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收稿日期：2012�01�10 基金项目：国家社会科学基金项目“城乡一体化进程中的新型城乡形态关系研究”（10BJY036） 作者简介：陈萍（1958- ），女，山西神池人，研究员，主要从事区域经济理论与政策研究。E�mail:cping227@sina�com
摘要：目前缺少系统的农民工工资的面板数据妨碍了对城镇劳动力市场的所有制分割如何影响城乡收入差距的研究。本文证明城镇集体经济部门的平均工资可以作为农民工工资的代理变量，并将城镇国有部门的平均工资与集体部门的平均工资的比例作为衡量城镇劳动力市场所有制分割的指标。笔者通过对中国1978―2008年间省际面板数据的回归分析发现，劳动力市场的所有制分割本身具有扩大城乡收入差距的效应，但是，非国有部门职工比重的增加会削弱所有制分割的影响，从而有助于缩小城乡收入差距。
关键词：劳动力市场；所有制分割；城乡收入差距
中图分类号：F241�4文献标识码：A文章编号：1000�176X（2012）05�0100�08
一、引言
近年来，很多文献研究了中国城乡收入差距及其决定因素。在这些研究中，城市化和政府的城市偏向政策、农村人口流动、金融发展、开放程度、经济发展水平以及城乡居民的个体特征成为影响城乡收入差距的重要因素。虽然这些研究关注的重点各有不同，但在对农村剩余劳动力向城市流动仍然遇到障碍问题上，却是一致的。然而，影响城乡收入差距的因素不仅有劳动力流动障碍，还有劳动力流动到城市以后面对什么样的劳动力市场问题：是统一的劳动力市场，还是分割的劳动力市场。如果是前者，流动的农民工将获得一个竞争性的工资，城乡收入差距因为劳动力向城市流动而得到改善；如果是后者，流动的农民工可能获得一个非竞争性的工资，能否因此而改善城乡收入差距是不确定的。然而，大量的研究忽略了这个问题。Knight和Song以及奈特和宋丽娜根据城市截面调查数据对中国工资结构变化的研究证明，改革开放后，中国城镇劳动力市场还没有发展成为一个统一的市场，而是存在省际分割和所有制分割的市场［1-2］。随着改革的不断深化，省际分割的作用下降，而所有制分割的影响依然存在。但是他们并没有在此基础上研究劳动力市场的所有制分割对城乡收入差距的影响，原因可能在于缺乏直接的和系统的农民工工资统计数据，特别是面板数据。
本文通过间接的方法证明城镇集体经济部门的工资是农民工工资合适的代理变量，从而可以通过城镇国有部门平均工资与集体部门平均工资的相对比例，观察劳动力市场的所有制分割，进而研究这种分割对城乡收入差距的影响。Chan和Hu认为，中国城镇人口增长来源于三个方面：城镇人口自然增长、原有农村地区划归城镇和农村居民向城镇流动［3］。在他们看来，农村居民向城镇流动是城镇人口增长最主要的原因。笔者认为，由于城镇劳动力市场存在所有制分割，因此农民向城镇流动必然流向非国有部门，并且由于人力资本水平较低，农民工在非国有部门可能获得的是最低的平均工资。通过对统计数据的分析发现，城镇集体部门的平均工资不仅低于国有部门，而且在所有非国有部门中也是最低的。通过对数据的分析还发现了城市化水平与集体部门平均工资变化的系统联系。据此，我们将集体部门的工资作为农民工工资的代理变量，用国有部门平均工资与集体部门平均工资的相对比例衡量劳动力市场的所有制分割程度，并进而研究这种分割对城乡收入差距的影响。在考虑经济发展水平与城乡收入分配具有库兹涅茨效应的前提下，我们发现劳动力市场的所有制分割具有扩大城乡收入差距效应的证据。
二、概念性框架与文献回顾
Lewis提出了以二元结构为背景的经济发展理论［4］。在他的理论中，一个经济的二元性可以表现为“正式部门与非正式部门”并存，在文献上这种说法经常与“现代部门与传统部门”，或“工业部门与农业部门”，或“城市与乡村”的说法交替使用。他假设在经济发展的初期阶段，传统部门或农业部门的劳动力处于过剩状态，劳动力供给具有无限弹性，现代部门工资与传统部门工资之间预先存在差距。传统部门工资由其平均产品决定，而现代部门工资则由谈判制度决定［5］，政治的和社会的因素对这些部门工资决定有着重要的影响。现代部门的发展吸引过剩的劳动力流入，并向流入者支付高于传统部门平均收入水平的工资。保持两个部门的工资差距就会吸引过剩的劳动力，只有当劳动力供给不再具有无限弹性时，现代部门的工资才开始上升，经济发展达到了所谓的“刘易斯转折点”。
刘易斯理论的核心问题是劳动力市场的二元性［6］，传统部门工资决定机制与现代部门是不同的，劳动力市场在两个部门是分割的。最初刘易斯认为，虽然现代部门也可以细分为不同的部门，但可以视为一个部门，因为这些部门都遵循竞争性原则［4］。这意味着在现代部门中不存在劳动力市场分割。也许正是这个原因，国内有些学者认为刘易斯的模型很难解释中国经济发展过程中呈现不同层面城乡分割的事实［7］。实际上，后来Lewis修正了他的理论，认为即使是现代部门的劳动力市场也存在竞争性和非竞争性两个部分［8］。进入非竞争性的劳动力市场受到控制，这使非竞争性部门享受比竞争性部门“优惠”的工资。在刘易斯看来，现代部门中劳动力市场的分割主要由行业工会力量的分布决定。而在中国，工会力量不是城镇劳动力市场分割的原因，因此，刘易斯的修正在国内有关经济发展和城乡收入差距的研究中也被忽略了。
刘易斯模型隐含的经济发展与收入分配的关系与Kuznets［9］对这个主题的研究极为相近，因为后者隐含地将研究的背景建立在城乡二元经济结构基础上。当经济从以农业为主向以工业和服务业为主的结构转变过程中，经历了一个历史性的增长和发展过程。在经济增长的早期阶段，劳动力由一个收入分配比较平等的农业部门向收入分配不太平等的工业或服务业部门转移，部门或城乡之间的收入分配关系将会恶化，收入差距扩大，但增长的中间阶段，收入分配差距比较稳定，而在增长的后期阶段，收入分配差距会趋于缩小。这就是著名的库兹涅茨有关经济增长与收入分配不平等之间的倒U型曲线假说。
在二元经济结构下，城乡之间收入差距的变化还受到政府支持发展的政策在城乡之间不平衡分布的影响。Lipton提出了政府政策具有城市偏向的观点［10］。按照Lipton的观点，政府涉及城乡之间的政策包括价格政策和支出政策。例如，扭曲或压低农产品的价格就有利于城市工人，从而有利于城市工业的资本积累。在他看来，随着市场的发展，农产品和工业品的价格更接近于市场定价，价格扭曲的状况会得到部分矫正，但支出政策的偏向依然存在，甚至更为重要地体现城市偏向政策。
上述理论成为近些年国内实证研究城乡收入差距的概念性框架。陆铭和陈钊利用1987―2001年间省际面板数据重点研究了城市化、财政支农政策和金融机构农业贷款对城乡收入差距的影响［11］。他们发现城市化产生缩小城乡收入差距的效应，而财政政策与金融贷款的作用相反，前者扩大城乡差距，后者产生缩小效应。在他们的解释变量中包含了开放程度，但不包含经济发展水平。章奇等利用1978―1998年的面板数据进行分析，发现经济发展水平（GDP）与城乡收入差距呈现倒U型关系，具有库兹涅茨效应［12］。但在他们的估计模型中，不包含城市化这个解释变量。万广华利用1987―2001年间省际面板数据研究同样的问题，并将城市化和经济发展水平同时作为解释变量，发现城市化具有缩小城乡差距的效应，但由人均收入衡量的经济发展水平与城乡收入差距呈U型关系，没有库兹涅茨效应［13］。王韧根据1978―2002年的省际面板数据研究了城市化和开放程度对城乡差距的影响。由于估计模型考虑了两个解释变量的非线性问题，因此，他发现城市化和开放程度与城乡收入差距都具有倒U型曲线关系［14］，但在他的模型中没有考虑经济发展水平。在解释城乡收入差距时，不能同时考虑城市化和经济发展水平的影响是估计模型的一个缺陷。此外，现有的文献也没有考虑城市部门劳动力市场的分割对城乡收入差距的影响。
Knight和Song以及奈特和宋丽娜利用1988、1995和2002年截面住户调查数据对中国城镇劳动力市场分割及其对工资结构的影响进行了专门研究。将劳动力市场分割区分为省际分割和所有制分割之后，他们发现在1988―1995年间，虽然工资分配在不同的所有制之间分割较为严重，但省际分割对该时期工资不平等程度上升的贡献最大，而在1995―2002年间，省际分割和所有制分割依然存在，但影响力发生了变化。省际分割对工资不平等程度的贡献是负的，而所有制分割对工资不平等程度的贡献是正的，但由于二者相互抵消了，所以劳动力市场分割对该时期工资不平等程度上升的净贡献接近于零［1-2］。
Knight和Song的研究表明，虽然经过了改革开放，但城镇劳动力市场的所有制分割仍然是很严重的。我们不能假设农村剩余劳动力向城市流动之后面对的是一个统一的劳动力市场，相反，他们面对的是一个被所有制分割的劳动力市场。他们只能进入市场力量作用较大的非国有部门，从而获得工资收入，这些工资收入被统计在农民家庭人均纯收入中。如果其他条件不变，城乡收入差距必然会缩小，但如果国有部门的工资也在发生变动，那么，国有部门职工与农民工工资的相对比例就是一个影响城乡收入差距的重要变量。
三、劳动力市场所有制分割的代理变量
国内现有的文献没有讨论城镇劳动力市场的所有制分割对城乡收入差距的影响，一方面可能源于忽略了Lewis对其模型中隐含的单一劳动力市场假设的修正［8］，另一方面缺少改革开放以来农民工工资收入的系统数据，特别是面板数据。前者可以通过直接将劳动力市场的所有制分割引入分析框架得到解决，但后者的解决办法需要寻找农民工工资的代理变量。
我们的思路是，农村居民家庭人均纯收入是农民工的供给价格，农民工进入城市可以接受的最低工资要高于这个供给价格。由于城镇劳动力市场存在所有制分割，特别是国有与非国有之间的分割，所以，他们最可能进入的是非国有部门。但他们一般都缺少必要的人力资本，因此，即使是可以比较容易地进入非国有部门，也不可能是非国有部门中工资较高的企业。一个比较合理的假设是，他们进入非国有部门中工资较低或最低的部门。根据《新中国六十年统计资料汇编》和《中国统计年鉴（2011）》提供的数据，我们发现1978―2010年间城镇集体经济部门的平均工资与其他非国有部门相比较都是最低的。因此，可以假设，城镇集体企业的平均工资合理地反映了农民工的工资水平。如果这个假设成立的话，那么国有部门的工资水平与集体部门的工资水平之间的比例，就可以作为衡量城镇劳动力市场所有制分割的代理变量。
然而，如果城镇集体经济的平均工资水平近似地反映了农民工的工资水平，那么随着农民工人数的增加，城市化水平的提高，竞争程度也增强，城镇集体经济的工资水平必然面临一个向下的压力，否者城镇集体的工资水平与农民工的工资水平之间就没有必然的联系。同时，如果国有部门的工资是一个非竞争性的工资，农民工人数的增加或城市化水平的提高，对国有部门工资就没有系统的影响。我们为此进行了检验。
假设有一个工资函数，工资由集体经济部门平均工资的对数或国有部门平均工资的对数衡量，即
平均工资对数=F(城市化水平、人均地区生产总值对数、人口出生率和开放程度、非国有部门职工所占比重)
我们假设城市化水平是一个主要解释工资变化的变量，其他作为控制变量，因为在其他条件给定的情况下，进入城市的农民工越多，城市化水平也越高。我们利用1978―2008年30个省际面板数据分别对集体经济工资和国有工资进行回归分析，并采用地区和时间双向固定效应的OLS方法。估计的结果是，城市化水平对集体经济平均工资的影响系数为-0�14，t统计值为-2�39，而且在1%水平上具有统计显著性，但是城市化水平对国有部门平均工资的影响系数为-0�04，t统计值为-0�84，在统计上不显著。这个回归结果证明我们选择城镇集体经济工资水平作为农民工工资水平的合理性，并且由于国有部门的工资决定不受农民工规模或城市化水平的影响，因此，将国有部门平均工资与集体部门平均工资之间的比例作为衡量城镇劳动力市场分割程度的代理变量也是合理的。
四、模型设定、数据说明和估计方法
1�模型设定
根据前述概念性框架，对于我们的研究目的来说，需要考虑城市化、经济发展水平、政府政策和劳动力市场的所有制分割对城乡收入差距的影响。在国内大量的相关研究文献中，城市化、经济发展水平和政府政策被作为基本因素，但这些研究在考虑基本因素时忽略了劳动力市场二元结构可能对收入差距产生影响。我们在经验分析中引入劳动力市场因素旨在弥补这个缺陷。在解释城乡收入差距时通常还需要控制其他变量，例如，人口总量的变动。此外，还要控制其他结构性变量,考虑中国的特殊性，结构性变量将包括开放程度、转轨程度和农业的传统生产结构。
根据可获得的中国1978―2010年省际面板数据，我们采用城乡基尼系数作为被解释变量，衡量城乡收入差距。这个基尼系数是根据城乡人口的相对比重和城乡居民家庭人均收入之比计算而得到的［15］。在解释变量中，用城镇人口比重（ups）衡量城市化水平，预计城市化有助于缩小城乡差距，因此，估计系数是负的。用人均地区生产总值的对数（lnpgrp）衡量经济发展水平，根据库兹涅茨效应，在估计模型中还增加了人均地区生产总值对数的平方（lnpgrp2）这个变量。我们预计人均地区生产总值水平的初始提高将扩大城乡收入差距，但人均地区生产总值成倍增加（由这个变量的平方表示）时将缩小城乡收入差距。因此，计量回归的系数值先是正的，然后是负的。将财政支出中的农业比重（age）和金融机构贷款的农业比重（als）作为衡量政府政策具有城市偏向程度的指标。这两个指标越低，政府政策的城市偏向程度越高。我们预期这两个指标的提高将有助于缩小城乡收入差距。将城镇国有单位和集体单位的平均工资之比(sawr)作为劳动力市场分割的指标。这个指标越高，劳动力市场的所有制分割程度越大。预期工资比例指标越高，城乡收入差距越大。将进出口总额占地区生产总值的比重（trad）、非国有职工占全部职工人数的比重（nswr）和粮食播种面积占农作物总播种面积比重（gcs）三个指标依次作为反映经济开放程度、转轨程度和农业生产结构的变量。进出口比重越高，越有利于体现资源利用的比较优势，矫正传统体制遗留下来的工业和农业产品价格扭曲的程度，因此，我们预期这个指标越高，越有助于缩小城乡收入差距，估计参数值是负的。非国有职工的比重越高，劳动力市场的竞争程度将越高，越有助于城市部门提高生产效率，增加城镇居民人均收入，因此，估计系数是正的。同时，非国有职工比重的增加也意味着劳动力市场改革的深化，也有利于削弱所有制分割的作用，对城乡收入差距的影响取决于这两个力量的对比。因此，非国有职工比重与所有制分割的交互作用项的估计系数值不能预先确定。总人口的对数（lntp）则作为反映人口变化的变量，在农业剩余劳动力还没有消除之前，人口的增加只会扩大城乡收入差距，因此预计估计参数的符号是正的。
据此，我们有下面的回归方程：
Gurit=β0+β1upsit+β2lnpgrpit+β3lnpgrpit2+β4ageit+β5alsit+β6sawrit+β7tradit+β8nswrit+β9sawrit×nswrit
+β10gcsit+β11lntpit+αi+γt+εit
其中，下标i和t分别表示省份和年份，αi表示地区效应（个体效应），γt表示时间效应（时点效应），εit代表残差项。
2�数据说明
数据主要来源于《新中国六十年统计资料汇编（1949―2008）》、《全国各省、自治区、直辖市历史统计资料汇编（1949―1989）》和相关各年的《中国统计年鉴》。本文研究的时间跨度是1978―2010年，但是，虽然从2010年起《中国统计年鉴》也报告国有部门和非国有部门的平均工资，但不再统计国有和非国有部门的职工人数，而是报告相关部门的就业人数。为避免统计口径上的不一致，我们实际研究的时间跨度是1978―2008年。与其他学者一样，由于数据不完整，没有包括西藏，并且由于重庆和四川的数据很难准确分离，将其都保留在样本中。这样，样本是一个包括30个省际（包括自治区、直辖市）截面和时间跨度为31年的非平衡面板数据。
根据《全国各省、自治区、直辖市历史统计资料汇编（1949―1989）》和《中国统计年鉴（2011）》获取相关年份的美元汇率中间价，将进出口贸易总额数据换算成以人民币作为计价单位。此外，对一些缺失数据进行有限的弥补。例如，内蒙古1979年国有和集体单位职工平均工资缺失，根据前后两年的均值予以弥补。新疆1979年城镇居民家庭人均可支配收入为前后两年的均值。个别数据异常，进行了适当的调整。吉林省1983年农村居民人均纯收入463元，而城市居民451元，疑为异常。处理的办法是将该省1982年与1984年数据的均值分别作为1983年的城乡收入。
3�估计方法
本文对1978―2008年的面板数据分别采用个体和时点双向效应的OLS、双向效应的2SLS 和GMM三种估计方法。双向效应的OLS方法假设所有的被解释变量是外生的。然而，对我们估计的模型来说，这个假设可能存在问题。在其他解释变量是外生的假设下，反映劳动力市场所有制分割的变量sawr可能是内生的，即sawr可能与误差项相关。奈特和宋丽娜认为，虽然经过改革市场竞争力量在增强，但是企业依然延续原有的分配传统［2］。基于这个分析，我们将滞后一期的sawr(-1)作为sawr的工具变量，在这个假设下采用2SLS 方法再次估计这个模型。然而，采用2SLS估计方法工具变量的个数恰好等于回归方程估计参数的个数，或者说是恰好识别的，这种估计方法的有效性存在损失。而GMM方法则允许工具变量的个数超过估计参数的个数，或者说是过度识别的，并且可以借助临界条件对过度识别进行检验的条件下改进估计的有效性，因此，我们将sawr滞后1期、2期和3期作为工具变量并用GMM方法重新估计了这个模型。
五、实证结果与分析
表1提供了三种估计方式对1978―2008年省际面板数据进行回归的结果。其中，双向效应OLS估计Chow检验的F统计量都大于5%水平上的临界值，表明将所估计的模型设定为双向效应通过了统计检验。由于设定sawr为唯一的内生变量，并且sawr三个滞后期变量作为工具，GMM估计下的J统计量必须小于χ2（2）的临界值，才能证明所选择的工具变量与误差项不具有相关性。检验的结果满足这个条件，表明所选择的工具变量具有外生性质。
首先,看城市化和经济发展对城乡收入差距的影响。表1回归分析中城市化的估计系数为负，并且在所有估计方法下均在1%的水平上显著，表明城市化水平的提高具有缩小城乡收入差距的效应，与陆铭和陈钊［11］的研究结果相同。人均地区生产总值的对数lnpgrp在各种估计方法下系数均为正，且在1%水平上显著，表明人均收入水平的提高具有扩大城乡收入差距的效应。加入地区生产总值对数的平方之后，lnpgrp2的估计系数为负，而且也在1%水平上具有统计的显著性，表明人均地区生产总值与城乡基尼系数衡量的不平等程度之间存在一种倒U型曲线关系，显示出库兹涅茨效应。这个结果在其他相关的研究中也得到了证实［12-14］。
其次，我们发现，政府财政的农业支出政策在所有的估计方法中统计上都不显著，相反，金融机构的农业贷款als的估计系数基本上在不考虑人均收入库兹涅茨效应的情况下都显著为负，一般在5%或10% 水平上显著，具有缩小城乡收入差距的效应，但只要考虑库兹涅茨效应，该系数就变得不显著了。陆铭和陈钊发现财政的农业支出政策具有缩小城乡收入差距的效应，而且在统计上显著，但仅限于不考虑人均收入水平的库兹涅茨效应和金融机构农业贷款作用的情况下［11］。在他们那里，农业贷款产生缩小城乡差距的效应是毋庸置疑的。章奇等的研究也发现财政支出农业比重的估计系数为负，但在统计上不显著。同时，他们发现金融机构农业贷款的增加有助于缩小城乡收入差距，但在统计上却不显著［12］。
再次，开放程度trad的系数在各种方法估计下均为负，意味着开放程度有助于缩小城乡差距，但统计上的显著性随模型设定的不同而有所不同。在陆铭和陈钊［11］中，这个变量的系数显著为正，而在章奇等［12］中，系数值也是正的，但在统计上不显著。我们的估计结果与他们存在明显差别。表11978―2008年省际面板数据的回归结果：被解释变量Gur
解释
变量OLS（1）OLS（2）OLS（3）2SLS（4）2SLS（5）2SLS（6）GMM（7）GMM（8）GMM（9）constant-1�23***
(-3�81)-1�56***
（-4�52）-1�23***
(-3�80)-1�20***
（3�78）-1�65***
(-4�20)-1�47***
（-3�96）-1�06***
（-3�40）-1�42***
（-3�66）-1�46***
（-3�99）ups-0�11***
(-7�78)-0�10***
（-7�55）-0�11***
(-8�71)-0�11***
（-8�66）-0�11***
(-8�38)-0�12***
（-9�53）-0�12***
(-9�58）-0�12***
（-9�42）-0�12***
（-10�27）lnpgrp0�08***
(7�73)0�09***
（8�16）0�22***
(12�25)0�08***
（7�95）0�09***
(8�14)0�23***
（12�31）0�08***
(7�42)0�09***
（7�43）0�23***
（11�25）lnpgrp2-0�01***
(-8�98)-0�01***
（-8�88）-0�01***
（-8�23）age0�03
(0�44)0�04
（0�60）0�04
(0�62)0�02
（0�33）0�03
(0�54)0�04
（0�66）-0�01
(-0�24)-0�00
（-0�04）0�01
（0�14）als-0�11**
(-2�04)-0�12**
（-2�17）-0�04
(-0�81)-0�12**
（-2�22）-0�13**
(-2�36)-0�05
（-1�03）-0�08
(-1�60)-0�09*
（-1�71）-0�03
（-0�53）sawr0�00
(0�37)0�04**
（2�35）0�03**
(1�96)0�00
（0�36）0�05*
(1�83)0�05*
（1�95）0�0004
(0�03)0�04
（1�36）0�05*
（1�78）trad-0�01*
(-1�72)-0�01
（-1�38）-0�01
(-1�63)-0�01*
（-1�72）-0�01
(-1�16)-0�0066
（-1�35）-0�01*
(-1�73)-0�01
（-1�27）-0�01
（-1�45）nswr0�21***
（2�62）0�21***
(2�85)0�26**
(2�22)0�29***
（2�65）0�20*
（1�82）0�26**
（2�47）sawr×
nswr-0�09***
(-6�61)-0�19***
(-4�56)-0�11***
(-2�74)-0�09***
（-5�94）-0�22***
(-3�30)-0�16**
（-2�53）-0�08***
(-5�47)-0�18***
（-2�84）-0�15**
（-2�40）gcs0�06**
(2�45)0�08***
(3�03)0�07***
(2�88)0�06**
（2�48）0�09***
(3�18)0�08***
（3�02）0�07***
(2�86)0�09***
（3�41）0�08***
（2�94）lntp0�10***
(2�83)0�13***
(3�40)0�02
(0�60)0�10***
(2�72)0�13***
(3�26)0�03
（0�96）0�08**
(2�37)0�11***
（2�81）0�03
（0�89）20�900�900�910�910�910�920�920�920�93F值88�4788�1699�8798�3497�67110�83Chow
检验的
统计量35�62�
F0�05
(59 587)36�05�
F0�05
(58 586)40�06�
F0�05
（59 585）J统计量0�84�
χ20�058(2)1�34�
χ20�05(2)1�14�
χ20�05(2)观测数656656656642642642618618618注：1�括号内数值为被估计参数的t统计值，***、**和*分别表示1%、5%和10%水平上显著。2�在2SLS估计中，以sawr滞后一期值作为该变量的工具变量。3�在GMM估计中sawr被定为内生变量，并以sawr滞后一期、二期、三期值作为工具变量。
除了开放程度外，粮食种植面积比重gcs的估计系数在本文任何估计方法和任何模型设定下，都是显著为正，说明缩小城乡收入差距还需要改变农业生产结构。总人口的对数lntp的估计系数也是正的，多数情况下在统计上显著，只有在估计模型考虑库兹涅茨效应时，才变得不显著了。显然，其他条件给定，总人口的增加将扩大城乡收入差距。
最后，也是本文关注的重点，有关sawr、nswr和 sawr×nswr三个变量的估计系数及其统计上的显著性。从表1可以看出，反映劳动力市场所有制分割的变量sawr的估计系数均为正，但当模型设定不包括lnpgrp2和nswr时，不具有统计的显著性。当模型仅包括nswr而不考虑人均收入水平的库兹涅茨效应时，sawr显著为正，除了GMM估计方法外。而当模型设定同时考虑库兹涅茨效应和非国有职工比重nswr时，sawr再次显著为正，无论模型采取哪一种估计方法。因此，在有限条件下，我们发现劳动力市场的所有制分割具有扩大城乡收入差距的效应，这也意味着国有部门的平均工资相对集体部门平均工资（农民工工资的代理变量）的上升，将扩大城乡之间收入分配的不平等。
在表1中，nswr在所有的估计方法下都是显著为正的，且在统计上显著，非国有部门就业人员比重的增加具有扩大城乡分配不平等的作用。除了直接影响城乡收入差距外，nswr还通过与sawr相互作用间接地影响城乡收入差距。表1中，nswr与sawr交互作用项系数显著为负，这意味着，估计劳动力市场所有制分割对城乡收入差距的影响，不仅要看sawr为正的系数，还要考虑sawr与nswr互动作用项为负的系数，也就是说，要考察劳动力市场所有制分割的净效应。在我们的样本中，nswr的均值是0�28。如果选择表1模型（3）双向效应OLS系数值来估计△Gur/△saw的效应，计算结果净效应为正，而如果选择模型（5）双向效应的2SLS系数值来估计净效应的话，计算结果是负。在表1的9种估计模式中，有5种估计模式sawr和sawr×nswr这两个变量是同时显著的，我们计算了这5种模式sawr的变动对城乡收入差距的净效应，结果是，有3种模式的净效应为正，两种为负。而净效应为正的3种模式都是考虑了人均收入变化的库兹涅茨效应，而且是采用OLS、2SLS 和GMM三种不同估计方法得出的结果。显然，估计的净效应是正还是负与估计方法无关，而与回归分析中解释变量的设定（如是否考虑库兹涅茨效应）有关。同时，也与选择的nswr数值有关。在我们的样本中，nswr的最大值是0�77，最小值是0�08。显然，将nswr的最大值代入估计式，劳动力市场所有制分割的净效应必定是负，市场竞争力量克服了所有制分割的影响。而如果将nswr的最小值代入估计式，所有制分割的净效应必定是正，市场竞争力量不足以克服所有制分割的影响。
六、结论
由于缺少系统的农民工工资的面板数据，有关城乡收入差距研究的文献主要关注城市化、经济发展水平、政府的城市偏向政策、开放程度以及人口增长率等因素，忽略了对城镇劳动力市场分割如何影响城乡收入差距的实证研究。本文将城镇集体经济部门的平均工资作为农民工工资的代理变量，并将城镇国有部门的平均工资与集体部门的平均工资的比例作为衡量城镇劳动力市场所有制分割的指标，通过对中国1978―2008年间省际面板数据的分析，考察城市化和经济发展过程中，劳动力市场的所有制分割对城乡收入差距的影响。我们发现，劳动力市场的所有制分割本身具有扩大城乡收入差距的效应，但同时，非国有部门职工比重的增加会削弱劳动力市场所有制分割的效应，因此，劳动力市场的所有制分割对城乡收入差距的净效应还需要比较所有制分割本身的效应与所有制分割和非国有就业比重相互作用的效应。我们发现，在考虑经济发展水平对城乡收入差距具有库兹涅茨倒U型关系的条件下，劳动力市场的所有制分割具有扩大城乡收入差距的净效应。更一般地说，这个回归分析表明，即使所有制分割仍然存在，如果进一步深化改革，提高非国有职工的比重，增强劳动力市场的竞争力量，所有制分割的效应将被削弱，有助于缩小城乡收入差距。这个结论不受是否存在库兹涅茨效应的约束。
此外，我们还证实城市化具有缩小城乡差距的效应。政府财政的农业支出政策具有扩大城乡差距的倾向，但在统计上不显著，而金融机构的农业贷款在不考虑人均收入库兹涅茨效应的情况下具有显著地缩小城乡收入差距的效应。在我们的研究中，如果不考虑非国有职工比重这个变量，开放程度具有缩小城乡收入差距的效应，即使考虑库兹涅茨效应也是如此。粮食种植面积具有显著地扩大城乡差距的效应，而总人口的变化在不考虑库兹涅茨效应的情况下具有显著地扩大城乡收入差距的效应。显然，调整财政支农政策，改善农业种植结构，对于缩小城乡收入差距具有十分重要的意义。
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Ownership Segmentation of Labor Market and Urban-Rural Income Gap
CHEN Ping1, LI Ping2
(1�Institute of Economic Research, Liaoning Academy Social Sciences, Shenyang Liaoning 110031,China;
2�Comparative Economic System Research Center, Liaoning University, Shenyang Liaoning 110036,China )
Abstract：The current lack of systematic panel data of wages for migrant workers at present prevents the study of how ownership segmentation of urban labor market affects urban-rural income gap� In this paper, we prove that the average wage of the urban collective economic sector can be used as proxy variables of the wages of migrant workers, and the ratio between average wage of urban state sector and that of collective sector can be used as a measure of the indicators of the urban labor market ownership segmentation�The 1978―2008 provincial panel data regression analysis shows that the ownership segmentation of labor market itself has the effect of expanding the income gap between urban and rural areas�However, the increase in the proportion of non-state sector workers would undermine the ownership segmentation, thereby contributing to narrowing the urban-rural income gap�
Key words: labor market;ownership segmentation;urban�rural income gap
（责任编辑：刘艳）
