求文星，李 超

(安徽財經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計與應(yīng)用數(shù)學(xué)學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

0 引言

自改革開放以來，我國經(jīng)濟迅速增長，居民收入和生活水平有了大幅度的提升，同時在社會發(fā)展中逐漸形成了城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu),使得城鄉(xiāng)收入存在一定差距.收入差距有絕對差距和相對差距，絕對差距是收入之差，通常用于橫截面數(shù)據(jù)的對比；相對差距是收入之比，更多地用于比較收入變動的趨勢.本文主要通過相對收入差距來研究收入變動趨勢.2005年我國城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的人均可支配收入分別為10 382.3元和3 370.2元，相對差距為3.08.2018年城鄉(xiāng)人均可支配收入分別達到39 251元和14 617元，相對差距為2.69(數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局).以世界各國的發(fā)展經(jīng)驗為鑒，城鎮(zhèn)化水平在經(jīng)濟發(fā)展的過程中不斷提高，中國也不例外，從2005年的43%提升至 2018 年的60%.

關(guān)于城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系，國內(nèi)有眾多相關(guān)研究，但具體的影響效果并沒有形成一致的結(jié)論.一些研究者表明，城鎮(zhèn)化的發(fā)展可以縮小城鄉(xiāng)收入差距：廖信林[1]根據(jù)1978—2009年的時序數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，城市化對泰爾指數(shù)的擴大產(chǎn)生負(fù)向沖擊；劉賽紅，朱建[2]從全國、東、中、西和東北地區(qū)等區(qū)域角度分析得出，城鎮(zhèn)化縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距；李超，商玉萍[3]對2005—2015年31個省市區(qū)面板數(shù)據(jù)進行夏普利值分解，得出相同的結(jié)論；付雨佳[4]提出新型城鎮(zhèn)化政策縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用具有滯后性；李一花等[5]表明，以人口流動為表征的城鎮(zhèn)化與以戶籍“農(nóng)轉(zhuǎn)非”為標(biāo)志的市民化均有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距.也有研究者得出相左的結(jié)論：余菊，劉新[6]79-84基于面板數(shù)據(jù)，從全國和地區(qū)兩個方面分析得出，城市化率與城鄉(xiāng)收入差距呈正相關(guān)；葛蕾等[7]基于城市面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，傾向城市建設(shè)的財政政策推動了地方城市化進程，也擴大了城鄉(xiāng)收入差距；王亞飛[8]、楊英麗[9]等均認(rèn)為金融發(fā)展和城鎮(zhèn)化會加大城鄉(xiāng)差距，王亞飛還提出交互影響惡化了城鄉(xiāng)收入分配狀況.此外，還有研究者認(rèn)為，城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系并不可以簡單地概括為線性關(guān)系：李伶俐等[10]實證研究發(fā)現(xiàn)，全國和中、東部地區(qū)城市化進程能縮小城鄉(xiāng)收入差距，但西部地區(qū)收斂效應(yīng)并不顯著.馬強，王軍[11]基于城市面板數(shù)據(jù)分析得出，城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)收入絕對差距呈線性關(guān)系，和城鄉(xiāng)收入相對差距呈“倒U型”關(guān)系.曾珠[12]、周夢婧[13]等均得出，就全國而言，城鎮(zhèn)化有利于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距；就地區(qū)而言，東部地區(qū)的城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)居民收入差距的作用不顯著，中、西部地區(qū)的城鎮(zhèn)化能夠顯著地縮小城鄉(xiāng)收入差距.

綜上，國內(nèi)學(xué)者目前研究主要集中在城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的單方面影響上，并沒有考慮城鎮(zhèn)化具有傳遞作用——經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等相關(guān)因素可能通過對城鎮(zhèn)化的影響而對城鄉(xiāng)收入差距也產(chǎn)生相應(yīng)的作用效果;也沒有考慮城鎮(zhèn)化的空間效應(yīng)對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生的關(guān)鍵影響.本文從以上兩個方面出發(fā)：一是考慮將城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響和相關(guān)因素與城鎮(zhèn)化的交互影響均納入模型中; 二是通過構(gòu)建空間計量模型對城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系進行檢驗，以避免因傳統(tǒng)計量方法對空間相關(guān)性的忽視而帶來問題，以此分析地區(qū)城鎮(zhèn)化給城鄉(xiāng)收入差距帶來的影響及程度.

1 理論分析

通過對現(xiàn)有的相關(guān)文獻整理，可知城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響確實顯著存在，但是具體的作用沒有統(tǒng)一的結(jié)論.現(xiàn)從相關(guān)的理論展開分析，目前以戶籍制度為基礎(chǔ)的社會經(jīng)濟“城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)”在我國經(jīng)濟社會改革的進程中逐漸形成.農(nóng)村居民由于現(xiàn)行的戶籍制度及城鄉(xiāng)發(fā)展水平的差異，在很多方面很難獲得與城鎮(zhèn)居民相同的權(quán)益，如教育、醫(yī)療、就業(yè)、養(yǎng)老等，這使得農(nóng)村剩余勞動力更傾向于外出到大城市打工.另外，由于城市住房成本很高，農(nóng)村外出打工者無法以家庭為單位整體遷出，這又阻止了農(nóng)村勞動力的遷移.所以，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入的雙重作用機制，在現(xiàn)今的“城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)”環(huán)境下，無法確定最終的影響效果.

一方面，城鎮(zhèn)化的集聚效應(yīng)、反哺作用及輻射效應(yīng)可能對城鄉(xiāng)收入差距有改善效應(yīng)[6]81.首先，城鎮(zhèn)化的集聚效應(yīng).在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中,只要存在著城鄉(xiāng)期望收入差距,農(nóng)村剩余勞動力就會主動向城市遷移,而勞動力的遷移則會通過要素報酬的均等化來縮小城鄉(xiāng)收入差距[14].一、城市勞動供給的增加導(dǎo)致城市勞動力市場競爭增強，因此城市勞動力均衡工資下降；二、農(nóng)村勞動力向城市流動導(dǎo)致農(nóng)村剩余勞動力減少，農(nóng)村的勞動生產(chǎn)率和平均收入水平隨之上升.其次，城鎮(zhèn)化的反哺作用.農(nóng)村勞動力在外出打工期間得到的技能和知識，返鄉(xiāng)后，對農(nóng)業(yè)投資和農(nóng)村經(jīng)濟建設(shè)有一定的作用，可以提高農(nóng)村居民的平均收入水平[15].再次，城鎮(zhèn)化的輻射效應(yīng).隨著城市規(guī)模的擴張，城市居民的消費需求日益增加和多樣化，也進一步帶動農(nóng)產(chǎn)品的消費和農(nóng)家樂的發(fā)展，農(nóng)村居民的收入也相應(yīng)提升[16].

另一方面，城鎮(zhèn)化可能通過政策傾向、資源不均和人力資本的溢出效應(yīng)拉大城鄉(xiāng)收入差距.首先，政策傾向.改革開放以來，為發(fā)展經(jīng)濟，地方政府傾向于鼓勵部分地區(qū)、部分城市先發(fā)展帶動其他地區(qū)，鼓勵先富帶動后富，這樣的做法帶來了經(jīng)濟的高速增長和改革開放的豐碩成果，但同時也導(dǎo)致了貧富不均，尤其是城鄉(xiāng)收入不均問題[17]103.其次，資源不均.與城市相比，農(nóng)村在環(huán)境、交通和教育資源等方面明顯處于劣勢，兩者存在一定的差距.農(nóng)村大多地處偏遠(yuǎn)地區(qū)，以農(nóng)業(yè)為主，農(nóng)產(chǎn)品需求彈性小，農(nóng)業(yè)增長落后于二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入增速不同[18].再次，農(nóng)村農(nóng)民受教育程度有限，學(xué)習(xí)能力稍遜于城市居民，對新事物接受能力不夠，對災(zāi)害的防御和止損能力也不及城市居民.最后，人力資本溢出效應(yīng).在城鎮(zhèn)化的進程中，人口和產(chǎn)業(yè)更多地集中在城市，城市里勞動力市場信息傳遞、技術(shù)擴散迅速而農(nóng)村信息閉塞，兩者的差異會導(dǎo)致城市人力資本內(nèi)溢和農(nóng)村人力資本外溢.人力資本的溢出效應(yīng)有利于城市而不利于農(nóng)村的發(fā)展，這在一定程度上也會擴大城鄉(xiāng)收入差距.

2 數(shù)據(jù)來源、變量說明及模型設(shè)定

2.1 數(shù)據(jù)來源

采用我國2005—2017年31個省級面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗，數(shù)據(jù)主要來自《中國統(tǒng)計年鑒》、各省統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報等官方統(tǒng)計資料.

2.2 變量說明

所用變量的名稱、符號及定義如表1所示.

2.3 模型設(shè)定

根據(jù)“地理學(xué)第一定律”，所有事物都與其他事物相關(guān)聯(lián)，但較近的事物比較遠(yuǎn)的事物關(guān)聯(lián)程度更高[19].而空間計量經(jīng)濟學(xué)就是用來衡量這種關(guān)聯(lián)性，側(cè)重于考慮空間的依賴性.當(dāng)空間面板模型包含因變量的空間滯后項，則稱為空間滯后模型(Spatial Lag Model，SLM)或者空間自回歸模型(Spatial Autoregressive Model，SAR)；當(dāng)模型包含誤差項的空間滯后項，則稱為空間誤差模型(Spatial Error Model，SEM)；當(dāng)模型包含自變量的空間滯后項或者同時包含自變量和因變量的空間滯后項，則稱為空間杜賓模型(Spatial Durbin Model，SDM).

表1 變量說明表

2.3.1 空間權(quán)重矩陣

空間計量分析首先需要設(shè)定空間權(quán)重矩陣W，其作用相當(dāng)于描述地區(qū)i和地區(qū)j之間的相互作用.通?？臻g權(quán)重有兩種設(shè)定方法，即根據(jù)相鄰關(guān)系或者距離遠(yuǎn)近來設(shè)定.具體為：根據(jù)相鄰關(guān)系設(shè)定，如果區(qū)域i與區(qū)域j相鄰，則Wij取值為1，反之則取值為 0；根據(jù)距離遠(yuǎn)近設(shè)定，使用距離的倒數(shù)來定義空間權(quán)重矩陣，即Wij=1/dij.

2.3.2 空間相關(guān)性檢驗

度量空間自相關(guān)的指標(biāo)有很多，有莫蘭指數(shù)(Moran’s I)、局部莫蘭指數(shù)(global Moran’s I)、吉爾里指數(shù)(Geary’s C)、局部Getis-Ord指數(shù)等.本文采用的是使用最廣泛的Moran’s I，其定義如下：

(1)

Moran’sI∈[-1,1]，若其值小于0，說明地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距之間存在負(fù)的空間相關(guān)性; 若大于0，說明存在正的空間相關(guān)性; 若等于0，說明不存在空間相關(guān)性.Moran’sI指數(shù)的絕對值越大，則說明城鄉(xiāng)收入差距的空間相關(guān)性越大.

2.3.3 空間面板模型

空間面板數(shù)據(jù)模型的一般設(shè)定：

(2)

對參數(shù)的不同約束，可以得到不同類型的空間模型，常見的有下述幾種分類：

1)θ=0，帶自回歸擾動項的空間自回歸模型(Spatial Autoregressive Model with Auto Regressive disturbances，SAC);

2)λ=0，空間杜賓模型(Spatial Durbin Model，SDM);

3)λ=0,θ=0，空間自回歸模型(Spatial Autoregressive Model，SAR);

4)ρ=0,θ=0，空間誤差模型(Spatial Error Model，SEM).

式中，yit為因變量，t為時期數(shù)(文中t=1,…,12)，i,j為地區(qū)數(shù)(文中i,j=1,…,31)，α為截距項，ρ為空間自回歸項的系數(shù)，wij為空間權(quán)重矩陣，βk為解釋變量回歸系數(shù)，xitk為解釋變量，θk為解釋變量空間滯后系數(shù)，μi表示空間效應(yīng)，γt表示時間效應(yīng)，vit為隨機誤差項.

該公式表示時間空間均固定的效應(yīng)面板模型:當(dāng)只有μi時，表示空間固定效應(yīng)面板模型; 當(dāng)只有γt時，表示時間固定效應(yīng)面板模型; 當(dāng)μi和γt都不存在時，表示混合面板模型.將式(2)推廣到本文中，城鄉(xiāng)收入差距的空間自回歸模型(SAR)可以表示為：

(3)

城鄉(xiāng)收入差距的空間誤差模型(SEM)可以表示為：

(4)

城鄉(xiāng)收入差距的空間杜賓模型(SDM)可以表示為：

(5)

3 實證檢驗與結(jié)果分析

3.1 相關(guān)性檢驗

根據(jù)式(1)可以測算出我國31個省(市、區(qū))2005—2017年城鄉(xiāng)收入差距Moran’sI指數(shù).如表2所示， 2005—2017年城鄉(xiāng)收入差距Moran’sI指數(shù)均為正數(shù)且全部通過1%顯著性檢驗水平.總體看來，Moran’sI指數(shù)呈現(xiàn)波動略有下降趨勢，最低為2014年、2017年的0.41，基本在0.45上下浮動，說明各地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的空間相關(guān)性.

表2 2005—2017年中國各省(市、區(qū))城鄉(xiāng)收入差距Moran’s I指數(shù)

由表2可知，各省(市、區(qū))城鄉(xiāng)收入差距已通過相關(guān)性檢驗，我們采用Hauseman檢驗來分析應(yīng)該采用隨機效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型，結(jié)果如表3所示.SAR表示空間自回歸模型，SAR1、SAR2、SAR3分別指包含一次項自變量、一次項和平方項自變量、一次項和平方項以及交互項的空間自回歸模型；SEM表示空間誤差回歸模型，SEM1、SEM2、SEM3包含的自變量和SAR三個模型對應(yīng)一致；SDM表示空間杜賓模型，SDM1、SDM2、SDM3包含的自變量也與SAR三個模型一致.由于Hauseman檢驗卡方值為負(fù)選擇隨機效應(yīng)，卡方值為正選擇固定效應(yīng)，從表3中得出三種模型均選擇固定效應(yīng)，其中空間自回歸模型選擇包含一次項、平方項和交互項自變量的模型(SAR3)，空間誤差模型選擇包含一次項和平方項自變量的模型(SEM2)，空間杜賓模型也選擇包含一次項和平方項自變量的模型(SDM2).

表3 hauseman檢驗結(jié)果

3.2 空間面板模型

對以上檢驗篩選出的三個模型，分別以兩類權(quán)重矩陣(近鄰矩陣W和距離倒數(shù)矩陣M)進行構(gòu)建模型，結(jié)果如表4所示.

表4 城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距SAR、SEM、SDM模型回歸結(jié)果

注：*、** 、***分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平下顯著.

從表4的回歸結(jié)果中可以看出，空間自回歸模型和空間杜賓模型均表明因變量滯后項的系數(shù)顯著為正，表明存在因變量空間滯后效應(yīng).三個模型均是以各省距離倒數(shù)作為權(quán)重矩陣，擬合優(yōu)度更好一些(SAR3_M為0.700 4，SEM2_M為0.758 3，SDM2_M為0.944 3).其中擬合效果最好的是空間杜賓模型，R2高達0.944 3.

圖1 三種模型簡化比較圖

根據(jù)如上結(jié)論，可將我國31個省(市、區(qū))劃分成三類A(urb≥0.697 8，城鄉(xiāng)收入差距隨著城鎮(zhèn)化率的提高而減小)，B(0.585 5

表5 城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響省(市、區(qū))分類表

在2005年經(jīng)濟總量平衡、物價穩(wěn)定和結(jié)構(gòu)性問題突出的背景下，國家實施穩(wěn)健的財政政策，調(diào)整支出結(jié)構(gòu)，側(cè)重保障公共支出需要，重點投向農(nóng)業(yè)、教育、就業(yè)和社會保障等公共服務(wù)的薄弱環(huán)節(jié)，農(nóng)村農(nóng)民的各項社會福利不斷提升.其中，遼寧省、黑龍江省等東北地區(qū)老工業(yè)基地對重點行業(yè)結(jié)構(gòu)進行了調(diào)整和改造.而廣東省、浙江省、福建省等東部沿海地區(qū)由于改革開放政策、交通便利和港口眾多的地理優(yōu)勢、商業(yè)環(huán)境優(yōu)勢等，經(jīng)濟發(fā)展都領(lǐng)先于中、西部地區(qū).經(jīng)濟社會發(fā)展到較高水平，在福利政策上也有一定的體現(xiàn)，2013年國家的社會福利政策，從過去的“補缺型” “救助型”向“適度普惠型”方向發(fā)展，民政功能從兜底保障向改善發(fā)展型轉(zhuǎn)變.廣東省2018年實施新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，全省城鎮(zhèn)化率提高到69.85%.現(xiàn)代農(nóng)業(yè)加快發(fā)展，新農(nóng)村建設(shè)深入推進，農(nóng)民人均可支配收入年均增長9.5%、增速高于城鎮(zhèn)居民.浙江省在“十三五”規(guī)劃中提出完善服務(wù)設(shè)施，全面推進智慧城市建設(shè)，強化人才支撐，積極實施現(xiàn)代服務(wù)業(yè)人才培養(yǎng)計劃.湖北省提出堅持區(qū)域協(xié)同、城鄉(xiāng)統(tǒng)籌，繼續(xù)支持“一主兩副”率先發(fā)展，加力支持其他市州競相發(fā)展，切實增強發(fā)展的整體性、協(xié)調(diào)性.重慶市近幾年提出，促進城鄉(xiāng)要素雙向流動，完善“引進”和“留住”人才機制，鼓勵企業(yè)家、技能人才、農(nóng)民工返鄉(xiāng)投資興業(yè)，加快培育農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)和新型職業(yè)農(nóng)民.鼓勵和規(guī)范工商資本參與鄉(xiāng)村振興，深化農(nóng)業(yè)項目財政補助資金股權(quán)化改革，推進“三社”融合發(fā)展試點，完善利益聯(lián)結(jié)機制，讓農(nóng)民分享產(chǎn)業(yè)發(fā)展收益.綜上，各省市在近幾年經(jīng)濟發(fā)展水平較高的基礎(chǔ)上都不同程度地優(yōu)化了社會福利措施，加速城鎮(zhèn)化進程，縮小城鄉(xiāng)收入差距.

對于普通自變量，所有模型均反映，人均GDP(pgdp)和消費價格指數(shù)(cpi)對城鄉(xiāng)收入差距是影響顯著的.人均GDP對城鄉(xiāng)收入差距是負(fù)向作用，城鄉(xiāng)收入差距隨著人均GDP的上升而減小，根據(jù)模型，人均GDP每增加1元，城鄉(xiāng)收入差距大致下降0.001～0.002；消費價格指數(shù)對城鄉(xiāng)收入差距的作用是正向的，城鄉(xiāng)收入差距隨著消費價格指數(shù)的上升而擴大，消費價格指數(shù)每增加0.1，城鄉(xiāng)收入差距大致上升0.01(考慮SAR3_M、SEM2_M、SDM2_M三個效果較好的模型).

對于交互項，空間自回歸模型表明，城鎮(zhèn)化與人均GDP(urb×pgdp)和城鎮(zhèn)化與城鎮(zhèn)失業(yè)人口登記率(urb×uem)兩者對城鄉(xiāng)收入差距的影響比較顯著，兩個交互項系數(shù)均為正，分別通過1%和5%的顯著性檢驗水平，說明城鎮(zhèn)化與人均GDP和城鎮(zhèn)化與城鎮(zhèn)失業(yè)人口的交互關(guān)系、協(xié)調(diào)作用也能夠明顯擴大城鄉(xiāng)收入差距.

4 結(jié)論與建議

本文基于我國2005—2017年省級面板數(shù)據(jù)構(gòu)建空間計量模型，對城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系進行探索，分析研究結(jié)果可得出以下幾點結(jié)論:第一，從宏觀上看，城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間呈現(xiàn)“倒U型”關(guān)系，只有當(dāng)城鎮(zhèn)化水平達到0.697 8時，城鎮(zhèn)化率的提高才能對縮小城鄉(xiāng)收入差距起正向作用；當(dāng)城鎮(zhèn)化率小于0.585 5時，城鎮(zhèn)化率的上升將對縮小城鄉(xiāng)收入差距起反向作用.第二，從2005—2017年，A類省(市、區(qū))(urb≥0.697 8，城鄉(xiāng)收入差距隨著城鎮(zhèn)化率的提高而減小)從原來的北京市、天津市和上海市，新增了一個廣東省，B類省(市、區(qū))(0.585 5

基于分析結(jié)果，筆者提出以下幾點建議： 1)有效穩(wěn)健推動新型城鎮(zhèn)化.在推進新型城鎮(zhèn)化進程時，政府政策務(wù)必做到以人為本，切實讓農(nóng)村人口積極融入城市社會中，促進農(nóng)民向市民的真正轉(zhuǎn)變，對縮小A類省(市、區(qū))的城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生積極影響，也益于B、C兩類省(市、區(qū))向A類省(市、區(qū))的轉(zhuǎn)變，推動其城鄉(xiāng)收入差距由擴大向縮小進行轉(zhuǎn)變.2)適當(dāng)控制人口過快增長.一般來說，人口數(shù)量的增長對收入沒有顯著的抑制作用，但從長遠(yuǎn)來看，人口持續(xù)過快增長會稀釋經(jīng)濟發(fā)展所帶來的紅利，也會導(dǎo)致公共資源的緊張，應(yīng)該適當(dāng)調(diào)整現(xiàn)階段的國家生育政策和社會福利政策.3)積極調(diào)控穩(wěn)定物價.基礎(chǔ)生活用品消費對城鄉(xiāng)收入差距影響不大，但是以住房等為主的居住成本對城鄉(xiāng)收入差距影響較大，可通過公租房、廉租房和保障房等有效的住房福利政策來縮小收入差距.4)建立和完善社會保障和救助體系，特別是針對在城市失業(yè)的農(nóng)民工的失業(yè)救助體系，通過有效幫助農(nóng)民進城務(wù)工來縮小城鄉(xiāng)收入差距，如提供更多的招聘信息、增加城市就業(yè)崗位、適當(dāng)為滿足一定條件的人員提供技能培訓(xùn)機會.