李超　商玉萍

摘要：

將影響城鄉(xiāng)收入差距的因素分解為對外開放程度、教育發(fā)展水平、金融發(fā)展水平、經(jīng)濟發(fā)展水平、市場化進程和城鎮(zhèn)化進程，采用2005—2015年31個省市區(qū)面板數(shù)據(jù)進行夏普利值分解，結(jié)果表明經(jīng)濟發(fā)展、市場化和城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的貢獻率較大，而對外開放、教育發(fā)展和金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的貢獻率較小。線性回歸分析表明擴大對外開放、深化市場化改革、加快經(jīng)濟和金融發(fā)展以及推進城鎮(zhèn)化均有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。進一步采用以經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量的門檻效應(yīng)模型的分析表明，經(jīng)濟發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響作用呈現(xiàn)倒U形曲線，而且經(jīng)濟發(fā)展水平越高，教育發(fā)展、金融發(fā)展、經(jīng)濟發(fā)展、市場化和城鎮(zhèn)化等因素縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用越大。因此，要縮小城鄉(xiāng)收入差距，必須加快欠發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展、對外開放、金融發(fā)展以及市場化和城鎮(zhèn)化進程。

關(guān)鍵詞：

城鄉(xiāng)收入差距；對外開放；教育發(fā)展；金融發(fā)展；經(jīng)濟發(fā)展；市場化；城鎮(zhèn)化；城鄉(xiāng)差異；區(qū)域差異

中圖分類號：F291.3；F224.0

文獻標志碼：A文章編號：

16748131（2017）05003710

一、引言

改革開放以來，中國經(jīng)濟高速增長的同時收入差距也逐漸擴大，尤其是城鄉(xiāng)收入差距的持續(xù)擴大已引起社會各界的廣泛關(guān)注，學(xué)者們也從多個角度探求城鄉(xiāng)收入差距擴大的原因。己有研究中，關(guān)于影響城鄉(xiāng)收入差距的因素主要集中在經(jīng)濟發(fā)展、城鎮(zhèn)化、市場化、對外開放、金融發(fā)展和教育發(fā)展六個方面，但由于研究方法和樣本數(shù)據(jù)的差異，得出的結(jié)論各不相同：關(guān)于經(jīng)濟發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響，最著名的是“Kuznets倒U型假說”（Kuznets S，1955），在經(jīng)濟發(fā)展初期，經(jīng)濟發(fā)展會拉大收入差距，而當經(jīng)濟發(fā)展水平超過一定臨界值后，則會縮小收入差距；我國改革開放以來，經(jīng)濟持續(xù)增長，城鄉(xiāng)收入差距也在波動中有微弱的上升趨勢（王少平 等，2008；陸銘 ，2004），很多學(xué)者開始重新審視這一理論假說是否適應(yīng)于我國。關(guān)于城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響，有學(xué)者認為城鎮(zhèn)化能顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距（陸銘 等，2004），但較低的城鎮(zhèn)化水平反而會拉大城鄉(xiāng)收入差距（陳斌開，2014）；還有學(xué)者認為城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)倒U形曲線（周云波，2009）。關(guān)于市場化對城鄉(xiāng)收入差距的影響，有學(xué)者認為提高市場化水平能有效縮小城鄉(xiāng)差距（閻大穎，2007），也有學(xué)者指出市場化指數(shù)對城鄉(xiāng)收入差距的影響不顯著且呈負向關(guān)系（樊綱 等，2010），還有學(xué)者認為市場化與城鄉(xiāng)收入差距存在倒U形關(guān)系（段軍山，2013）。關(guān)于對外開放對城鄉(xiāng)收入差距的影響，有研究表明對外開放會拉大城鄉(xiāng)收入差距，其影響程度從東到西逐漸減弱（王娟，2015）；也有研究發(fā)現(xiàn)，在全國范圍內(nèi)，對外開放會縮小城鄉(xiāng)收入差距，而東部地區(qū)對外開放會拉大城鄉(xiāng)收入差距（張淑麗 等，2016）。關(guān)于金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響，國內(nèi)學(xué)者一般認為，我國農(nóng)村金融發(fā)展明顯滯后，金融發(fā)展程度的提高在一定程度上會拉大城鄉(xiāng)居民收入差距；而國外學(xué)者認為，兩者可能存在拉大、縮小、倒U型和不明顯等多種關(guān)系。關(guān)于教育發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響，有學(xué)者認為只有高等教育會影響城鄉(xiāng)收入差距，早期是縮小，但后期隨著高等教育規(guī)模的擴大反而會進一步拉大城鄉(xiāng)收入差距（劉敏樓，2008）；也有學(xué)者認為高等教育會拉大城鄉(xiāng)收入差距，基礎(chǔ)教育會縮小城鄉(xiāng)收入差距（王海云，2009）；還有學(xué)者認為在全國范圍內(nèi)教育投入會縮小城鄉(xiāng)收入差距，但存在區(qū)域異質(zhì)性，全國只有半數(shù)省份的教育投入會縮小城鄉(xiāng)收入差距（余菊，2014）。

同時，諸多學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，持續(xù)拉大的城鄉(xiāng)收入差距不僅受到資本、勞動力等生產(chǎn)要素的影響，更受到經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略、教育政策、市場化進程等一系列制度因素的影響。制度因素是造成我國城鄉(xiāng)收入差距不斷拉大的重要原因，其中城鄉(xiāng)制度供給的不合理、不均衡引致農(nóng)村居民無法享受與城鎮(zhèn)居民同等的經(jīng)濟發(fā)展成果，會進一步抑制城鄉(xiāng)收入差距的縮?。ú虝P 等，2000；蔡昉，2003；陳釗 等，2008）。而造成城鄉(xiāng)制度供給不合理、不均衡的本質(zhì)原因就是經(jīng)濟發(fā)展落后：基于經(jīng)濟發(fā)展落后的原因，地方政府為了快速實現(xiàn)經(jīng)濟趕超，不得不制定“城市偏向性”政策，導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距的進一步擴大。

已有文獻大多只研究了某一種或幾種因素與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系，較少系統(tǒng)地分析城鄉(xiāng)收入差距的影響因素；同時，在計量模型設(shè)計中往往忽視變量的內(nèi)生性問題，導(dǎo)致模型估計結(jié)果有偏。另外，已有文獻通常關(guān)注于各影響因素與城鄉(xiāng)收入差距的線性、非線性關(guān)系，而關(guān)于不同的經(jīng)濟發(fā)展水平條件下各影響因素與城鄉(xiāng)收入差距的非線性關(guān)系的研究并不多見。有鑒于此，本文在分析各影響因素對城鄉(xiāng)收入差距的線性作用效果的基礎(chǔ)上，進一步考慮“經(jīng)濟發(fā)展水平”的作用，著重分析在不同經(jīng)濟發(fā)展水平下各影響因素對城鄉(xiāng)收入差距的非線性作用效果。因為經(jīng)濟發(fā)展水平的不同是地方政府采取趕超和競爭策略的原因，也是地方政府制定“城市偏向性”政策的依據(jù)，必然會導(dǎo)致各影響因素對城鄉(xiāng)收入差距的作用效果存在差異。下文首先運用夏普利值分解法確定各影響因素對城鄉(xiāng)收入差距的貢獻率，并將盡可能多的影響因素納入研究框架中；然后借鑒相關(guān)文獻的研究方法（Kuznets S，1955），在線性面板回歸結(jié)果基礎(chǔ)上，利用面板門檻效應(yīng)模型（Hansen，2000）分析在不同的經(jīng)濟發(fā)展水平下各影響因素對城鄉(xiāng)收入差距的非線性影響，得到經(jīng)濟發(fā)展水平門檻值并檢驗其在各地區(qū)是否存在差異。

二、城鄉(xiāng)收入差距的影響因素及其貢獻率分解

1.研究方法與數(shù)據(jù)來源

首先，基于夏普利值的回歸分解法測度各影響因素對城鄉(xiāng)收入差距的貢獻率。夏普利值是在研究多人合作博弈時提出的，是指博弈的參與人在共同參與生產(chǎn)一個總產(chǎn)出之后，按照各自對產(chǎn)出的貢獻率來分配支付的一種原則，即所得與自己的貢獻相等，體現(xiàn)公平分配下的合作收益（Shapley，1953）。目前，聯(lián)合國世界發(fā)展經(jīng)濟學(xué)研究院針對夏普利值分解的實際運用開發(fā)了一個Java程序，該程序?qū)θ靠赡艿囊蛩剡M行組合并計算各種組合下的貢獻率（Wan，2002），并將各種組合下的貢獻率平均值作為最終結(jié)果。根據(jù)已有文獻研究可知，不管是對外開放的深入、金融業(yè)的發(fā)展、教育的發(fā)展，還是經(jīng)濟發(fā)展水平的提高以及城鎮(zhèn)化進程、市場化進程的推進，都有利于豐富我國居民的收入來源和收入結(jié)構(gòu)，增加居民收入水平；但由于我國固有的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，受益群體更多的是城鎮(zhèn)居民，導(dǎo)致各因素對城鄉(xiāng)收入差距的影響效果相互交織，無法準確界定。因此本文將經(jīng)濟發(fā)展、城鎮(zhèn)化、市場化、對外開放、金融發(fā)展和教育發(fā)展等因素進行合并，對城鄉(xiāng)收入差距進行夏普利值分解，得到各因素對城鄉(xiāng)收入差距的貢獻率。endprint

限于城鎮(zhèn)人口數(shù)據(jù)的可得性，本文采用2005—2015年我國除港、澳、臺地區(qū)外的31個省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，相關(guān)數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。其中，對外開放程度（open）采用地區(qū)進出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值衡量，教育發(fā)展水平（edu）采用各地區(qū)普通高等學(xué)校?？?、本科在校生人數(shù)占總?cè)丝诒戎貋砗饬浚鹑诎l(fā)展水平（fin）采用地區(qū)金融業(yè)增加值與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值衡量，經(jīng)濟發(fā)展水平（gdp）采用實際人均GDP衡量，市場化進程（mar）采用非國有控股工業(yè)企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值與規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值的比值衡量，城鎮(zhèn)化進程（urb）采用地區(qū)城鎮(zhèn)年末常住人口與年末常住總?cè)丝诒戎岛饬浚青l(xiāng)收入差距（gap）采用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的比值衡量。對所有變量做歸一化處理，消除指標量綱的影響，各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。

2.城鄉(xiāng)收入差距影響因素分解結(jié)果

采用夏普利值分解法從縱向和橫向兩個角度分別繪制出各因素對城鄉(xiāng)收入差距影響的貢獻率大小。圖1分地區(qū)給出了城鄉(xiāng)收入差距影響因素的貢獻率（本文對東、中、西部的劃分依據(jù)國家統(tǒng)計局網(wǎng)站的行政區(qū)劃標準），可以看出經(jīng)濟發(fā)展水平是影響城鄉(xiāng)收入差距的最大因素，城鎮(zhèn)化進程是影響城鄉(xiāng)收入差距的另一主要因素，而市場化進程對城鄉(xiāng)收入差距的影響較弱，對外開放程度、教育發(fā)展水平以及金融發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響更弱。圖2分年度給出了城鄉(xiāng)收入差距影響因素的貢獻率，可以看出城鎮(zhèn)化進程是影響城鄉(xiāng)收入差距的主要因素，經(jīng)濟增長水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響次之，市場化進程對城鄉(xiāng)收入差距的貢獻率上升趨勢明顯，而對外開放程度、教育發(fā)展水平以及金融發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響一直較弱?？梢?，我國早期的城鄉(xiāng)收入差距受到城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟增長的影響較大，近年來市場化進程成為影響城鄉(xiāng)收入差距的主要因素。

三、城鄉(xiāng)收入差距影響因素的線性面板回歸分析

首先，為了避免時間序列數(shù)據(jù)中可能存在的非線性和非平穩(wěn)性問題，將所有數(shù)據(jù)均進行對數(shù)化處理，并采用LLC檢驗、IPS檢驗、ADFFisher檢驗和PPFisher檢驗確定數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，檢驗的結(jié)果由于篇幅限制，文中未展示相關(guān)檢驗結(jié)果，感興趣的讀者可聯(lián)系作者獲取。 顯示所有變量為一階單整序列，可以進行面板協(xié)整檢驗。然后，采用ADFKAO協(xié)整關(guān)系檢驗方法對各變量的對數(shù)序列做面板協(xié)整檢驗，結(jié)果表明變量間存在長期均衡關(guān)系。同時，采用普通線性回歸模型計算出VIF值為3.21，小于10，表明變量間不存在嚴重的多重共線性。最后，為了驗證是否存在滯后效應(yīng)，根據(jù)因變量是否含有滯后項將線性面板數(shù)據(jù)模型分為靜態(tài)、動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，分析各因素對城鄉(xiāng)收入差距變化的影響。

其中，i表示省份，t為年份，μt和φi分別表示時間和地區(qū)非觀測效應(yīng)，εit為隨機誤差項。針對動態(tài)面板模型中可能產(chǎn)生的過度識別問題，需要分別通過模型的Sargan檢驗和序列相關(guān)檢驗。若Sargan值在大于10%的顯著性水平上通過檢驗，模型估計結(jié)果不存在工具變量的過度識別問題；若AR（2）值在大于10%的顯著性水平上通過檢驗，模型估計結(jié)果不存在二階序列相關(guān)問題，動態(tài)面板模型估計結(jié)果有效。

為了保證實證結(jié)果的穩(wěn)健性，分別利用我國31個省市和27個省（不包括直轄市）的面板數(shù)據(jù)分析各因素對城鄉(xiāng)收入差距的影響，回歸結(jié)果如表2所示。在表2的回歸模型中，模型1和模型4先后通過了F檢驗和Hausman檢驗，故采用固定效應(yīng)模型解釋；模型2、模型3、模型5和模型6在較高的顯著性水平上通過了Sargan檢驗和序列相關(guān)檢驗，動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計有效。結(jié)果發(fā)現(xiàn)靜態(tài)、動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中各變量回歸系數(shù)符號未發(fā)生變化，通過了顯著性檢驗，只是系數(shù)大小有所不同。

由表2可以看出，城鎮(zhèn)化能顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距，與陳斌開等（2014）和陸銘等（2004）的研究結(jié)論一致；而且城鎮(zhèn)化的系數(shù)絕對值大于其他變量的系數(shù)絕對值，與夏普利值分解的結(jié)果一致。同時，經(jīng)濟發(fā)展水平的系數(shù)絕對值也較大，與夏普利值分解的結(jié)果一致，但與我國學(xué)者早期研究得出的經(jīng)濟發(fā)展會抑制城鄉(xiāng)收入差距縮小的結(jié)論相悖，這在一定程度上驗證了“Kuznets倒U型假說”，說明我國已經(jīng)越過U型拐點，向著經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距縮小協(xié)調(diào)發(fā)展轉(zhuǎn)變。但是，除了模型1外，其他模型均顯示教育發(fā)展會顯著抑制城鄉(xiāng)收入差距的縮小，與呂煒（2015）和李鵬（2014）的研究結(jié)論一致，而且教育發(fā)展的影響系數(shù)較大。此外，與夏普利值分解結(jié)果相一致，對外開放程度、金融發(fā)展水平和市場化進程的系數(shù)絕對值相對較小，但三者都能顯著地縮小城鄉(xiāng)收入差距，說明擴大對外開放、深化市場化改革和加快金融發(fā)展都有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

四、以經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量的非線性面板回歸分析

Hansen（2000）的面板門限回歸模型解決了在靜態(tài)面板數(shù)據(jù)下如何識別變量間非線性關(guān)系的問題。為此，本文將上述線性回歸結(jié)果作為基準，假設(shè)各因素對城鄉(xiāng)收入差距會因經(jīng)濟發(fā)展水平的不同而呈現(xiàn)出非線性關(guān)系，即門檻效應(yīng)；同時為了避免主觀劃分經(jīng)濟發(fā)展水平帶來的偏誤，文章采用門檻效應(yīng)模型（連玉君，2006），具體的模型設(shè)定如下：

其中，經(jīng)濟發(fā)展水平（ln gdp）為門檻變量，r1、r2、……、r6為未知門檻值，β11、β12分別為門檻變量在（ln gdp≤r）和（ln gdp>r）時的系數(shù)。考慮到各因素對城鄉(xiāng)收入差距的非線性效應(yīng)，將經(jīng)濟發(fā)展水平作為門檻變量，估計相應(yīng)的參數(shù)結(jié)果。表3為門檻效應(yīng)自抽樣檢驗結(jié)果，主要分析各因素對城鄉(xiāng)收入差距的單一門檻特征、雙重門檻特征或三重門檻特征。為了提高門檻估計值的準確度，本文使用Bootstrap方法對單一門檻模型、雙重門檻模型和三重門檻模型分別進行了300次檢驗，結(jié)果顯示：對外開放程度對城鄉(xiāng)收入差距的影響在1%的顯著性水平上不存在門檻特征，兩者屬于線性關(guān)系；金融發(fā)展水平、經(jīng)濟發(fā)展水平和市場化進程對城鄉(xiāng)收入差距的影響在1%的顯著性水平上存在雙重門檻特征；教育發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化進程對城鄉(xiāng)收入差距的影響在1%的顯著性水平上存在三重門檻特征。endprint

再結(jié)合圖3中門檻變量的門檻估計曲線進一步檢驗各因素影響城鄉(xiāng)收入差距的門檻特征。A、B、C圖反映的是以經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量下教育發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的單一、雙重、三重門檻估計過程，只有A圖中最小殘差平方和（LR值）處于臨界值虛線之下，而B圖、C圖中LR值均位于臨界線以下，說明教育發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響符合單一門檻特征，對應(yīng)的經(jīng)濟發(fā)展水平門檻值為0.06，按照未歸一化處理就是人均GDP本文的人均GDP數(shù)據(jù)均以1978年為基期進行價格調(diào)整。 等于2 238元。同樣，根據(jù)D、E圖得出金融發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響符合雙重門檻特征，對應(yīng)的經(jīng)濟發(fā)展水平門檻值是人均GDP等于5 149元和11 221元；根據(jù)F、G圖得出經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響符合單一門檻特征，對應(yīng)的門檻值是人均GDP等于4 997元；根據(jù)H、I圖得出市場化程度對城鄉(xiāng)收入差距的影響符合雙重門檻特征，對應(yīng)的經(jīng)濟發(fā)展水平門檻值是人均GDP等于2 447元和8 523元；根據(jù)J、K、L圖得出城鎮(zhèn)化進程對城鄉(xiāng)收入差距的影響符合雙重門檻特征，對應(yīng)的經(jīng)濟發(fā)展水平門檻值是人均GDP等于5 149元和12 059元?；陂T檻效應(yīng)檢驗結(jié)果，得到非線性回歸結(jié)果如表4所示。

隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，教育發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距影響呈倒U形關(guān)系。當人均GDP小于2 238元時，政府的教育資源投入較少，主要集中在城鎮(zhèn)地區(qū)，此時教育發(fā)展會拉大城鄉(xiāng)收入差距；當人均GDP大于2 238元時，政府的教育資源充裕，能更多地惠及農(nóng)村偏遠地區(qū)，此時教育發(fā)展會縮小城鄉(xiāng)收入差距，該結(jié)論是對呂煒（2015）和李鵬（2014）等研究結(jié)論的有益補充。

隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的促進作用逐漸變?nèi)酰敝量s小城鄉(xiāng)收入差距。當人均GDP小于5 149元時，金融發(fā)展只能惠及城鎮(zhèn)居民，此時金融發(fā)展會拉大城鄉(xiāng)收入差距；當人均GDP介于5 149元與11 221元時，農(nóng)村金融體系逐漸建立，弱化了金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的促進作用；而當人均GDP大于11 221元時，城鄉(xiāng)金融體系已趨于一體化，此時金融發(fā)展有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，經(jīng)濟發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響呈倒U形關(guān)系，與“Kuznets倒U型假說”相符。當人均GDP小于4 997元時，經(jīng)濟發(fā)展處于初期階段，政府實施的城市偏向性政策雖然會加快經(jīng)濟發(fā)展，但也會進一步拉大城鄉(xiāng)收入差距；而當人均GDP大于4 997元時，政府的城市偏向性政策力度減弱，并有更多的惠農(nóng)政策，此時提高經(jīng)濟發(fā)展水平有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，市場化程度對城鄉(xiāng)收入差距的影響由促進作用逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)橐种谱饔?。當人均GDP小于2 447元時，處于市場化早期，政府對經(jīng)濟的干預(yù)程度較高，地方政府為了實現(xiàn)經(jīng)濟追趕實施的城市偏向發(fā)展戰(zhàn)略會擴大城鄉(xiāng)收入差距；當人均GDP介于2 447元與8 523元之間時，雖然市場化進程對城鄉(xiāng)收入差距的影響系數(shù)不顯著，但為負值，說明此時市場化推進會縮小城鄉(xiāng)收入差距；而當人均GDP大于8 523元時，經(jīng)濟發(fā)展水平達到較高水平，市場化改革趨于完善，此時市場化有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。因此市場化進程與城鄉(xiāng)收入差距存在倒U形關(guān)系，與段軍山等（2013）的研究結(jié)論一致，也驗證了樊綱等（2010）研究結(jié)論的合理性。

城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距一直呈現(xiàn)抑制作用，且隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高其抑制作用逐漸變強。當人均GDP小于5 149元時，城鎮(zhèn)化對農(nóng)村居民收入的提高作用較弱，較低的城鎮(zhèn)化水平對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用較弱（陳斌開 等，2014）；當人均GDP介于5 149元與12 059元之間時，經(jīng)濟發(fā)展水平的提高使得政府采取一系列支農(nóng)惠農(nóng)政策提高農(nóng)村居民的收入水平，強化了其對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用（程開明 等，2007；陸銘 等，2004）；而當人均GDP大于12 059元時，經(jīng)濟發(fā)展水平達到較高水平，城鄉(xiāng)發(fā)展趨于協(xié)調(diào)，此時推進城鎮(zhèn)化能進一步縮小城鄉(xiāng)收入差距。

根據(jù)門檻變量的門檻值個數(shù)及其大小對經(jīng)濟發(fā)展階段進行分類。當城鎮(zhèn)化進程或經(jīng)濟發(fā)展水平作為解釋變量時，存在單一門檻效應(yīng)，可以將經(jīng)濟發(fā)展水平分為低經(jīng)濟發(fā)展水平、高經(jīng)濟發(fā)展水平兩類；當金融發(fā)展水平、市場化進程或城鎮(zhèn)化進程作為解釋變量時，存在雙重門檻效應(yīng)，可以將經(jīng)濟發(fā)展水平分為低經(jīng)濟發(fā)展水平、中經(jīng)濟發(fā)展水平、高經(jīng)濟發(fā)展水平三類。依據(jù)上述分類結(jié)果，可以得到每年落入每類區(qū)間的省份個數(shù)（如表5所示）。2005—2015年，處于提高教育發(fā)展水平能縮小城鄉(xiāng)收入差距階段的省份較多，且在不斷增加，從2010年開始所有省份的教育發(fā)展都能縮小城鄉(xiāng)收入差距，其門檻值較低。與此類似的是，2005—2009年處于提高經(jīng)濟發(fā)展水平能縮小城鄉(xiāng)收入差距階段的省份較少，近年來則逐漸增多，2015年達到28個。相反，金融發(fā)展水平對經(jīng)濟發(fā)展的門檻值要求較高，處于金融發(fā)展能縮小城鄉(xiāng)收入差距階段的省份較少，2013—2015年也僅有6個省份。與此類似的是市場化進程，處于提高市場化水平能縮小城鄉(xiāng)收入差距階段的省份較少，2012—2015年也僅有10個省份。城鎮(zhèn)化進程對經(jīng)濟發(fā)展水平的門檻值要求更高，2015年處于推進城鎮(zhèn)化能縮小城鄉(xiāng)收入差距階段的省份僅有5個?？傮w來看，我國大部分省區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平處于中等階段，要想進一步縮小城鄉(xiāng)收入差距，地區(qū)經(jīng)濟還需要持續(xù)增長。

五、結(jié)論與啟示

本文將影響我國城鄉(xiāng)收入差距的因素分解為對外開放程度、教育發(fā)展水平、金融發(fā)展水平、經(jīng)濟發(fā)展水平、市場化進程和城鎮(zhèn)化進程，采用2005—2015年31個省市區(qū)的面板數(shù)據(jù)，運用夏普利值分解法分析各影響因素對城鄉(xiāng)收入差距的貢獻率，結(jié)果表明經(jīng)濟發(fā)展、市場化和城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的貢獻率較大，而對外開放、教育發(fā)展和金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的貢獻率較??；線性回歸分析結(jié)果顯示，擴大對外開放、深化市場化改革、加快經(jīng)濟和金融發(fā)展以及推進城鎮(zhèn)化均有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距；進一步采用以經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量的門檻效應(yīng)模型的分析表明，教育發(fā)展、經(jīng)濟發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響表現(xiàn)為倒U形曲線，金融發(fā)展、市場化和城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響作用則由促進逐漸轉(zhuǎn)為抑制。endprint

經(jīng)濟發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響作用呈現(xiàn)倒U形曲線，而且經(jīng)濟發(fā)展水平越高，教育發(fā)展、金融發(fā)展、經(jīng)濟發(fā)展、市場化和城鎮(zhèn)化等因素縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用越大。但是我國目前的整體經(jīng)濟發(fā)展水平不高，處在各因素都能縮小城鄉(xiāng)收入差距階段的省份較少。因此，在縮小我國城鄉(xiāng)收入差距的過程中，必須加快落后地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展，縮小區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差異。一是要促進基礎(chǔ)教育和職業(yè)教育的協(xié)調(diào)發(fā)展，增加人力資本存量。教育發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響作用呈現(xiàn)倒U形曲線，需要進一步加大對農(nóng)村九年義務(wù)教育和農(nóng)民職業(yè)素質(zhì)教育的投入，培養(yǎng)出有文化、懂技術(shù)、會經(jīng)營的新型農(nóng)民，加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，提高農(nóng)民收入水平，縮小城鄉(xiāng)收入差距。二是要加強中西部地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)對外開放程度，整合投資資源。對外開放有利于城鄉(xiāng)收入差距的縮小，而我國當前正處于對外開放的轉(zhuǎn)型階段，政策的引導(dǎo)是至關(guān)重要的?？梢韵蛑形鞑康貐^(qū)和有條件的農(nóng)村地區(qū)進行傾斜，引導(dǎo)外商投資和出口貿(mào)易投資向這些地區(qū)轉(zhuǎn)移。這樣不但可以擴大外商投資的領(lǐng)域和市場，更豐富了中西部地區(qū)、廣大農(nóng)村地區(qū)的收入來源，有助于平衡收入分配，縮小城鄉(xiāng)收入差距。三是要加快推動中西部地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)的金融發(fā)展、市場化改革進程和城鎮(zhèn)化進程。金融發(fā)展、市場化和城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)雙重門檻特征，由促進作用逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)橐种谱饔?。但當前我國中西部地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)的金融基礎(chǔ)較為薄弱，市場化進程和城鎮(zhèn)化進程緩慢，不僅需要政府進一步完善金融保險機制，解決中小企業(yè)融資慢融資難等問題，還需要繼續(xù)推進國有企業(yè)改革，促進農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移，豐富居民的收入來源和收入結(jié)構(gòu)，以進一步縮小城鄉(xiāng)收入差距。

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Abstract：

The factors influencing urbanrural income gap are decomposed into openingup degree， education development level， economic development level， marketization progress and urbanization process， the panel data of 31 provinces and municipalities during 20052015 are used to make the Shapley value decomposition， and the results show that economic development， marketization and urbanization have bigger contribution to urbanrural income gap， however， openingup， education development and financial development have smaller contribution to the gap. The linear regression analysis indicates that the enlargement of openingup， deepening the marketoriented reform， accelerating financial and economic development and boosting the urbanization are conducive to narrowing the income gap. The analysis of threshold effect model by further using the level of economic development as the threshold variable indicates that the effect of economic development on the urbanrural income gap shows an inverted U shape curve， furthermore， the higher the economic development level is， the bigger the effect of education development， financial development， economic development， marketization and urbanization and so on on the action narrowing the income gap is. Thus， in the process of narrowing the ruralurban income gap， China must accelerate the economic development， openingup， financial development， marketization and urbanization for the lessdeveloped areas.

Key words： ruralurban income gap； openingup； education development； financial development； economic development； marketization； urbanization； difference between urban and rural areas； regional gap

CLC number：F291.3；F224.0

Document code： A Article ID： 16748131（2017）05003710

（編輯：朱德東；段文娟）endprint