【摘要】利用中國1978～2012年省級面板數據，對中國城市化路徑和城鄉(xiāng)在收入、消費以及基本公共服務方面差距的變化進行經驗研究，可以發(fā)現：首先，在中國集中型和分散型城市化路徑對城市化水平的影響方面，人口集聚的集中型路徑有助于提高城市化水平。其次，在給定經濟發(fā)展水平、城市化和政府政策的條件下，城市勞動力市場的所有制分割對城鄉(xiāng)收入差距的擴大有一定的影響。再次，雖然城鄉(xiāng)收入差距仍然有擴大的潛在趨勢，但城鄉(xiāng)消費的不平等隨著城市化水平的提高不斷縮小，只是不同地區(qū)縮小的速度不同。最后，在城市化和財政政策對城鄉(xiāng)基本公共服務差距的影響方面，城市化和財政政策都具有擴大城鄉(xiāng)人均社會保險福利支出差距的效應。

【關鍵詞】城市化路徑  財政政策  城鄉(xiāng)收入差距  城鄉(xiāng)消費不平等

【中圖分類號】F124                  【文獻標識碼】A

在研究中國城市化與城鄉(xiāng)福利變化方面，有兩個理論可以作為基礎。一個來自于劉易斯模型（Lewis，1954），其將經濟發(fā)展過程分為兩個階段：一是勞動力剩余階段，在這個階段，農村剩余勞動力比較豐富，而且對城鎮(zhèn)部門的供給曲線具有彈性。二是勞動力短缺階段，在這個階段，農村勞動力供給曲線向上傾斜。在這兩個階段的拐點，市場決定的城鎮(zhèn)工資水平和反映農村勞動力供給價格的農村收入都開始上升，城鄉(xiāng)收入差距會隨之縮小。在這個簡單的模型中，劉易斯假設城市的勞動力市場是競爭型的。如果城市勞動力市場是分割的，剩余勞動力向城市流動并不必然會縮小城鄉(xiāng)收入差距。在經驗研究上，劉易斯模型在概念上可以從兩個方面得到擴展：一方面，從地理空間的角度看，農村剩余勞動力向城市的流動，可以理解為是城市化的過程，因此，城市化就成為經濟發(fā)展過程中的一個重要組成部分。另一方面，在城鄉(xiāng)分割的二元結構下，城鄉(xiāng)之間的福利差距不僅表現為收入差距，還表現為消費之間的差距，甚至還包括在醫(yī)療衛(wèi)生、教育、社會保障等公共服務方面的差距。隨著經濟發(fā)展和城市化水平的提高，城鄉(xiāng)之間不僅收入差距會發(fā)生變化，消費差距和公共服務差距也會發(fā)生變化。

另一個來自于利普頓（Lipton，1984）的思想。在二元經濟結構下，政府通常采用各種政策來支持經濟發(fā)展。給定城市化水平或勞動力的流動，如果政府支持發(fā)展的政策在城鄉(xiāng)之間分布是不平衡的，且有利于城市，那么城鄉(xiāng)之間收入、消費和公共服務的差距就會擴大。反之，如果支持發(fā)展的政策有利于農村，城鄉(xiāng)之間在收入和公共服務方面的差距就可能縮小。利普頓提出了政府政策具有城市偏向的觀點。按照他的解釋，政府涉及城鄉(xiāng)之間的政策主要包括價格政策和支出政策兩個方面。即使隨著市場化的發(fā)展，價格扭曲的狀況得到了矯正，支出政策的偏向依然會存在，甚至可能在價格政策取消后成為更為重要的城市偏向政策。這種城市偏向的政策表現為，政府的財政支出更偏向于城市而忽視農村，從而導致城鄉(xiāng)之間福利差距趨于擴大。

城市數量、城市人口密度與城市化路徑

城市化是農村人口向城市流動的過程，也可以說是城鄉(xiāng)人口結構變化的過程。這個變化用城市化率來衡量，即城市常住人口（或戶籍人口）占總人口的比重。2005年以前，城市化是根據城鎮(zhèn)戶籍人口進行統(tǒng)計的，但根據定期的人口普查結果進行了調整。2005年以后，統(tǒng)計的城市人口包括了常住但非城鎮(zhèn)戶籍的人口。根據我們的面板數據，1978年，城市化率的均值是21.75%，最低值是海南?。?.23%），最高值是上海（58.75%）。而到了2012年，城市化率的均值是54.72%，最低值是貴州?。?6.41%），最高值仍然是上海（89.30%）。省際之間的城市化率有較大的差異。1978至2012年間，東部地區(qū)城市化率的均值是46.58%，高于中部地區(qū)（32.04%）和西部地區(qū)（33.33%）。東部地區(qū)的最高值是上海（89.30%），中部地區(qū)的最高值是黑龍江（56.90%），西部地區(qū)的最高值是內蒙古（57.74%）。

人口向城市流動受政府政策和市場力量的影響。中國政府的城市化發(fā)展政策基本上可以概括為發(fā)展中小城鎮(zhèn)，鼓勵人口向中小城鎮(zhèn)流動，但限制大中城市人口的規(guī)模。市場力量的作用是驅使人口向大中城市移動，因為那里經濟發(fā)展速度較快，有更多的就業(yè)機會，也有更好的基礎設施和環(huán)境（王小魯，2010）。政府發(fā)展中小城鎮(zhèn)的政策表現為增加城市的數量。根據我們的統(tǒng)計，1981年中國縣級以上城市的數目為232個，2008年達到了653個，城市數量增加了1.8倍。政府希望通過城市數量的增加提高城市化水平。我們將城市化數量增加帶動的城市化，概括為分散型的城市化路徑。與之不同的是，假設城市數量不變，城市化水平的提高必然與城市人口密度的增加有關。我們將人口密度增加帶動的城市化，概括為集中型的城市化路徑。根據統(tǒng)計數據計算，1984～2012年，全國30個?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)，不包括西藏）的全市人口密度（人/平方公里）平均增加了6.5%，而北京全市的人口密度增加了41%，天津增加了20%，上海增加了31%，廣東增加了32%。

我們利用1983～2008年包含594個觀察值的面板數據，考察分散型路徑和集中型路徑對中國城市化的影響?？刂谱兞堪ǎ航洕l(fā)展水平，由人均實際地區(qū)生產總值代表；基礎設施，由鐵路密度（各地區(qū)的鐵路運營里程與該地區(qū)土地面積的比例）和公路密度（各地區(qū)公路里程與相應的土地面積的比例）表示；人口因素，由地區(qū)總人口表示；教育程度，由各地區(qū)高等學校在校學生人數占其人口總數的比例表示。解釋變量包括各地區(qū)全市人口密度和縣級以上城市的數量。被解釋變量是城市化水平。對所有變量取對數值。我們采用截面和時間雙向固定效應的方法對模型進行了面板最小二乘法的估計，結果是，人均地區(qū)生產總值系數在5%水平上顯著為正，說明經濟發(fā)展水平的提高有助于提高城市化水平。鐵路密度、教育程度和人口規(guī)模變量在1%水平上顯著為正，對城市化水平提高有促進作用，但公路密度系數在1%水平上顯著為負，說明公路網建設對城市化起到反向作用。最重要的兩個解釋變量，人口密度和人口密度平方的系數在1%水平上顯著，前者系數為負（-1.14），而后者為正（0.12），說明城市化水平與人口密度呈U型曲線關系，而城市數目這個變量系數為正（0.01），但在統(tǒng)計上不顯著，說明城市數量增加對城市化沒有統(tǒng)計意義上的影響。調整后的R平方為0.89。

這個初步經驗分析表明，以增加城市數量為代表的分散型路徑無助于提高中國的城市化水平，而集中型的路徑對城市化的影響是非線性的。初始城市人口密度的增加對城市化有負面影響，然后，隨著人口密度的進一步增加，城市化水平也隨之提高。這個U型曲線反映了中國人口密度與城市化不同尋常的關系。我們給出兩種假說性質的解釋：（1）這個非線性的關系對應著城市高低兩種不同的基礎設施水平。當城市基礎設施水平較低時，人口涌向城市導致擁擠，從而限制了城市化水平的提高。而基礎設施水平較高時，人口更大規(guī)模的集聚帶動了城市化水平的提高。（2）這個非線性的關系對應著城市化政策的“緊”和“松”。在人口密度初始增加時，限制大城市發(fā)展的“緊”的政策起了主導作用，人口向大中城市流動受到限制。但“大城市落不下，小城市沒人去”，于是，政府在實踐中采取了“松”的政策，“宜大則大，宜小則小”（劉鶴，2009），市場力量驅動人口仍然向密度較高的大中城市流動，結果城市人口密度與城市化水平同步提高。這個經驗分析的結果表明，市場力量驅動的集中型路徑有助于城市化水平的提高，而政府主導的分散型路徑并沒有顯示出積極的政策效果。

勞動力市場的所有制分割與城鄉(xiāng)收入差距

城鄉(xiāng)收入差距可以用城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入與農村居民家庭人均純收入之比來衡量。這個指標比較直觀，其數值直接表示城鎮(zhèn)居民收入相當于農村居民收入的倍數，數值越高，表示城鄉(xiāng)收入差距越大。但是，這個指標將城市和農村的家庭個人收入化為平均值，而不考慮城鄉(xiāng)人口的相對比重，結果有可能低估或高估了城鄉(xiāng)收入差距。衡量城鄉(xiāng)收入不平等的另一個尺度是基尼系數。通常，計算基尼系數依賴于個人收入分組的數據，為了簡化，也可以假設城市和農村是兩個分組，然后以這兩組數據來計算出一個簡化的基尼系數。根據我們的考察，城鄉(xiāng)居民收入比與簡化的基尼系數隨著時間的運動軌跡大致相同，差異不大，因此，我們可以用常見的城鄉(xiāng)居民收入比衡量城鄉(xiāng)收入差距。

根據我們的省級數據，1978年，全國城鄉(xiāng)收入比的均值為2.50，即城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入是農村居民家庭人均純收入的2.5倍，到2010年，城鄉(xiāng)收入比的均值上升到3.0，增加了20%。1978年，城鄉(xiāng)收入比的最大值為4.04，2010年最高值為4.07，略有上升。1978～2010年，城鄉(xiāng)收入比的均值為2.52，最高值為4.76。從地區(qū)角度看，城鄉(xiāng)收入差距的高低與地區(qū)經濟發(fā)展水平有較大關系。根據我們的計算，1978～2010年，東部地區(qū)城鄉(xiāng)收入比的均值為2.12，中部地區(qū)為2.38，而西部地區(qū)為3.02，西部地區(qū)比東部高出42%。我們還發(fā)現，城鄉(xiāng)收入差距小的地區(qū)，其內部省際之間的差異也較小，而城鄉(xiāng)收入差距大的地區(qū)，其內部差異也較大。根據計算，1978～2010年，東部地區(qū)城鄉(xiāng)收入比的標準離差為0.48，中部地區(qū)為0.51，而西部地區(qū)為0.71。

國內有大量的研究指出，影響城鄉(xiāng)收入差距的因素包括城市化水平、人均GDP水平、財政支農政策、農業(yè)信貸政策、糧食播種面積比例等。但是，這些研究忽略了城市勞動力市場分割對城鄉(xiāng)收入差距的影響。其原因主要有兩個方面：一方面來自基礎理論。研究城鄉(xiāng)二元結構一般都是以劉易斯理論為基礎，在劉易斯理論的簡化版本中，假定城市勞動力市場是競爭性的，城市工業(yè)的工資高于農業(yè)，因此，農村剩余勞動力流向城市工業(yè)，成為城市工人，接受既定的高于其在農村從業(yè)的收入。而留在農村中的勞動力其邊際產品提高，收入也增加，結果，在剩余勞動力流向城市的過程中，城鄉(xiāng)收入差距縮小了。然而，中國城市的勞動力市場是按照所有制分割的，非國有部門的工資由競爭條件決定，而國有部門的工資由制度性因素決定，且高于競爭性工資。當農民工進城之后，只能進入非國有部門，獲得相對較低的競爭性工資。由于農民工本身并不是城市居民，雖然在城市就業(yè)，但仍然是農村居民，因此，他們所獲收入的部分應當被統(tǒng)計在農村居民純收入中。由于城市勞動力市場的所有制分割，城市國有部門的工資總是高于農民工的收入，從而也高于從事農業(yè)活動本身的收入，因此，即使有大量農民工進入城市就業(yè)，如果城市國有部門的工資收入總是高于農民工的收入，在其他條件不變的情況下，城鄉(xiāng)居民的收入差距不但不會縮小，甚至還有可能擴大。

另一方面來自數據。囿于沒有系統(tǒng)的農民工工資數據，有關勞動力市場分割對城鄉(xiāng)收入差距產生的影響在經驗上不能估計。為了克服這個障礙，我們采用間接的、可得的、近似的數據來代替不可得的農民工工資數據。我們假設農民工進入城市的非國有部門，并且獲得的工資是非國有部門中最低的。根據統(tǒng)計數據逐年觀察，1978～2010年城鎮(zhèn)集體部門的平均工資水平不僅低于國有部門，而且也是非國有部門中最低的。進一步思考，農民工在城市居住時間越長，越有助于城市化水平這個指標的提升。因此，我們在控制了人均地區(qū)生產總值的對數、人口出生率、開放程度和非國有部門職工所占比重這些變量之后，觀察城市化水平這個變量分別對城鎮(zhèn)集體部門工資水平和國有部門工資水平的影響?；貧w分析發(fā)現，在固定效應模型下，城市化與集體部門工資的系數為-0.48，t統(tǒng)計為-2.94，而城市化與國有部門工資相關的系數為-0.18，t統(tǒng)計為-1.09。這意味著城市化水平提高會降低集體部門的工資，但對國有部門的工資沒有統(tǒng)計意義上的影響，而城市化很大程度上與農民工有關。據此，我們將城鎮(zhèn)集體部門的工資作為農民工工資的代理變量，并且將城鎮(zhèn)國有部門工資與集體部門工資的比例作為城市勞動力市場所有制分割程度的指數，這個指數值越高，市場分割程度越高，然后考察其對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

我們利用1978～2008年包含666個觀察值的非平衡面板數據，估計勞動力市場分割程度的影響。在模型估計中，控制變量包括城市化水平、實際地區(qū)生產總值對數及其平方、政府財政農業(yè)支出的比重和金融機構農業(yè)貸款的比重，解釋變量是勞動力市場所有制分割指數，被解釋變量是城鄉(xiāng)收入比。在截面固定效應模型估計下，所有變量的系數在5%水平上統(tǒng)計顯著，調整后的R平方是0.80。具體說，城鄉(xiāng)收入差距與城市化水平負相關、與人均地區(qū)生產總值的對數及其平方呈倒U型曲線關系，相當于存在城鄉(xiāng)收入分配差距的“庫茲涅茨效應”。財政農業(yè)支出比重的增加擴大了城鄉(xiāng)收入差距，而金融機構農業(yè)貸款比重的增加有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。我們特別關注的勞動力市場分割指數與城鄉(xiāng)收入比的系數為0.19，t統(tǒng)計為2.16，這表明城鄉(xiāng)收入差距擴大的部分原因，來自城鎮(zhèn)勞動力市場的所有制分割。