楊 陽(yáng)， 姚玉洋

(1.合肥學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院， 安徽 合肥 230601；2.安徽新華學(xué)院 商學(xué)院， 安徽 合肥 230088)

0 引 言

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展步入快車道，城鄉(xiāng)居民收入水平也隨之大幅度提高，但是經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的同時(shí)也帶來(lái)了居民收入分配的不平等，其中城鄉(xiāng)居民收入差距問(wèn)題尤為嚴(yán)重。自1978年以來(lái)，城鄉(xiāng)收入差距大幅度提升主要集中在上世紀(jì)80年代中至90年代初，以及90年代中至本世紀(jì)前十年兩個(gè)時(shí)間段，2009年城鄉(xiāng)人均收入比甚至高達(dá)3.33。自2010年以來(lái)，城鄉(xiāng)收入差距由于鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的提出以及惠農(nóng)政策的實(shí)施而有所下降，按城鄉(xiāng)人均可支配收入來(lái)算，2018年這一比例已下降至2.69，但是與發(fā)達(dá)國(guó)家城鄉(xiāng)收入差距普遍在1.5以下相比，中國(guó)縮小城鄉(xiāng)差距之路依然任重道遠(yuǎn)。

無(wú)論是宏觀層面的財(cái)政體系、金融發(fā)展及人口流動(dòng)[1-3]，中觀層面的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和區(qū)域非均衡發(fā)展[4-5]，還是微觀層面的企業(yè)發(fā)展和家庭資源配置決策上[6-7]，均有相當(dāng)多的文獻(xiàn)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生的原因進(jìn)行了探究，但是鮮有文獻(xiàn)涉及到城鄉(xiāng)收入差距的所有制成因。不同所有制結(jié)構(gòu)的宏微觀主體其目標(biāo)定位、政策偏好、收入分配方式等方面均差異明顯，因此會(huì)對(duì)收入差距產(chǎn)生明顯作用。基于此，文中力求考察以國(guó)有企業(yè)占比來(lái)衡量所有制結(jié)構(gòu)變動(dòng)會(huì)對(duì)城鄉(xiāng)收入差異產(chǎn)生何種作用。

1 實(shí)證檢驗(yàn)與分析

1.1 模型設(shè)定

文中主要分析所有制對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，因此城鄉(xiāng)收入差距是被解釋變量，所有制基礎(chǔ)是關(guān)鍵解釋變量。考慮到當(dāng)期城鄉(xiāng)收入差距可能會(huì)受到前期數(shù)值的影響，構(gòu)建模型時(shí)引入滯后期及相關(guān)控制變量，最終計(jì)量方程

Gapi,j=controls+α×Gapi,j-1+

β×owneri,j+θt+ρi+μit,

(1)

式中:Gap----城鄉(xiāng)收入差距情況；

owner----所有制變動(dòng)情況；

θt----年份固定效應(yīng);

ρi----省份固定效應(yīng);

μit----白噪聲；

controls----控制變量，包括各樣本省份的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度、工業(yè)化和城鎮(zhèn)化水平、外商投資水平以及對(duì)外開(kāi)放程度。

1.1.1 城鄉(xiāng)收入差距(Gap)

采用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入除以農(nóng)村居民人均純收入對(duì)這一指標(biāo)進(jìn)行衡量。由于部分省區(qū)在2013年以后不再統(tǒng)計(jì)農(nóng)村居民人均純收入，而采用農(nóng)村居民人均可支配收入代替。因此，文中進(jìn)行了技術(shù)化處理，將可支配收入增長(zhǎng)率算作人均純收入增長(zhǎng)率，近似估計(jì)出部分省區(qū)2013年以后農(nóng)村居民人均純收入。

1.1.2 所有制狀況(owner)

為保證指標(biāo)的合理性及可獲取性，借鑒吳振宇等[8]使用社會(huì)總固定資產(chǎn)投資中國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資的比重進(jìn)行所有制衡量。

1.1.3 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度(gdpragte)

非農(nóng)產(chǎn)業(yè)投資的增速會(huì)伴隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而快速提升，由經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)引致的固定投資非均衡擴(kuò)展是收入差距拉大的重要因素[9]。文中用各省每年實(shí)際GDP增長(zhǎng)率進(jìn)行衡量。

1.1.4 工業(yè)化水平(indus)

吳浜源等[10]基于1990-2011年宏觀數(shù)據(jù)，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)得出農(nóng)村剩余勞動(dòng)力由于工業(yè)化而加快流出，農(nóng)村居民收入會(huì)因農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高而逐漸增加，城鄉(xiāng)差距會(huì)具有逐步縮小的趨勢(shì)。文中用制造業(yè)增加值在國(guó)民經(jīng)濟(jì)增加值中的比重來(lái)衡量，并將其引入控制變量中。

1.1.5 教育水平(edu)

許永洪等[11]利用省級(jí)面板數(shù)據(jù)得出教育擴(kuò)展與城鄉(xiāng)收入差距之間存在一種“U”型關(guān)系。因此將地區(qū)教育發(fā)展水平作為控制變量引入計(jì)量模型中也是必要的，文中使用每萬(wàn)人中大學(xué)生數(shù)量進(jìn)行指標(biāo)測(cè)算。

1.1.6 外商直接投資(invest)

外商直接投資會(huì)影響區(qū)域、產(chǎn)業(yè)和勞動(dòng)力三個(gè)層面的政策選擇，從而改變貿(mào)易結(jié)構(gòu)以及技術(shù)溢出水平，進(jìn)而作用于城鄉(xiāng)收入差距[12]。在回歸模型數(shù)據(jù)測(cè)算中，使用地區(qū)人均外商直接投資額進(jìn)行衡量。

1.1.7 開(kāi)放程度(open)

孫華臣等[13]指出對(duì)外開(kāi)放水平可以抑制城鄉(xiāng)收入差距，并且還可以弱化地方政府競(jìng)爭(zhēng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的拉大作用?；谝延邢嚓P(guān)文獻(xiàn)，文中采用地區(qū)進(jìn)出口總額占GDP比重來(lái)衡量這一指標(biāo)。

港澳臺(tái)地區(qū)的特殊性使得相關(guān)數(shù)據(jù)無(wú)法獲取，西藏地區(qū)相關(guān)數(shù)據(jù)殘缺較為嚴(yán)重，也被剔除，因此最終使用了其他30個(gè)省份的樣本。各變量統(tǒng)計(jì)性描述見(jiàn)表1。

1.2 回歸結(jié)果及解釋

為了將回歸數(shù)據(jù)控制在一定范圍內(nèi)，在計(jì)量檢驗(yàn)前對(duì)各變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理是有必要的。式(1)包含了城鄉(xiāng)收入差距的滯后項(xiàng)，為動(dòng)態(tài)面板模型，因此為了克服城鄉(xiāng)收入差距滯后項(xiàng)產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題，借鑒相關(guān)學(xué)者的研究，采用廣義矩估計(jì)(GMM)中的系統(tǒng)矩估計(jì)。在計(jì)量測(cè)算時(shí)，進(jìn)行了控制變量逐步加入，以觀察核心解釋變量的顯著性是否持續(xù)穩(wěn)定。SYS-GMM得出的結(jié)果見(jiàn)表2。

表1 變量統(tǒng)計(jì)性描述

表2 計(jì)量方程回歸結(jié)果

注：*、**、***分別表示10%、5%和1%水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤差。

由表2可以看出，AR檢驗(yàn)和Sargan檢驗(yàn)在回歸(1)～(6)中均已通過(guò)，說(shuō)明滯后期的工具變量選擇可靠，且總體回歸沒(méi)有嚴(yán)重自相關(guān)問(wèn)題。估計(jì)結(jié)果顯示，逐步加入控制變量，owner系數(shù)顯著為正，均通過(guò)了1%的顯著性水平。這表明，運(yùn)用省市面板數(shù)據(jù)，基于系統(tǒng)矩估計(jì)方法進(jìn)行回歸，計(jì)量結(jié)果顯示，國(guó)有制占比提高顯著地促進(jìn)了城鄉(xiāng)收入差距的進(jìn)一步拉大?？刂谱兞糠矫?，年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度越快，越有可能造成城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大；而工業(yè)化水平提升，高等教育的普及和外商直接投資的涌入,則可以縮小本區(qū)域內(nèi)城鄉(xiāng)收入間的差距；在基準(zhǔn)回歸中，對(duì)外開(kāi)放程度的提升對(duì)城鄉(xiāng)收入比的變動(dòng)沒(méi)有顯著影響。

2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2.1 替代變量回歸

在表2基準(zhǔn)回歸中，使用社會(huì)總固定資產(chǎn)投資中國(guó)有經(jīng)濟(jì)所占份額的比重測(cè)算了所有制情況，由于國(guó)有經(jīng)濟(jì)特殊性，相較于非國(guó)有經(jīng)濟(jì)，具有更強(qiáng)的固定資產(chǎn)投資需求，也更有能力實(shí)現(xiàn)大規(guī)模投資，因此測(cè)算出的數(shù)據(jù)可能會(huì)偏大。為解決此問(wèn)題，文中進(jìn)一步用產(chǎn)出法尋找其合適的替代變量。基于已有文獻(xiàn)，借鑒了劉瑞明等[14]做法，使用國(guó)有及國(guó)有控股工業(yè)企業(yè)在規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值中的比重作為替代變量，對(duì)式(1)再一次進(jìn)行控制變量逐步引入回歸，結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 所有制替代變量回歸

注：*、**、***分別表示10%、5%和1%水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤差。

使用替代變量進(jìn)行逐步回歸后可以發(fā)現(xiàn)，回歸(7)～(12)中核心解釋變量的系數(shù)均為正，并且都通過(guò)了1%顯著性水平的檢驗(yàn)。這說(shuō)明，克服由于使用固定資產(chǎn)投入法可能造成的國(guó)有經(jīng)濟(jì)占比值偏誤后，得出的結(jié)論依然支持表2的基準(zhǔn)回歸。

2.2 內(nèi)生性問(wèn)題

在表2及表3回歸中，內(nèi)生性由于城鄉(xiāng)收入差距與所有制互為因果的事實(shí)而產(chǎn)生，為了計(jì)量回歸結(jié)果的無(wú)偏性，內(nèi)生性問(wèn)題不得不加以克服。據(jù)此，用工具變量法進(jìn)行內(nèi)生性減弱，將國(guó)有制變量(Owner)、國(guó)有制的替代變量(SubOwner)兩個(gè)變量的滯后一期作為工具變量，對(duì)回歸(6)及(12)再次回歸，并保留顯著的變量，得到結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 工具變量回歸

續(xù)表4

注：*、**、***分別表示10%、5%和1%水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤差。

2.3 安慰劑檢驗(yàn)(placebo test)

安慰劑檢驗(yàn)的主要思想為如果城鄉(xiāng)收入差距的國(guó)有企業(yè)拉大效應(yīng)不受遺漏變量的干擾，那么當(dāng)被解釋變量為其他所有制經(jīng)濟(jì)占比時(shí)，對(duì)城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)行回歸后，被解釋變量的估計(jì)系數(shù)同樣不應(yīng)該顯著為正。與國(guó)有制相對(duì)應(yīng)，文中以私有制(PriOwner)經(jīng)濟(jì)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的占比情況作為安慰劑檢驗(yàn)被解釋變量，其測(cè)算方法為社會(huì)總固定資產(chǎn)投資中個(gè)體私營(yíng)企業(yè)份額的比重。如果私有制經(jīng)濟(jì)占比提升，并不會(huì)明顯地提升城鄉(xiāng)收入差距水平，那么更加可以佐證前述結(jié)論的正確性?；诖?，文中做了回歸，進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，見(jiàn)表5。

表5 安慰劑檢驗(yàn)

注：*、**、***分別表示10%、5%和1%水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤差。

進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn),私有制經(jīng)濟(jì)占比不僅未顯著正向影響城鄉(xiāng)收入差距，反而顯著負(fù)向影響了城鄉(xiāng)收入差距，即私有經(jīng)濟(jì)占比的提升一定程度上抑制了城鄉(xiāng)收入差距的進(jìn)一步擴(kuò)大。安慰劑檢驗(yàn)也驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性。

3 結(jié) 語(yǔ)

基于1999-2017年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，考察了以國(guó)有經(jīng)濟(jì)占比來(lái)衡量的所有制基礎(chǔ)如何影響城鄉(xiāng)收入差距。首先認(rèn)為國(guó)民經(jīng)濟(jì)中國(guó)有經(jīng)濟(jì)占比越大，城鄉(xiāng)收入差距就越有可能較大。其次通過(guò)用國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資占社會(huì)總固定資產(chǎn)投資比進(jìn)行指標(biāo)構(gòu)建，基于GMM方法驗(yàn)證了上述假設(shè)。最后為使得計(jì)量結(jié)果更為可靠，使用了三種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。不論是利用相似變量進(jìn)行合理替代，還是克服內(nèi)生性的工具變量檢驗(yàn)，亦或是使用個(gè)體私營(yíng)經(jīng)濟(jì)占比進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，均證實(shí)了上述結(jié)論的正確性。

基于計(jì)量結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，繼續(xù)深化市場(chǎng)化改革，減弱所有制差異對(duì)市場(chǎng)資源流動(dòng)的限制是縮小中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的重要舉措。一個(gè)關(guān)鍵的著手點(diǎn)就是通過(guò)約束國(guó)有經(jīng)濟(jì)的比重降低市場(chǎng)資源配置扭曲的可能性。只有為各種非國(guó)有經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造更大的發(fā)展空間，充分發(fā)揮市場(chǎng)機(jī)制的作用，并在此基礎(chǔ)上提供更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，滿足農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的需求，才可以逐步實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民收入的公平分配，共享發(fā)展成果。具體措施如下：1)需要改革國(guó)有企業(yè)的工資分配方式，降低行業(yè)收入差距；2)堅(jiān)持政企分開(kāi)，減少行政對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)的干預(yù)，持續(xù)推進(jìn)國(guó)有企業(yè)去行政化的改革思路;3)需要進(jìn)一步打破勞動(dòng)力市場(chǎng)的限制，促進(jìn)人力資本自由流動(dòng);4)通過(guò)合理手段，引導(dǎo)民營(yíng)企業(yè)對(duì)勞動(dòng)者的非工資性補(bǔ)貼，例如社會(huì)保險(xiǎn)以及公積金等隱性福利政策。