中国城市化对城乡收入差距影响的实证研究——基于省际panel date模型的分析饶斌（兰州大学经济学院兰州730000）Email:raob07@摘要：城市化对城乡收入差距的影响历来是发展经济学争论的热点和难点，本文基于城市化与城乡收入差距的理论模型，利用1985年-2006年间省际面板数据对我国城市化与城乡收入差距进行回归分析与检验，实证研究结果表明：总体上城市化有利于缩小城乡收入差距。
所以，我国积极的促进城市化的发展将会取得缩小城乡收入差距的效果。
最后，鉴于城市化的发展对城乡收入差距的影响具有两面性，一方面，城市化有利于缩小城乡收入差距，另一方面，城市化也会进一步扩大城乡收入差距，因此作者提出了一些如何在加快城市化发展的同时又能缩小城乡收入差距的政策建议。
关键词：城市化；城乡收入差距；面板数据改革开放30年以来，我国的国民经济取得了长足的发展。
城市化进程迅速推进，城市化率由1978年的17.9%上升到2006年的43.9%。
城乡居民收入水平持续提高，名义国内生产总值28年（1978-2006）增长了58.11倍，年均增长率为15.63%，人均国内生产总值（名义）也增长了42.22倍，年均增长14.38%。
扣除物价因素，2006年GDP是1978年的13.399倍，年均增长9.71%，人均GDP为1978年的9.729倍，年均增长8.45%。
然而，在我国经济建设取得了举世瞩目成就的同时，城乡收入差距也不断扩大，城乡收入比从1978年的2.57：1扩大到2006年的3.28：1，城乡消费支出比从2.68：1增加到3.07：1，日益扩大的城乡收入差距已成为我国居民总体收入差距不断扩大的重要原因。
①1.文献回顾中国城市化和城乡差距之间的关系历来是经济学研究的热点和难点。
目前，中国城乡收入差距对城市化影响的讨论已基本达成共识，即在中国，城乡收入差距的扩大加快了城市化进程，这可由Kevin Honglin Zhang等人（2003）[1]的实证研究看出，他们证明了中国的城乡收入差距促进了城乡之间劳动力的流动，从而提高了城市化水平。
但是，对于城市化对城乡收入差距的影响还存有争议。
争议主要存在三种不同的结论：第一种是，中国的城市化发展有利于缩小城乡收入差距，如程开明（2008）[2]、陆铭和陈钊（2004）[3]等人经过实证分析得出中国城市化有利于缩小城乡收入差距，而苏雪串（2002）[4]也认为中国城市化滞后制约了农民收入增长，是造成城乡收入差距悬殊的根本原因，提出要积极促进城市化发展来缩小城乡收入差距。
第二种是，中国的城市化发展将扩大城乡收入的差距，如陈迅、童华建（2007）[5]经过实证分析得出中国城市化与城乡收入的差距成正比关系。
第三种是，中国城市化发展对城乡收入差距的影响并不确定，如林毅夫、刘明兴（2003）[6]利用1981年-1997年省际面板数据，从经济发展的战略角度探讨城乡收入差距的影响因素时发现，城市化对城乡收入差距的影响并不确定。
本文先介绍中国城市化的历史进程与城乡收入差距的演变历程，在此基础上阐述中国的城市化进程对城乡收入差距的影响，并根据实证分析及结果，得出相关的结论及政策启示。
①本文中的数据均来自于历年《中国统计年鉴》或者根据历年《中国统计年鉴》上的相应数据计算而得由于以前用面板数据分析城市化与城乡收入差距的实证文章很少，即便有时间长度也很短或者年限比较久远，因此本文采取最近的数据及更长的时间跨度（1985-2006）来降低统计上的误差，具有一定的精确度。
2.中国城市化的历史进程与城乡差距的变化轨迹2.1 中国城市化的历史进程新中国建国后的50多年里，经济发展虽几经波折，但总体上保持了持续高速增长的趋势，这在改革开放后表现得更为明显，从而为城市繁荣打下了坚实的基础。
结合当时的经济与政治背景，我们把中国的城市化进程划分为2个阶段——改革开放前和改革开放后。
2.1.1改革开放前中国的城市化新中国成立之初，国民经济处于恢复发展阶段，城市化发展迅速，城市化率由1949年的 10.6%增加到1957年的15.9%，城市化年均增长额为0.66%。
但是到1958年以后，由于政治原因，我国的经济处于动荡之中，城市化率由1958年的16.25%增加到1978年的17.9%，城市化进程基本上处于停滞状态，在这段时间我国的城市化年均增长额仅为0.08%，可见，改革开放前，我国的城市化总体上进程缓慢，年均增长额仅为0.26%。
2.1.2改革开放后中国的城市化如图1所示，改革开放后，我国的城市化发展迅猛。
1978-1992年间，我国城市化发图1中国城市化进程趋势图展相对缓慢，城市化率仅由1978年的17.9%到1992年的27.6%，年均增长额为0.69%。
1992年邓小平南巡讲话以后，我国开始全面建立社会主义市场经济体制，人们的思想获得了新的解放，加快了城市化发展的步伐。
城市化率由1992年的27.6%上升到2006年的43.9%，年均增长额达到1.16%。
总体上，改革开放后，我国的城市化进程突飞猛进，城市化率由1978年的17.9%增加到2006年43.9%，年均增长额为0.93%。
2.2城乡收入差距的演变历程新中国成立至改革开放前，中国的城乡收入差距基本上保持不变，波动性不大。
然而改革开放以后，如图2所示，中国的城乡差距经历了一个“缩小——扩大——缩小——扩大”的曲折过程，总体上呈螺旋上升趋势。
从名义收入来看，只有1982-1985年的城乡收入差距系数低于2，其余年间均超过了2，2006年这一系数达到了3.28，从发展趋势来看，自1978年到2006年，城镇人均可支配收入增长了40.14倍，年均增14.10%，农村人均纯收入增长了30.99倍，年均增长13.03 %，增长速度低于城镇增长速度。
图2显示了中国城乡收入差距的曲折演变过程。
从总体上来看，改革开放后我国城乡收入差距呈扩大趋势，如果进一步考虑城镇居民的医疗、教育补贴等因素，实际城乡收入差距会更大，有资料表明，如果将实物性收入和补贴都算作个人收入的一部分，那么中国的城乡收入差距可为全球第一（李实，2003）[7] 00.511.522.533.519781979198019811982198319841985198619871988198919901991199219931994199519961997199819992000200120022003200420052006年份城乡收入比城乡收入比趋势图图2城乡收入比趋势图3.中国的城市化进程对城乡收入差距的影响在发展中国家城乡二元结构下，城市化过程中的农村人口向城市迁移时，对城乡收入差距将产生多重效应。
一方面，城市化有利于缩小城乡收入差距。
首先，城乡期望收入差距引致劳动力由农村流向城市，增加城市劳动者数量，增强城市劳动力市场的竞争，导致城市均衡工资水平由WU0下降为WU1(如图3所示):同时，农村剩余劳动力转移有利于提高农村劳动生产率和人均资源拥有量，农村劳动力市场的均衡工资水平由WR0上升为WR1(如图4所示)，农民收入增加(Todaro,1969)[8]。
其次，流向城市的劳动力将在城市积累的资金带回农村，用于农业投资和基础设施建设，改善农村生产生活条件，也有利于提高农民收入。
再次，城市化带来城市数量增加和城市规模扩大，使城市能够更好地发挥辐射效应，并扩大对农产品的需求，带动农村地区发展。
最后，城市化能够促进第三产业的发展，加速农村劳动力的转移，进而提高农业劳动生产率，促进农村产业结构升级，达到增加农民收入的目的。
图3城市劳动力市场工资水平变动 图4农村劳动力市场工资水平变动另一方面，城市化也会进一步扩大城乡收入差距。
主要表现在以下几个方面：（1）通过户籍的“农转非”买卖①，在经济上比较富裕的农村居民更有实力通过经济手段获得城镇居民。
由于农村比较富裕的农家居民转移到城镇，将扩大城乡收入的差距。
（2）在城市化的过程中，向农村征用土地，却没有对被征用土地的农民给予足够补偿，也没有为他们安排工作和其它一些生活保障，导致一些农民在花完有限的征地补偿费用后就陷入了困境，这将会扩大了城乡收入差距。
（3）在城市化过程中，由于农村人口大量的向城市转移，导致城市规模扩大，城市规模、聚集效应更为明显，生产效率提高，城市居民收入增加；而且，为缓解因农村人口流向城市引起的城市基础设施供需矛盾，更多投资将投向城市基础设施建设，投向农村的资金相应减少，影响农村居民收入增长，导致城乡收入差距扩大。
（4）在城市化过程中，将会进一步扩大城乡人力资源的差距，农村中的一些优质人力资源通过读大学，最后基本上都留在城市就业、生活。
城乡人力资源的差距将扩大城乡劳动生产率的水平，也将会导致城乡收入差距的扩大。
综上所述，中国的城市化过程对于城乡收入差距的影响同时存在两种方向相反的作用，净效应需进行具体的计量估计。
4.中国城市化对城乡收入差距影响的实证分析与政策建议4.1中国城市化对城乡收入差距影响的实证分析为了分析中国城市化对城乡收入差距的影响，建立了如下回归方程：Urrugap it=C + ß1Urabanization+εit(1)在方程(1)中，下标i和t(t= 1985,…,2006)分别代表第i个省份和第t年，我们的样本包括了除西藏和重庆(这两个地区的数据不全)以外的29个内地省、直辖市和自治区。
εit是残差项。
Urrugap是代表城乡收入差距的指标，即城市居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比，这个变量的值越大，表示城乡收入差距越大。
在计算这个比率之前，我们用各地区的城乡居民消费价格指数( CPI)对收入数据进行了消胀。
Urabanization代表非农业人口在总人口中的比重，是我们度量城市化水平的指标。
②ß1是城市化变量的系数。
首先，我们对包括全部省份的数据进行分析，面板数据的回归模型可以采取固定效应模型，也可以采取随机效应模型，经Hausman检验，拒绝了随机效应模型，采用固定效应模型，固定效应模型回归结果如下：Urrugap=2.547285-0.045108 Urabanization(85.29572) (-1.537903)R2=0.63 DW=1.2从上面的回归结果可以得到，我国的城市化将有利于缩小城乡收入差距，城市化的发展与城乡收入差距成反比关系。
方程的拟合优度也比较高，但城市化率的系数不是很显著。
我们认为三个直辖市（北京、上海和天津）的数值可能对方程的回归造成了一定的影响，因为从数据列表中可以看出，三个直辖市的城市化率的指标都要远远高于其它大部数的省份，这就可能使三大直辖市成为估计过程中的异常值。
所以，我们接下来用不包括三大直辖市的数据重复上述的估计过程，回归结果如下：Urrugap=2.631276-0.047203 Urabanization(79.82360) (-1.926824)R2=0.66 DW=1.2相比于上面的回归方程，城市化率的系数的t值的绝对值更大，因此表现为城市化更显著的①如上海曾经实行的“蓝印户口”制度和其它一些地区实行的户口“准入”制度②之所以用非农业人口的比重是因为我们无法找到1985 —2006年间各地区的城镇人口比重数据。
