王 凱，龐 震

（西安電子科技大學(xué) 馬克思主義學(xué)院，西安 710126）

0 引言

要切實(shí)有效地精準(zhǔn)扶貧，必須先弄清楚城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的主要原因。從已有文獻(xiàn)來看，國內(nèi)學(xué)者從城鎮(zhèn)化水平、金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府支出、國際貿(mào)易等不同視角對城鄉(xiāng)收入差距的影響進(jìn)行了實(shí)證研究，但是從通貨膨脹視角對城鄉(xiāng)收入差距影響的研究相對較少。而宏觀經(jīng)濟(jì)價(jià)格穩(wěn)定與公平分配一直以來都是政府經(jīng)濟(jì)調(diào)控的重要政策目標(biāo)，二者關(guān)系著社會的穩(wěn)定和諧。

學(xué)術(shù)界關(guān)于通貨膨脹與居民收入不平等關(guān)系的研究結(jié)論可以分為兩大類：第一類認(rèn)為通貨膨脹加劇了收入不平等程度，大多數(shù)學(xué)者贊同這個(gè)觀點(diǎn)[1-5]。第二類觀點(diǎn)指出通貨膨脹對收入不平衡的影響并不確定，并不是傳統(tǒng)正相關(guān)或負(fù)相關(guān)線性關(guān)系，而是存在非線性門檻效應(yīng)[6,7]。已有研究為本文提供了良好的理論基礎(chǔ)，但目前對于通貨膨脹和收入不平等的關(guān)系并沒有得出統(tǒng)一論斷?？紤]到我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的極度不平衡問題，本文引入空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)，不僅可以測算通貨膨脹對本地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的直接影響系數(shù)，還可以進(jìn)一步測算其對鄰近地區(qū)的間接影響系數(shù)（空間溢出效應(yīng)），以期能更加客觀全面地反映經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)，為政府制定政策提供更為科學(xué)的理論依據(jù)和數(shù)據(jù)支持。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 變量選取

（1）被解釋變量。城鄉(xiāng)收入差距(gap)，我國城市居民可支配收入與農(nóng)村居民純收入的比值。

（2）解釋變量。通貨膨脹(inflation)，以1978年為基期各地區(qū)GDP平減指數(shù)來衡量通貨膨脹。

（3）控制變量。城鎮(zhèn)化率(urban)：我國城市常住人口占總?cè)丝诘谋戎兀唤鹑诎l(fā)展(fd)：我國金融機(jī)構(gòu)人民幣存款額與人民幣貸款額總和與地區(qū)GDP的比值；財(cái)政支出(expen)：我國政府一般性公共預(yù)算的支出與地區(qū)GDP的比值；經(jīng)濟(jì)開放度(open)：我國進(jìn)口貨物貿(mào)易額與出口貨物貿(mào)易額的總和與地區(qū)GDP的比值；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(tertiary)：我國第三產(chǎn)業(yè)增加值與地區(qū)GDP的比值；人力資本水平(education)：我國就業(yè)人員受教育程度中高中及高中以上人口所占的比重。

1.2 空間計(jì)量模型的設(shè)定

基于以上因變量、自變量和控制變量的設(shè)定，本文建立面板數(shù)據(jù)空間杜賓計(jì)量模型如式（1）所示：

式（1）中：i表示各省、市和自治區(qū)；t表示年份；W為空間權(quán)重矩陣；ρ為空間自回歸系數(shù)；μi為地區(qū)效應(yīng)；φt為時(shí)間效應(yīng)；ε為隨機(jī)誤差擾動項(xiàng)，服從期望均值為0；方差為σ2標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。

1.3 數(shù)據(jù)說明

根據(jù)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的可得性，本文選取2000—2016年我國31個(gè)省份宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)（無港澳臺數(shù)據(jù)），數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、CCER經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫和《中國金融年鑒》。表1為各個(gè)變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

2 空間自相關(guān)性檢驗(yàn)

2.1 全局空間自相關(guān)程度測算

在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中一般采用Moran’s I指數(shù)測算變量之間全局空間自相關(guān)性程度。式（2）中，Yi表示第i地區(qū)觀測值，Wij為第i行第j列空間權(quán)重值，當(dāng)?shù)貐^(qū)i與j相鄰時(shí)，Wij=1；反之Wij=0。當(dāng)0＜Moran'sI≤1時(shí)，表示正空間自相關(guān)關(guān)系；如果-1≤Moran'sI＜0時(shí)，則表示負(fù)空間自相關(guān)關(guān)系；如果Moran'sI=0，則表示無空間自相關(guān)。

根據(jù)式（2）計(jì)算我國城鄉(xiāng)收入差距Moran’s I指數(shù)（見圖1）可知，2000—2016年Moran’s I全部大于零，在0.42～0.67之間波動，并且全部通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。其中，2000年我國城鄉(xiāng)收入差距Moran’s I指數(shù)為0.65，2001年為0.67，為樣本區(qū)間的最高值；2005年為0.53，2008年為0.56，2010年為0.53，2013年為0.51，最低值出現(xiàn)在2014年為0.42，2016年為0.44?？傮w上來看，全局Moran’s I指數(shù)呈現(xiàn)出逐年緩慢下降的趨勢，但是都在0.4以上，呈現(xiàn)很強(qiáng)的空間正相關(guān)關(guān)系，說明我國省級城鄉(xiāng)收入差距在空間上并非是毫無規(guī)律的隨機(jī)分布狀態(tài)，鄰近省份之間相似性較強(qiáng)，在地理上呈現(xiàn)空間集聚分布的現(xiàn)象。

圖1 Moran’s I指數(shù)

2.2 局部空間自相關(guān)程度測算

全局Moran’s I指數(shù)揭示了我國城鄉(xiāng)收入差距的全局空間自相關(guān)特征，但是具有一定的局限性。如果部分省份的城鄉(xiāng)收入差距存在正的空間自相關(guān)關(guān)系，而另一部分省份存在負(fù)的空間自相關(guān)關(guān)系，那么二者相抵后，就無法揭示不同省份之間的空間差異性和異質(zhì)性，所以需要進(jìn)一步使用Moran散點(diǎn)圖進(jìn)行分析（見圖2）。由圖2可知（由于篇幅有限，僅以2016年為例），絕大部分省份位于第一象限和第三象限，進(jìn)一步驗(yàn)證全局Moran’s I指數(shù)結(jié)論。如湖南、內(nèi)蒙古、貴州、寧夏、山西、廣西、云南、西藏、陜西、甘肅、新疆和青海12個(gè)省份在第一象限（如圖2右上方所示），表現(xiàn)為相似省份“高高集聚”，即城鄉(xiāng)收入差距比較高地區(qū)被同樣是城鄉(xiāng)收入比較高的地區(qū)所包圍，代表正空間自相關(guān)關(guān)系集群。

北京、湖北、江蘇、吉林、山東、浙江、福建、天津、安徽、黑龍江、河北、上海、江西、海南、河南和遼寧16個(gè)省份在第三象限（如圖2左下方所示），表現(xiàn)為相似省份的“低低集聚”：城鄉(xiāng)收入差距比較低的地區(qū)被同樣是城鄉(xiāng)收入差距比較低的地區(qū)所包圍，“低低集聚”也是正空間自相關(guān)關(guān)系，但是強(qiáng)度比第一象限要弱得多。廣東、重慶和四川3個(gè)省份為負(fù)空間自相關(guān)關(guān)系，四川和重慶在第二象限（如圖2左上方所示），表現(xiàn)為“低高集聚”：城鄉(xiāng)收入差距比較低的地區(qū)被城鄉(xiāng)收入差距比較高的地區(qū)所包圍。廣東在第四象限（如圖2下方所示），為“高低集聚”：城鄉(xiāng)收入差距高的地區(qū)被城鄉(xiāng)收入差距低的地區(qū)所包圍，空間集聚特征并不明顯。綜上所述，我國城鄉(xiāng)收入差距具有地理空間分布的差異性和異質(zhì)性，90.3%省份呈現(xiàn)正空間自相關(guān)關(guān)系，9.7%省份呈現(xiàn)負(fù)空間自相關(guān)關(guān)系。

圖2 2016年Moran散點(diǎn)圖

3 實(shí)證檢驗(yàn)

探索性空間分析Moran’s I指數(shù)和散點(diǎn)圖表明：我國地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距存在正空間相關(guān)性，如果繼續(xù)采用傳統(tǒng)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，很有可能導(dǎo)致模型估算結(jié)果有偏；相比之下空間計(jì)量模型是較好選擇。由于空間計(jì)量模型通過引入空間滯后項(xiàng)而拓展了變量之間的相關(guān)結(jié)構(gòu)，其回歸系數(shù)包含觀測值的空間交互信息，所以回歸系數(shù)不再是回歸的彈性系數(shù)。將空間杜賓模型式（1）簡寫為式（3），然后將式（3）改寫為式（4），式（4）中R是包括截距項(xiàng)和誤差擾動項(xiàng)的剩余項(xiàng)；對應(yīng)Y期望值的偏導(dǎo)數(shù)矩陣可以寫成式（5），式（5）中主對角線元素為直接效應(yīng)系數(shù)，代表著解釋變量變動所引起的本地區(qū)被解釋變量的變動；非對角線元素為間接效應(yīng)彈性系數(shù)，代表解釋變量的變動所引起的相鄰地區(qū)被解釋變量的變動，為空間溢出效應(yīng)；總效應(yīng)系數(shù)為直接效應(yīng)彈性系數(shù)和間接效應(yīng)彈性系數(shù)之和[8]，具體測算結(jié)果見表2。

表2 總效應(yīng)分解：直接效應(yīng)和間接效應(yīng)測算（空間固定效應(yīng)杜賓模型）

（1）通貨膨脹。通貨膨脹對我國城鄉(xiāng)收入差距的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)彈性系數(shù)分別為2.13、2.427和4.557，全部通過了1%水平顯著性檢驗(yàn)。我國通貨膨脹增加1%，則本地區(qū)的城鄉(xiāng)差距擴(kuò)大2.13%，而相鄰地區(qū)城鄉(xiāng)差距增加2.427%，全部地區(qū)城鄉(xiāng)差距增加4.557%。說明通貨膨脹會加大本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，具有空間溢出效應(yīng)，會擴(kuò)大相鄰地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。

主要原因在于不同收入群體受到通貨膨脹沖擊有較大差異：一方面，通貨膨脹被認(rèn)為是持有貨幣的一種賦稅，具有稅收歧視特征，對于高收入群體稅收負(fù)擔(dān)較輕，但是對于低收入群體稅收負(fù)擔(dān)很重。因?yàn)槌鞘懈呤杖肴后w除了擁有工資等貨幣性收入以外，還有不動產(chǎn)等非貨幣性收入，有更多機(jī)會運(yùn)用金融工具抵制通貨膨脹帶來的貨幣購買力下降風(fēng)險(xiǎn)，形成了規(guī)避通貨膨脹的財(cái)富門檻；而農(nóng)村低收入群體主要依靠工資性收入和家庭經(jīng)營性收入，他們的儲蓄以銀行存款為主。當(dāng)通貨膨脹發(fā)生時(shí)，名義利率上升速度小于物價(jià)上漲速度，銀行實(shí)際利率其實(shí)是降低了，銀行存款也成為貨幣購買力下降的最大犧牲品，從而加大居民收入差距[5，9]。另一方面，當(dāng)通貨膨脹發(fā)生時(shí)，不同行業(yè)產(chǎn)品和服務(wù)價(jià)格的上漲并不是同時(shí)的，有些壟斷行業(yè)和新興行業(yè)效益好、利潤高，其職工的工資性收入增長較快，因而抵御通貨膨脹能力也較強(qiáng)；而對于一些效益不高，且價(jià)格上漲滯后的傳統(tǒng)行業(yè)，比如建筑業(yè)和家政服務(wù)業(yè)，職工實(shí)際工資是下降了，而絕大多數(shù)農(nóng)民工主要集中在這些行業(yè)，加大工資性收入差距。

（2）城鎮(zhèn)化。城鎮(zhèn)化發(fā)展水平對我國城鄉(xiāng)收入差距的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)彈性系數(shù)分別為2.674、1.524和4.198，全部通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)。城鎮(zhèn)化水平增加1%，則本地區(qū)城鄉(xiāng)差距擴(kuò)大2.674%，相鄰地區(qū)增加1.524%，全部地區(qū)增加4.198%，說明城鎮(zhèn)化率提高會增加本地區(qū)及相鄰地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。改革開放以來我國城鎮(zhèn)化進(jìn)程增長迅速，城鎮(zhèn)化水平在1978年僅為17.9%，2011年首次超過50%后，2016年高達(dá)57.35%。在理論上，城市化對縮小城鄉(xiāng)收入差距是“雙刃劍”，積極影響和消極影響并存：一方面，在二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中，城市收入比較高，社會福利好，必然導(dǎo)致農(nóng)村剩余勞動力向城市流動。一定程度上帶動了城鄉(xiāng)勞動力要素報(bào)酬的均等化，提高了農(nóng)村剩余勞動力的工資性收入，有助于降低城鄉(xiāng)收入差距。另一方面，城市化進(jìn)程中農(nóng)民逐漸失去土地，進(jìn)入城市，但依然存在嚴(yán)重的“民工歧視”現(xiàn)象[10]，農(nóng)民工無法成為城市的“市民”，更無法在城市享受公平的社會保障，仍然居于弱勢地位，因此提高城鎮(zhèn)化率也無法扭轉(zhuǎn)城鄉(xiāng)收入差距增大的局面。

（3）金融發(fā)展。金融發(fā)展對我國城鄉(xiāng)收入差距的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)彈性系數(shù)分別為0.116、0.091和0.207，全部通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)。金融發(fā)展水平增加1%，則本地區(qū)城鄉(xiāng)差距擴(kuò)大0.116%，相鄰地區(qū)增加0.091%，全部地區(qū)增加0.207%，說明了金融發(fā)展會加大本地區(qū)及相鄰地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，空間溢出效應(yīng)顯著。原因在于由于我國金融體系發(fā)展并不完善，在金融抑制和金融資源有限的客觀條件下，城鄉(xiāng)金融資源配置不平衡的問題突出。而金融資本的趨利性特征使得城市居民對金融資源的獲取能力處于絕對優(yōu)勢地位，農(nóng)村儲蓄資金絕大部分被用于城市發(fā)展；農(nóng)村低收入群體難以獲得金融服務(wù)，很難獲得進(jìn)入信貸市場的機(jī)會，也未能享受到金融發(fā)展帶來的紅利，反而以凈貸款人的身份為城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)了大量的資金。

（4）政府財(cái)政支出。政府財(cái)政支出對我國城鄉(xiāng)收入差距的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)彈性系數(shù)分別為-0.531、0.489和-0.042，但是間接效應(yīng)系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明政府財(cái)政支出的空間溢出效應(yīng)并不顯著。直接效應(yīng)系數(shù)和總效應(yīng)系數(shù)通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，政府財(cái)政支出增加1%，則本地區(qū)城鄉(xiāng)差距降低0.531%，全部地區(qū)減少0.042%，驗(yàn)證了政府財(cái)政支出是調(diào)節(jié)居民收入分配的有效手段，有利于緩解因市場失靈而導(dǎo)致的貧富分化問題，保障社會公平穩(wěn)定。

（5）經(jīng)濟(jì)開放度。經(jīng)濟(jì)開放度對我國城鄉(xiāng)收入差距的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)彈性系數(shù)分別為-0.06、-0.406和-0.466，全部通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)；經(jīng)濟(jì)開放度增加1%，則本地區(qū)城鄉(xiāng)差距收入降低0.060%，相鄰地區(qū)降低0.406%，全部地區(qū)降低0.466%，說明經(jīng)濟(jì)開放度提高會降低本地區(qū)及相鄰地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，空間溢出效應(yīng)也比較顯著，進(jìn)一步驗(yàn)證了斯托爾帕一薩繆爾遜（S-S）定理在我國是適用的。S-S定理認(rèn)為國際貿(mào)易自由化提高了發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)開放度，發(fā)展中國家非熟練勞動力獲得了更多的工作機(jī)會，他們的實(shí)際工資收入增加了，因而有能力消費(fèi)更多的商品和服務(wù)，提升其經(jīng)濟(jì)福利水平。因此發(fā)展中國家的低收入群體是經(jīng)濟(jì)全球化和貿(mào)易自由化的最大受益者，有助于縮小發(fā)展中國家高收入群體和低收入群體的收入差距。

（6）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對城鄉(xiāng)收入差距的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)彈性系數(shù)分別為0.136、0.881和1.017，全部通過顯著性檢驗(yàn)。即第三產(chǎn)業(yè)占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重增加1%，則本地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大0.136%，相鄰地區(qū)擴(kuò)大0.881%，全部地區(qū)增加1.017%。隨著我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生了很大的變化，逐漸升級為“三二一”的格局，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級能夠吸引較多的農(nóng)村剩余勞動力，從效率低的第一產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到效率更高的第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)中，增加了農(nóng)民的收入，在一定程度上會縮小城鄉(xiāng)收入差距。然而，由于戶籍分割制度和“重城市，輕農(nóng)村”的非均衡戰(zhàn)略形成了城鄉(xiāng)之間的二元反差，絕大多數(shù)進(jìn)城的農(nóng)民工自身的教育水平和技術(shù)水平偏低，工資收入仍然比較低，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級不僅不會縮小城鄉(xiāng)收入差距，反而加劇了本地區(qū)及鄰近省份的城鄉(xiāng)收入差距。

（7）人力資本水平。人力資本水平對城鄉(xiāng)收入差距的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)彈性系數(shù)分別為-0.682、-0.329和-1.011，其中，間接效應(yīng)系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)，原因可能在于人力資本具有明顯的地區(qū)競爭效應(yīng)和虹吸效應(yīng)，一個(gè)地區(qū)人才的增加會導(dǎo)致其他地區(qū)人才減少，因此人力資本的空間溢出效應(yīng)不顯著。人力資本水平的直接效應(yīng)系數(shù)和總效應(yīng)系數(shù)通過了顯著性檢驗(yàn)，人力資本水平增加1%，則本地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距降低0.682%，全部地區(qū)降低1.011%，說明人力資本水平提升對降低城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的積極作用，隨著我國勞動力的素質(zhì)的優(yōu)化，通過教育回報(bào)效應(yīng)的內(nèi)生傳導(dǎo)機(jī)制，最終弱化城鄉(xiāng)收入差距。

4 結(jié)論

本文基于省級面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了通貨膨脹對城鄉(xiāng)收入差距的影響，運(yùn)用Moran指數(shù)和散點(diǎn)圖揭示城鄉(xiāng)收入差距的時(shí)空演變特征；利用空間杜賓模型測算通貨膨脹對城鄉(xiāng)收入差距的直接影響和空間溢出效應(yīng)，主要得出如下結(jié)論：

（1）我國城鄉(xiāng)收入差距具有明顯的空間自相關(guān)性和區(qū)域異質(zhì)性，呈現(xiàn)“高高集聚”和“低低集聚”特征，城鄉(xiāng)收入差距高省份與城鄉(xiāng)收入差距高省份相鄰，城鄉(xiāng)收入差距低省份與城鄉(xiāng)收入差距低省份相鄰，存在自我促進(jìn)的影響，由空間途徑向周邊省份擴(kuò)散；東部沿海地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距水平普遍較低，中部地區(qū)次之，而西部地區(qū)普遍較大。

（2）我國通貨膨脹不僅加劇了本地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距，而且空間溢出效應(yīng)顯著，增加了鄰近地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距。通貨膨脹被稱為“痛苦指數(shù)”，往往具有劫貧濟(jì)富的財(cái)富再分配效應(yīng)，富人和窮人在抵御通貨膨脹的能力有很大異質(zhì)性，對高收入群體來說，抵御通貨膨脹能力比較強(qiáng)，通貨膨脹甚至有可能是補(bǔ)貼；但是對于低收入群體來說更加殘酷，通貨膨脹往往是稅收，最終產(chǎn)生了貧者愈貧、富者愈富的兩極分化。

（3）我國政府財(cái)政支出的增加、經(jīng)濟(jì)開放度提高和人力資本水平提升有利于地區(qū)縮小城鄉(xiāng)收入差距；而城鎮(zhèn)化水平的提高、金融發(fā)展水平提升和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是導(dǎo)致地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的因素。一方面，“重城市，輕農(nóng)村”的非均衡發(fā)展戰(zhàn)略導(dǎo)致的“民工歧視”現(xiàn)象，使農(nóng)民工無法成為城市的“市民”，無法享受城市社會福利；另一方面，由于城鄉(xiāng)金融資源配置不平衡，資金的趨利性特征促使農(nóng)村地區(qū)的儲蓄資金絕大多數(shù)被用于城市工業(yè)化進(jìn)展，城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大。