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【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於提高城市化水平。其次，在給定經濟發展水平、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收入差距的擴大有一定的影響。再次，雖然城鄉收入差距仍然有擴大的潛在趨勢，但城鄉消費的不平等隨著城市化水平的提高不斷縮小，只是不同地區縮小的速度不同。最后，在城市化和財政政策對城鄉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 城鄉收入差距 城鄉消費不平等
【中圖分類號】F124 【文獻標識碼】A
在研究中國城市化與城鄉福利變化方面，有兩個理論可以作為基礎。一個來自於劉易斯模型（Lewis，1954），其將經濟發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並不必然會縮小城鄉收入差距。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展過程中的一個重要組成部分。另一方面，在城鄉分割的二元結構下，城鄉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，甚至還包括在醫療衛生、教育、社會保障等公共服務方面的差距。隨著經濟發展和城市化水平的提高，城鄉之間不僅收入差距會發生變化，消費差距和公共服務差距也會發生變化。
另一個來自於利普頓（Lipton，1984）的思想。在二元經濟結構下，政府通常採用各種政策來支持經濟發展。給定城市化水平或勞動力的流動，如果政府支持發展的政策在城鄉之間分布是不平衡的，且有利於城市，那麼城鄉之間收入、消費和公共服務的差距就會擴大。反之，如果支持發展的政策有利於農村，城鄉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於城市而忽視農村，從而導致城鄉之間福利差距趨於擴大。
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）佔總人口的比重。2005年以前，城市化是根據城鎮戶籍人口進行統計的，但根據定期的人口普查結果進行了調整。2005年以后，統計的城市人口包括了常住但非城鎮戶籍的人口。根據我們的面板數據，1978年，城市化率的均值是21.75%，最低值是海南省（8.23%），最高值是上海（58.75%）。而到了2012年，城市化率的均值是54.72%，最低值是貴州省（36.41%），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，東部地區城市化率的均值是46.58%，高於中部地區（32.04%）和西部地區（33.33%）。東部地區的最高值是上海（89.30%），中部地區的最高值是黑龍江（56.90%），西部地區的最高值是內蒙古（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展政策基本上可以概括為發展中小城鎮，鼓勵人口向中小城鎮流動，但限制大中城市人口的規模。市場力量的作用是驅使人口向大中城市移動，因為那裡經濟發展速度較快，有更多的就業機會，也有更好的基礎設施和環境（王小魯，2010）。政府發展中小城鎮的政策表現為增加城市的數量。根據我們的統計，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。根據統計數據計算，1984∼2012年，全國30個省（直轄市、自治區，不包括西藏）的全市人口密度（人/平方公裡）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。控制變量包括：經濟發展水平，由人均實際地區生產總值代表﹔基礎設施，由鐵路密度（各地區的鐵路運營裡程與該地區土地面積的比例）和公路密度（各地區公路裡程與相應的土地面積的比例）表示﹔人口因素，由地區總人口表示﹔教育程度，由各地區高等學校在校學生人數佔其人口總數的比例表示。解釋變量包括各地區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。我們採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，人均地區生產總值系數在5%水平上顯著為正，說明經濟發展水平的提高有助於提高城市化水平。鐵路密度、教育程度和人口規模變量在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），但在統計上不顯著，說明城市數量增加對城市化沒有統計意義上的影響。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於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“鬆”。在人口密度初始增加時，限制大城市發展的“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”，於是，政府在實踐中採取了“鬆”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於城市化水平的提高，而政府主導的分散型路徑並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收入差距
城鄉收入差距可以用城鎮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居民收入相當於農村居民收入的倍數，數值越高，表示城鄉收入差距越大。但是，這個指標將城市和農村的家庭個人收入化為平均值，而不考慮城鄉人口的相對比重，結果有可能低估或高估了城鄉收入差距。衡量城鄉收入不平等的另一個尺度是基尼系數。通常，計算基尼系數依賴於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居民收入比衡量城鄉收入差距。
根據我們的省級數據，1978年，全國城鄉收入比的均值為2.50，即城鎮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，城鄉收入比的均值上升到3.0，增加了20%。1978年，城鄉收入比的最大值為4.04，2010年最高值為4.07，略有上升。1978∼2010年，城鄉收入比的均值為2.52，最高值為4.76。從地區角度看，城鄉收入差距的高低與地區經濟發展水平有較大關系。根據我們的計算，1978∼2010年，東部地區城鄉收入比的均值為2.12，中部地區為2.38，而西部地區為3.02，西部地區比東部高出42%。我們還發現，城鄉收入差距小的地區，其內部省際之間的差異也較小，而城鄉收入差距大的地區，其內部差異也較大。根據計算，1978∼2010年，東部地區城鄉收入比的標准離差為0.48，中部地區為0.51，而西部地區為0.71。
國內有大量的研究指出，影響城鄉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，城市工業的工資高於農業，因此，農村剩余勞動力流向城市工業，成為城市工人，接受既定的高於其在農村從業的收入。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，且高於競爭性工資。當農民工進城之后，隻能進入非國有部門，獲得相對較低的競爭性工資。由於農民工本身並不是城市居民，雖然在城市就業，但仍然是農村居民，因此，他們所獲收入的部分應當被統計在農村居民純收入中。由於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於農民工的收入，從而也高於從事農業活動本身的收入，因此，即使有大量農民工進入城市就業，如果城市國有部門的工資收入總是高於農民工的收入，在其他條件不變的情況下，城鄉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。囿於沒有系統的農民工工資數據，有關勞動力市場分割對城鄉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，我們採用間接的、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，並且獲得的工資是非國有部門中最低的。根據統計數據逐年觀察，1978∼2010年城鎮集體部門的平均工資水平不僅低於國有部門，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，越有助於城市化水平這個指標的提升。因此，我們在控制了人均地區生產總值的對數、人口出生率、開放程度和非國有部門職工所佔比重這些變量之后，觀察城市化水平這個變量分別對城鎮集體部門工資水平和國有部門工資水平的影響。回歸分析發現，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，我們將城鎮集體部門的工資作為農民工工資的代理變量，並且將城鎮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、實際地區生產總值對數及其平方、政府財政農業支出的比重和金融機構農業貸款的比重，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%水平上統計顯著，調整后的R平方是0.80。具體說，城鄉收入差距與城市化水平負相關、與人均地區生產總值的對數及其平方呈倒U型曲線關系，相當於存在城鄉收入分配差距的“庫茲涅茨效應”。財政農業支出比重的增加擴大了城鄉收入差距，而金融機構農業貸款比重的增加有助於縮小城鄉收入差距。我們特別關注的勞動力市場分割指數與城鄉收入比的系數為0.19，t統計為2.16，這表明城鄉收入差距擴大的部分原因，來自城鎮勞動力市場的所有制分割。
城市化、城鄉收入不平等與城鄉消費不平等的演變
在經濟發展和城市化過程中，城鄉之間的差距或不平等不僅表現為城鄉居民收入的差距，而且還表現為城鄉居民消費的差距。一種衡量城鄉消費不平等的指數，是地區城鎮居民消費佔該地區居民消費總支出的比重與地區城鎮人口佔該地區總人口的比重之間的比例。如果這個比例等於1，說明城市消費的比重與城市人口的比重恰好相等，意味著城鄉之間居民消費是完全相等的。如果這個指標大於1，說明城鄉消費是不平等的。
根據我們的省級數據，1978年，全國城鄉消費不平等指數的均值為2.15，到2012年，這個指數的均值降到1.41，下降了34%。1978年，這個指數的最大值為3.19，2012年最大值為1.81，下降了43%。1978∼2012年，全國城鄉消費不平等指數的均值為1.57，最大值為3.22。顯然，與城鄉收入差距擴大的趨勢不同，城鄉消費的不平等趨向於縮小。
為了考察導致城鄉消費不平等縮小的原因，我們基於1978∼2008年包含566個觀察值的非平衡面板數據，建立了一個回歸模型。被解釋變量是城鄉消費不平等指數。由於收入是影響消費的重要因素，城鄉收入差距對城鄉消費不平等一定會產生影響，因此，城鄉收入比可以作為一個重要的解釋變量。此外，從城鄉消費不平等的指數構造中可以看出，人口城鄉分布對這個指數的大小有顯著影響，因此，我們將城市化作為另一個解釋變量。最后，控制變量包括各地區初始的城鄉消費不平等水平、財政農業支出比重和金融機構農業貸款比重。所有變量均取對數。
在截面固定效應的最小二乘法估計下，調整后的R平方為0.74。具體的回歸分析結果是，首先，初始年份的城鄉消費不平等與后來的消費不平等呈負相關，系數值為-0.05，但在統計上不顯著，說明地區城鄉消費不平等的演變與其初始的狀況關系不大，不存在一個共同的有條件的收斂特征。其次，城鄉消費不平等與城鄉收入比呈正向關系，估計系數值為0.48，t統計為13.84，在1%水平上統計顯著，說明城鄉收入分配差距擴大必然會造成城鄉消費不平等指數的上升。但由於系數值小於1，也說明城鄉收入分配不平等程度的變化，不會完全對城鄉消費不平等造成沖擊，根據估計的系數值，如果城鄉收入差距擴大1倍，隻有不到一半的影響會傳遞到城鄉消費不平等上來。再次，城鄉消費不平等與城市化呈反向關系，估計系數值為-0.59，t統計為-24.24，在1%水平上統計顯著，說明城市化是影響城鄉消費不平等演變的重要因素，隨著城市化水平的提高，城鄉之間消費的不平等逐漸縮小。最后，反映政策作用的兩個變量——財政的農業支出和農業信貸，前者雖然系數為負，但在統計上不顯著，后者為正，且在統計上顯著，說明金融機構農業貸款比重的上升擴大了城鄉消費的不平等。
需要進一步關注的問題是，如果初始的城鄉消費不平等對此后該指數的變化有影響，我們就可以不太嚴格地說，城鄉消費不平等存在收斂特征，即給定系數值，初始不平等程度越高，后來的不平等程度縮小的幅度越大。我們對此作了進一步研究。模型設置的變量不變，在一個普通的最小二乘法的估計下，調整后的R平方是0.50，初始城鄉消費不平等的系數是-0.06，t統計是-1.55，在5%水平上不顯著，說明地區之間沒有一個共同的收斂趨勢。但是，每個地區內部可能有一個共同的收斂特征，我們的研究証實了這一猜想。將每個地區的虛擬變量分別與初始的城鄉消費不平等指數相乘，為避免多重共線性，剔除常數項，其他情況不變，再次估計的結果，調整的R平方值為0.51，每個地區初始城鄉消費不平等變量的估計系數都在5%水平上統計顯著，並且皆為負數，但系數值不同，東部地區為-0.11，中部地區為-0.12，西部地區為-0.05。這意味著，雖然地區之間的城鄉消費不平等沒有一個共同的收斂特征，但粗略地說，每個地區內部存在共同的收斂特征，也可以說是存在著“俱樂部收斂”。東部和中部地區的收斂特征相似，收斂速度快於西部地區。
城市化、財政支出政策與城鄉公共服務差距
除了收入、消費的差距外，城鄉之間在基本公共服務包括醫療衛生、教育和社會保障等方面，也存在著較大的差距。我們收集的數據涵蓋了城鄉醫療衛生、教育、社會保障及社會服務，可以在總體上幫助我們了解中國城鄉基本公共服務差距的事實。
在醫療衛生方面，1991∼2012年間，全國農村與城市新生嬰兒死亡率之比的均值為2.44，最高值達到3.03﹔農村與城市嬰兒死亡率之比的均值是2.76，最高值達到3.35﹔5歲以下農村與城市兒童死亡率之比的均值為2.86，最高值達到3.40﹔農村與城市孕產婦死亡率之比的均值為2.00，最高值3.04。總體上看，各項反映醫療衛生服務指標的均值都在兩倍以上，最高值都在三倍以上，農村的醫療衛生服務效果遠低於城市。不僅農村醫療衛生服務的效果低於城市，而且醫療衛生的物資條件也不如城市。2008∼2012年間，城市與農村相比，每千人口醫療衛生機構床位數的均值為2.32，最高值達到4.32。城鄉差距明顯。但從動態的角度看，20年來，這些差距趨向於縮小。以1991年與2012年進行比較，農村與城市新生嬰兒死亡率之比由3.03降到2.08，嬰兒死亡率之比由3.35降到2.38，5歲以下兒童死亡率之比由3.40降到2.75，孕產婦死亡率之比由2.16降到1.15。
在教育方面，至少從政府財政支出角度看，城鄉差距得到了明顯改善。我們構造了一個比率，或者稱作教育支出公平指數：分子是農村普通中學（小學）財政性教育經費支出佔普通中學財政性教育經費支出總額的比例，分母是農村普通中學在校人數佔普通中學在校總人數的比例，二者之比就是衡量財政性教育經費支出對農村來說是否公平的指數。如果這個指數等於1，意味著佔在校學生例如40%比例的農村中學生得到了相應的財政教育支出比例的40%，農村與城市之間是絕對公平的。如果這個指數小於1，對農村就是不公平的。在我們的數據中，1996∼2012年，農村普通中學教育公平指數的均值為1.27，最高值為2.49。這表明財政性教育支出對於農村來說不僅沒有出現不公平，而且由於這個指數大於1，顯示出財政性教育支出向農村傾斜的事實。從動態角度看，這個指數的均值也由1996年的0.86，上升到2011年的2.49。與衡量農村普通中學財政性支出不平等指標相似，同樣方法衡量的農村普通小學財政性支出不平等的指數，從1996年到2012年，其均值是1.03，最高值是1.58。這個結果表明，在農村小學方面的教育支出基本上是完全平等的。從動態角度看，它也同樣經歷了由不平等到平等的過程。數據顯示，這個指數由1996年的0.87上升到2011年的1.58。
在社會保障方面，衡量不平等的指標是城鄉基本養老保險人均基金支出比例。這個比例越高，對農村居民的社會保障越不公平。數據顯示出，2010至2011年間，從均值看，城市是農村的28倍，最高值達到73倍。除了養老基金指標外，還有代表社會服務的城鄉民政部門人均醫療救助支出之比指標，從數據看，2010∼2012年，其均值在1.75倍，最高值達到4.3倍，城鄉差距也是存在的。此外，城鄉公共服務不平等在地區之間也存在差別。就城鄉每千人口醫療衛生機構床位數的比例來說，東部地區的均值（2.18）小於中部地區（2.38），而中部地區又小於西部地區（2.42）。就城鄉基本養老保險人均基金支出比例來說，東部地區的均值（24.19）小於中部地區（32.18），但中部地區大於西部地區（29.34）。
我們深入分析的重點是城市化和財政支出政策對城鄉公共服務差距存在怎樣的影響。對數據進行回歸分析發現，由於衡量城鄉公共服務差距的指標不同，城市化和財政政策的影響也不同。例如，當被解釋變量是城鄉每千人口醫療機構床位數時，在截面固定效應的最小二乘估計下，城市化的影響系數為-2.52，t統計為-2.66，而財政醫療衛生支出比例這個變量的估計系數也是負的，但在統計上不顯著，這個結果意味著城市化水平提高有助於縮小城鄉公共服務在這方面的差距，但財政政策沒有什麼影響。再如，當被解釋變量是城鄉基本養老保險人均支出比例時，在截面固定效應的最小二乘估計下，城市化的估計系數為2.87，t統計為2.01，而財政社會保障和就業支出比例這個變量的估計系數為3.69，t統計為3.53，這個結果意味著城市化和財政支出水平的提高都具有擴大城鄉社保福利差異的效應，財政支出的城市偏向特征確實存在。最后，如果被解釋變量是農村普通中學相對於在校人數衡量的財政支出比重，在普通最小二乘估計下，城市化的系數為-0.56，t統計為-2.85，城市化的平方項估計系數為0.01，t統計為3.14，而財政性教育支出變量系數的估計值為-2.60，t統計為-3.02，教育支出平方項系數的估計值為0.10，t統計為3.15，這些變量在統計上都具有顯著性。這個結果表明，城市化和教育支出的財政政策二者對農村教育支出不平等的影響都是非線性的，呈現U型曲線關系。
結論與政策建議
城市化進程是中國經濟發展的重要組成部分，但是，城市化路徑又可分為集中型和分散型。政府政策更偏愛以發展小城鎮為主的分散型路徑，而市場選擇更青睞人口和資源向大中城市集中的路徑。我們以城市人口密度表示集中型道路，以城市數量表示分散型道路，經驗研究結果表明，集中型路徑與城市化呈現非線性的U型關系，而分散型道路對城市化水平的影響在統計上不具有顯著性。
隨著城市化進程的加速，城鄉收入不平等程度不斷擴大已成為事實。由於城市勞動力市場存在所有制分割，農民工隻能進入城市的非國有部門，接受低於國有部門水平的平均工資。國有部門工資相對非國有部門工資的比例在改革開放后逐漸上升，近些年更加顯示出制度性因素對工資水平的影響，在這種情況下，即使農民工在城市從事非農產業的活動，但城鄉收入不平等的狀況沒有改變，甚至會隨著工資差異的擴大而加劇城鄉收入差距。我們的研究結果初步地說明了這個問題。
與城鄉收入不平等程度不斷擴大的事實相反，城鄉消費的不平等程度卻在逐漸縮小。我們的研究表明，城市化水平的提高有助於縮小城鄉消費差距，政府擴大農業財政支出對城鄉消費差距沒有統計意義上的影響，而金融機構增加農業貸款有助於縮小城鄉消費不平等。我們沒有發現地區之間城鄉消費不平等具有共同收斂速度的証據，但是，我們証實在東部、中部和西部各地區內部存在共同的收斂特征。
對城鄉基本公共服務影響因素的計量分析表明，城市化和相應的財政政策，都是影響城鄉公共服務差異的重要因素，在某些方面，這兩個變量分別獨立地發揮不同作用，例如城市化水平提高有助於縮小城鄉每千人口醫療機構床位服務的差距，但財政醫療衛生支出比例的擴大對此沒有統計意義上的影響。在某些方面，它們會共同發揮作用，例如，城市化與財政支出水平的提高對於縮小農村普通中學和普通小學教育資源不平等就起到了積極的作用。但是，我們的研究表明，在大多數情況下，政府的財政政策具有偏向城市的傾向。
因此，我們的研究結果至少在三個方面具有明顯的政策意義：第一，城市化政策要尊重人的市場選擇，大中城市和中小城鎮都需要向流動人口開放，小城鎮需要加強基礎設施和公共服務建設。第二，調整財政政策和信貸政策對縮小城鄉收入差距固然重要，但是，城市勞動力市場的分割妨礙了流動人口在城市獲得平等的工資。因此，政府應當在城市化過程中，將一部分工作重點放到建立城市統一的勞動力市場上，充分發揮勞動力市場解決城鄉收入差距的作用。第三，政府需要調整財政政策偏向城市的傾向，公共財政支出的重點應放在保証城鄉具有公平的基本公共服務方面。同時，清除阻礙城市化的障礙，通過人口由農村向城市流動，使更多的人分享城市良好的基礎設施和公共服務，縮小城鄉公共服務差距，從而實現城鄉一體化的目標。
（本文系國家社科基金項目“城鄉一體化進程中的新型城鄉形態關系研究”的階段性成果，項目批准號：10BJY036）
參考文獻
劉鶴，2009，《世界市場和中國城市化模式的均衡》，《比較》輯刊，第45卷。
王小魯，2010，《中國城市化路徑與城市規模的經濟學分析》，《經濟研究》，第10期。
Lewis, W. Arthur, 1954, "Economic Development with Unlimited Supplies of Labor," The Manchester School of Economic and Social Studies, Vol.22, pp.139-191.
Lipton, M., 1984, "Urban Bias Revisited," Journal of Development Studies, Vol.20, pp.139-166.
How to Rectify City Inclination in the Policy on Integration of Urban and Rural Areas
—Analysis based on the 1978-2012 Provincial Panel Data
Chen Ping Li Ping
Abstract: An empirical study of China's urbanization path and the evolution of the urban-rural gap in income, consumption and basic public services using 1978-2012 provincial panel data leads to the conclusion that: firstly, concerning the influence of the centralized and dispersed urbanization paths on the level of urbanization, the centralized path characterized by population agglomeration is more helpful to improve urbanization level; secondly, at the given level of economic development, urbanization and government policy, segmented ownership in the city labor market has certain influence on the expansion of income gap between urban and rural areas; thirdly, although the urban-rural income gap may widen in the future, the consumption inequality between them continues to narrow with the rise of urbanization level, despite that the narrowing speed may be different in different areas; finally, in terms of how urbanization and fiscal policy influence the urban-rural gap in basic public services, both of them can produce the effect of widening the urban-rural gap in per capita social insurance and welfare expenditure.
Keywords: urbanization path, fiscal policy, urban-rural income gap, urban-rural consumption inequality
作者簡介
陳萍，遼寧社會科學院經濟研究所研究員，研究方向為區域經濟理論與政策，主要著作有《制度變革、結構調整與區域經濟發展》等。李平，遼寧大學比較經濟體制研究中心教授，研究方向為微觀經濟學和制度經濟學，主要著作有《企業創新：困境與出路》等。
