——基于1978～2012年省级面板数据的分析
在研究中国城市化与城乡福利变化方面，有两个理论可以作为基础。一个来自于刘易斯模型（Lewis，1954），其将经济发展过程分为两个阶段：一是劳动力剩余阶段，在这个阶段，农村剩余劳动力比较丰富，而且对城镇部门的供给曲线具有弹性。二是劳动力短缺阶段，在这个阶段，农村劳动力供给曲线向上倾斜。在这两个阶段的拐点，市场决定的城镇工资水平和反映农村劳动力供给价格的农村收入都开始上升，城乡收入差距会随之缩小。在这个简单的模型中，刘易斯假设城市的劳动力市场是竞争型的。如果城市劳动力市场是分割的，剩余劳动力向城市流动并不必然会缩小城乡收入差距。在经验研究上，刘易斯模型在概念上可以从两个方面得到扩展：一方面，从地理空间的角度看，农村剩余劳动力向城市的流动，可以理解为是城市化的过程，因此，城市化就成为经济发展过程中的一个重要组成部分。另一方面，在城乡分割的二元结构下，城乡之间的福利差距不仅表现为收入差距，还表现为消费之间的差距，甚至还包括在医疗卫生、教育、社会保障等公共服务方面的差距。随着经济发展和城市化水平的提高，城乡之间不仅收入差距会发生变化，消费差距和公共服务差距也会发生变化。
另一个来自于利普顿（Lipton，1984）的思想。在二元经济结构下，政府通常采用各种政策来支持经济发展。给定城市化水平或劳动力的流动，如果政府支持发展的政策在城乡之间分布是不平衡的，且有利于城市，那么城乡之间收入、消费和公共服务的差距就会扩大。反之，如果支持发展的政策有利于农村，城乡之间在收入和公共服务方面的差距就可能缩小。利普顿提出了政府政策具有城市偏向的观点。按照他的解释，政府涉及城乡之间的政策主要包括价格政策和支出政策两个方面。即使随着市场化的发展，价格扭曲的状况得到了矫正，支出政策的偏向依然会存在，甚至可能在价格政策取消后成为更为重要的城市偏向政策。这种城市偏向的政策表现为，政府的财政支出更偏向于城市而忽视农村，从而导致城乡之间福利差距趋于扩大。
城市数量、城市人口密度与城市化路径
城市化是农村人口向城市流动的过程，也可以说是城乡人口结构变化的过程。这个变化用城市化率来衡量，即城市常住人口（或户籍人口）占总人口的比重。2005年以前，城市化是根据城镇户籍人口进行统计的，但根据定期的人口普查结果进行了调整。2005年以后，统计的城市人口包括了常住但非城镇户籍的人口。根据我们的面板数据，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%，最低值是贵州省（36.41%），最高值仍然是上海（89.30%）。省际之间的城市化率有较大的差异。1978至2012年间，东部地区城市化率的均值是46.58%，高于中部地区（32.04%）和西部地区（33.33%）。东部地区的最高值是上海（89.30%），中部地区的最高值是黑龙江（56.90%），西部地区的最高值是内蒙古（57.74%）。
人口向城市流动受政府政策和市场力量的影响。中国政府的城市化发展政策基本上可以概括为发展中小城镇，鼓励人口向中小城镇流动，但限制大中城市人口的规模。市场力量的作用是驱使人口向大中城市移动，因为那里经济发展速度较快，有更多的就业机会，也有更好的基础设施和环境（王小鲁，2010）。政府发展中小城镇的政策表现为增加城市的数量。根据我们的统计，1981年中国县级以上城市的数目为232个，2008年达到了653个，城市数量增加了1.8倍。政府希望通过城市数量的增加提高城市化水平。我们将城市化数量增加带动的城市化，概括为分散型的城市化路径。与之不同的是，假设城市数量不变，城市化水平的提高必然与城市人口密度的增加有关。我们将人口密度增加带动的城市化，概括为集中型的城市化路径。根据统计数据计算，1984～2012年，全国30个省（直辖市、自治区，不包括西藏）的全市人口密度（人/平方公里）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%，广东增加了32%。
我们利用1983～2008年包含594个观察值的面板数据，考察分散型路径和集中型路径对中国城市化的影响。控制变量包括：经济发展水平，由人均实际地区生产总值代表；基础设施，由铁路密度（各地区的铁路运营里程与该地区土地面积的比例）和公路密度（各地区公路里程与相应的土地面积的比例）表示；人口因素，由地区总人口表示；教育程度，由各地区高等学校在校学生人数占其人口总数的比例表示。解释变量包括各地区全市人口密度和县级以上城市的数量。被解释变量是城市化水平。对所有变量取对数值。我们采用截面和时间双向固定效应的方法对模型进行了面板最小二乘法的估计，结果是，人均地区生产总值系数在5%水平上显著为正，说明经济发展水平的提高有助于提高城市化水平。铁路密度、教育程度和人口规模变量在1%水平上显著为正，对城市化水平提高有促进作用，但公路密度系数在1%水平上显著为负，说明公路网建设对城市化起到反向作用。最重要的两个解释变量，人口密度和人口密度平方的系数在1%水平上显著，前者系数为负（-1.14），而后者为正（0.12），说明城市化水平与人口密度呈U型曲线关系，而城市数目这个变量系数为正（0.01），但在统计上不显著，说明城市数量增加对城市化没有统计意义上的影响。调整后的R平方为0.89。
这个初步经验分析表明，以增加城市数量为代表的分散型路径无助于提高中国的城市化水平，而集中型的路径对城市化的影响是非线性的。初始城市人口密度的增加对城市化有负面影响，然后，随着人口密度的进一步增加，城市化水平也随之提高。这个U型曲线反映了中国人口密度与城市化不同寻常的关系。我们给出两种假说性质的解释：（1）这个非线性的关系对应着城市高低两种不同的基础设施水平。当城市基础设施水平较低时，人口涌向城市导致拥挤，从而限制了城市化水平的提高。而基础设施水平较高时，人口更大规模的集聚带动了城市化水平的提高。（2）这个非线性的关系对应着城市化政策的“紧”和“松”。在人口密度初始增加时，限制大城市发展的“紧”的政策起了主导作用，人口向大中城市流动受到限制。但“大城市落不下，小城市没人去”，于是，政府在实践中采取了“松”的政策，“宜大则大，宜小则小”（刘鹤，2009），市场力量驱动人口仍然向密度较高的大中城市流动，结果城市人口密度与城市化水平同步提高。这个经验分析的结果表明，市场力量驱动的集中型路径有助于城市化水平的提高，而政府主导的分散型路径并没有显示出积极的政策效果。
劳动力市场的所有制分割与城乡收入差距
城乡收入差距可以用城镇居民家庭人均可支配收入与农村居民家庭人均纯收入之比来衡量。这个指标比较直观，其数值直接表示城镇居民收入相当于农村居民收入的倍数，数值越高，表示城乡收入差距越大。但是，这个指标将城市和农村的家庭个人收入化为平均值，而不考虑城乡人口的相对比重，结果有可能低估或高估了城乡收入差距。衡量城乡收入不平等的另一个尺度是基尼系数。通常，计算基尼系数依赖于个人收入分组的数据，为了简化，也可以假设城市和农村是两个分组，然后以这两组数据来计算出一个简化的基尼系数。根据我们的考察，城乡居民收入比与简化的基尼系数随着时间的运动轨迹大致相同，差异不大，因此，我们可以用常见的城乡居民收入比衡量城乡收入差距。
根据我们的省级数据，1978年，全国城乡收入比的均值为2.50，即城镇居民家庭人均可支配收入是农村居民家庭人均纯收入的2.5倍，到2010年，城乡收入比的均值上升到3.0，增加了20%。1978年，城乡收入比的最大值为4.04，2010年最高值为4.07，略有上升。1978～2010年，城乡收入比的均值为2.52，最高值为4.76。从地区角度看，城乡收入差距的高低与地区经济发展水平有较大关系。根据我们的计算，1978～2010年，东部地区城乡收入比的均值为2.12，中部地区为2.38，而西部地区为3.02，西部地区比东部高出42%。我们还发现，城乡收入差距小的地区，其内部省际之间的差异也较小，而城乡收入差距大的地区，其内部差异也较大。根据计算，1978～2010年，东部地区城乡收入比的标准离差为0.48，中部地区为0.51，而西部地区为0.71。
国内有大量的研究指出，影响城乡收入差距的因素包括城市化水平、人均GDP水平、财政支农政策、农业信贷政策、粮食播种面积比例等。但是，这些研究忽略了城市劳动力市场分割对城乡收入差距的影响。其原因主要有两个方面：一方面来自基础理论。研究城乡二元结构一般都是以刘易斯理论为基础，在刘易斯理论的简化版本中，假定城市劳动力市场是竞争性的，城市工业的工资高于农业，因此，农村剩余劳动力流向城市工业，成为城市工人，接受既定的高于其在农村从业的收入。而留在农村中的劳动力其边际产品提高，收入也增加，结果，在剩余劳动力流向城市的过程中，城乡收入差距缩小了。然而，中国城市的劳动力市场是按照所有制分割的，非国有部门的工资由竞争条件决定，而国有部门的工资由制度性因素决定，且高于竞争性工资。当农民工进城之后，只能进入非国有部门，获得相对较低的竞争性工资。由于农民工本身并不是城市居民，虽然在城市就业，但仍然是农村居民，因此，他们所获收入的部分应当被统计在农村居民纯收入中。由于城市劳动力市场的所有制分割，城市国有部门的工资总是高于农民工的收入，从而也高于从事农业活动本身的收入，因此，即使有大量农民工进入城市就业，如果城市国有部门的工资收入总是高于农民工的收入，在其他条件不变的情况下，城乡居民的收入差距不但不会缩小，甚至还有可能扩大。
另一方面来自数据。囿于没有系统的农民工工资数据，有关劳动力市场分割对城乡收入差距产生的影响在经验上不能估计。为了克服这个障碍，我们采用间接的、可得的、近似的数据来代替不可得的农民工工资数据。我们假设农民工进入城市的非国有部门，并且获得的工资是非国有部门中最低的。根据统计数据逐年观察，1978～2010年城镇集体部门的平均工资水平不仅低于国有部门，而且也是非国有部门中最低的。进一步思考，农民工在城市居住时间越长，越有助于城市化水平这个指标的提升。因此，我们在控制了人均地区生产总值的对数、人口出生率、开放程度和非国有部门职工所占比重这些变量之后，观察城市化水平这个变量分别对城镇集体部门工资水平和国有部门工资水平的影响。回归分析发现，在固定效应模型下，城市化与集体部门工资的系数为-0.48，t统计为-2.94，而城市化与国有部门工资相关的系数为-0.18，t统计为-1.09。这意味着城市化水平提高会降低集体部门的工资，但对国有部门的工资没有统计意义上的影响，而城市化很大程度上与农民工有关。据此，我们将城镇集体部门的工资作为农民工工资的代理变量，并且将城镇国有部门工资与集体部门工资的比例作为城市劳动力市场所有制分割程度的指数，这个指数值越高，市场分割程度越高，然后考察其对城乡收入差距的影响。
我们利用1978～2008年包含666个观察值的非平衡面板数据，估计劳动力市场分割程度的影响。在模型估计中，控制变量包括城市化水平、实际地区生产总值对数及其平方、政府财政农业支出的比重和金融机构农业贷款的比重，解释变量是劳动力市场所有制分割指数，被解释变量是城乡收入比。在截面固定效应模型估计下，所有变量的系数在5%水平上统计显著，调整后的R平方是0.80。具体说，城乡收入差距与城市化水平负相关、与人均地区生产总值的对数及其平方呈倒U型曲线关系，相当于存在城乡收入分配差距的“库兹涅茨效应”。财政农业支出比重的增加扩大了城乡收入差距，而金融机构农业贷款比重的增加有助于缩小城乡收入差距。我们特别关注的劳动力市场分割指数与城乡收入比的系数为0.19，t统计为2.16，这表明城乡收入差距扩大的部分原因，来自城镇劳动力市场的所有制分割。
在经济发展和城市化过程中，城乡之间的差距或不平等不仅表现为城乡居民收入的差距，而且还表现为城乡居民消费的差距。一种衡量城乡消费不平等的指数，是地区城镇居民消费占该地区居民消费总支出的比重与地区城镇人口占该地区总人口的比重之间的比例。如果这个比例等于1，说明城市消费的比重与城市人口的比重恰好相等，意味着城乡之间居民消费是完全相等的。如果这个指标大于1，说明城乡消费是不平等的。
根据我们的省级数据，1978年，全国城乡消费不平等指数的均值为2.15，到2012年，这个指数的均值降到1.41，下降了34%。1978年，这个指数的最大值为3.19，2012年最大值为1.81，下降了43%。1978～2012年，全国城乡消费不平等指数的均值为1.57，最大值为3.22。显然，与城乡收入差距扩大的趋势不同，城乡消费的不平等趋向于缩小。
为了考察导致城乡消费不平等缩小的原因，我们基于1978～2008年包含566个观察值的非平衡面板数据，建立了一个回归模型。被解释变量是城乡消费不平等指数。由于收入是影响消费的重要因素，城乡收入差距对城乡消费不平等一定会产生影响，因此，城乡收入比可以作为一个重要的解释变量。此外，从城乡消费不平等的指数构造中可以看出，人口城乡分布对这个指数的大小有显著影响，因此，我们将城市化作为另一个解释变量。最后，控制变量包括各地区初始的城乡消费不平等水平、财政农业支出比重和金融机构农业贷款比重。所有变量均取对数。
在截面固定效应的最小二乘法估计下，调整后的R平方为0.74。具体的回归分析结果是，首先，初始年份的城乡消费不平等与后来的消费不平等呈负相关，系数值为-0.05，但在统计上不显著，说明地区城乡消费不平等的演变与其初始的状况关系不大，不存在一个共同的有条件的收敛特征。其次，城乡消费不平等与城乡收入比呈正向关系，估计系数值为0.48，t统计为13.84，在1%水平上统计显著，说明城乡收入分配差距扩大必然会造成城乡消费不平等指数的上升。但由于系数值小于1，也说明城乡收入分配不平等程度的变化，不会完全对城乡消费不平等造成冲击，根据估计的系数值，如果城乡收入差距扩大1倍，只有不到一半的影响会传递到城乡消费不平等上来。再次，城乡消费不平等与城市化呈反向关系，估计系数值为-0.59，t统计为-24.24，在1%水平上统计显著，说明城市化是影响城乡消费不平等演变的重要因素，随着城市化水平的提高，城乡之间消费的不平等逐渐缩小。最后，反映政策作用的两个变量——财政的农业支出和农业信贷，前者虽然系数为负，但在统计上不显著，后者为正，且在统计上显著，说明金融机构农业贷款比重的上升扩大了城乡消费的不平等。
需要进一步关注的问题是，如果初始的城乡消费不平等对此后该指数的变化有影响，我们就可以不太严格地说，城乡消费不平等存在收敛特征，即给定系数值，初始不平等程度越高，后来的不平等程度缩小的幅度越大。我们对此作了进一步研究。模型设置的变量不变，在一个普通的最小二乘法的估计下，调整后的R平方是0.50，初始城乡消费不平等的系数是-0.06，t统计是-1.55，在5%水平上不显著，说明地区之间没有一个共同的收敛趋势。但是，每个地区内部可能有一个共同的收敛特征，我们的研究证实了这一猜想。将每个地区的虚拟变量分别与初始的城乡消费不平等指数相乘，为避免多重共线性，剔除常数项，其他情况不变，再次估计的结果，调整的R平方值为0.51，每个地区初始城乡消费不平等变量的估计系数都在5%水平上统计显著，并且皆为负数，但系数值不同，东部地区为-0.11，中部地区为-0.12，西部地区为-0.05。这意味着，虽然地区之间的城乡消费不平等没有一个共同的收敛特征，但粗略地说，每个地区内部存在共同的收敛特征，也可以说是存在着“俱乐部收敛”。东部和中部地区的收敛特征相似，收敛速度快于西部地区。
除了收入、消费的差距外，城乡之间在基本公共服务包括医疗卫生、教育和社会保障等方面，也存在着较大的差距。我们收集的数据涵盖了城乡医疗卫生、教育、社会保障及社会服务，可以在总体上帮助我们了解中国城乡基本公共服务差距的事实。
在医疗卫生方面，1991～2012年间，全国农村与城市新生婴儿死亡率之比的均值为2.44，最高值达到3.03；农村与城市婴儿死亡率之比的均值是2.76，最高值达到3.35；5岁以下农村与城市儿童死亡率之比的均值为2.86，最高值达到3.40；农村与城市孕产妇死亡率之比的均值为2.00，最高值3.04。总体上看，各项反映医疗卫生服务指标的均值都在两倍以上，最高值都在三倍以上，农村的医疗卫生服务效果远低于城市。不仅农村医疗卫生服务的效果低于城市，而且医疗卫生的物资条件也不如城市。2008～2012年间，城市与农村相比，每千人口医疗卫生机构床位数的均值为2.32，最高值达到4.32。城乡差距明显。但从动态的角度看，20年来，这些差距趋向于缩小。以1991年与2012年进行比较，农村与城市新生婴儿死亡率之比由3.03降到2.08，婴儿死亡率之比由3.35降到2.38，5岁以下儿童死亡率之比由3.40降到2.75，孕产妇死亡率之比由2.16降到1.15。
在教育方面，至少从政府财政支出角度看，城乡差距得到了明显改善。我们构造了一个比率，或者称作教育支出公平指数：分子是农村普通中学（小学）财政性教育经费支出占普通中学财政性教育经费支出总额的比例，分母是农村普通中学在校人数占普通中学在校总人数的比例，二者之比就是衡量财政性教育经费支出对农村来说是否公平的指数。如果这个指数等于1，意味着占在校学生例如40%比例的农村中学生得到了相应的财政教育支出比例的40%，农村与城市之间是绝对公平的。如果这个指数小于1，对农村就是不公平的。在我们的数据中，1996～2012年，农村普通中学教育公平指数的均值为1.27，最高值为2.49。这表明财政性教育支出对于农村来说不仅没有出现不公平，而且由于这个指数大于1，显示出财政性教育支出向农村倾斜的事实。从动态角度看，这个指数的均值也由1996年的0.86，上升到2011年的2.49。与衡量农村普通中学财政性支出不平等指标相似，同样方法衡量的农村普通小学财政性支出不平等的指数，从1996年到2012年，其均值是1.03，最高值是1.58。这个结果表明，在农村小学方面的教育支出基本上是完全平等的。从动态角度看，它也同样经历了由不平等到平等的过程。数据显示，这个指数由1996年的0.87上升到2011年的1.58。
在社会保障方面，衡量不平等的指标是城乡基本养老保险人均基金支出比例。这个比例越高，对农村居民的社会保障越不公平。数据显示出，2010至2011年间，从均值看，城市是农村的28倍，最高值达到73倍。除了养老基金指标外，还有代表社会服务的城乡民政部门人均医疗救助支出之比指标，从数据看，2010～2012年，其均值在1.75倍，最高值达到4.3倍，城乡差距也是存在的。此外，城乡公共服务不平等在地区之间也存在差别。就城乡每千人口医疗卫生机构床位数的比例来说，东部地区的均值（2.18）小于中部地区（2.38），而中部地区又小于西部地区（2.42）。就城乡基本养老保险人均基金支出比例来说，东部地区的均值（24.19）小于中部地区（32.18），但中部地区大于西部地区（29.34）。
我们深入分析的重点是城市化和财政支出政策对城乡公共服务差距存在怎样的影响。对数据进行回归分析发现，由于衡量城乡公共服务差距的指标不同，城市化和财政政策的影响也不同。例如，当被解释变量是城乡每千人口医疗机构床位数时，在截面固定效应的最小二乘估计下，城市化的影响系数为-2.52，t统计为-2.66，而财政医疗卫生支出比例这个变量的估计系数也是负的，但在统计上不显著，这个结果意味着城市化水平提高有助于缩小城乡公共服务在这方面的差距，但财政政策没有什么影响。再如，当被解释变量是城乡基本养老保险人均支出比例时，在截面固定效应的最小二乘估计下，城市化的估计系数为2.87，t统计为2.01，而财政社会保障和就业支出比例这个变量的估计系数为3.69，t统计为3.53，这个结果意味着城市化和财政支出水平的提高都具有扩大城乡社保福利差异的效应，财政支出的城市偏向特征确实存在。最后，如果被解释变量是农村普通中学相对于在校人数衡量的财政支出比重，在普通最小二乘估计下，城市化的系数为-0.56，t统计为-2.85，城市化的平方项估计系数为0.01，t统计为3.14，而财政性教育支出变量系数的估计值为-2.60，t统计为-3.02，教育支出平方项系数的估计值为0.10，t统计为3.15，这些变量在统计上都具有显著性。这个结果表明，城市化和教育支出的财政政策二者对农村教育支出不平等的影响都是非线性的，呈现U型曲线关系。
结论与政策建议
城市化进程是中国经济发展的重要组成部分，但是，城市化路径又可分为集中型和分散型。政府政策更偏爱以发展小城镇为主的分散型路径，而市场选择更青睐人口和资源向大中城市集中的路径。我们以城市人口密度表示集中型道路，以城市数量表示分散型道路，经验研究结果表明，集中型路径与城市化呈现非线性的U型关系，而分散型道路对城市化水平的影响在统计上不具有显著性。
随着城市化进程的加速，城乡收入不平等程度不断扩大已成为事实。由于城市劳动力市场存在所有制分割，农民工只能进入城市的非国有部门，接受低于国有部门水平的平均工资。国有部门工资相对非国有部门工资的比例在改革开放后逐渐上升，近些年更加显示出制度性因素对工资水平的影响，在这种情况下，即使农民工在城市从事非农产业的活动，但城乡收入不平等的状况没有改变，甚至会随着工资差异的扩大而加剧城乡收入差距。我们的研究结果初步地说明了这个问题。
与城乡收入不平等程度不断扩大的事实相反，城乡消费的不平等程度却在逐渐缩小。我们的研究表明，城市化水平的提高有助于缩小城乡消费差距，政府扩大农业财政支出对城乡消费差距没有统计意义上的影响，而金融机构增加农业贷款有助于缩小城乡消费不平等。我们没有发现地区之间城乡消费不平等具有共同收敛速度的证据，但是，我们证实在东部、中部和西部各地区内部存在共同的收敛特征。
对城乡基本公共服务影响因素的计量分析表明，城市化和相应的财政政策，都是影响城乡公共服务差异的重要因素，在某些方面，这两个变量分别独立地发挥不同作用，例如城市化水平提高有助于缩小城乡每千人口医疗机构床位
服务的差距，但财政医疗卫生支出比例的扩大对此没有统计意义上的影响。在某些方面，它们会共同发挥作用，例如，城市化与财政支出水平的提高对于缩小农村普通中学和普通小学教育资源不平等就起到了积极的作用。但是，我们的研究表明，在大多数情况下，政府的财政政策具有偏向城市的倾向。
因此，我们的研究结果至少在三个方面具有明显的政策意义：第一，城市化政策要尊重人的市场选择，大中城市和中小城镇都需要向流动人口开放，小城镇需要加强基础设施和公共服务建设。第二，调整财政政策和信贷政策对缩小城乡收入差距固然重要，但是，城市劳动力市场的分割妨碍了流动人口在城市获得平等的工资。因此，政府应当在城市化过程中，将一部分工作重点放到建立城市统一的劳动力市场上，充分发挥劳动力市场解决城乡收入差距的作用。第三，政府需要调整财政政策偏向城市的倾向，公共财政支出的重点应放在保证城乡具有公平的基本公共服务方面。同时，清除阻碍城市化的障碍，通过人口由农村向城市流动，使更多的人分享城市良好的基础设施和公共服务，缩小城乡公共服务差距，从而实现城乡一体化的目标。
（本文系国家社科基金项目“城乡一体化进程中的新型城乡形态关系研究”的阶段性成果，项目批准号：10BJY036）
参考文献
刘鹤，2009，《世界市场和中国城市化模式的均衡》，《比较》辑刊，第45卷。
王小鲁，2010，《中国城市化路径与城市规模的经济学分析》，《经济研究》，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.
作者简介：
陈萍，辽宁社会科学院经济研究所研究员，研究方向为区域经济理论与政策，主要著作有《制度变革、结构调整与区域经济发展》等。李平，辽宁大学比较经济体制研究中心教授，研究方向为微观经济学和制度经济学，主要著作有《企业创新：困境与出路》等。
