資，城鄉(xiāng)收入差距因為勞動力向城市流動而得到改善;如果是后者，流動的農(nóng)民工可能獲得一個非競爭性的工資，能否因此而改善城鄉(xiāng)收入差距是不確定的。然而，大量的研究忽略了這個問題。Knight和Song以及奈特和宋麗娜根據(jù)城市截面調(diào)查數(shù)據(jù)對中國工資結(jié)構(gòu)變化的研究證明，改革開放后，中國城鎮(zhèn)勞動力市場還沒有發(fā)展成為一個統(tǒng)一的市場，而是存在省際分割和所有制分割的市場［1－2］。隨著改革的不斷深化，省際分割的作用下降，而所有制分割的影響依然存在。但是他們并沒有在此基礎上研究勞動力市場的所有制分割對城鄉(xiāng)收入差距的影響，原因可能在于缺乏直接的和系統(tǒng)的農(nóng)民工工資統(tǒng)計數(shù)據(jù)，特別是面板數(shù)據(jù)。

本文通過間接的方法證明城鎮(zhèn)集體經(jīng)濟部門的工資是農(nóng)民工工資合適的代理變量，從而可以通過城鎮(zhèn)國有部門平均工資與集體部門平均工資的相對比例，觀察勞動力市場的所有制分割，進而研究這種分割對城鄉(xiāng)收入差距的影響。Chan和Hu認為，中國城鎮(zhèn)人口增長來源于三個方面:城鎮(zhèn)人口自然增長、原有農(nóng)村地區(qū)劃歸城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民向城鎮(zhèn)流動［3］。在他們看來，農(nóng)村居民向城鎮(zhèn)流動是城鎮(zhèn)人口增長最主要的原因。筆者認為，由于城鎮(zhèn)勞動力市場存在所有制分割，因此農(nóng)民向城鎮(zhèn)流動必然流向非國有部門，并且由于人力資本水平較低，農(nóng)民工在非國有部門可能獲得的是最低的平均工資。通過對統(tǒng)計數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)集體部門的平均工資不僅低于國有部門，而且在所有非國有部門中也是最低的。通過對數(shù)據(jù)的分析還發(fā)現(xiàn)了城市化水平與集體部門平均工資變化的系統(tǒng)聯(lián)系。據(jù)此，我們將集體部門的工資作為農(nóng)民工工資的代理變量，用國有部門平均工資與集體部門平均工資的相對比例衡量勞動力市場的所有制分割程度，并進而研究這種分割對城鄉(xiāng)收入差距的影響。在考慮經(jīng)濟發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入分配具有庫茲涅茨效應的前提下，我們發(fā)現(xiàn)勞動力市場的所有制分割具有擴大城鄉(xiāng)收入差距效應的證據(jù)。

二、概念性框架與文獻回顧

Lewis提出了以二元結(jié)構(gòu)為背景的經(jīng)濟發(fā)展理論［4］。在他的理論中，一個經(jīng)濟的二元性可以表現(xiàn)為“正式部門與非正式部門”并存，在文獻上這種說法經(jīng)常與“現(xiàn)代部門與傳統(tǒng)部門”，或“工業(yè)部門與農(nóng)業(yè)部門”，或“城市與鄉(xiāng)村”的說法交替使用。他假設在經(jīng)濟發(fā)展的初期階段，傳統(tǒng)部門或農(nóng)業(yè)部門的勞動力處于過剩狀態(tài)，勞動力供給具有無限彈性，現(xiàn)代部門工資與傳統(tǒng)部門工資之間預先存在差距。傳統(tǒng)部門工資由其平均產(chǎn)品決定，而現(xiàn)代部門工資則由談判制度決定［5］，政治的和社會的因素對這些部門工資決定有著重要的影響?，F(xiàn)代部門的發(fā)展吸引過剩的勞動力流入，并向流入者支付高于傳統(tǒng)部門平均收入水平的工資。保持兩個部門的工資差距就會吸引過剩的勞動力，只有當勞動力供給不再具有無限彈性時，現(xiàn)代部門的工資才開始上升，經(jīng)濟發(fā)展達到了所謂的“劉易斯轉(zhuǎn)折點”。

劉易斯理論的核心問題是勞動力市場的二元性［6］，傳統(tǒng)部門工資決定機制與現(xiàn)代部門是不同的，勞動力市場在兩個部門是分割的。最初劉易斯認為，雖然現(xiàn)代部門也可以細分為不同的部門，但可以視為一個部門，因為這些部門都遵循競爭性原則［4］。這意味著在現(xiàn)代部門中不存在勞動力市場分割。也許正是這個原因，國內(nèi)有些學者認為劉易斯的模型很難解釋中國經(jīng)濟發(fā)展過程中呈現(xiàn)不同層面城鄉(xiāng)分割的事實［7］。實際上，后來Lewis修正了他的理論，認為即使是現(xiàn)代部門的勞動力市場也存在競爭性和非競爭性兩個部分［8］。進入非競爭性的勞動力市場受到控制，這使非競爭性部門享受比競爭性部門“優(yōu)惠”的工資。在劉易斯看來，現(xiàn)代部門中勞動力市場的分割主要由行業(yè)工會力量的分布決定。而在中國，工會力量不是城鎮(zhèn)勞動力市場分割的原因，因此，劉易斯的修正在國內(nèi)有關(guān)經(jīng)濟發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距的研究中也被忽略了。

劉易斯模型隱含的經(jīng)濟發(fā)展與收入分配的關(guān)系與Kuznets［9］對這個主題的研究極為相近，因為后者隱含地將研究的背景建立在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)基礎上。當經(jīng)濟從以農(nóng)業(yè)為主向以工業(yè)和服務業(yè)為主的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變過程中，經(jīng)歷了一個歷史性的增長和發(fā)展過程。在經(jīng)濟增長的早期階段，勞動力由一個收入分配比較平等的農(nóng)業(yè)部門向收入分配不太平等的工業(yè)或服務業(yè)部門轉(zhuǎn)移，部門或城鄉(xiāng)之間的收入分配關(guān)系將會惡化，收入差距擴大，但增長的中間階段，收入分配差距比較穩(wěn)定，而在增長的后期階段，收入分配差距會趨于縮小。這就是著名的庫茲涅茨有關(guān)經(jīng)濟增長與收入分配不平等之間的倒U型曲線假說。

在二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)下，城鄉(xiāng)之間收入差距的變化還受到政府支持發(fā)展的政策在城鄉(xiāng)之間不平衡分布的影響。Lipton提出了政府政策具有城市偏向的觀點［10］。按照Lipton的觀點，政府涉及城鄉(xiāng)之間的政策包括價格政策和支出政策。例如，扭曲或壓低農(nóng)產(chǎn)品的價格就有利于城市工人，從而有利于城市工業(yè)的資本積累。在他看來，隨著市場的發(fā)展，農(nóng)產(chǎn)品和工業(yè)品的價格更接近于市場定價，價格扭曲的狀況會得到部分矯正，但支出政策的偏向依然存在，甚至更為重要地體現(xiàn)城市偏向政策。

上述理論成為近些年國內(nèi)實證研究城鄉(xiāng)收入差距的概念性框架。陸銘和陳釗利用1987—2001年間省際面板數(shù)據(jù)重點研究了城市化、財政支農(nóng)政策和金融機構(gòu)農(nóng)業(yè)貸款對城鄉(xiāng)收入差距的影響［11］。他們發(fā)現(xiàn)城市化產(chǎn)生縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應，而財政政策與金融貸款的作用相反，前者擴大城鄉(xiāng)差距，后者產(chǎn)生縮小效應。在他們的解釋變量中包含了開放程度，但不包含經(jīng)濟發(fā)展水平。章奇等利用1978—1998年的面板數(shù)據(jù)進行分析，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展水平 (GDP)與城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，具有庫茲涅茨效應［12］。但在他們的估計模型中，不包含城市化這個解釋變量。萬廣華利用1987—2001年間省際面板數(shù)據(jù)研究同樣的問題，并將城市化和經(jīng)濟發(fā)展水平同時作為解釋變量，發(fā)現(xiàn)城市化具有縮小城鄉(xiāng)差距的效應，但由人均收入衡量的經(jīng)濟發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入差距呈U型關(guān)系，沒有庫茲涅茨效應［13］。王韌根據(jù)1978—2002年的省際面板數(shù)據(jù)研究了城市化和開放程度對城鄉(xiāng)差距的影響。由于估計模型考慮了兩個解釋變量的非線性問題，因此，他發(fā)現(xiàn)城市化和開放程度與城鄉(xiāng)收入差距都具有倒U型曲線關(guān)系［14］，但在他的模型中沒有考慮經(jīng)濟發(fā)展水平。在解釋城鄉(xiāng)收入差距時，不能同時考慮城市化和經(jīng)濟發(fā)展水平的影響是估計模型的一個缺陷。此外，現(xiàn)有的文獻也沒有考慮城市部門勞動力市場的分割對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

Knight和Song以及奈特和宋麗娜利用1988、1995和2002年截面住戶調(diào)查數(shù)據(jù)對中國城鎮(zhèn)勞動力市場分割及其對工資結(jié)構(gòu)的影響進行了專門研究。將勞動力市場分割區(qū)分為省際分割和所有制分割之后，他們發(fā)現(xiàn)在1988—1995年間，雖然工資分配在不同的所有制之間分割較為嚴重，但省際分割對該時期工資不平等程度上升的貢獻最大，而在1995—2002年間，省際分割和所有制分割依然存在，但影響力發(fā)生了變化。省際分割對工資不平等程度的貢獻是負的，而所有制分割對工資不平等程度的貢獻是正的，但由于二者相互抵消了，所以勞動力市場分割對該時期工資不平等程度上升的凈貢獻接近于零［1－2］。

Knight和Song的研究表明，雖然經(jīng)過了改革開放，但城鎮(zhèn)勞動力市場的所有制分割仍然是很嚴重的。我們不能假設農(nóng)村剩余勞動力向城市流動之后面對的是一個統(tǒng)一的勞動力市場，相反，他們面對的是一個被所有制分割的勞動力市場。他們只能進入市場力量作用較大的非國有部門，從而獲得工資收入，這些工資收入被統(tǒng)計在農(nóng)民家庭人均純收入中。如果其他條件不變，城鄉(xiāng)收入差距必然會縮小，但如果國有部門的工資也在發(fā)生變動，那么，國有部門職工與農(nóng)民工工資的相對比例就是一個影響城鄉(xiāng)收入差距的重要變量。

三、勞動力市場所有制分割的代理變量

國內(nèi)現(xiàn)有的文獻沒有討論城鎮(zhèn)勞動力市場的所有制分割對城鄉(xiāng)收入差距的影響，一方面可能源于忽略了Lewis對其模型中隱含的單一勞動力市場假設的修正［8］，另一方面缺少改革開放以來農(nóng)民工工資收入的系統(tǒng)數(shù)據(jù)，特別是面板數(shù)據(jù)。前者可以通過直接將勞動力市場的所有制分割引入分析框架得到解決，但后者的解決辦法需要尋找農(nóng)民工工資的代理變量。

我們的思路是，農(nóng)村居民家庭人均純收入是農(nóng)民工的供給價格，農(nóng)民工進入城市可以接受的最低工資要高于這個供給價格。由于城鎮(zhèn)勞動力市場存在所有制分割，特別是國有與非國有之間的分割，所以，他們最可能進入的是非國有部門。但他們一般都缺少必要的人力資本，因此，即使是可以比較容易地進入非國有部門，也不可能是非國有部門中工資較高的企業(yè)。一個比較合理的假設是，他們進入非國有部門中工資較低或最低的部門。根據(jù)《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》和《中國統(tǒng)計年鑒(2011)》提供的數(shù)據(jù)，我們發(fā)現(xiàn)1978—2010年間城鎮(zhèn)集體經(jīng)濟部門的平均工資與其他非國有部門相比較都是最低的。因此，可以假設，城鎮(zhèn)集體企業(yè)的平均工資合理地反映了農(nóng)民工的工資水平。如果這個假設成立的話，那么國有部門的工資水平與集體部門的工資水平之間的比例，就可以作為衡量城鎮(zhèn)勞動力市場所有制分割的代理變量。

然而，如果城鎮(zhèn)集體經(jīng)濟的平均工資水平近似地反映了農(nóng)民工的工資水平，那么隨著農(nóng)民工人數(shù)的增加，城市化水平的提高，競爭程度也增強，城鎮(zhèn)集體經(jīng)濟的工資水平必然面臨一個向下的壓力，否者城鎮(zhèn)集體的工資水平與農(nóng)民工的工資水平之間就沒有必然的聯(lián)系。同時，如果國有部門的工資是一個非競爭性的工資，農(nóng)民工人數(shù)的增加或城市化水平的提高，對國有部門工資就沒有系統(tǒng)的影響。我們?yōu)榇诉M行了檢驗。

假設有一個工資函數(shù)，工資由集體經(jīng)濟部門平均工資的對數(shù)或國有部門平均工資的對數(shù)衡量，即

我們假設城市化水平是一個主要解釋工資變化的變量，其他作為控制變量，因為在其他條件給定的情況下，進入城市的農(nóng)民工越多，城市化水平也越高。我們利用1978—2008年30個省際面板數(shù)據(jù)分別對集體經(jīng)濟工資和國有工資進行回歸分析，并采用地區(qū)和時間雙向固定效應的OLS方法。估計的結(jié)果是，城市化水平對集體經(jīng)濟平均工資的影響系數(shù)為－0.14，t統(tǒng)計值為－2.39，而且在1%水平上具有統(tǒng)計顯著性，但是城市化水平對國有部門平均工資的影響系數(shù)為－0.04，t統(tǒng)計值為－0.84，在統(tǒng)計上不顯著。這個回歸結(jié)果證明我們選擇城鎮(zhèn)集體經(jīng)濟工資水平作為農(nóng)民工工資水平的合理性，并且由于國有部門的工資決定不受農(nóng)民工規(guī)?；虺鞘谢降挠绊?，因此，將國有部門平均工資與集體部門平均工資之間的比例作為衡量城鎮(zhèn)勞動力市場分割程度的代理變量也是合理的。

四、模型設定、數(shù)據(jù)說明和估計方法

1.模型設定

根據(jù)前述概念性框架，對于我們的研究目的來說，需要考慮城市化、經(jīng)濟發(fā)展水平、政府政策和勞動力市場的所有制分割對城鄉(xiāng)收入差距的影響。在國內(nèi)大量的相關(guān)研究文獻中，城市化、經(jīng)濟發(fā)展水平和政府政策被作為基本因素，但這些研究在考慮基本因素時忽略了勞動力市場二元結(jié)構(gòu)可能對收入差距產(chǎn)生影響。我們在經(jīng)驗分析中引入勞動力市場因素旨在彌補這個缺陷。在解釋城鄉(xiāng)收入差距時通常還需要控制其他變量，例如，人口總量的變動。此外，還要控制其他結(jié)構(gòu)性變量，考慮中國的特殊性，結(jié)構(gòu)性變量將包括開放程度、轉(zhuǎn)軌程度和農(nóng)業(yè)的傳統(tǒng)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)。

根據(jù)可獲得的中國1978—2010年省際面板數(shù)據(jù)，我們采用城鄉(xiāng)基尼系數(shù)作為被解釋變量，衡量城鄉(xiāng)收入差距。這個基尼系數(shù)是根據(jù)城鄉(xiāng)人口的相對比重和城鄉(xiāng)居民家庭人均收入之比計算而得到的［15］。在解釋變量中，用城鎮(zhèn)人口比重 (ups)衡量城市化水平，預計城市化有助于縮小城鄉(xiāng)差距，因此，估計系數(shù)是負的。用人均地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù) (lnpgrp)衡量經(jīng)濟發(fā)展水平，根據(jù)庫茲涅茨效應，在估計模型中還增加了人均地區(qū)生產(chǎn)總值對數(shù)的平方 (lnpgrp2)這個變量。我們預計人均地區(qū)生產(chǎn)總值水平的初始提高將擴大城鄉(xiāng)收入差距，但人均地區(qū)生產(chǎn)總值成倍增加 (由這個變量的平方表示)時將縮小城鄉(xiāng)收入差距。因此，計量回歸的系數(shù)值先是正的，然后是負的。將財政支出中的農(nóng)業(yè)比重 (age)和金融機構(gòu)貸款的農(nóng)業(yè)比重 (als)作為衡量政府政策具有城市偏向程度的指標。這兩個指標越低，政府政策的城市偏向程度越高。我們預期這兩個指標的提高將有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。將城鎮(zhèn)國有單位和集體單位的平均工資之比 (sawr)作為勞動力市場分割的指標。這個指標越高，勞動力市場的所有制分割程度越大。預期工資比例指標越高，城鄉(xiāng)收入差距越大。將進出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重 (trad)、非國有職工占全部職工人數(shù)的比重 (nswr)和糧食播種面積占農(nóng)作物總播種面積比重 (gcs)三個指標依次作為反映經(jīng)濟開放程度、轉(zhuǎn)軌程度和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的變量。進出口比重越高，越有利于體現(xiàn)資源利用的比較優(yōu)勢，矯正傳統(tǒng)體制遺留下來的工業(yè)和農(nóng)業(yè)產(chǎn)品價格扭曲的程度，因此，我們預期這個指標越高，越有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距，估計參數(shù)值是負的。非國有職工的比重越高，勞動力市場的競爭程度將越高，越有助于城市部門提高生產(chǎn)效率，增加城鎮(zhèn)居民人均收入，因此，估計系數(shù)是正的。同時，非國有職工比重的增加也意味著勞動力市場改革的深化，也有利于削弱所有制分割的作用，對城鄉(xiāng)收入差距的影響取決于這兩個力量的對比。因此，非國有職工比重與所有制分割的交互作用項的估計系數(shù)值不能預先確定?？?cè)丝诘膶?shù) (lntp)則作為反映人口變化的變量，在農(nóng)業(yè)剩余勞動力還沒有消除之前，人口的增加只會擴大城鄉(xiāng)收入差距，因此預計估計參數(shù)的符號是正的。

據(jù)此，我們有下面的回歸方程:

其中，下標i和t分別表示省份和年份，αi表示地區(qū)效應 (個體效應)，γt表示時間效應 (時點效應)，εit代表殘差項。

2.數(shù)據(jù)說明

數(shù)據(jù)主要來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編 (1949—2008)》、《全國各省、自治區(qū)、直轄市歷史統(tǒng)計資料匯編 (1949—1989)》和相關(guān)各年的《中國統(tǒng)計年鑒》。本文研究的時間跨度是1978—2010年，但是，雖然從2010年起《中國統(tǒng)計年鑒》也報告國有部門和非國有部門的平均工資，但不再統(tǒng)計國有和非國有部門的職工人數(shù)，而是報告相關(guān)部門的就業(yè)人數(shù)。為避免統(tǒng)計口徑上的不一致，我們實際研究的時間跨度是1978—2008年。與其他學者一樣，由于數(shù)據(jù)不完整，沒有包括西藏，并且由于重慶和四川的數(shù)據(jù)很難準確分離，將其都保留在樣本中。這樣，樣本是一個包括30個省際(包括自治區(qū)、直轄市)截面和時間跨度為31年的非平衡面板數(shù)據(jù)。

根據(jù)《全國各省、自治區(qū)、直轄市歷史統(tǒng)計資料匯編 (1949—1989)》和《中國統(tǒng)計年鑒(2011)》獲取相關(guān)年份的美元匯率中間價，將進出口貿(mào)易總額數(shù)據(jù)換算成以人民幣作為計價單位。此外，對一些缺失數(shù)據(jù)進行有限的彌補。例如，內(nèi)蒙古1979年國有和集體單位職工平均工資缺失，根據(jù)前后兩年的均值予以彌補。新疆1979年城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入為前后兩年的均值。個別數(shù)據(jù)異常，進行了適當?shù)恼{(diào)整。吉林省1983年農(nóng)村居民人均純收入463元，而城市居民451元，疑為異常。處理的辦法是將該省1982年與1984年數(shù)據(jù)的均值分別作為1983年的城鄉(xiāng)收入。

3.估計方法

本文對1978—2008年的面板數(shù)據(jù)分別采用個體和時點雙向效應的OLS、雙向效應的2SLS和GMM三種估計方法。雙向效應的OLS方法假設所有的被解釋變量是外生的。然而，對我們估計的模型來說，這個假設可能存在問題。在其他解釋變量是外生的假設下，反映勞動力市場所有制分割的變量sawr可能是內(nèi)生的，即sawr可能與誤差項相關(guān)。奈特和宋麗娜認為，雖然經(jīng)過改革市場競爭力量在增強，但是企業(yè)依然延續(xù)原有的分配傳統(tǒng)［2］?；谶@個分析，我們將滯后一期的sawr(－1)作為sawr的工具變量，在這個假設下采用2SLS方法再次估計這個模型。然而，采用2SLS估計方法工具變量的個數(shù)恰好等于回歸方程估計參數(shù)的個數(shù)，或者說是恰好識別的，這種估計方法的有效性存在損失。而GMM方法則允許工具變量的個數(shù)超過估計參數(shù)的個數(shù)，或者說是過度識別的，并且可以借助臨界條件對過度識別進行檢驗的條件下改進估計的有效性，因此，我們將sawr滯后1期、2期和3期作為工具變量并用GMM方法重新估計了這個模型。

五、實證結(jié)果與分析

表1提供了三種估計方式對1978—2008年省際面板數(shù)據(jù)進行回歸的結(jié)果。其中，雙向效應OLS估計Chow檢驗的F統(tǒng)計量都大于5%水平上的臨界值，表明將所估計的模型設定為雙向效應通過了統(tǒng)計檢驗。由于設定sawr為唯一的內(nèi)生變量，并且sawr三個滯后期變量作為工具，GMM估計下的J統(tǒng)計量必須小于χ2(2)的臨界值，才能證明所選擇的工具變量與誤差項不具有相關(guān)性。檢驗的結(jié)果滿足這個條件，表明所選擇的工具變量具有外生性質(zhì)。

首先，看城市化和經(jīng)濟發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響。表1回歸分析中城市化的估計系數(shù)為負，并且在所有估計方法下均在1%的水平上顯著，表明城市化水平的提高具有縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應，與陸銘和陳釗［11］的研究結(jié)果相同。人均地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)lnpgrp在各種估計方法下系數(shù)均為正，且在1%水平上顯著，表明人均收入水平的提高具有擴大城鄉(xiāng)收入差距的效應。加入地區(qū)生產(chǎn)總值對數(shù)的平方之后，lnpgrp2的估計系數(shù)為負，而且也在1%水平上具有統(tǒng)計的顯著性，表明人均地區(qū)生產(chǎn)總值與城鄉(xiāng)基尼系數(shù)衡量的不平等程度之間存在一種倒U型曲線關(guān)系，顯示出庫茲涅茨效應。這個結(jié)果在其他相關(guān)的研究中也得到了證實［12－14］。

其次，我們發(fā)現(xiàn)，政府財政的農(nóng)業(yè)支出政策在所有的估計方法中統(tǒng)計上都不顯著，相反，金融機構(gòu)的農(nóng)業(yè)貸款als的估計系數(shù)基本上在不考慮人均收入庫茲涅茨效應的情況下都顯著為負，一般在5%或10%水平上顯著，具有縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應，但只要考慮庫茲涅茨效應，該系數(shù)就變得不顯著了。陸銘和陳釗發(fā)現(xiàn)財政的農(nóng)業(yè)支出政策具有縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應，而且在統(tǒng)計上顯著，但僅限于不考慮人均收入水平的庫茲涅茨效應和金融機構(gòu)農(nóng)業(yè)貸款作用的情況下［11］。在他們那里，農(nóng)業(yè)貸款產(chǎn)生縮小城鄉(xiāng)差距的效應是毋庸置疑的。章奇等的研究也發(fā)現(xiàn)財政支出農(nóng)業(yè)比重的估計系數(shù)為負，但在統(tǒng)計上不顯著。同時，他們發(fā)現(xiàn)金融機構(gòu)農(nóng)業(yè)貸款的增加有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距，但在統(tǒng)計上卻不顯著［12］。

再次，開放程度trad的系數(shù)在各種方法估計下均為負，意味著開放程度有助于縮小城鄉(xiāng)差距，但統(tǒng)計上的顯著性隨模型設定的不同而有所不同。在陸銘和陳釗［11］中，這個變量的系數(shù)顯著為正，而在章奇等［12］中，系數(shù)值也是正的，但在統(tǒng)計上不顯著。我們的估計結(jié)果與他們存在明顯差別。

除了開放程度外，糧食種植面積比重gcs的估計系數(shù)在本文任何估計方法和任何模型設定下，都是顯著為正，說明縮小城鄉(xiāng)收入差距還需要改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)?？?cè)丝诘膶?shù)lntp的估計系數(shù)也是正的，多數(shù)情況下在統(tǒng)計上顯著，只有在估計模型考慮庫茲涅茨效應時，才變得不顯著了。顯然，其他條件給定，總?cè)丝诘脑黾訉U大城鄉(xiāng)收入差距。

最后，也是本文關(guān)注的重點，有關(guān)sawr、nswr和 sawr×nswr三個變量的估計系數(shù)及其統(tǒng)計上的顯著性。從表1可以看出，反映勞動力市場所有制分割的變量sawr的估計系數(shù)均為正，但當模型設定不包括lnpgrp2和nswr時，不具有統(tǒng)計的顯著性。當模型僅包括nswr而不考慮人均收入水平的庫茲涅茨效應時，sawr顯著為正，除了GMM估計方法外。而當模型設定同時考慮庫茲涅茨效應和非國有職工比重nswr時，sawr再次顯著為正，無論模型采取哪一種估計方法。因此，在有限條件下，我們發(fā)現(xiàn)勞動力市場的所有制分割具有擴大城鄉(xiāng)收入差距的效應，這也意味著國有部門的平均工資相對集體部門平均工資 (農(nóng)民工工資的代理變量)的上升，將擴大城鄉(xiāng)之間收入分配的不平等。

在表1中，nswr在所有的估計方法下都是顯著為正的，且在統(tǒng)計上顯著，非國有部門就業(yè)人員比重的增加具有擴大城鄉(xiāng)分配不平等的作用。除了直接影響城鄉(xiāng)收入差距外，nswr還通過與sawr相互作用間接地影響城鄉(xiāng)收入差距。表1中，nswr與sawr交互作用項系數(shù)顯著為負，這意味著，估計勞動力市場所有制分割對城鄉(xiāng)收入差距的影響，不僅要看sawr為正的系數(shù)，還要考慮sawr與nswr互動作用項為負的系數(shù)，也就是說，要考察勞動力市場所有制分割的凈效應。在我們的樣本中，nswr的均值是0.28。如果選擇表1模型 (3)雙向效應OLS系數(shù)值來估計△Gur/△saw的效應，計算結(jié)果凈效應為正，而如果選擇模型 (5)雙向效應的2SLS系數(shù)值來估計凈效應的話，計算結(jié)果是負。在表1的9種估計模式中，有5種估計模式sawr和sawr×nswr這兩個變量是同時顯著的，我們計算了這5種模式sawr的變動對城鄉(xiāng)收入差距的凈效應，結(jié)果是，有3種模式的凈效應為正，兩種為負。而凈效應為正的3種模式都是考慮了人均收入變化的庫茲涅茨效應，而且是采用OLS、2SLS和GMM三種不同估計方法得出的結(jié)果。顯然，估計的凈效應是正還是負與估計方法無關(guān)，而與回歸分析中解釋變量的設定 (如是否考慮庫茲涅茨效應)有關(guān)。同時，也與選擇的nswr數(shù)值有關(guān)。在我們的樣本中，nswr的最大值是0.77，最小值是0.08。顯然，將nswr的最大值代入估計式，勞動力市場所有制分割的凈效應必定是負，市場競爭力量克服了所有制分割的影響。而如果將nswr的最小值代入估計式，所有制分割的凈效應必定是正，市場競爭力量不足以克服所有制分割的影響。

六、結(jié) 論

由于缺少系統(tǒng)的農(nóng)民工工資的面板數(shù)據(jù)，有關(guān)城鄉(xiāng)收入差距研究的文獻主要關(guān)注城市化、經(jīng)濟發(fā)展水平、政府的城市偏向政策、開放程度以及人口增長率等因素，忽略了對城鎮(zhèn)勞動力市場分割如何影響城鄉(xiāng)收入差距的實證研究。本文將城鎮(zhèn)集體經(jīng)濟部門的平均工資作為農(nóng)民工工資的代理變量，并將城鎮(zhèn)國有部門的平均工資與集體部門的平均工資的比例作為衡量城鎮(zhèn)勞動力市場所有制分割的指標，通過對中國1978—2008年間省際面板數(shù)據(jù)的分析，考察城市化和經(jīng)濟發(fā)展過程中，勞動力市場的所有制分割對城鄉(xiāng)收入差距的影響。我們發(fā)現(xiàn)，勞動力市場的所有制分割本身具有擴大城鄉(xiāng)收入差距的效應，但同時，非國有部門職工比重的增加會削弱勞動力市場所有制分割的效應，因此，勞動力市場的所有制分割對城鄉(xiāng)收入差距的凈效應還需要比較所有制分割本身的效應與所有制分割和非國有就業(yè)比重相互作用的效應。我們發(fā)現(xiàn)，在考慮經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距具有庫茲涅茨倒U型關(guān)系的條件下，勞動力市場的所有制分割具有擴大城鄉(xiāng)收入差距的凈效應。更一般地說，這個回歸分析表明，即使所有制分割仍然存在，如果進一步深化改革，提高非國有職工的比重，增強勞動力市場的競爭力量，所有制分割的效應將被削弱，有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。這個結(jié)論不受是否存在庫茲涅茨效應的約束。

此外，我們還證實城市化具有縮小城鄉(xiāng)差距的效應。政府財政的農(nóng)業(yè)支出政策具有擴大城鄉(xiāng)差距的傾向，但在統(tǒng)計上不顯著，而金融機構(gòu)的農(nóng)業(yè)貸款在不考慮人均收入庫茲涅茨效應的情況下具有顯著地縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應。在我們的研究中，如果不考慮非國有職工比重這個變量，開放程度具有縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應，即使考慮庫茲涅茨效應也是如此。糧食種植面積具有顯著地擴大城鄉(xiāng)差距的效應，而總?cè)丝诘淖兓诓豢紤]庫茲涅茨效應的情況下具有顯著地擴大城鄉(xiāng)收入差距的效應。顯然，調(diào)整財政支農(nóng)政策，改善農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)，對于縮小城鄉(xiāng)收入差距具有十分重要的意義。

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