城市化率、社會保障支出與城鄉(xiāng)收入差距城市化、社會保障支出與城鄉(xiāng)收入差距來自中國省級面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

城市化率、社會保障支出與城鄉(xiāng)收入差距城市化、社會保障支出與城鄉(xiāng)收入差距來自中國省級面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

改革開放以來，中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了快速發(fā)展，城鎮(zhèn)居民的生活水平逐年提高。然而我國在經(jīng)濟(jì)高速增長的同時,也出現(xiàn)一些結(jié)構(gòu)性問題,比如農(nóng)村經(jīng)濟(jì)仍然嚴(yán)重滯后于城市,城鄉(xiāng)分割的二元經(jīng)濟(jì)體制仍舊存在,城鄉(xiāng)收入差距也不斷加大。從通用的反映國民收入分配狀況不平等程度的基尼系數(shù)來看,近十年中國的基尼系數(shù)始終保持在0.47以上,超過了0.4的國際公認(rèn)警戒線,成為世界上收入不平等程度較為嚴(yán)重的國家之一。與其他收入不平等國家的區(qū)別是,我國居民收入差距擴(kuò)大主要是由城鄉(xiāng)收入差距推動的。城鄉(xiāng)收入差距對居民收入差距的影響最為深遠(yuǎn)。1997年中國的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為13786元,農(nóng)村居民人均純收入為4140元,兩者的絕對差距為9646元。2012年中國的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增長到了24565元,而農(nóng)村居民的人均純收入?yún)s僅為7917元,絕對差距擴(kuò)大到了16648元,收入差距明顯擴(kuò)大。城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大使得社會公平問題逐步上升為突出的問題,因此,研究城鄉(xiāng)居民收入差距具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。針對城鄉(xiāng)收入差距問題,國外學(xué)者從不同的角度提出了理論解釋和經(jīng)驗(yàn)性研究。在城市化率對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)方面,國外學(xué)者大都認(rèn)為城市化率的提高使得農(nóng)業(yè)勞動力向城市流動,這樣有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。比如,Lewis和Todaro的研究均表明,在城市化過程中,只要存在著城鄉(xiāng)期望收入的差距,就會引起勞動力的流動,而勞動力的流動能通過要素報(bào)酬的均等化縮小城鄉(xiāng)收入差距;Lucas等的研究也顯示,無論勞動力遷移的動機(jī)是“自利”性的還是“利他”性的,勞動力遷移的結(jié)果均有助于平衡城鄉(xiāng)居民收入。然而,在地方政府財(cái)政支出對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)方面,卻沒有一致的結(jié)論。Aaron等的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn),政府財(cái)政支出的增加與收入差距呈正相關(guān);而Dodge在對加拿大財(cái)政支出數(shù)據(jù)的分析中,卻得出了完全相反的結(jié)論,其研究表明政府財(cái)政支出與收入差距負(fù)相關(guān);Bardhan認(rèn)為,集權(quán)財(cái)政體制背景下制定的政策,往往在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和經(jīng)濟(jì)規(guī)則的執(zhí)行上優(yōu)于財(cái)政分權(quán)制,這樣的財(cái)政集權(quán)有利于改善多數(shù)貧困人口的生活狀況;Hao等的研究也認(rèn)為,財(cái)政分權(quán)是造成中國收入差距拉大的重要因素。國內(nèi)也有許多相關(guān)文獻(xiàn)關(guān)注城鄉(xiāng)收入差距影響因素及其作用機(jī)理。在城市化率對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)方面,國內(nèi)學(xué)者至今沒有一致的結(jié)論。其中,一些學(xué)者認(rèn)為城市化率的提高有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距,比如陸銘等基于1987—2001年間省級面板數(shù)據(jù)的估計(jì)結(jié)果顯示,城市化對降低統(tǒng)計(jì)上的城鄉(xiāng)收入差距有顯著的作用;許秀川研究顯示,城鄉(xiāng)收入差距與城市化和勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移呈良性循環(huán)的互動關(guān)系;廖信林基于1978—2009年時序數(shù)據(jù)的實(shí)證結(jié)果也顯示城市化對泰爾指數(shù)的擴(kuò)大產(chǎn)生負(fù)向沖擊。不過,也有一些學(xué)者認(rèn)為城市化擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距,比如,國家統(tǒng)計(jì)局農(nóng)調(diào)總隊(duì)在分析二元結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)收入差距影響的研究中發(fā)現(xiàn),城市化對城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大產(chǎn)生了正效應(yīng);程開明等基于1978—2004年的時序數(shù)據(jù)也發(fā)現(xiàn),城市化與城市偏向是造成城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的原因;陳迅等基于1985—2003年中國數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)也得出了同樣的結(jié)論。另外,還有部分學(xué)者認(rèn)為城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響具有不確定性。比如,周云波認(rèn)為,城市化是導(dǎo)致收入差距倒U現(xiàn)象出現(xiàn)的主要原因;莫亞琳等基于1995—2006年的省際數(shù)據(jù)進(jìn)行動態(tài)面板GMM計(jì)量實(shí)證結(jié)果也顯示,城市化進(jìn)程對收入分配的影響將出現(xiàn)先惡化后改善的倒“U”型曲線關(guān)系;郭軍華基于1978—2007年數(shù)據(jù)的實(shí)證結(jié)果顯示,城市化對城鄉(xiāng)收入差距的作用并非簡單地呈現(xiàn)促進(jìn)或者抑制作用;范曉莉基于1978—2009年的時序數(shù)據(jù),分析了城市化、財(cái)政分權(quán)與城鄉(xiāng)收入差距的三者之間的動態(tài)關(guān)系,認(rèn)為城市化雖在長期不利于城鄉(xiāng)收入差距的縮小,但在短期則能顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距。在地方政府財(cái)政支出對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)方面,國內(nèi)學(xué)者大都認(rèn)為財(cái)政支出的城市傾向會加大城鄉(xiāng)收入差距。比如,冉光和等基于1978—2007年數(shù)據(jù)的研究表明,政府公共支出在1978—2007年對中國居民的收入分配起到了負(fù)面效應(yīng),拉大了城鄉(xiāng)居民收入分配差距;廖信林的實(shí)證結(jié)果顯示,在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和政府過度追求經(jīng)濟(jì)增長的背景下,財(cái)政支出對泰爾指數(shù)的擴(kuò)大產(chǎn)生正向沖擊;莫亞琳等的研究也表明,財(cái)政支出的增加將會提高社會的基尼系數(shù),惡化收入分配的公平性;雷根強(qiáng)、蔡翔認(rèn)為,城市偏向的財(cái)政再分配政策是導(dǎo)致我國城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的重要原因,因而應(yīng)該通過扭轉(zhuǎn)科教文衛(wèi)、福利保障支出的城市偏向來縮小城鄉(xiāng)收入差距。不過,相關(guān)研究也表明,政府財(cái)政支出項(xiàng)目的不同,對城鄉(xiāng)收入差距的影響也不同。比如,王藝明等認(rèn)為,由于不同項(xiàng)目的財(cái)政支出對于城鄉(xiāng)收入差距的影響方向互異,且在中國中、東、西部三大區(qū)域存在明顯的地區(qū)差異,因而研究財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)收入差距的影響,不能僅從全國范圍來分析,還應(yīng)分不同省域分別考察其異質(zhì)性;鄧旋通過對財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系分析認(rèn)為,由于我國的財(cái)政支出長期以來向城市傾斜,從而明顯加大了城鄉(xiāng)收入的差距,但財(cái)政支出的各個項(xiàng)目對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在差異性;另外,徐倩等基于1998—2009年我國財(cái)政社會保障支出數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn),盡管我國的財(cái)政支出自1998年后在社會保障項(xiàng)目上有了大幅度的增加,但整體水平還是較為滯后,并且不同地區(qū)的社會保障支出呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域差異及城市傾向。與以往的研究成果相比,本文的創(chuàng)新主要體現(xiàn)在以下兩個方面:第一,在研究對象上把社會保障因素納入實(shí)證分析。已有的研究只注重財(cái)政支出對城鄉(xiāng)差距的影響,較少考慮財(cái)政支出內(nèi)部結(jié)構(gòu)比如社會保障支出這個項(xiàng)目對城鄉(xiāng)差距的影響,然而,財(cái)政支出的各個項(xiàng)目對城鄉(xiāng)差距的影響是不同的,有必要單獨(dú)考察各地區(qū)財(cái)政社會保障支出對城鄉(xiāng)差距的作用效應(yīng)。第二,在研究范圍上采用省際面板數(shù)據(jù),充分考慮到各省際的異質(zhì)性。本文采用了除西藏外的30個省市區(qū)1997—2011年的面板數(shù)據(jù),加大了樣本區(qū)間范圍,并采用省際面板數(shù)據(jù)變截距模型以及變系數(shù)模型進(jìn)行實(shí)證研究,以揭示各地區(qū)城市化率、社會保障支出對該地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的省域影響。1理論分析1.1城市化的集聚效應(yīng)在我國經(jīng)濟(jì)改革的推進(jìn)過程中,逐步形成了以戶籍制度和土地制度為基礎(chǔ)的社會經(jīng)濟(jì)“城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)”。由于城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不同以及現(xiàn)行戶籍制度的限制,使得農(nóng)村居民在教育、醫(yī)療、養(yǎng)老等方面無法獲得與城鎮(zhèn)居民平等的權(quán)益,從而增加了農(nóng)村剩余勞動力外出打工收入的不確定性。因此,在這樣的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)體制背景下,城市化對城鄉(xiāng)收入差距的作用機(jī)制是不確定的。一方面,城市化的集聚、反哺以及輻射效應(yīng)可能對城鄉(xiāng)收入差距有改善效應(yīng)。首先,城市化的集聚效應(yīng)。由于城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)導(dǎo)致城鄉(xiāng)期望收入差距的存在,從而使得農(nóng)村剩余勞動力向城市轉(zhuǎn)移,這樣,城市的勞動力要素供給增加,勞動力市場競爭加劇,以致城市均衡工資下降;而農(nóng)村在外務(wù)工農(nóng)民的家庭收入水平則有所增加。其次,城市化對農(nóng)村的反哺效應(yīng)。比如,農(nóng)民工在外出打工期間,其技能和知識增長有利于返鄉(xiāng)后的農(nóng)業(yè)投資和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)建設(shè),從而提高農(nóng)民收入水平。再次,城市化的發(fā)展對農(nóng)村具有一定輻射效應(yīng)。隨著城市規(guī)模的擴(kuò)張,城市居民的消費(fèi)需求擴(kuò)大,從而進(jìn)一步帶動農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi),農(nóng)村居民的收入隨之增加。另一方面,城市化可能通過政策傾向、資源集聚及農(nóng)村人力資本的外溢效應(yīng)使得城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)一步拉大。首先,我國的農(nóng)村居民主要是通過戶籍的買賣“農(nóng)轉(zhuǎn)非”、農(nóng)地征用、上學(xué)就業(yè)等方式轉(zhuǎn)為城鎮(zhèn)居民的,這意味著只有少數(shù)農(nóng)村富裕家庭才有機(jī)會享受到城市化帶來的好處,從而使得城市化的推進(jìn)可能會拉大城鄉(xiāng)收入差距;其次,由于城市較之農(nóng)村,在資本、信息、技術(shù)等資源上明顯占優(yōu)勢,從而使得城鄉(xiāng)的發(fā)展機(jī)會不平衡,城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)一步拉大;另外,城市化使人口和產(chǎn)業(yè)集中在城市地區(qū),在城市這一集聚環(huán)境下,通過勞動力市場共享、求職者與雇傭者之間的匹配性、信息和技術(shù)的傳遞及擴(kuò)散、默示知識的交換等途徑產(chǎn)生人力資本溢出效應(yīng),這樣,無論是農(nóng)村人力資本的外溢效應(yīng)還是城市人力資本的內(nèi)溢效應(yīng),都有利于城市的發(fā)展,而對農(nóng)村不利,這種溢出效應(yīng)的差異,也可能會擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。1.2社會保障支出是城鄉(xiāng)收入差距的主要方面反映社會保障是收入分配的重要調(diào)節(jié)手段,是政府干預(yù)市場分配不公的一種工具。一個健全的社會保障制度是社會矛盾的減震器,是舒緩城鄉(xiāng)貧富差異的潤滑劑,它不僅可以縮小城鄉(xiāng)收入差距,還能有效地解除勞動者疾病、工傷、失業(yè)等后顧之憂。相反,倘若社會保障制度殘缺不全,一個地區(qū)的社會保障資源匱乏,城鄉(xiāng)低收入者的生活得不到保障;社會保障覆蓋面狹窄,農(nóng)村居民難以享受到社會保障服務(wù),貧富差異進(jìn)一步拉大,保障民生將變成空談。事實(shí)上,我國各地區(qū)財(cái)政社會保障支出對城鄉(xiāng)收入差距的作用是不同的。一方面,地方財(cái)政體系普遍出現(xiàn)的城市偏向政策可能會加大城鄉(xiāng)收入差距。財(cái)政分配的城市偏向政策突出表現(xiàn)在基礎(chǔ)教育、醫(yī)療衛(wèi)生和社會保障等公共服務(wù)支出領(lǐng)域。由于保證公共服務(wù)均等化的財(cái)政轉(zhuǎn)移支付體系尚未建成,故在這些公共服務(wù)方面,農(nóng)民都難以享受到與城市居民平等的國民待遇。因此,在當(dāng)前的財(cái)政體制背景下,地方政府對城市社會的公共服務(wù)投入往往高于農(nóng)村,這樣,增加財(cái)政支出不但不能改善城鄉(xiāng)的收入差距,反而可能使得這種差距進(jìn)一步擴(kuò)大。由此我們推斷,福利保障支出占財(cái)政支出比重的增加可能會擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距,至少在短期內(nèi)會出現(xiàn)這種現(xiàn)象。另一方面,從長期而言,隨著社會保障制度的不斷完善,社會保障覆蓋面的擴(kuò)大可能會惠及農(nóng)村,從而出現(xiàn)城市反哺農(nóng)村效應(yīng),這樣,財(cái)政社會保障支出才會有利于城鄉(xiāng)居民收入差距的縮小。2研究設(shè)計(jì)2.1城鄉(xiāng)收入差距uri1根據(jù)前面的理論分析,在實(shí)證檢驗(yàn)中建立如下計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型:式中:βi和γi分別為城市化率與社會保障支出的回歸系數(shù);αi截距項(xiàng)表現(xiàn)為個體效應(yīng);μ1為隨機(jī)誤差項(xiàng);URI1是代表城鄉(xiāng)收入差距的變量,依以往文獻(xiàn)的研究經(jīng)驗(yàn),這里取城市居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比作為其表征指標(biāo),這個指標(biāo)的值越大,說明城鄉(xiāng)收入差距越大,反之則相反;U1代表各省份城市化水平,用各省的城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋肀硎境鞘谢?SCE1表示各省份的社會保障支出水平,用各省份的地方政府財(cái)政社會保障支出占財(cái)政支出的比重來衡量。2.2樣本選取中的省級面板數(shù)據(jù)及相關(guān)地區(qū)的問題選取的樣本區(qū)間為1997—2011年。由于西藏的數(shù)據(jù)部分年份有缺失,故在樣本選取中給予剔除,因此,文中的省級面板數(shù)據(jù)包括了除西藏以外的30個內(nèi)地省、直轄市及自治區(qū)。研究所選取的省際面板數(shù)據(jù)主要來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、國家統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫以及各省市的地方統(tǒng)計(jì)年鑒。3結(jié)果與分析3.1變截距模型的建立根據(jù)前面的理論分析,為判斷模型設(shè)定的具體形式,應(yīng)先進(jìn)行F檢驗(yàn)以及RandomEffects-Haus-man檢驗(yàn)得到:查F分布,在給定的1%的顯著性水平下,得到相應(yīng)的臨界值為:由于計(jì)算的F=60.8143明顯大于1%顯著性水平下的F1臨界值1.4,所以,拒絕H1;根據(jù)計(jì)算的F2=91.2214明顯大于1%顯著性水平下的F2臨界值1.8,故拒絕H2。由此可知,本文面板數(shù)據(jù)的建模應(yīng)選取變系數(shù)模型(檢驗(yàn)結(jié)果見表1)。另外,根據(jù)RandomEffects-Hausman的檢驗(yàn)結(jié)果,Hausman統(tǒng)計(jì)量的值為39.0159,相對應(yīng)的概率是0.0000,檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了隨機(jī)效應(yīng)模型假設(shè),從而應(yīng)建立個體固定效應(yīng)(即變截距)模型。經(jīng)濟(jì)活動在區(qū)域的非均勻分布是具有普遍性的空間現(xiàn)象?？紤]到我國幅員遼闊,各地區(qū)的自然資源和經(jīng)濟(jì)環(huán)境等都存在較大差異,為了校正這種異質(zhì)性帶來的VC估算偏差,這里還采用固定效應(yīng)面板模型,分別估算各省市城市化率和社會保障支出對城鄉(xiāng)收入差距的影響。3.2模擬結(jié)果分析先不考慮各省在城市化和社會保障支出方面的省際差異,采用個體固定效應(yīng)(變截距)模型進(jìn)行估計(jì)(估計(jì)結(jié)果見式2),以此考察兩解釋變量對城鄉(xiāng)收入差距的全國影響。從模擬的結(jié)果來看,回歸方程擬合較好,判定系數(shù)R2為83.49%,統(tǒng)計(jì)量F=74.29,其概率P值=0.00,說明存在地區(qū)固定效應(yīng)。從模型中的解釋變量回歸系數(shù)來看,城市化率在1%水平上顯著為正,說明中國城市化率的提高加劇了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大;社會保障支出變量系數(shù)也為正,說明中國目前財(cái)政支出的城市傾向使得財(cái)政社會保障支出并沒有改善城鄉(xiāng)之間的收入差距,反而使此差距有所擴(kuò)大,不過,由于在統(tǒng)計(jì)上不顯著,還需作進(jìn)一步論證分析。3.3解釋變量的估計(jì)結(jié)果只考慮解釋變量社會保障支出的截面系數(shù)差異時的結(jié)果如下:從模擬的結(jié)果來看,判定系數(shù)R2為87%,優(yōu)于前面的變截距模型,回歸方程擬合較好。從估計(jì)結(jié)果(3)來看,總體而言,中國省市城市化率的提高并沒有對城鄉(xiāng)收入差距有改善效應(yīng),反而加大了城鄉(xiāng)貧富差距;而解釋變量社會保障支出SCE1的估計(jì)結(jié)果見表2。從表2回歸結(jié)果看,四川和云南兩個省市的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù);天津市的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為負(fù),而黑龍江、廣西和甘肅3省的估計(jì)系數(shù)在5%水平上顯著為正;除此之外,閩、湘、浙這3個省的估計(jì)系數(shù)在10%的顯著水平上為負(fù),而吉林省的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為正。也就是說,這些回歸系數(shù)顯著的省市中,四川、云南、天津、浙江、福建和湖南等省區(qū),其財(cái)政社會保障支出對縮小當(dāng)?shù)爻青l(xiāng)差距有明顯的促進(jìn)作用,而黑龍江、廣西、甘肅和吉林等省市,其財(cái)政社會保障支出不但沒有發(fā)揮其縮小城鄉(xiāng)差距的作用,反而加大當(dāng)?shù)氐某青l(xiāng)收入差距?；貧w結(jié)果也顯示,有半數(shù)以上的地區(qū)其社會保障支出指標(biāo)的估計(jì)系數(shù)為負(fù),說明這些省份的財(cái)政社會保障支出對縮減城鄉(xiāng)收入差距有一定的促進(jìn)作用,但由于統(tǒng)計(jì)上不顯著使其作用的效果并不明顯。3.4城市化率為4.2個月的回歸系數(shù)只考慮解釋變量城市化率的截面系數(shù)差異時的估計(jì)結(jié)果如下:從擬合效果(式4)來看,R2為88%,此擬合優(yōu)于前面的變截距模型。總體而言,中國地方政府財(cái)政社會保障支出的增加并沒有對城鄉(xiāng)收入差距有改善效應(yīng),反而在一定程度上加大了城鄉(xiāng)貧富差距;而解釋變量城市化率U1的估計(jì)結(jié)果見表3。從表3回歸結(jié)果看,云南和新疆兩省份的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù),而山西、內(nèi)蒙古、江蘇、廣西、貴州、陜西、甘肅和寧夏8省份的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正;四川省的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù),而鄂、遼、滬、閩、贛、魯、豫和粵這8個省份的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正。也就是說,這些回歸系數(shù)顯著的省區(qū)中,只有云南、新疆和四川3省區(qū)的城市化率的提高對縮小城鄉(xiāng)差距有促進(jìn)作用,而其余大部分省份,隨著當(dāng)?shù)爻鞘谢实奶岣?城鄉(xiāng)收入的差距反而有所加大。另外還有部分省份的回歸系數(shù)不顯著,這在一定程度上表明這些省份城鎮(zhèn)化過程的推進(jìn)對縮減城鄉(xiāng)收入差距并沒有預(yù)期的促進(jìn)效應(yīng)。4社會保障對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響效應(yīng)分析本文采用1997—2011年變截距及變系數(shù)面板數(shù)據(jù)模型,對中國各省份的城市化率、財(cái)政社會保障支出對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析。研究結(jié)果表明:第一,就全國而言,城市化率、社會保障支出這兩個解釋變量都與城鄉(xiāng)收入差距正相關(guān)。從變截距的個體固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果來看,城市化率的提高以及社會保障支出的增加不但沒有對城鄉(xiāng)收入差距有改善效應(yīng),反而在一定程度上加大了城鄉(xiāng)貧富差距?？赡艿慕忉屖?由于中國目前財(cái)政支出有著明顯的城市傾向,社會保障支出占地方財(cái)政支出的比重越高,城鎮(zhèn)地區(qū)從地方政府支出中所得的好處越多,這樣,城市化的擴(kuò)張以及社會保障支出規(guī)模的增長不僅沒有改善城鄉(xiāng)居民的收入差距,反而使這種差距進(jìn)一步擴(kuò)大。第二,就地區(qū)而言,中國大部分省份城市化率的提高加大了城鄉(xiāng)收入差距,但影響效應(yīng)的方向及大小存在地域差異。從城市化率的截面系數(shù)省際差異可以看出,大部分省份的城市化率回歸系數(shù)