況佩杰， 張寶兵， 王佳玉

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 國(guó)際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的影響研究歷來(lái)是學(xué)者關(guān)注的重點(diǎn)，目前關(guān)于產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的研究主要從以下角度展開(kāi)。曾鵬等基于23個(gè)城市群數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚能夠縮小城鄉(xiāng)差距并且存在地區(qū)差異性[1]。分行業(yè)來(lái)看，喬海曙等(2009)分析發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與收入不平等之間存在倒“U”型的非線性關(guān)系[2]；李健旋等(2018)發(fā)現(xiàn)金融集聚是擴(kuò)大城市內(nèi)部城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)鍵因素[3]。俞彤暉(2018)分析得出流通產(chǎn)業(yè)集聚有助于緩解城鄉(xiāng)收入差距[4]；羅福周等(2019)基于門(mén)檻模型發(fā)現(xiàn)流通產(chǎn)業(yè)集聚與城鄉(xiāng)收入差距之間存在非線性關(guān)系[5]。在制造業(yè)方面，謝里等(2012)通過(guò)選取中國(guó)制造業(yè)的數(shù)據(jù)，認(rèn)為在全國(guó)整體層面和東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚水平提高有利于縮小收入差距而在中西部地區(qū)反而會(huì)擴(kuò)大收入差距[6]；常遠(yuǎn)、吳鵬(2018)研究發(fā)現(xiàn)制造業(yè)集聚有利于縮小收入分配差距并存在地區(qū)差距和階段性特征[7]。

總體來(lái)看，關(guān)于產(chǎn)業(yè)集聚與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系研究已十分豐富，但仍有亟待思考的問(wèn)題。如：部分文獻(xiàn)關(guān)于金融集聚、流通業(yè)集聚對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的研究結(jié)論不一致等。此外，目前文獻(xiàn)關(guān)于制造業(yè)集聚的收入分配效應(yīng)研究仍缺乏針對(duì)性。基于此，本文擬系統(tǒng)地考察制造業(yè)集聚與城鄉(xiāng)收入差距的動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)，豐富已有的理論研究。

一、指標(biāo)選取、數(shù)據(jù)說(shuō)明和模型構(gòu)建

(1) 指標(biāo)選取 城鄉(xiāng)收入差距為被解釋變量。衡量城鄉(xiāng)收入差距的指標(biāo)有城鄉(xiāng)收入比和城鄉(xiāng)收入泰爾指數(shù)。本文用歐陽(yáng)志剛[8]對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的測(cè)量方法。城鄉(xiāng)收入泰爾指數(shù)的表達(dá)式如下：

(1)

其中，theili,j表示i地區(qū)在t年份的泰爾指數(shù)值，j取1和2分別代表城鎮(zhèn)與農(nóng)村地區(qū)；mij表示i地區(qū)城鎮(zhèn)或農(nóng)村居民收入，mi表示i地區(qū)居民總收入；nij表示i地區(qū)城鎮(zhèn)或者農(nóng)村人口數(shù)量，ni表示i地區(qū)的總?cè)丝凇?/p>

制造業(yè)集聚水平為解釋變量。目前對(duì)集聚水平的測(cè)量方法有多種，如區(qū)位熵、赫芬達(dá)爾-赫希曼指數(shù)、EG指數(shù)以及空間基尼系數(shù)等方法。考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性與實(shí)際操作性，選取區(qū)位熵作為測(cè)度全國(guó)制造業(yè)集聚水平。即：

(2)

其中，ki,j表示某地區(qū)制造業(yè)的生產(chǎn)總值，kj表示某地區(qū)的生產(chǎn)總值；ki表示全國(guó)制造業(yè)生產(chǎn)總值之和，k表示全國(guó)的生產(chǎn)總值。aggit反映了各地區(qū)制造業(yè)的集聚水平，aggit越大表示該地區(qū)的制造業(yè)集聚水平越高；反之亦然。

除制造業(yè)集聚之外,本文還結(jié)合以往的文獻(xiàn)研究，選用其他控制變量，具體包括以下變量：

一是城鎮(zhèn)化率(urban)。城鎮(zhèn)化發(fā)展過(guò)程中帶來(lái)勞動(dòng)力、資本和人才的遷移，因此把城鎮(zhèn)化作為城鄉(xiāng)收入差距的影響因素進(jìn)行研究顯得十分必要。本文采取城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎刈鳛楹饬砍擎?zhèn)化率的指標(biāo)。二是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(cyjg)。本文用徐德云(2008)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的測(cè)度方法[9]。公式如下：

(3)

其中,xi表示第i產(chǎn)業(yè)占GDP比重；cyjg表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)系數(shù),cyjg的取值范圍是1≤cyjg≤3,cyjg值越大,表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)程度越高。三是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(pgdp)?？紤]到地區(qū)差異和生產(chǎn)要素的影響，選用各省份人均GDP與全國(guó)平均值之比來(lái)表示地區(qū)經(jīng)濟(jì)在全國(guó)范圍內(nèi)的發(fā)展水平。四是對(duì)外開(kāi)放水平(fdi)。本文選用各省市的外商直接投資額占各省市GDP比重表示對(duì)外開(kāi)放水平，其中實(shí)際外商投資額用當(dāng)年平均匯率轉(zhuǎn)化為人民幣。 五是政府力量(gov)。政府宏觀政策對(duì)產(chǎn)業(yè)發(fā)展起到引導(dǎo)和支撐作用，有效促進(jìn)制造業(yè)發(fā)展。同時(shí)，由于地方政府受到發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)的激勵(lì)，發(fā)展城市是目前地方政府的優(yōu)先選擇[10]，這也進(jìn)一步影響城鄉(xiāng)收入差距。本文選取地方政府一般財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來(lái)表示政府發(fā)揮的作用。

采用SPSS 22.0統(tǒng)計(jì)學(xué)軟件對(duì)所得數(shù)據(jù)進(jìn)行分析研究。計(jì)量資料采用(±s)表示,以t值檢驗(yàn);計(jì)數(shù)資料采用%表示,以x2檢驗(yàn)。當(dāng)P<0.05時(shí),對(duì)比差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

(2) 數(shù)據(jù)說(shuō)明 考慮到數(shù)據(jù)的完整性與可獲得性，本文實(shí)證樣本選取2005-2016年全國(guó)31個(gè)省份(不含港、澳、臺(tái))的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。所用的原始數(shù)據(jù)均來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省統(tǒng)計(jì)年鑒。

(3) 模型構(gòu)建 為了方便分析，本文通過(guò)構(gòu)建兩組模型進(jìn)行對(duì)比檢驗(yàn)。一組是不考慮空間效應(yīng)的，直接考察制造業(yè)集聚對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。另一組則是加入制造業(yè)集聚的空間溢出，重新驗(yàn)證二者之間的關(guān)系，考察制造業(yè)集聚的溢出效應(yīng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。

第一個(gè)模型為一般函數(shù)，即不考慮制造業(yè)集聚的空間效應(yīng)，設(shè)定如下：

(4)

其中，theil表示城鄉(xiāng)收入差距；agg表示制造業(yè)集聚水平，agg2表示制造業(yè)集聚指標(biāo)的平方項(xiàng)；x表示影響城鄉(xiāng)收入差距的其他變量；β0表示制造業(yè)集聚對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響程度和方向，μi和t分別表示個(gè)體和時(shí)間固定效應(yīng)，假設(shè)隨機(jī)誤差項(xiàng)εit是服從正態(tài)分布。

第二個(gè)模型將制造業(yè)集聚的空間溢出考慮納入模型中。參考LeSage[11]構(gòu)建空間杜賓模型，設(shè)定如下：

theilit=α0+ρWtheilit+α1aggit+θ1Waggit+θ2WXit+αi+νi+εit

(5)

其中，i表示各省市(直轄區(qū))；t代表年份；W為空間權(quán)重矩陣;αi和νi分別表示個(gè)體和時(shí)間固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng);theil為城鄉(xiāng)收入差距;agg表示制造業(yè)集聚;X為影響城鄉(xiāng)收入差距的其他影響因素(如城鎮(zhèn)化、對(duì)外開(kāi)放等)。本文采用的空間權(quán)重矩陣Wij為當(dāng)前比較常用的地理鄰近空間權(quán)重矩陣，為31×31矩陣。若兩個(gè)省域相鄰,則Wij=1;否則Wij=0。

二、計(jì)量檢驗(yàn)和結(jié)果

1.靜態(tài)面板回歸

對(duì)全國(guó)地區(qū)、東部、中部、西部地區(qū)進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。從表1可以得出經(jīng)Hausman檢驗(yàn)全國(guó)模型和中部模型都在1%的顯著性水平下拒絕了隨機(jī)效應(yīng)，因此選擇固定效應(yīng)模型。而東部模型和西部模型的Hausman檢驗(yàn)未通過(guò)1%的顯著性水平，因此選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。

表1 靜態(tài)面板檢驗(yàn)結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；括號(hào)內(nèi)表示穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；FE、RE分別表示固定效應(yīng)回歸和隨機(jī)效應(yīng)回歸；被

解釋變量為theil。下同。

在中、西部地區(qū)模型中制造業(yè)集聚指標(biāo)的一次項(xiàng)與平方項(xiàng)分別為正值和負(fù)值并通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，與全國(guó)模型的結(jié)果一致。但是東部地區(qū)的制造業(yè)集聚指標(biāo)的一次項(xiàng)與平方項(xiàng)分別為負(fù)值和正值并通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明制造業(yè)集聚對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的倒“U”型影響集中在中西部地區(qū)，而在東部地區(qū)卻是“U型”影響。這可能是因?yàn)槲覈?guó)的東部地區(qū)相較于中西部制造業(yè)集聚程度高，且原來(lái)在東部地區(qū)的勞動(dòng)力密集型制造業(yè)逐漸向中西部轉(zhuǎn)移，東部地區(qū)制造業(yè)逐漸由勞動(dòng)密集型向技術(shù)密集型升級(jí)。這一過(guò)程中對(duì)勞動(dòng)力的技術(shù)和知識(shí)的要求對(duì)于鄉(xiāng)村勞動(dòng)力形成壁壘并在某種程度上擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。而隨著制造業(yè)升級(jí)，地區(qū)經(jīng)濟(jì)得到快速發(fā)展并導(dǎo)致市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)大從而帶動(dòng)更多鄉(xiāng)村勞動(dòng)力就業(yè)并縮小城鄉(xiāng)收入差距。

在分地區(qū)的面板模型中，城鎮(zhèn)化和政府力量的影響系數(shù)為負(fù)并通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。這表明城鎮(zhèn)化水平的不斷提升會(huì)縮小城鄉(xiāng)收入的差距，地方政府對(duì)于資源合理配置和市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的宏觀調(diào)整有力帶來(lái)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展并通過(guò)鄉(xiāng)村振興建設(shè)鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設(shè)施，并為鄉(xiāng)村勞動(dòng)力提供崗位，縮小城鄉(xiāng)收入差距。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的估計(jì)系數(shù)在中部地區(qū)顯著為負(fù)而東部地區(qū)和西部地區(qū)的估計(jì)系數(shù)分別為負(fù)和正且均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。這表明我國(guó)中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)程度相比于東部地區(qū)對(duì)于縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用更大，而西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)較低，對(duì)城鄉(xiāng)收入差距起到放大作用。此外，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的估計(jì)系數(shù)在西部地區(qū)顯著為正而在東中部地區(qū)都未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)并負(fù)。這可能因?yàn)榈胤浇?jīng)濟(jì)發(fā)展水平低無(wú)法為鄉(xiāng)村居民提供更好的生活條件和工作條件并導(dǎo)致擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。對(duì)外開(kāi)放的估計(jì)系數(shù)在西部地區(qū)顯著為負(fù)在東中部地區(qū)為正。這可能因?yàn)橥赓Y企業(yè)對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不高的地區(qū)進(jìn)行勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)投資會(huì)有助于提高鄉(xiāng)村居民的就業(yè)機(jī)會(huì)和增加居民的收入途徑，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距。

在靜態(tài)面板模型中未考慮空間因素影響，未把制造業(yè)集聚的空間相關(guān)性對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響納入模型，因此在下面進(jìn)行空間模型檢驗(yàn)。

2.空間面板模型估計(jì)

(1) 空間相關(guān)性分析 為了驗(yàn)證制造業(yè)集聚與城鄉(xiāng)收入差距的空間相關(guān)性，本文分別采用全局自相關(guān)和局部自相關(guān)指數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)。其中Global Moran’s I的指數(shù)計(jì)算公式如下：

(6)

表2 2005-2016 年環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的全局Moran’s I表

在表2中可以看出，在臨界權(quán)重矩陣下，制造業(yè)集聚和城鄉(xiāng)收入差距的全局Moran’s I均為正，且大部分都通過(guò)了5%顯著性水平檢驗(yàn),表明我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距與制造業(yè)集聚都存在較強(qiáng)的空間相關(guān)性，且都具有空間溢出效應(yīng)。

(2) 局部空間自相關(guān)分析 局部自相關(guān)采用局部Moran’s I指數(shù)來(lái)衡量，公式如下：

(7)

(3) 空間面板模型 空間面板模型一般包含空間滯后模型、空間誤差模型和空間杜賓模型。為檢驗(yàn)空間杜賓模型是否合適，使用極大似然法(MLE)進(jìn)行估計(jì)，用似然比(LR)檢驗(yàn)空間杜賓模型是否退化空間滯后和空間誤差模型(H0∶θ=0和H0∶θ+ρβ=0)。且上述兩個(gè)假設(shè)都被拒絕即LR檢驗(yàn)顯著地拒絕原假設(shè)[13]。Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)顯著地拒絕空間杜賓模型轉(zhuǎn)為空間滯后模型和空間誤差模型。同時(shí)Hausman檢驗(yàn)表明模型應(yīng)為固定效應(yīng)模型。表3是各模型在鄰接權(quán)重矩陣下的檢驗(yàn)結(jié)果。

表3 空間計(jì)量估計(jì)結(jié)果

續(xù)表

結(jié)果顯示，在空間面板模型中制造業(yè)集聚一次項(xiàng)和二次項(xiàng)的影響系數(shù)分別為正值和負(fù)值且通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，這與靜態(tài)面板得出結(jié)論一致。同時(shí)制造業(yè)集聚一次項(xiàng)和二次型空間滯后系數(shù)也分別為正值和負(fù)值，表明隨著制造業(yè)集聚水平的不斷提升，制造業(yè)集聚不僅降低了本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入，還通過(guò)溢出效應(yīng)降低相鄰地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。原因可能在于相鄰地區(qū)制造業(yè)集聚水平的提高，會(huì)為本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)示范效應(yīng)，而本地區(qū)的制造業(yè)集聚程度的不斷加大會(huì)吸引更多的鄉(xiāng)村勞動(dòng)力就業(yè)，因此降低本地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距。由于空間杜賓模型的回歸系數(shù)不能直接反映制造業(yè)集聚對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，因此需要計(jì)算出直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)才能得出結(jié)果。上述三種效應(yīng)的具體值見(jiàn)表4。

表4 SDM模型的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)

表4結(jié)果同樣證明了制造業(yè)集聚與城鄉(xiāng)收入差距存在倒“U”型曲線關(guān)系，制造業(yè)集聚指標(biāo)的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著正，表明制造業(yè)集聚不僅具有明顯的直接效應(yīng)，其所引致的空間溢出效應(yīng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距亦具有顯著的降低作用。且制造業(yè)集聚的間接效應(yīng)和總效應(yīng)相比，制造業(yè)集聚所帶來(lái)的空間溢出效應(yīng)占總效應(yīng)的50%以上，這印證出制造業(yè)集聚對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。與靜態(tài)面板的估計(jì)系數(shù)相比較，空間杜賓模型的制造業(yè)集聚指標(biāo)的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)的直接效應(yīng)更小，這也說(shuō)明了靜態(tài)面板估計(jì)由于未考慮空間效應(yīng)而高估了制造業(yè)集聚的直接效應(yīng)。

三、結(jié) 語(yǔ)

(1) 研究結(jié)論 本文基于全國(guó)2005-2016年31個(gè)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用靜態(tài)面板回歸和空間面板模型考察制造業(yè)集聚對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。研究結(jié)果顯示：第一，在全國(guó)層面和中、西部地區(qū)上制造業(yè)集聚與城鄉(xiāng)收入差距之間存在倒“U”型關(guān)系，而東部地區(qū)制造業(yè)集聚與城鄉(xiāng)收入差距是“U”型關(guān)系。隨著制造業(yè)集聚水平不斷提升，不僅會(huì)降低本地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距，還降低相鄰地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。第二，隨著我國(guó)各地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不斷提高，城鄉(xiāng)收入差距也在逐漸減小。第三，地方的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和擴(kuò)大對(duì)外開(kāi)放也對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的縮小起到促進(jìn)作用。

(2) 對(duì)策建議 首先各地區(qū)應(yīng)充分利用自身資源條件，充分發(fā)揮差異性競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)來(lái)促進(jìn)制造業(yè)集聚和縮小城鄉(xiāng)收入差距。隨著東部地區(qū)的制造業(yè)逐漸由勞動(dòng)密集型向資本密集型和技術(shù)密集型升級(jí)，中西部地區(qū)應(yīng)積極承接?xùn)|部轉(zhuǎn)移的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，有效解決當(dāng)?shù)氐图夹g(shù)勞動(dòng)力和農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的就業(yè)問(wèn)題。其次，深化經(jīng)濟(jì)體制改革，特別是戶籍制度改革。打破城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，促進(jìn)生產(chǎn)要素在城鄉(xiāng)之間的自由流動(dòng)，加快融合城市和農(nóng)村的市場(chǎng)，由市場(chǎng)主導(dǎo)生產(chǎn)要素的流動(dòng)，促進(jìn)城鄉(xiāng)收入一體化，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化均衡發(fā)展。最后，加快新型城鎮(zhèn)化建設(shè)步伐，提升新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的質(zhì)量。提高城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設(shè)施互聯(lián)互通和高效便捷水平，完善社會(huì)福利保障機(jī)制、公共福利體系和城鄉(xiāng)勞動(dòng)力就業(yè)服務(wù)。