張 杰 王文凱

(1.中國人民大學(xué) 中國經(jīng)濟(jì)改革與發(fā)展研究院，北京 100872;2.中國人民大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,北京 100872)

一、引言及文獻(xiàn)綜述

改革開放40年來，交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善為中國經(jīng)濟(jì)增長做出了巨大貢獻(xiàn)。我國公路和鐵路營運(yùn)里程分別從1978年的89.02萬和5.17萬公里增至2017年的477.35萬和12.7萬公里，年均增速分別為4.40%和2.33%。與此同時，我國城鄉(xiāng)居民收入差距卻成為困擾中國經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的一個矛盾[1]。那么，交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)能否構(gòu)成化解城鄉(xiāng)收入差距的重要機(jī)制？換言之，中國正在全面推進(jìn)的公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，究竟會對城鄉(xiāng)居民收入不平等問題造成何種激勵效應(yīng)？成為擺在中國學(xué)者面前的重大問題。

現(xiàn)有研究表明，收入不平等與交通基礎(chǔ)設(shè)施二者存在密切關(guān)聯(lián)，但是，交通基礎(chǔ)設(shè)施對收入不平等可能存在促進(jìn)效應(yīng)或抑制效應(yīng)。持促進(jìn)效應(yīng)的觀點(diǎn)認(rèn)為，交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對縮小一國收入差距有積極作用。格塔丘指出，在交通基礎(chǔ)設(shè)施方面的公共服務(wù)和投資可以使窮人得到更多好處，從而改善收入分配，通過間接渠道促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長[2]。塞內(nèi)維拉特內(nèi)和孫認(rèn)為，更好的交通基礎(chǔ)設(shè)施，無論是質(zhì)量還是數(shù)量方面，都可以促進(jìn)國家內(nèi)部的收入平等[3]?？柕侣〉壤霉?、鐵路、電信等基礎(chǔ)設(shè)施合成得到交通基礎(chǔ)設(shè)施數(shù)量和質(zhì)量指標(biāo)，檢驗(yàn)其與收入不平等之間的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，交通基礎(chǔ)設(shè)施的數(shù)量和質(zhì)量均與收入不平等呈負(fù)相關(guān)[4]，而且，發(fā)展中國家的交通基礎(chǔ)設(shè)施數(shù)量對縮小收入不平等的促進(jìn)效應(yīng)往往比質(zhì)量作用效應(yīng)更為強(qiáng)烈。

持抑制效應(yīng)的觀點(diǎn)認(rèn)為，交通基礎(chǔ)設(shè)施對一國收入差距有消極作用?？柕侣〉戎赋觯捎诮煌ɑA(chǔ)設(shè)施與私人物質(zhì)資本和人力資本之間存在互補(bǔ)性，交通基礎(chǔ)設(shè)施在富裕地區(qū)的回報(bào)更高，導(dǎo)致富裕地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施投入更高，可能引起一國收入不平等程度的上升[5]。查特吉和特諾夫斯基發(fā)現(xiàn)，當(dāng)把交通基礎(chǔ)設(shè)施看做公共資本時，公共投資在轉(zhuǎn)型過程中產(chǎn)生了增長和收入不平等之間的正相關(guān)關(guān)系，但是，它們的短期和長期關(guān)系主要取決于類似交通基礎(chǔ)設(shè)施公共產(chǎn)品外部性的大小、公共投資的融資政策以及持續(xù)時期的長短[6]。班納吉等認(rèn)為，交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善增加了城鄉(xiāng)之間的可達(dá)性，但由于城市地區(qū)對要素的聚集效應(yīng)，農(nóng)村地區(qū)的資本和熟練勞動力會慢慢遷移至城市，使留在農(nóng)村地區(qū)的居民只能在這一過程中得到更為有限的利益或更為貧困，乃至造成一國城鄉(xiāng)部門不同居民群體收入差距的擴(kuò)大[7]。

可見，由于交通基礎(chǔ)設(shè)施和收入差距之間存在相互影響機(jī)制，相關(guān)研究難以解決二者之間的內(nèi)生性問題，使既有文獻(xiàn)的結(jié)論充滿矛盾與困惑，而工具變量是解決相關(guān)內(nèi)生性問題的最好方法。此外，我們觀察到，近年來中國從國家到地區(qū)層面的發(fā)展過程中，普遍出現(xiàn)了第三產(chǎn)業(yè)部門的快速擴(kuò)張現(xiàn)象，而這一現(xiàn)象必然與地區(qū)內(nèi)交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和完善所引起的地區(qū)內(nèi)各要素向第三產(chǎn)業(yè)部門的聚集密切相關(guān)。因此，我們希望結(jié)合中國的實(shí)際，尋找更為合理與可靠的外生性工具變量，從中國地級城市地區(qū)層面，更加微觀地研究交通基礎(chǔ)設(shè)施對地區(qū)內(nèi)城鄉(xiāng)居民收入差距的實(shí)際影響效應(yīng)。

二、理論假說與內(nèi)在機(jī)制

從支持促進(jìn)效應(yīng)的角度來看，改善農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施和普及基礎(chǔ)教育，對于提高家庭參與非農(nóng)活動的能力至關(guān)重要，有利于提高貧困家庭收入，并減少農(nóng)村收入不平等[8]。葉銳和王守坤認(rèn)為，公路交通基礎(chǔ)設(shè)施對縮小城鎮(zhèn)居民收入差距具有顯著作用，但對于農(nóng)村居民的收入差距，只有交通基礎(chǔ)設(shè)施達(dá)到一定閾值后才能發(fā)揮作用[9]。黃乾等在考慮空間效應(yīng)的情形下發(fā)現(xiàn)，交通基礎(chǔ)設(shè)施對城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的空間效應(yīng)，可以顯著降低城鄉(xiāng)收入差距。平均而言，交通基礎(chǔ)設(shè)施每提高一單位，城鄉(xiāng)收入差距可以降低4.2%或7.6%[10]。劉沖等發(fā)現(xiàn)，高速公路可達(dá)性提升會給城鄉(xiāng)居民收入差距帶來14%～15%的下降[11]。劉曉光等指出，基礎(chǔ)設(shè)施可以同時促進(jìn)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的收入，對農(nóng)村居民收入的促進(jìn)作用更大，因此可以縮小城鄉(xiāng)收入差距[12]。羅能生和彭郁認(rèn)為，不同等級的公路對縮小城鄉(xiāng)收入差距均具有顯著促進(jìn)作用，不同等級的公路作用效果不同，高速公路、一級公路、二級公路和三級公路的作用依次遞減[13]。

從支持抑制效應(yīng)的角度來看，交通基礎(chǔ)設(shè)施投資建設(shè)可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但是，由于其在中國不同區(qū)域存在交通基礎(chǔ)設(shè)施投資的不均等效應(yīng)，導(dǎo)致其在東部地區(qū)比中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長快，從而擴(kuò)大了中國不同區(qū)域間的收入差距[14]。任曉紅和張宗益發(fā)現(xiàn)，交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善在農(nóng)村人口占比較大時，可以促進(jìn)生產(chǎn)要素的流動來縮小收入差距，但當(dāng)生產(chǎn)要素在城市的聚集超過臨界值時，反而會擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距[15]。綜上，我們提出兩個競爭性的研究假說：

假設(shè)1：中國城市地區(qū)公路交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和完善，可以縮小城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民群體間的收入差距。

假設(shè)2：中國城市地區(qū)公路交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和完善，會擴(kuò)大城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民群體間的收入差距。

關(guān)于促進(jìn)效應(yīng)的產(chǎn)生機(jī)制包括就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)[16]、信息交流成本降低效應(yīng)[17]和經(jīng)濟(jì)發(fā)展擴(kuò)散效應(yīng)或要素流動擴(kuò)散效應(yīng)等[18]。關(guān)于抑制效應(yīng)的產(chǎn)生機(jī)制包括對外開放效應(yīng)[19]、財(cái)政擠出效應(yīng)[20]和市場競爭效應(yīng)等[21]。與既有文獻(xiàn)所提供的機(jī)制不同，我們認(rèn)為，中國公路基礎(chǔ)設(shè)施對地區(qū)內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)存在如下情形：

首先，中國城市地區(qū)內(nèi)公路交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和完善，可從直接和間接兩個渠道為農(nóng)村居民創(chuàng)造額外的就業(yè)機(jī)會并增加收入。一方面，交通基礎(chǔ)設(shè)施投資需要大量勞動力投入，而中國農(nóng)村大量剩余勞動力的加入可以直接增加農(nóng)村居民收入[16]。另一方面，交通基礎(chǔ)設(shè)施降低了勞動力和其他生產(chǎn)要素的流動成本，同時促進(jìn)了城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)的專業(yè)化分工和勞動分工機(jī)會，特別是給農(nóng)村居民提供了大量非農(nóng)業(yè)就業(yè)機(jī)會，從而間接增加了農(nóng)村居民的經(jīng)營性和工資性收入[18]。而且，地區(qū)內(nèi)交通基礎(chǔ)設(shè)施的不斷完善，不僅有利于降低地區(qū)內(nèi)的運(yùn)輸成本和企業(yè)的成本約束[19]，也會促進(jìn)地區(qū)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)率水平和工資水平的增長[18]，進(jìn)而促進(jìn)城鎮(zhèn)居民收入水平提高。劉曉光等(2015)也指出，交通基礎(chǔ)設(shè)施有利于農(nóng)村地區(qū)勞動力的轉(zhuǎn)移并增加就業(yè)機(jī)會，因此，必然對地區(qū)內(nèi)農(nóng)村居民收入的促進(jìn)效應(yīng)高于城鎮(zhèn)居民[12]。據(jù)此，我們提出關(guān)于機(jī)制渠道的研究假說3：

假設(shè)3：公路交通基礎(chǔ)設(shè)施能夠促進(jìn)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民收入，對農(nóng)村居民收入增加的邊際效應(yīng)大于城鎮(zhèn)居民，可以形成城鄉(xiāng)居民收入間的追趕效應(yīng)。

其次，中國城市地區(qū)內(nèi)公路交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和完善，會促進(jìn)各種要素特別是人口資源向城市地區(qū)的轉(zhuǎn)移和聚集，進(jìn)而優(yōu)先帶來第三產(chǎn)業(yè)部門的快速發(fā)展與規(guī)模擴(kuò)張，第三產(chǎn)業(yè)部門的擴(kuò)張會進(jìn)一步創(chuàng)造和釋放出相對低技能的創(chuàng)業(yè)就業(yè)崗位，吸引農(nóng)村地區(qū)居民進(jìn)入第三產(chǎn)業(yè)部門，進(jìn)而給地區(qū)內(nèi)的農(nóng)村居民帶來非農(nóng)收入增加機(jī)會，形成地區(qū)內(nèi)的農(nóng)村居民憑借第三產(chǎn)業(yè)部門擴(kuò)張來實(shí)現(xiàn)收入增加的獨(dú)特渠道，我們將之稱為“第三產(chǎn)業(yè)部門擴(kuò)張下的農(nóng)村居民收入引致效應(yīng)”。相反，隨著城市地區(qū)內(nèi)交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和完善，在中國眾多城市地區(qū)普遍出現(xiàn)第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重?cái)U(kuò)張而第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重收縮的顯著情形下，未必會促進(jìn)第二產(chǎn)業(yè)部門的擴(kuò)張，甚至?xí)霈F(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)的勞動力要素逐步轉(zhuǎn)移到第三產(chǎn)業(yè)部門的現(xiàn)象，這會極大限制甚至阻礙地區(qū)內(nèi)農(nóng)村居民通過第二產(chǎn)業(yè)部門實(shí)現(xiàn)增加收入的渠道。就此，我們提出機(jī)制渠道的研究假說4：

假設(shè)4：公路交通基礎(chǔ)設(shè)施導(dǎo)致地區(qū)內(nèi)農(nóng)村居民通過第三產(chǎn)業(yè)部門的擴(kuò)張來實(shí)現(xiàn)收入增加，可稱為“第三產(chǎn)業(yè)部門擴(kuò)張下的農(nóng)村居民收入引致效應(yīng)”。相反，不存在地區(qū)內(nèi)農(nóng)村居民通過第二產(chǎn)業(yè)部門來實(shí)現(xiàn)增加收入的機(jī)制渠道。

最后，無論從宏觀還是微觀層面來看，生產(chǎn)率是決定工資水平的決定性因素[22][23]。中國城市地區(qū)內(nèi)交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和完善，在降低各種產(chǎn)品和要素的運(yùn)輸成本、交易成本和信息交流成本的激勵作用下，必定會促進(jìn)各種要素向地區(qū)內(nèi)第三產(chǎn)業(yè)部門的轉(zhuǎn)移，形成聚集效應(yīng)、專業(yè)化經(jīng)濟(jì)和規(guī)模經(jīng)濟(jì)特征，從而對地區(qū)內(nèi)第三產(chǎn)業(yè)部門的勞動生產(chǎn)率形成促進(jìn)效應(yīng)。在中國眾多城市地區(qū)內(nèi)普遍出現(xiàn)第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重?cái)U(kuò)張而第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重收縮重大現(xiàn)象的情形下，甚至在出現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)部門的各種要素向第三產(chǎn)業(yè)部門轉(zhuǎn)移的情況下，可能導(dǎo)致地區(qū)內(nèi)交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和完善，不會對第二產(chǎn)業(yè)部門的勞動生產(chǎn)率造成促進(jìn)效應(yīng)的現(xiàn)象。為此，我們提出假說5：

假設(shè)5：公路交通基礎(chǔ)設(shè)施對城市地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率形成促進(jìn)效應(yīng)，并未對第二產(chǎn)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率形成促進(jìn)效應(yīng)。

三、計(jì)量模型與估計(jì)策略

(一)計(jì)量模型設(shè)定與重要變量定義

我們設(shè)計(jì)如下計(jì)量方程模型加以檢驗(yàn)：

(1)

在(1)式中，因變量Inequality_cityit表示中國地級城市地區(qū)i在年份t城市居民和農(nóng)村居民收入不平等程度的相關(guān)測度和代理變量。我們使用中國地級城市地區(qū)內(nèi)當(dāng)年城鎮(zhèn)居民可支配收入(Cityresidentincomeit)和農(nóng)村居民純收入(Ruralresidentincomeit)的比重來表示。周靖祥和王賢彬的研究指出，城鄉(xiāng)居民群體之間的收入不平等現(xiàn)象，是造成中國不同階層收入持續(xù)擴(kuò)大和貧富分化現(xiàn)象愈發(fā)嚴(yán)重的重要因素[24]。

針對(1)式中的核心解釋變量，我們采取的設(shè)計(jì)策略是：一方面，使用中國各地級城市地區(qū)層面的公路里程總公里數(shù)與各地級城市地區(qū)總面積(單位平方公里)的比值Roadintensityit作為衡量中國各城市層面公路密集度變量的代理變量。一個基本邏輯是，由于中國各城市地區(qū)層面的公路總里程數(shù)量與地區(qū)本身的面積密切相關(guān)，面積越大的城市地區(qū)公路總里程數(shù)量相對越大，因此，我們采取去規(guī)?；墓访芗茸兞肯鄬χ担芸坍嬛袊鞒鞘械貐^(qū)的公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)狀況。另一方面，使用中國各地級城市地區(qū)的等級公路里程與各地級城市地區(qū)總面積(單位平方公里)的比值變量Highwayintensityit。由于中國各地級城市地區(qū)的等級公路建設(shè)質(zhì)量相對更高，通勤設(shè)施條件更為便捷，可能更能體現(xiàn)交通基礎(chǔ)設(shè)施的優(yōu)勢，因此，該代理變量能更好地衡量一個地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)狀況。此外，鑒于中國已進(jìn)入高鐵時代，仍然使用公路作為交通基礎(chǔ)設(shè)施的衡量指標(biāo)是否準(zhǔn)確？針對這個疑問，通過數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，其實(shí)公路在整個交通基礎(chǔ)設(shè)施中，無論是客運(yùn)量還是貨運(yùn)量的占比中，都處于絕對占比地位(見圖1)。而且，我們使用的是2002～2016年城市層面的數(shù)據(jù)，而農(nóng)村地區(qū)開始大規(guī)模修建公路等交通基礎(chǔ)設(shè)施始于2003年，基本和本文的樣本時間區(qū)間吻合，考慮到小城市及農(nóng)村很少有鐵路站點(diǎn)，因此，使用公路密集度作為交通基礎(chǔ)設(shè)施的衡量指標(biāo)仍具有相當(dāng)代表性。

圖1 中國公路鐵路運(yùn)量占比的變化趨勢圖

按照安格里斯特和皮斯克對計(jì)量模型設(shè)定和控制變量的選擇邏輯[25]，在綜合考慮數(shù)據(jù)的可獲得性以及盡量保證各控制變量外生性特征的基礎(chǔ)上，本文在計(jì)量方程(1)式的控制變量集X中加入一些控制變量，具體包括：1)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平因素。使用中國各地級城市地區(qū)的人均真實(shí)GDP水平指標(biāo)變量(PerGDP_cityit)來表示，計(jì)算方法是使用各地級城市當(dāng)年的真實(shí)GDP規(guī)模與地區(qū)當(dāng)年的人口總數(shù)的比值來定義。其中，各地級城市當(dāng)年的真實(shí)GDP估算方法是以2002年基期，采用中國各省份地區(qū)的GDP平減指數(shù)來調(diào)整獲取各地區(qū)真實(shí)GDP數(shù)值。顯然，各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是影響地區(qū)內(nèi)城鄉(xiāng)居民收入差距的重要因素。2)地區(qū)財(cái)政收入狀況因素。使用中國各地級城市地區(qū)的當(dāng)年政府財(cái)政收入與地區(qū)GDP的比重變量(Fiscalrevenue_gdpit)來表示。從一般邏輯看，作為政府財(cái)政收入的重要來源，稅收是調(diào)節(jié)個人收入的重要政策手段。地區(qū)財(cái)政支出狀況因素，使用中國各地級城市地區(qū)的當(dāng)年政府財(cái)政支出與地區(qū)GDP的比重變量(Fiscalspend_gdpit)來表示。同樣的邏輯是，政府財(cái)政轉(zhuǎn)移支付以及各種扶持補(bǔ)貼舉措，也是調(diào)節(jié)不同群體之間收入差距的重要手段。3)地區(qū)消費(fèi)水平因素。使用中國各地級城市地區(qū)的當(dāng)年社會消費(fèi)品零售額與地區(qū)GDP的比重變量(Consumption_gdpit)來表示。消費(fèi)水平可以間接反映地區(qū)內(nèi)不同群體收入水平的差距，我們估測，我國地區(qū)消費(fèi)水平與地區(qū)內(nèi)城鄉(xiāng)居民收入差距之間呈倒U型的非線性關(guān)系。這其中的可能邏輯是，在那些城鄉(xiāng)居民收入差距尚未超過某個門檻的地區(qū)中，地區(qū)內(nèi)城鄉(xiāng)居民收入差距的逐步加大，意味著城鎮(zhèn)居民的收入水平提高相對較快，因此，以城鎮(zhèn)居民群體邊際消費(fèi)遞增效應(yīng)主導(dǎo)的消費(fèi)能力持續(xù)增長，可以促進(jìn)地區(qū)整體消費(fèi)水平的提升。而在那些城鄉(xiāng)居民收入差距超過某個門檻的地區(qū)中，地區(qū)內(nèi)城鄉(xiāng)居民收入差距的持續(xù)加大，既意味著城鎮(zhèn)居民群體中邊際消費(fèi)遞增效應(yīng)的發(fā)生，也意味著農(nóng)村居民群體收入能力不足造成的消費(fèi)能力不足，因此，導(dǎo)致地區(qū)整體消費(fèi)水平下降。4)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素。使用中國各地級城市地區(qū)的工業(yè)部門總產(chǎn)值與地區(qū)GDP的比重變量(Industrysale_gdpit)來表示。顯然，地區(qū)不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，意味著不同產(chǎn)業(yè)部門中差異性的邊際產(chǎn)出效應(yīng)，也就決定了不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中不同群體的收入水平。

除了上述控制變量，我們在計(jì)量方程(1)式中還納入了城市個體層面的虛擬變量和年份的虛擬變量，前者用于控制地區(qū)的地理區(qū)位、自然稟賦條件、地區(qū)政府發(fā)展政策差異性等因素而導(dǎo)致的異質(zhì)性效應(yīng)，后者用于控制無法觀測的外部因素以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展動態(tài)變化帶來的可能沖擊性影響效應(yīng)。εit表示服從i.i.d的隨機(jī)擾動項(xiàng)。本文研究數(shù)據(jù)主要源于《中國城市層面的地形起伏度指標(biāo)》(RDLS)、封志明等(2007、2014)的文獻(xiàn)[26][27]，其他城市層面數(shù)據(jù)源于歷年《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和《火炬統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(二)內(nèi)生性問題討論與工具變量設(shè)計(jì)

針對前文計(jì)量方程(1)式，要得到核心解釋變量Roadit回歸系數(shù)β的一致性估計(jì)結(jié)果，容易引發(fā)質(zhì)疑的是，一方面由于遺漏可能存在的重要變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，另一方面由于核心解釋變量Road和因變量Inequality_city之間可能存在的逆向因果關(guān)系所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。對于前者，由于我們在(1)式中盡可能設(shè)置了文獻(xiàn)通常使用的影響地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入不平等程度的各種重要因素，特別是控制了城市個體層面固定效應(yīng)，遺漏重要變量的問題并不突出。對于后者，需要深入探究的是，中國各城市地區(qū)內(nèi)的城鄉(xiāng)居民收入不平等程度因素是否會影響城市地區(qū)中政府對公路基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)能力和動力。其中容易被發(fā)現(xiàn)的影響機(jī)制是，中國各城市地區(qū)中城鄉(xiāng)居民收入差距相對越小，意味著地區(qū)內(nèi)經(jīng)濟(jì)一體化程度相對越高，對地區(qū)內(nèi)公路為主的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的內(nèi)在需求相對越強(qiáng)，從而形成“經(jīng)濟(jì)發(fā)展一體化倒逼交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)”的中國特色機(jī)制。在這種影響機(jī)制的作用效應(yīng)下，計(jì)量方程(1)式中核心解釋變量和因變量之間可能存在嚴(yán)重的逆向因果關(guān)系，導(dǎo)致其中的內(nèi)生性問題相對比較突出。針對這個難以忽略的影響機(jī)制中可能包含的因果逆向關(guān)系帶來的內(nèi)生性問題，較好的處理策略是尋找合適的外生性工具變量。

針對以上問題，我們擬采用中國在上一年份的建筑業(yè)工資收入變量Salary(單位：萬元)與中國各地級城市的地形起伏度變量的乘積項(xiàng)變量RDLS_city，作為本文使用的工具變量。顯然，地形起伏度是影響中國公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)難度和成本的重要因素。需要注意的是，地形起伏度越復(fù)雜且地形落差越大的公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)過程，對體力勞動者的需求相對越多，體力勞動者的工資收入就成為影響中國公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)成本的重要因素之一。從中國體力勞動者的就業(yè)崗位來看，主要集中在建筑業(yè)，因此，建筑業(yè)工資收入在很大程度上能夠代表體力勞動者的成本，進(jìn)而影響公路基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)成本。雖然中國整體層面的建筑業(yè)工資水平并不能直接影響單獨(dú)地區(qū)的生產(chǎn)率，采用上一年的建筑業(yè)工資水平，可進(jìn)一步避免二者之間可能存在的內(nèi)在聯(lián)系，從而盡可能保證工具變量的外生性特征。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表1展示了中國各城市地區(qū)層面的公路密集度對地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入差距影響效應(yīng)的OLS檢驗(yàn)結(jié)果。

表1 中國城市層面公路密集度對地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入不平等影響效應(yīng)的OLS回歸結(jié)果

從模型1和模型2的估計(jì)結(jié)果來看，在不納入控制變量的模型1中，核心解釋變量的回歸系數(shù)在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正。在納入控制變量的模型2中，核心解釋變量的回歸系數(shù)為正，但不顯著。類似地，從模型3和模型4的估計(jì)結(jié)果來看，在不納入控制變量的模型3中，核心解釋變量的回歸系數(shù)在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正。而在納入控制變量的模型4中，核心解釋變量的回歸系數(shù)也為正，但不顯著。這些經(jīng)驗(yàn)結(jié)果可能初步說明，中國各城市地區(qū)層面的公路密集度對地區(qū)內(nèi)城鄉(xiāng)居民收入差距產(chǎn)生了正向的促進(jìn)效應(yīng)。然而，表1的OLS回歸結(jié)果由于沒有解決計(jì)量方程(1)式中可能存在的逆向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，得到的估計(jì)結(jié)果未必可靠。

(二)工具變量回歸結(jié)果

表2展示了中國各城市地區(qū)層面的公路密集度對地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入差距影響效應(yīng)的2SLS檢驗(yàn)結(jié)果。遵循類似的邏輯，在不納入控制變量的模型1中，核心解釋變量的回歸系數(shù)在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)。而在納入控制變量的模型2中，核心解釋變量的回歸系數(shù)也在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)。同樣，在模型3和4中，核心解釋變量的回歸系數(shù)也在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)。由此可見，在采用合適的工具變量有效處理內(nèi)生性問題的情形下，相較于OLS的估計(jì)結(jié)果，我們關(guān)注的核心解釋變量的回歸系數(shù)符合由正轉(zhuǎn)負(fù)，且表現(xiàn)出穩(wěn)定的高度顯著性。

表2 中國城市層面公路密集度對地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入不平等影響效應(yīng)的2SLS回歸結(jié)果

以模型2為例，在保持其他條件不變時，公路密集度每增加一個單位，則城鄉(xiāng)居民收入差距可以下降約1.40個百分點(diǎn)。這些檢驗(yàn)結(jié)果說明，中國各城市地區(qū)層面公路基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和完善，對地區(qū)內(nèi)城鄉(xiāng)居民收入差距產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用效應(yīng)，即公路基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和完善可以縮小地區(qū)內(nèi)城鄉(xiāng)居民收入不平等現(xiàn)象，從而對中國貧富差距分化現(xiàn)象產(chǎn)生有效緩解。因此，本文的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)支持中國公路基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和完善，能夠有效緩解城鄉(xiāng)居民收入不平等的理論假說，為研究假設(shè)1提供了支持證據(jù)。而且，從各控制變量的估計(jì)結(jié)果來看，可以發(fā)現(xiàn)它們的回歸系數(shù)和顯著性多數(shù)均符合預(yù)期，說明我們在計(jì)量方程(1)式中選擇和設(shè)計(jì)控制變量的合理性。進(jìn)一步，從第一階段的回歸結(jié)果看，表2中各模型的回歸結(jié)果顯示，工具變量回歸系數(shù)均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，驗(yàn)證了我們設(shè)計(jì)工具變量的理論預(yù)期，即由于城市地區(qū)的地形起伏度越大，導(dǎo)致建造公路基礎(chǔ)設(shè)施的難度越大以及成本相對越高，造成地區(qū)內(nèi)公路密集度相對越低。此外，表2中倒數(shù)第三和第四行展示的工具變量識別不足檢驗(yàn)和弱識別檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量均在1%統(tǒng)計(jì)上否認(rèn)了原假設(shè)，從而進(jìn)一步驗(yàn)證了本文設(shè)計(jì)工具變量的合理性。

(三)穩(wěn)健性回歸結(jié)果

1.替換工具變量

針對以上工具變量的估計(jì)結(jié)果，仍可能存在質(zhì)疑的是，在中國情景下的地形坡度指標(biāo)(Terrain Slope Index)未必是地區(qū)公路基礎(chǔ)設(shè)施的最好工具變量。因此，為了確保實(shí)證結(jié)果的可靠性，我們嘗試使用Wang等采用的地區(qū)地形坡度指標(biāo)(Terrain Slope Index)[28]，重新作為地區(qū)公路基礎(chǔ)設(shè)施的工具變量，將本文工具變量替換為中國各城市地區(qū)的地形坡度指標(biāo)變量的相應(yīng)2SLS回歸結(jié)果(見表3)。

表3 中國城市層面公路密集度對地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入不平等影響效應(yīng)的2SLS回歸結(jié)果(替換工具變量)

從模型1和模型2的估計(jì)結(jié)果來看，無論在納入或不納入控制變量的情形下，核心解釋變量回歸系數(shù)均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)。類似地，從模型3和模型4的估計(jì)結(jié)果來看，核心解釋變量的回歸系數(shù)也均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)。這些檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步說明，中國各城市地區(qū)層面公路基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和完善，可以縮小地區(qū)內(nèi)城鄉(xiāng)居民收入不平等現(xiàn)象，從而對中國貧富差距分化現(xiàn)象產(chǎn)生積極有效的緩解作用。而且，工具變量在各模型的回歸結(jié)果中在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，從而說明由于城市地區(qū)的地形坡度指標(biāo)越大，在地區(qū)內(nèi)建造公路基礎(chǔ)設(shè)施的難度越大，且成本也相對越高，從而導(dǎo)致地區(qū)內(nèi)公路密集度相對越低的基本事實(shí)。

2.考慮遺漏可能的重要變量

對于計(jì)量方程(1)式，雖然我們控制了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量以及城市地區(qū)層面的個體固定效應(yīng)，但正如杜蘭頓和特納指出的邏輯，工具變量估計(jì)的有效性并不是無條件正交性，而是取決于因變量的正交性和工具變量對控制變量的條件[29]。因此，可以在計(jì)量方程(1)式中通過增加額外的控制變量，來嘗試檢驗(yàn)和保證工具變量和擾動項(xiàng)εit之間的不相關(guān)性。為此，考慮到地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展條件和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征，必然受到當(dāng)?shù)刈匀画h(huán)境因素影響和制約，為此，我們在計(jì)量方程(1)式中納入如下控制變量：地區(qū)平均氣溫變量、地區(qū)平均相對濕度、地區(qū)時降雨量、地區(qū)日照時數(shù)以及地區(qū)PM2.5均值。這些增加的控制變量既是體現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長所需要的各種自然環(huán)境制約條件的重要外生性變量，也是反映某地區(qū)粗放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式以及環(huán)境不友好型的相對低端化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的重要變量，所有的相應(yīng)2SLS回歸結(jié)果展示在表4中。

表4 中國城市層面公路密集度對地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入不平等影響效應(yīng)的2SLS回歸結(jié)果(增加控制變量)

具體來看，從以地形坡度為工具變量的模型1和模型3的估計(jì)結(jié)果來看，核心解釋變量的回歸系數(shù)均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)。類似地，從以地形起伏度為工具變量的模型2和模型4的估計(jì)結(jié)果來看，核心解釋變量的回歸系數(shù)仍均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)。這些檢驗(yàn)結(jié)果再次證明，即便在增加控制變量保證工具變量和擾動項(xiàng)εit之間不相關(guān)性的情形下，仍然可以得出,中國各城市地區(qū)層面公路基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和完善，可以縮小地區(qū)內(nèi)城鄉(xiāng)居民收入不平等現(xiàn)象。同時，從核心解釋變量回歸系數(shù)的數(shù)值來看，即便增加了如此多的控制變量，也未見有本質(zhì)性變化，說明本文不存在嚴(yán)重的遺漏重要變量問題。

五、機(jī)制分析

(一)工資追趕效應(yīng)

表5展示了我們將計(jì)量方程(1)式中的因變量替換為各城市地區(qū)城鎮(zhèn)居民可支配真實(shí)收入的對數(shù)值變量，所獲得的中國各城市地區(qū)層面公路密集度對地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入影響效應(yīng)的2SLS檢驗(yàn)結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，無論是納入或不納入控制變量，核心解釋變量的回歸系數(shù)均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正。這就表明，中國各地級城市地區(qū)層面的公路基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和完善，對地區(qū)內(nèi)城鎮(zhèn)居民群體可支配收入產(chǎn)生了積極的促進(jìn)效應(yīng)。具體來看，以模型2為例，在保持其他條件不變的情況下，公路密集度增加一個單位，則城鎮(zhèn)居民可支配真實(shí)收入會提高約59%。

表5 中國城市層面公路密集度對地區(qū)城鎮(zhèn)居民可支配收入影響效應(yīng)的2SLS回歸結(jié)果

表6展示了我們將計(jì)量方程(1)式中的因變量替換為各城市地區(qū)農(nóng)村居民真實(shí)純收入的對數(shù)值變量，所獲得的中國各城市地區(qū)層面公路密集度對地區(qū)農(nóng)村居民收入影響效應(yīng)的2SLS檢驗(yàn)結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，無論是納入或不納入控制變量，核心解釋變量的回歸系數(shù)均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正。這就說明，中國各地級城市地區(qū)層面的公路基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和完善，對地區(qū)內(nèi)農(nóng)村居民群體純收入產(chǎn)生了積極的促進(jìn)效應(yīng)。

表6 中國城市層面公路密集度對地區(qū)農(nóng)村居民純收入影響效應(yīng)的2SLS回歸結(jié)果

具體來看，以模型2為例，在保持其他條件不變的情況下，公路密集度每增加一單位，則城鎮(zhèn)居民可支配真實(shí)收入會提高約10.5。進(jìn)一步觀察，中國各城市地區(qū)層面公路密集度對農(nóng)村居民群體純收入的邊際促進(jìn)效應(yīng)要遠(yuǎn)高于城鎮(zhèn)居民群體，這就可以理解中國公路交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和完善，對地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入不平等現(xiàn)象所產(chǎn)生緩解效應(yīng)的內(nèi)在機(jī)制。由此可以得出明確判斷，正是公路基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和完善，在其他條件相同的情況下，對農(nóng)村居民群體純收入的邊際促進(jìn)效應(yīng)遠(yuǎn)高于城鎮(zhèn)居民群體，從而導(dǎo)致地區(qū)內(nèi)農(nóng)村群體居民純收入的增長效應(yīng)超過城鎮(zhèn)居民群體，進(jìn)而形成彼此間收入的追趕效應(yīng)。

以上檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)為研究假設(shè)3提供了支持證據(jù)。我們發(fā)現(xiàn)可能驗(yàn)證的邏輯機(jī)制是：一方面，公路主導(dǎo)的交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，強(qiáng)化了地區(qū)中的勞動力、資金等要素資源向核心城區(qū)的聚集和轉(zhuǎn)移，促進(jìn)了核心城區(qū)的產(chǎn)業(yè)聚集特別是第三產(chǎn)業(yè)的聚集和擴(kuò)張，增加了核心城區(qū)的就業(yè)崗位需求，進(jìn)而通過對勞動者市場供需關(guān)系的調(diào)節(jié)以及產(chǎn)業(yè)聚集效應(yīng)帶來邊際勞動生產(chǎn)效率的提升，拉動了核心城區(qū)勞動者工資水平的持續(xù)增長；另一方面，針對地區(qū)中的農(nóng)村地區(qū)而言，在個人和家庭擁有耕種土地極為有限的情形下，分散的小農(nóng)經(jīng)濟(jì)經(jīng)營模式對增加農(nóng)村居民收入的作用相對有限，而隨著交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和完善，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)特別是第三產(chǎn)業(yè)向核心城區(qū)聚集和擴(kuò)張，可以增加農(nóng)村居民的進(jìn)城打工機(jī)會并增加非農(nóng)收入，從而形成農(nóng)村居民純收入增加的重要來源。

(二)不同產(chǎn)業(yè)部門傳遞效應(yīng)

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)中國公路基礎(chǔ)設(shè)施對地區(qū)內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距所產(chǎn)生抑制效應(yīng)的內(nèi)在機(jī)制，表7和表8分別展示了在納入中國各地級城市地區(qū)中不同產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員所占總就業(yè)人數(shù)比重的交互項(xiàng)的2SLS檢驗(yàn)結(jié)果。

其中，我們將變量Primaryindustrylabor_totallabor、Secondaryindustrylabor_totallabor、Servicesectorlabor_totallabor分別定義為中國城市地區(qū)中一、二、三產(chǎn)業(yè)部門就業(yè)人員所占地區(qū)總就業(yè)人數(shù)比重。從表7的回歸結(jié)果可以觀察出，模型1中核心解釋變量與第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占比的交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為負(fù)但不顯著，模型2中核心解釋變量與第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占比的交互項(xiàng)的回歸系數(shù)在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，而模型3中核心解釋變量與第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占比的交互項(xiàng)的回歸系數(shù)在1%統(tǒng)計(jì)水平顯著為正。模型4-6的估計(jì)結(jié)果保持一致。這就充分說明，在那些第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占地區(qū)就業(yè)人數(shù)比重越高的地區(qū)，公路密集度對地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入產(chǎn)生顯著的抑制效應(yīng)。而在那些第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占地區(qū)就業(yè)人數(shù)比重越高的地區(qū)，公路密集度對地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入產(chǎn)生顯著的抑制效應(yīng)。同時，在那些第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占地區(qū)就業(yè)人數(shù)比重越高的地區(qū)，公路密集度對地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入產(chǎn)生顯著的促進(jìn)效應(yīng)。

表7 中國城市層面公路密集度對地區(qū)城鎮(zhèn)居民可支配收入影響效應(yīng)的2SLS回歸結(jié)果(考慮不同產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員所占比重的交互項(xiàng))

從表8中可以觀察出，模型1中核心解釋變量與第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占比的交互項(xiàng)的回歸系數(shù)在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，模型2中核心解釋變量與第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占比的交互項(xiàng)的回歸系數(shù)在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，模型3中核心解釋變量與第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占比的交互項(xiàng)的回歸系數(shù)在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正。類似地，模型4-6的估計(jì)結(jié)果保持一致。這些檢驗(yàn)結(jié)果說明，在那些第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占地區(qū)就業(yè)人數(shù)比重相對越高的地區(qū)，公路密集度對地區(qū)農(nóng)村居民收入產(chǎn)生顯著的抑制效應(yīng)。在那些第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占地區(qū)就業(yè)人數(shù)比重相對越高的地區(qū)，公路密集度對地區(qū)農(nóng)村居民收入產(chǎn)生顯著的抑制效應(yīng)。而在那些第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占地區(qū)就業(yè)人數(shù)比重相對越高的地區(qū)，公路密集度對地區(qū)農(nóng)村居民收入產(chǎn)生顯著的促進(jìn)效應(yīng)。

由此，可以進(jìn)一步得出的內(nèi)在機(jī)制是，中國公路基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和完善會促進(jìn)地區(qū)各種要素資源向核心城區(qū)轉(zhuǎn)移和聚集，在促進(jìn)主要分布核心城區(qū)第三產(chǎn)業(yè)加速擴(kuò)張和發(fā)展的情形下，導(dǎo)致第三產(chǎn)業(yè)部門成為地區(qū)內(nèi)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民創(chuàng)造和釋放大量就業(yè)崗位以及收入增加的主要來源。而且，就核心解釋變量與第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占比的交互項(xiàng)的回歸系數(shù)數(shù)值比較而言，表8中的回歸系數(shù)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于表7，由此表明，第三產(chǎn)業(yè)部門對農(nóng)村居民收入帶來的增長效應(yīng)更多地高于城鎮(zhèn)居民，進(jìn)一步強(qiáng)化了中國城市地區(qū)中農(nóng)村居民收入對城鎮(zhèn)居民收入的追趕效應(yīng)。這一發(fā)現(xiàn)為研究假設(shè)4提供了有利支撐證據(jù)。

表8 中國城市層面公路密集度對地區(qū)農(nóng)村居民純收入影響效應(yīng)的2SLS回歸結(jié)果(考慮不同產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員所占比重的交互項(xiàng))

(三)不同產(chǎn)業(yè)部門生產(chǎn)率促進(jìn)效應(yīng)

從以上檢驗(yàn)結(jié)果，我們揭示出中國公路基礎(chǔ)設(shè)施對城鄉(xiāng)居民收入不平等產(chǎn)生緩解的關(guān)鍵作用機(jī)制，具體體現(xiàn)在，公路基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和完善會促進(jìn)地區(qū)各種要素資源向核心城區(qū)轉(zhuǎn)移和聚集，從而促進(jìn)主要分布核心城區(qū)第三產(chǎn)業(yè)的加速擴(kuò)張，導(dǎo)致第三產(chǎn)業(yè)部門成為地區(qū)內(nèi)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民創(chuàng)造和釋放大量就業(yè)崗位的主要來源。在這種情形下，第三產(chǎn)業(yè)部門對農(nóng)村居民收入的促進(jìn)效應(yīng)顯著高于城鎮(zhèn)居民，這就形成農(nóng)村居民群體相對于城鎮(zhèn)居民群體的收入追趕效應(yīng)。

然而，要完整理解和驗(yàn)證這個傳導(dǎo)機(jī)制，仍然缺失的重要一環(huán)是，基于不同產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率是決定該部門工資水平條件的理論機(jī)制，要確認(rèn)第三產(chǎn)業(yè)部門對農(nóng)村居民收入的促進(jìn)效應(yīng)顯著高于城鎮(zhèn)居民，需要進(jìn)一步檢驗(yàn)的是，中國公路基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和完善，對第三產(chǎn)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率所產(chǎn)生的促進(jìn)效應(yīng)要顯著高于第二產(chǎn)業(yè)部門。為此，我們設(shè)計(jì)如下計(jì)量方程加以檢驗(yàn)：

Laborproductivity_industryit=γ+φ·Roadit+

φ·Z+ηcity+ηyear+νit

(2)

在(2)式中，因變量Laborproductivity_industryit表示中國城市地區(qū)i在年份t的不同產(chǎn)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率，其中，SecondaryindustryLaborproductivityit表示中國城市地區(qū)i在年份t第二產(chǎn)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率，定義為城市地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)部門真實(shí)增加值與就業(yè)人數(shù)的比值。ServicesectorLaborproductivityit表示中國城市地區(qū)i在年份t第三產(chǎn)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率，定義為城市地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)部門真實(shí)增加值與就業(yè)人數(shù)的比值。核心解釋變量與控制變量集Z中的各變量定義與計(jì)量方程(1)式相應(yīng)，此處不再贅述。ηcity和ηyear分別是城市層面?zhèn)€體固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，νit是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

表9和10分別展示了中國城市層面公路密集度對地區(qū)第二、第三部門生產(chǎn)率影響效應(yīng)的2SLS檢驗(yàn)結(jié)果?？梢钥闯?，在表9的各模型回歸結(jié)果中，無論納入控制變量與否，核心解釋變量的回歸系數(shù)均不顯著。

表9 中國城市層面公路密集度對地區(qū)第二部門生產(chǎn)率影響效應(yīng)的2SLS回歸結(jié)果

對比來看，在表10的各模型回歸結(jié)果中，無論納入控制變量與否，核心解釋變量的回歸系數(shù)均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正。這說明中國公路基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和完善并未對地區(qū)內(nèi)第二產(chǎn)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率形成有效的促進(jìn)效應(yīng)，但卻對第三產(chǎn)業(yè)部門的勞動生產(chǎn)率形成顯著的促進(jìn)效應(yīng)。這一發(fā)現(xiàn)為研究假設(shè)5也提供了證據(jù)。由此表明，一方面，中國公路基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和完善，并未能夠促進(jìn)高端要素向第二產(chǎn)業(yè)部門的轉(zhuǎn)移和聚集，相反，卻造成了高端要素流向第三產(chǎn)業(yè)部門，進(jìn)而造成了公路對地區(qū)第二、第三產(chǎn)業(yè)部門生產(chǎn)率的差異性作用效應(yīng)。另一方面，由于勞動生產(chǎn)率是決定不同部門或群體工資水平的基礎(chǔ)性因素，因此，在公路對地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率形成正向促進(jìn)效應(yīng)的情形下，其必然能保證公路對第三部門工資水平的促進(jìn)效應(yīng)，從而進(jìn)一步吸引地區(qū)居民特別是農(nóng)村居民向第三產(chǎn)業(yè)部門的轉(zhuǎn)移和聚集。

表10 中國城市層面公路密集度對地區(qū)第三部門生產(chǎn)率影響效應(yīng)的2SLS回歸結(jié)果

六、結(jié)論與政策含義

主動建設(shè)好交通基礎(chǔ)設(shè)施，是中國促進(jìn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展和實(shí)現(xiàn)區(qū)域均衡化發(fā)展目標(biāo)的重大戰(zhàn)略舉措之一。講好路與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的故事，是我國學(xué)者應(yīng)當(dāng)解答的新時代重大任務(wù)之一。本文的主要結(jié)論是：(1)中國公路基礎(chǔ)設(shè)施對城鄉(xiāng)居民收入差距具有緩解作用。(2)中國公路基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)村居民收入相對于城鎮(zhèn)居民的收入促進(jìn)效應(yīng)具有追趕效應(yīng)。(3)中國公路基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)村居民收入相對于城鎮(zhèn)居民收入促進(jìn)效應(yīng)的追趕效應(yīng)，主要是依靠地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)部門的擴(kuò)張效應(yīng)以及對第三產(chǎn)業(yè)部門的勞動生產(chǎn)率渠道來實(shí)現(xiàn)的。

由以上結(jié)論可以得到的政策內(nèi)涵是：一方面，針對中國日益凸顯的收入不平等現(xiàn)象，鑒于當(dāng)前交通基礎(chǔ)設(shè)施對中國城鄉(xiāng)居民收入差距所具有的突出緩解作用，繼續(xù)鼓勵和加強(qiáng)針對農(nóng)村地區(qū)以及欠發(fā)達(dá)地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施投資，是促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)增長的重要政策舉措。另一方面，要重視地區(qū)中交通基礎(chǔ)設(shè)施對第三產(chǎn)業(yè)部門的擴(kuò)張和發(fā)展所具有的獨(dú)特促進(jìn)作用。事實(shí)上，第三產(chǎn)業(yè)部門的擴(kuò)張和發(fā)展已經(jīng)成為中國多數(shù)地區(qū)城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)居民的創(chuàng)業(yè)就業(yè)崗位以及收入增長的促進(jìn)器。而且，交通基礎(chǔ)設(shè)施對第三產(chǎn)業(yè)部門產(chǎn)生的聚集效應(yīng)，也會促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率的提高。因此，對于中國各級政府而言，要主動利用好交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和第三產(chǎn)業(yè)部門發(fā)展的相互支撐關(guān)系，同時，不要忽略第二產(chǎn)業(yè)部門中的制造業(yè)部門和地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)之間的互補(bǔ)關(guān)系。