孫麗萍，楊 筠

(1.曲靖師范學(xué)院 數(shù)學(xué)與統(tǒng)計學(xué)院，云南 曲靖 655011；2.內(nèi)江師范學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，四川 內(nèi)江 641112)

0 引 言

我國西部地區(qū)礦產(chǎn)資源豐富，礦產(chǎn)保有儲量的總價值高達(dá)61.9萬億元，占全國的66.1%，天然氣和煤炭儲量，分別占全國的87.6%和39.4%.隨著“一帶一路”建設(shè)戰(zhàn)略的實施，多個自貿(mào)區(qū)設(shè)立，西部重塑對外開放的新格局.2019年陸海新通道鐵海聯(lián)運班列開行923班，中歐班列(重慶)開行超過1500班，實際利用外資達(dá)1623億美元以上，外商直接投資(FDI)年均增長率超過20%，進(jìn)一步密切與東南亞和中亞地區(qū)的經(jīng)貿(mào)合作，這十分有利于縮小東西部之間的發(fā)展差距，實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展.然而西部地區(qū)城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡問題依然比較突出，2019年東部地區(qū)城鄉(xiāng)收入比為2.28，而西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入比高達(dá)2.76，較東部地區(qū)高出0.48.西部地區(qū)如何在“一帶一路”背景下利用好自身資源優(yōu)勢，擴(kuò)大對外開放，并逐步縮小城鄉(xiāng)收入差距，是當(dāng)下需深入研究的重要課題.

關(guān)于地區(qū)資源稟賦的增長效應(yīng)的探討，目前尚存在較大爭議，主要有以下三種不同觀點：一是“資源詛咒”論，認(rèn)為資源豐裕國家或者地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平反而不如經(jīng)濟(jì)貧瘠的國家，這些地區(qū)貧富差距更大，貧困、失業(yè)等問題更加突出.國外較具代表性研究有：Auty[1]、Sachs[2]、Ross[3]、Perdue和Pavela[4]等.國內(nèi)學(xué)者韓卓群和吳相利[5]、丁從明等[6]、趙康杰和景普秋[7]、陳運平等[8]、李慧和康靜[9]等通過實證研究，指出“資源詛咒假說”在我國不同區(qū)域內(nèi)、不同種類資源上成立.二是“有條件資源詛咒”假說.張麗和蓋國鳳[10]通過對我國44個煤炭城市進(jìn)行實證分析，指出煤炭產(chǎn)業(yè)依賴與全要素生產(chǎn)率增長之間存在有條件“資源詛咒”現(xiàn)象，兩者呈倒U型關(guān)系；馮旭芳和班緯[11]分析認(rèn)為，在低于門限值時，提高資源開采強(qiáng)度，可以有效增加地區(qū)生產(chǎn)總值，但超過門限值，資源開采強(qiáng)度的增加，反而會制約地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長；邵帥等[12]也分析指出，資源產(chǎn)業(yè)依賴對于我國經(jīng)濟(jì)增長和TFP增長均呈現(xiàn)出顯著的倒U型曲線關(guān)系，制造業(yè)發(fā)展和對外開放程度是對經(jīng)濟(jì)增長維度資源詛咒規(guī)避作用最強(qiáng)的兩個因素.三是“資源祝福”論.王保乾和李靖雅[13]認(rèn)為煤炭資源與經(jīng)濟(jì)增長正相關(guān)，梁斌和姜濤[14]利用DSGE模型，分析認(rèn)為目前中國存在“資源祝福”而非“資源詛咒”，且自然資源存在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)紅利；陳紀(jì)平[15]基于省際數(shù)據(jù)實證分析，認(rèn)為自然資源影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展，在經(jīng)濟(jì)較為落后的省份表現(xiàn)為資源福祉，對于經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的省份則表現(xiàn)為資源詛咒.學(xué)者們還對如何規(guī)避“資源詛咒”進(jìn)行探討，萬建香和汪壽陽[16]、薛雅偉等[17]、宋德勇和楊秋月[18]等認(rèn)為社會資本、技術(shù)創(chuàng)新、人力資本和環(huán)境規(guī)制能顯著抑制“資源詛咒”.

關(guān)于資源依賴與城鄉(xiāng)收入差距的研究，關(guān)春燕[19]、賀升杰[20]、劉娜日蘇和張建江[21]等分析認(rèn)為，資源依賴會擴(kuò)大我國城鄉(xiāng)收入差距；梁甄橋和李志[22]從社會會流動視角，分析認(rèn)為礦產(chǎn)資源對農(nóng)村居民代際流動的負(fù)向沖擊遠(yuǎn)大于對城鎮(zhèn)居民的影響；胡堯和嚴(yán)太華[23]利用全交互模型實證分析指出，資源依賴對增長減貧彈性存在負(fù)面影響，從而抑制了增長對農(nóng)村貧困群體的涓滴效應(yīng).

對于外商直接投資與城鄉(xiāng)收入差距的研究，戴楓和呂曉一[24]、盛斌和魏方[25]、冉光和和魯釗陽[26]、鄭磊和汪旭暉[27]分析認(rèn)為，外資進(jìn)入能縮小城鄉(xiāng)收入差距，且在東部沿海地區(qū)尤為明顯；張安馳和姜德波[28]分析江蘇省FDI與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系，認(rèn)為呈倒U形，且當(dāng)FDI占GDP比重為3%左右時到達(dá)曲線的頂點.從現(xiàn)有研究來看，主要探討資源依賴或者外商直接投資與城鄉(xiāng)收入差距兩者之間關(guān)系，較少將資源稟賦、FDI與城鄉(xiāng)收入差距納入統(tǒng)一框架內(nèi)進(jìn)行探討，且研究對象多面向全國，針對西部進(jìn)行研究較少.本文探討資源稟賦、FDI與城鄉(xiāng)收入差距內(nèi)在機(jī)理及相互關(guān)系，有利于西部地區(qū)縮小城鄉(xiāng)收入差距，實現(xiàn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展.

1 作用機(jī)理分析

資源依賴影響城鄉(xiāng)收入差距，存在多種可能路徑，本文聚焦于資源稟賦如何通過外商直接投資來影響城鄉(xiāng)收入差距，重點考察外商直接投資的中介傳導(dǎo)作用.

擁有豐富的自然資源，是吸引外商直接投資的重要條件之一，而要縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，其關(guān)鍵在于提高農(nóng)民收入水平. 資源稟賦通過FDI影響城鄉(xiāng)收入差距的作用機(jī)理見圖1.

圖1 資源稟賦通過FDI影響城鄉(xiāng)收入差距的作用機(jī)理

根據(jù)“資源福音”論，一方面，大量外資進(jìn)入我國的一些勞動密集型行業(yè)，提供一些技術(shù)含量要求不高的就業(yè)崗位，吸收我國大量的農(nóng)業(yè)過剩勞動力進(jìn)行就業(yè)，有助于提高農(nóng)民收入，直接縮小城鄉(xiāng)居民收入差距.另一方面，外資引進(jìn)采掘業(yè)，有利于提升這些資源型部門的生產(chǎn)技術(shù)和經(jīng)營管理水平，增強(qiáng)競爭力，提高企業(yè)的盈利能力，進(jìn)而增加該地區(qū)的財政稅收收入，可加大對農(nóng)民的轉(zhuǎn)移支付力度，間接縮小城鄉(xiāng)居民收入差距.“資源詛咒”論則認(rèn)為，依靠自然資源引進(jìn)外資，多進(jìn)入勞動密集型的采掘行業(yè)，長久以往，該地區(qū)形成資源依賴，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一，加劇該地區(qū)居民的貧困和失業(yè)，造成貧富懸殊，直接擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民收入差距.另外，由于這些資源型部門對人才、學(xué)歷和技術(shù)的要求不高，導(dǎo)致該地區(qū)居民產(chǎn)生“教育無用論”的思想，特別是對于文化程度不高的農(nóng)民，易形成教育投資上的“馬太效應(yīng)”，造成人力資本投資方面城鄉(xiāng)差距，進(jìn)而拉大了城鄉(xiāng)居民收入差距.可見，資源稟賦如何通過外商直接投資影響城鄉(xiāng)收入差距可能存在正反兩方面的效應(yīng)，其最后作用后果如何，還需進(jìn)行實證檢驗.

2 實證分析

2.1 模型設(shè)定

下面建立計量模型實證檢驗資源稟賦對城鄉(xiāng)收入差距的總效應(yīng)，模型設(shè)計如下：

Ii,t=α0+α1×Ri,t+αj×∑lnCj,t+βy×∑Y+βa×∑A+εi,t

(1)

(1)式中，下標(biāo)i表示西部12省(市)，t表示年份，I表示城鄉(xiāng)收入差距，R表示資源稟賦，C為控制變量，Y表示時期固定效應(yīng)，A表示地區(qū)固定效應(yīng)，β表示相應(yīng)變量系數(shù)，εi,t為隨機(jī)擾動項.

2.2 變量選取

(1)被解釋變量：常用衡量收入差距的指標(biāo)為基尼系數(shù)，但省份統(tǒng)計數(shù)據(jù)缺失基尼系數(shù)，一般學(xué)者采用城鄉(xiāng)收入絕對差距衡量，本文參照潘林偉和吳婭玲[29]、劉歡[30]等的研究，采用城鄉(xiāng)收入比衡量城鄉(xiāng)收入差距，即城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比，以Inequality來表示.

(2)核心解釋變量：資源稟賦(Resource endowment)，包括勞動力、資本、技術(shù)和各種植物及礦產(chǎn)資源等等.結(jié)合西部具體實際，資源應(yīng)具有可開采性.參考國內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)，普遍認(rèn)同采礦業(yè)相關(guān)指標(biāo)較具科學(xué)性和合理性.本文采用采礦業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)比重進(jìn)行衡量地區(qū)資源稟賦，以R來表示；外商直接投資(Foreign investment),用外商直接投資占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量，用F表示.

(3)其他控制變量：影響城鄉(xiāng)收入差距的因素較多，既有體制、政策等方面原因，也有市場化相關(guān)因素影響.本文選取的控制變量為①經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(Pgdp).隨著市場化進(jìn)程，我國經(jīng)濟(jì)實現(xiàn)近40年的高速增長，根據(jù)庫茲尼茨倒U型曲線假說，收入差距隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展經(jīng)歷先增大后縮小的過程，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是影響城鄉(xiāng)收入差距的一個重要因素，以人均GDP對數(shù)衡量，用P表示.②結(jié)構(gòu)優(yōu)化(Structural optimization).隨著我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)行新常態(tài)時期，結(jié)構(gòu)調(diào)整成為推動經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的主線條，目前，工業(yè)就業(yè)人數(shù)趨于穩(wěn)定，人工智能迅猛發(fā)展甚至?xí)?dǎo)致工業(yè)吸收就業(yè)人口減少，今后大量農(nóng)業(yè)過剩勞動力主要依靠第三產(chǎn)業(yè)即服務(wù)業(yè)發(fā)展吸收，服務(wù)業(yè)通過吸收大量農(nóng)業(yè)過剩人口，提高農(nóng)民收入水平，能縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，因此，結(jié)構(gòu)優(yōu)化是影響城鄉(xiāng)收入差距的另一重要因素，在此，采用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值比重衡量，用S表示.③政府干預(yù)程度(Government intervention).政府利用財政政策，在初次分配環(huán)節(jié)，對經(jīng)濟(jì)活動進(jìn)行調(diào)控和干預(yù)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展，在再分配環(huán)節(jié)，通過轉(zhuǎn)移支付，為低收入群體提供保障，維護(hù)社會公平，采用地方財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值比重衡量，用G表示.④城鎮(zhèn)化水平(Urban).根據(jù)劉易斯二元結(jié)構(gòu)理論，工業(yè)化帶動城鎮(zhèn)化，大批農(nóng)業(yè)過剩人口進(jìn)程務(wù)工，提高農(nóng)民收入水平，對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生較大影響，采用城鎮(zhèn)常住人口與總?cè)丝诒戎睾饬?，用U表示.⑤人力資本水平(Hcapital).人力資本是推動科技創(chuàng)新和實現(xiàn)我國人口從數(shù)量型向質(zhì)量型轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵，我國二元結(jié)構(gòu)問題突出，城鄉(xiāng)人力資本投資差距，是影響城鄉(xiāng)居民收入差距的主要原因，采用普通高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)與總?cè)丝诒戎睾饬?，用H表示.

2.3 數(shù)據(jù)來源及描述

所有數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、西部12省(市)統(tǒng)計年鑒、國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫.分析時間段選擇2008—2018年，變量的描述性統(tǒng)計分析見表1.

表1 主要變量及描述性統(tǒng)計

2.4 資源稟賦對城鄉(xiāng)收入差距的總效應(yīng)分析

根據(jù)Hausman檢驗，χ2統(tǒng)計量為172.47，對應(yīng)的p為0.00，拒絕原假設(shè)，應(yīng)設(shè)立固定效應(yīng)模型.為克服省份差異所帶來異方差影響，采用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤差進(jìn)行修正；為觀察各控制變量影響和提高估計結(jié)果的可靠性，采用逐步添加的方法，估計結(jié)果見表2.

根據(jù)表2，模型(1)～(6)核心解釋變量資源稟賦回歸系數(shù)均通過1%或者10%的t檢驗，顯著為正，這充分驗證“資源詛咒”假說在西部地區(qū)存在性，資源稟賦造成城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大，這與關(guān)春燕[19]、賀升杰[20]、劉娜日蘇和張建江[21]等分析一致.從各控制變量來看，人均收入水平對數(shù)回歸系數(shù)均通過1%的t檢驗，顯著為負(fù)，表明自2008年以來，隨著經(jīng)濟(jì)增長，城鄉(xiāng)收入差距趨于收斂；結(jié)構(gòu)升級對城鄉(xiāng)收入差距影響為正，模型(3)～(4)結(jié)構(gòu)升級回歸系數(shù)顯著為正，但模型(5)～(6)t檢驗不顯著，隨著控制變量的增加，回歸系數(shù)變小，說明結(jié)構(gòu)升級對城鄉(xiāng)收入差距影響不明顯；政府干預(yù)度回歸系數(shù)為負(fù)，雖然未通過t檢驗，但表明財政支出增加，提高轉(zhuǎn)移支付水平，縮小城鄉(xiāng)收入差距，與現(xiàn)實符合；城鎮(zhèn)化水平回歸系數(shù)通過t檢驗，顯著為正，隨著城鎮(zhèn)化推進(jìn)，農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工收入水平顯著提升，較富裕的農(nóng)民選擇在城市定居，成為城市的居民，從而擴(kuò)大貧富差距；人力資本水平回歸系數(shù)均通過1%的t檢驗，顯著為負(fù)，提升人力資本水平，能有效縮小城鄉(xiāng)收入差距.

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

2.5 穩(wěn)健性檢驗

為提高模型的精度及解釋力，通過三種方式對模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗.一是替換因變量，城鎮(zhèn)居民總收入中，工資收入占比為60%，對于農(nóng)民，工資收入占比40%，工資收入是城鄉(xiāng)居民收入的主要來源，采用工資性城鄉(xiāng)收入比替換原被解釋變量；二是替換核心解釋變量，核心解釋變量采用能源固定資產(chǎn)投資占全社會固定資產(chǎn)投資比重代替；三是兩階段工具變量回歸(2SLS)估計，由于資源稟賦、經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)升級、城鎮(zhèn)化水平和人力資本等并不嚴(yán)格外生，為避免內(nèi)生性，將各解釋變量滯后一期作為工具變量，采用2SLS進(jìn)行估計.估計結(jié)果顯示，核心解釋變量和各控制變量的回歸系數(shù)與顯著性均未發(fā)生明顯變化，印證基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果.

3 FDI傳導(dǎo)機(jī)制的檢驗

借鑒Baron和Kenny[31]的中介效應(yīng)檢驗方法，建立遞歸模型，檢驗“資源稟賦一外商直接投資一城鄉(xiāng)收入差距”這一傳導(dǎo)機(jī)制是否存在.中介效應(yīng)模型建立思路為，首先，將被解釋變量與資源稟賦核心解釋變量及控制變量進(jìn)行回歸，分析總效應(yīng)；其次將FDI與資源稟賦及其他控制變量進(jìn)行回歸，分析資源稟賦對FDI的影響；最后，將城鄉(xiāng)收入差距與資源稟賦和FDI及其他控制變量進(jìn)行回歸，分析FDI的直接效應(yīng)和間接效應(yīng).在(1)式的基礎(chǔ)上，建立如下模型：

Ii,t=β0+β1×Ri,t+βj×∑lnCj,t+εi,t

(2)

Ii,t=τ0+τ1×Ri,t+τ2×Fi,t+τj×∑lnCj,t+εi,t

(3)

系數(shù)α1代表資源稟賦對城鄉(xiāng)收入差距的總效應(yīng)，系數(shù)τ1為FDI對城鄉(xiāng)收入差距的直接效應(yīng)，中介效應(yīng)的大小由β1τ2決定，一般用中介效應(yīng)與總效應(yīng)的比值反映中介效應(yīng)的相對大小.檢驗步驟如下：①檢驗(1)式中α1是否顯著，成立則進(jìn)行②，不成立終止；②對模型(2)和(3)式進(jìn)行回歸，若β1和τ2均顯著，繼續(xù)③，若有一個不顯著，進(jìn)行④；③若τ1不顯著，存在完全中介效應(yīng)，若τ1顯著，存在部分中介效應(yīng)；④構(gòu)建Sobel統(tǒng)計量檢驗中介效應(yīng)的顯著性.傳導(dǎo)機(jī)制檢驗結(jié)果為表3.

表3 FDI對城鄉(xiāng)收入差距的機(jī)制檢驗

由表3可知，(1)式資源稟賦在1%水平下顯著為正，可以按中介效應(yīng)處理，表明資源稟賦造成產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一化和低端化，使該地區(qū)形成資源依賴，直接擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距.(2)式將中介變量FDI與資源稟賦進(jìn)行回歸，回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正，說明資源稟賦有利于FDI的引進(jìn).接下來將城鄉(xiāng)收入差距與FDI進(jìn)行回歸，在(3)式中，外商直接投資對城鄉(xiāng)收入差距在1%的水平下顯著為負(fù)，說明FDI對城鄉(xiāng)收入差距存在部分中介效應(yīng)，中介效應(yīng)的大小為0.139，因此，資源稟賦通過引入FDI而縮小城鄉(xiāng)收入差距的機(jī)制成立.

4 結(jié)論及啟示

縮小城鄉(xiāng)收入差距是實現(xiàn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展的關(guān)鍵，本文選取2008—2018年西部地區(qū)12省(市)為研究對象，實證分析資源稟賦、FDI與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系.研究結(jié)果表明：其一，在控制了經(jīng)濟(jì)增長、結(jié)構(gòu)優(yōu)化、政府干預(yù)等因素后，資源稟賦確實擴(kuò)大西部地區(qū)城鄉(xiāng)居民的收入差距，資源詛咒的存在性得以證明；其二，F(xiàn)DI進(jìn)入能顯著縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，且在資源稟賦影響城鄉(xiāng)收入差距中起到部分中介的作用.根據(jù)以上結(jié)論，可以得到如下啟示：第一，資源稟賦顯著擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距，原因在于資源依賴造成該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的單一化和低端化，應(yīng)逐步轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，大力發(fā)展高新制造業(yè)和服務(wù)業(yè)，形成多元化的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，避免對資源的過渡依賴；第二，隨著“一帶一路”戰(zhàn)略推進(jìn)，多個自貿(mào)區(qū)設(shè)立，西部進(jìn)一步加強(qiáng)開放合作，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)外向融合步伐，提高引進(jìn)外資水平，是縮小城鄉(xiāng)收入差距的重要途徑之一；第三，重視人力資本的作用，不斷提升農(nóng)村人力資本投資水平，促進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展，提高農(nóng)民收入水平，拓展城鄉(xiāng)居民收入差距縮小的路徑.