魏作磊，劉海燕，陳麗嫻

(廣東外語(yǔ)外貿(mào)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，廣東 廣州 510006)

一、問(wèn)題提出

20世紀(jì)90年代以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長(zhǎng)。與此同時(shí)，諸多結(jié)構(gòu)性問(wèn)題也日漸積累，其中就包括收入分配問(wèn)題。經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入“新常態(tài)”后，收入分配范圍已不僅限于發(fā)展成果的分配問(wèn)題，更關(guān)系到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的可持續(xù)性[1]。因此，在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢(shì)和實(shí)現(xiàn)共同富裕的背景下，收入分配不平等問(wèn)題亟待解決。伴隨服務(wù)業(yè)占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)比重上升，服務(wù)業(yè)就業(yè)占總就業(yè)的比重隨之上升，服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整也與收入分配高度相關(guān)[2]。受益于經(jīng)濟(jì)全球化下的國(guó)際產(chǎn)業(yè)鏈分工及改革開放帶來(lái)的階段性人口紅利，中國(guó)逐漸由落后農(nóng)業(yè)國(guó)向制造業(yè)大國(guó)轉(zhuǎn)變。伴隨服務(wù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，當(dāng)前中國(guó)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型正面臨著新格局，如何優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以穩(wěn)定就業(yè)并促進(jìn)居民平均勞動(dòng)收入份額增長(zhǎng)已成為重要研究命題。目前發(fā)達(dá)國(guó)家服務(wù)業(yè)占GDP比重普遍超過(guò)70%并保持增勢(shì)，從發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)驗(yàn)來(lái)看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型通常會(huì)改變社會(huì)經(jīng)濟(jì)形態(tài)和生產(chǎn)組織方式，進(jìn)而沖擊城市內(nèi)部的就業(yè)及收入分配[3]。中國(guó)服務(wù)業(yè)占GDP比重于2015年首次超過(guò)50%并繼續(xù)保持穩(wěn)進(jìn)增勢(shì)。當(dāng)前服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整將為各地區(qū)居民收入分配帶來(lái)怎樣的影響？這是亟須探討的理論問(wèn)題。

二、文獻(xiàn)綜述

收入分配不平等問(wèn)題一直是國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)注的熱點(diǎn)問(wèn)題，了解產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型過(guò)程中不同個(gè)體的財(cái)富分配效應(yīng)對(duì)于認(rèn)識(shí)經(jīng)濟(jì)演變進(jìn)程中的收入分配問(wèn)題具有重要作用。從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)角度出發(fā)，劉易斯(Lewis，1954)最早提出二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)模型，該模型以就業(yè)結(jié)構(gòu)為切入點(diǎn)刻畫產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與收入分配之間的關(guān)系[4]。在此基礎(chǔ)上，庫(kù)茲涅茨(Kuznets，1955)[5]提出的倒U型理論也揭示了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與收入分配間的一般關(guān)系，從而奠定了該研究領(lǐng)域的邏輯起點(diǎn)。此后，倒U型曲線的存在得到了學(xué)者們的普遍驗(yàn)證[6-7]。希茨等(Sheets et al.，1987)基于美國(guó)服務(wù)業(yè)發(fā)展的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)發(fā)現(xiàn)個(gè)別服務(wù)行業(yè)的擴(kuò)張會(huì)擴(kuò)大低工資水平勞動(dòng)就業(yè)規(guī)模[8]。托爾貝克等(Thorbecke et al.，1996)發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)和服務(wù)業(yè)的減貧效應(yīng)大于工業(yè)部門，農(nóng)村減貧所取得的成效主要來(lái)源于農(nóng)業(yè)部門技術(shù)進(jìn)步和非農(nóng)部門就業(yè)增加[9-10]。邁入服務(wù)經(jīng)濟(jì)后，產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)形態(tài)逐漸由以制造業(yè)為基礎(chǔ)向以服務(wù)業(yè)為基礎(chǔ)轉(zhuǎn)變，高技能人才成為新經(jīng)濟(jì)形態(tài)的主力軍[11]。相較而言，依托于信息技術(shù)發(fā)展的新經(jīng)濟(jì)形態(tài)更注重對(duì)技能勞動(dòng)和人力資本的回報(bào)，在低技能勞動(dòng)力增長(zhǎng)的同時(shí)會(huì)帶來(lái)更大的收入差距[12]。布魯姆(Blum，2008)的研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)為美國(guó)高技能勞動(dòng)力帶來(lái)了高達(dá)60%的收入增長(zhǎng)[13]。此外，有學(xué)者從新古典多部門增長(zhǎng)模型中的結(jié)構(gòu)變化和總體動(dòng)態(tài)性視角出發(fā)對(duì)“卡爾多·庫(kù)茲涅茨風(fēng)格化事實(shí)”進(jìn)行解釋，指出政府服務(wù)供給不僅會(huì)對(duì)部門結(jié)構(gòu)產(chǎn)生扭曲效應(yīng)，還會(huì)影響代表性家庭的跨期替代彈性，從而改變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的總體動(dòng)態(tài)[14]。還有學(xué)者從資本和勞動(dòng)力之間的高度替代性解釋了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型過(guò)程中勞動(dòng)力份額下降的原因[15]。

由于中國(guó)服務(wù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起步較晚，服務(wù)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變對(duì)收入分配影響的研究成果還相對(duì)較少。林毅夫和劉培林(2003)從經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略角度出發(fā)對(duì)造成地區(qū)之間收入差距的結(jié)構(gòu)性原因進(jìn)行解釋[16]。靳衛(wèi)東(2010)指出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變是一個(gè)動(dòng)態(tài)過(guò)程，短期內(nèi)人力資本與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化不匹配是導(dǎo)致居民收入差距擴(kuò)大的重要因素，而從長(zhǎng)期看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化會(huì)通過(guò)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)縮小收入差距[17]。劉文釗(2014)認(rèn)為“去工業(yè)化”會(huì)增加結(jié)構(gòu)性失業(yè)，這使得低階層勞動(dòng)力收入水平不斷下降，但資本報(bào)酬僅集中于少部分高增值服務(wù)行業(yè)，最終導(dǎo)致收入分配不平等程度擴(kuò)大[18]。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷也是生產(chǎn)要素優(yōu)化配置所引致的生產(chǎn)率提高的結(jié)果，這與勞動(dòng)者收入關(guān)聯(lián)緊密，因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型也是導(dǎo)致居民收入分配不平等問(wèn)題的要因之一[19]。學(xué)者們大多從資本或勞動(dòng)偏向型技術(shù)進(jìn)步來(lái)解釋服務(wù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展加劇收入分配不平等的原因[20-22]。進(jìn)一步細(xì)分服務(wù)部門，張薦華和高軍(2019)認(rèn)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展有利于縮小本地區(qū)和周邊地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距，但這種作用會(huì)隨著城鎮(zhèn)化水平的提高由促進(jìn)轉(zhuǎn)變?yōu)橐种芠23]。隨著中國(guó)居民服務(wù)消費(fèi)需求的進(jìn)一步釋放，公共服務(wù)供給會(huì)通過(guò)改變產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)居民工資性收入產(chǎn)生影響[24]。

盡管目前國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與收入分配關(guān)系的研究總體上較為充分，但具體到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化視角的研究還很薄弱，且已有研究大多側(cè)重于刻畫產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)收入分配的直接作用，對(duì)于其具體的影響機(jī)制研究尚不充分。由于中國(guó)服務(wù)經(jīng)濟(jì)起步較晚，現(xiàn)有研究主要依托于西方先行工業(yè)化國(guó)家轉(zhuǎn)型升級(jí)經(jīng)驗(yàn)，而新經(jīng)濟(jì)形勢(shì)下中國(guó)亟須協(xié)調(diào)好產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型過(guò)程中不同階層勞動(dòng)者勞動(dòng)份額分配的公平性與高端生產(chǎn)要素投入帶來(lái)的收入分配效率提升之間的關(guān)系。本文將基于中國(guó)1999—2018年省級(jí)面板數(shù)據(jù)構(gòu)建空間計(jì)量與面板門檻模型，考察服務(wù)經(jīng)濟(jì)背景下產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)對(duì)居民收入分配不平等程度變化的具體影響機(jī)制。

三、理論機(jī)制分析

(一)理論框架

為刻畫服務(wù)業(yè)比重上升對(duì)收入分配的影響，本文基于傳統(tǒng)的柯布-道格拉斯(Cobb-Douglas)生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)造以要素所有者為主體的個(gè)體財(cái)富分配規(guī)范函數(shù)，在原函數(shù)基礎(chǔ)上引入資本的知識(shí)和技術(shù)溢出效應(yīng)，構(gòu)建如下生產(chǎn)函數(shù)：

U=C×F(AK，L)

(1)

式(1)中，U為產(chǎn)出，C為效應(yīng)系數(shù)，F(xiàn)為產(chǎn)出的示性函數(shù)，A為知識(shí)和技術(shù)溢出率，K為資本，L為勞動(dòng)。假設(shè)經(jīng)濟(jì)中存在a、b、c三個(gè)部門，其中a為農(nóng)業(yè)部門，b為工業(yè)部門，c為服務(wù)部門。由于各產(chǎn)業(yè)部門主導(dǎo)生產(chǎn)要素類型具有異質(zhì)性，本文將要素測(cè)度單位標(biāo)準(zhǔn)化為1，經(jīng)濟(jì)體中的要素所有者同時(shí)為生產(chǎn)者和消費(fèi)者，其收入Yi將被用于消費(fèi)、投資及儲(chǔ)蓄，借以實(shí)現(xiàn)個(gè)體的預(yù)期效用最大化。假設(shè)農(nóng)業(yè)部門需要1單位勞動(dòng)來(lái)實(shí)現(xiàn)個(gè)體最優(yōu)選擇，其產(chǎn)出Ua=F(L=1，AK=0)，而工業(yè)部門在專有生產(chǎn)工序中的資本投入(物質(zhì)資本、人力資本等)能替代部分傳統(tǒng)勞動(dòng)力，假設(shè)這兩種要素之間的替代彈性具有等價(jià)性(替代比例為1∶1)，則可將工業(yè)部門的產(chǎn)出表示為Ub=F(L=0，AK=2)?，F(xiàn)代服務(wù)業(yè)內(nèi)涵豐富的人力資本、知識(shí)和技術(shù)等要素，但同時(shí)服務(wù)業(yè)又具有傳統(tǒng)的手工人力特征，因此假設(shè)服務(wù)部門需要等比例的要素投入，其生產(chǎn)函數(shù)可表示為Uc=F(L=1，AK=1)。經(jīng)濟(jì)個(gè)體生產(chǎn)資金主要來(lái)源于貸款(利率為r)，其勞動(dòng)工資為w，因此個(gè)體的收益所得可表示為：

I=U-rAK-wL

(2)

下面討論產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的服務(wù)化趨勢(shì)處于不同發(fā)展階段的財(cái)富分配效應(yīng)。

在服務(wù)化結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型初期，技術(shù)和知識(shí)的傳導(dǎo)時(shí)效具有滯后性，此時(shí)資本要素投入的效率會(huì)高于其他生產(chǎn)要素，資本要素所有者將獲取較高水平的產(chǎn)出報(bào)酬(個(gè)體效用最大化滿足AK/L>1)。而在服務(wù)化結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型中后期，要素所有者受到生產(chǎn)規(guī)模效應(yīng)和學(xué)習(xí)曲線的影響，有更多機(jī)會(huì)實(shí)現(xiàn)財(cái)富分配的均等化(AK/L=1)，此時(shí)個(gè)體間的收入分配差距擴(kuò)大趨勢(shì)可能減緩或有所扭轉(zhuǎn)。為使個(gè)體產(chǎn)出實(shí)現(xiàn)收益最大化，式(2)將滿足：

(3)

即：

(4)

那么，個(gè)體效用最大化條件可表示為：

(5)

式(5)中的α為生產(chǎn)系數(shù)彈性，該式可進(jìn)一步簡(jiǎn)化為：

(6)

在服務(wù)化結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型初期(AK/L>1)，當(dāng)α、w增加，r減少時(shí)，單位勞動(dòng)資本回報(bào)增加，這意味著非資本要素(密集)所有者將獲得較低的回報(bào)，從而形成一種基于要素稟賦差異的生產(chǎn)要素所有者之間的單向補(bǔ)貼機(jī)制，導(dǎo)致個(gè)體財(cái)富分布向持有更多高尖端資本要素的生產(chǎn)者傾斜，此時(shí)高技能勞動(dòng)者往往會(huì)形成相對(duì)比較優(yōu)勢(shì)，個(gè)體財(cái)富差距將進(jìn)一步擴(kuò)大。而在服務(wù)化結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型中后期，這一階段的機(jī)會(huì)均等可能表現(xiàn)為AK/L=[α/(1-α)]×(w/r)=1，此時(shí)個(gè)體收入差距可能出現(xiàn)“逆倒灌”現(xiàn)象，個(gè)體之間的收入分配差距逐漸縮小。由此推論，服務(wù)業(yè)比重上升與收入分配可能呈現(xiàn)倒U型曲線關(guān)系，這一非線性關(guān)系的階段性呈現(xiàn)形式要以具體的產(chǎn)業(yè)發(fā)展背景為支撐[25]。

因此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：服務(wù)業(yè)比重上升與居民收入分配差距存在階段性非線性關(guān)系。

(二)空間溢出效應(yīng)

服務(wù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展雛形期，生產(chǎn)要素的流通空間更多局限于一定的地域維度內(nèi)，特定范圍內(nèi)不同要素的橫向流通無(wú)法有效催生出正的網(wǎng)絡(luò)外部性。這類定向化、專有化要素分配會(huì)加劇不同地區(qū)居民的收入分配差距。隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的分工深化，服務(wù)要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的財(cái)富效應(yīng)與不同要素的專有屬性一一對(duì)應(yīng)，產(chǎn)生要素間的屬性配比差異，此時(shí)具有更多資本偏向型要素的生產(chǎn)者會(huì)在生產(chǎn)空間上獲取更多比較優(yōu)勢(shì)，繼而產(chǎn)生小范圍的負(fù)向空間溢出效應(yīng)[26-27]。在服務(wù)業(yè)發(fā)展進(jìn)入成熟期，服務(wù)業(yè)發(fā)展水平維高、增長(zhǎng)速度維穩(wěn)成為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的內(nèi)部狀態(tài)，各產(chǎn)業(yè)間投入要素與產(chǎn)出結(jié)構(gòu)的調(diào)整能加速知識(shí)、技術(shù)、資本、勞動(dòng)等生產(chǎn)要素的跨區(qū)流動(dòng)，即不同生產(chǎn)者個(gè)體可以通過(guò)學(xué)習(xí)曲線及人力資本蓄水池效應(yīng)實(shí)現(xiàn)資源共享，促使低收益?zhèn)€體通過(guò)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的涓滴效應(yīng)緩解收入分配不均的矛盾。同時(shí)，地理性集聚也會(huì)通過(guò)城鎮(zhèn)化輻射帶的虹吸效應(yīng)加速高附加值生產(chǎn)要素的自由流通，優(yōu)化資源配置，并通過(guò)生產(chǎn)要素的空間集聚與擴(kuò)散效應(yīng)促進(jìn)周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，提升鄰近低收入群體的財(cái)富水平，拉近不同收入階層在地理空間上的收入距離[28-30]。

因此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：服務(wù)業(yè)比重上升會(huì)通過(guò)空間溢出效應(yīng)影響居民收入分配狀況。

(三)技術(shù)進(jìn)步偏向效應(yīng)

服務(wù)是內(nèi)涵豐富知識(shí)、技術(shù)和人力資本的產(chǎn)品，技術(shù)密集型服務(wù)部門的創(chuàng)新投入具有巨大的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益和利潤(rùn)空間，能吸引大量知識(shí)和技術(shù)密集型資本進(jìn)入。服務(wù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，資本與勞動(dòng)生產(chǎn)效率增長(zhǎng)比例往往會(huì)形成“剪刀差”，此時(shí)技術(shù)進(jìn)步的資本偏向效應(yīng)和崗位擠壓效應(yīng)會(huì)擴(kuò)大不同生產(chǎn)要素所有者之間的收入差距[31]。但是，伴隨數(shù)字經(jīng)濟(jì)與信息經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，智能型服務(wù)能夠解放低產(chǎn)能勞動(dòng)力，并在技術(shù)進(jìn)步所外化的人力資本效應(yīng)作用下提升勞動(dòng)者的現(xiàn)代化就業(yè)技能和專業(yè)化生產(chǎn)水平，當(dāng)勞動(dòng)和資本的生產(chǎn)效率同比增加時(shí)，勞動(dòng)者的人力資本水平同步增長(zhǎng)，并通過(guò)中性技術(shù)進(jìn)步增加技能勞動(dòng)的供給，彌合收入分配兩極化缺口，避免初始低收入者長(zhǎng)期處于低福利水平區(qū)間[10，32]。從城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)來(lái)看，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步在促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)增加的同時(shí)也盤活了農(nóng)村土地市場(chǎng)的資源配置，促進(jìn)農(nóng)業(yè)的效率進(jìn)步與農(nóng)民增收，這一行徑能有效削減農(nóng)村貧困，縮小城鄉(xiāng)收入差距[33]。實(shí)際上，當(dāng)前階段中國(guó)仍主要依靠資本偏向型技術(shù)進(jìn)步實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，技術(shù)的資本偏向效應(yīng)往往會(huì)加劇居民收入分配不均問(wèn)題。反之，鼓勵(lì)勞動(dòng)偏向型技術(shù)進(jìn)步及提升農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者的就業(yè)技能能促使城鄉(xiāng)就業(yè)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)互為匹配，軟化居民收入分配不平等問(wèn)題。

因此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：服務(wù)業(yè)比重上升會(huì)通過(guò)技術(shù)進(jìn)步偏向效應(yīng)影響居民收入分配差距。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)空間自相關(guān)檢驗(yàn)

不同地區(qū)間的地理距離越鄰近，空間相關(guān)性通常也會(huì)越強(qiáng)。省級(jí)層面的居民收入分配差距通常存在較為顯著的空間溢出性，傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型往往忽略了空間層面的相關(guān)性或異質(zhì)性，導(dǎo)致模型的估計(jì)結(jié)果存在較大誤差。因此，本文基于空間計(jì)量模型進(jìn)行基準(zhǔn)分析，以盡量克服回歸結(jié)果的空間性偏誤。為了驗(yàn)證居民收入分配差距在省域區(qū)間內(nèi)是否存在空間相關(guān)性，需先進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)。本文采用莫蘭指數(shù)(Moran’sI)進(jìn)行檢驗(yàn)，該指數(shù)可表示為：

(7)

式(7)中，xi為省份i的觀測(cè)值，S2為樣本方差，Wij為空間權(quán)重矩陣元素。當(dāng)0

(二)空間權(quán)重矩陣

進(jìn)行空間計(jì)量分析前需對(duì)區(qū)域間的空間距離進(jìn)行測(cè)度，以描繪不同地區(qū)間的空間關(guān)系，因此需要構(gòu)建空間權(quán)重矩陣。本文根據(jù)相鄰標(biāo)準(zhǔn)定義(空間單位間是否相鄰)構(gòu)建31×31地理鄰接(0-1)矩陣來(lái)刻畫居民收入分配差距的空間相關(guān)性，當(dāng)省份i與省份j相鄰時(shí)，權(quán)重矩陣Wij為1，反之為0，其一般性表示如下：

(8)

對(duì)Wij進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理后可表示為：

(9)

(三)模型設(shè)定

1.靜態(tài)面板模型

Ti，t=β0+β1servicei，t+β2lsqi，t+β3Xi，t+εi，t+vi，t

(10)

式(10)中，i表示地區(qū)，t表示年份，T為收入分配不平等，service為服務(wù)業(yè)比重，lsq為服務(wù)業(yè)比重二次項(xiàng)，X為控制變量集，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)，ν為非觀測(cè)的固定效應(yīng)因素。

2.空間計(jì)量模型

由于服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)居民收入分配差距的空間溢出效應(yīng)均能在省際空間效應(yīng)上得到不同程度的體現(xiàn)，因此本文認(rèn)為，服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)居民收入分配差距具有空間溢出效應(yīng)，忽略這種空間關(guān)聯(lián)會(huì)導(dǎo)致回歸結(jié)果出現(xiàn)較大偏誤。收入分配的空間相關(guān)性可能存在內(nèi)生交互、外生交互及空間誤差交互效應(yīng)，故本文針對(duì)假設(shè)1和假設(shè)2構(gòu)建空間計(jì)量模型。

空間自回歸(SAR)模型如下：

Ti，t=β0+ρWTi，t+β1servicei，t+β2lsqi，t+β3Xi，t+εi，t+νi，t

(11)

空間誤差模型(SEM)如下：

Ti，t=β0+β1servicei，t+β2lsqi，t+β3Xi，t+γWμi，t+εi，t+vi，t

(12)

空間杜賓模型(SDM)如下：

Ti，t=β0+ρWTi，t+β1servicei，t+β2lsqi，t+β3Xi，t+θ1Wservicei，t+

θ2Wlsqi，t+θ3WXi，t+εi，t+vi，t

(13)

式(11)—式(13)中，W為權(quán)重矩陣，ρ為空間自回歸系數(shù)，γ為空間誤差相關(guān)系數(shù)，θ為自變量空間滯后系數(shù)。

3.面板門檻模型

Ti，t=β0+β1servivei，t+β2Xi，t+θ1servicei，t×I(techi，t≤Ψ1)+θ2servicei，t×

I(Ψ1Ψ2)+εi，t+νi，t

(14)

式(14)中，tech為門檻變量，代表資本偏向型技術(shù)進(jìn)步。Ψ為待估門檻值，I()為示性函數(shù)。

(四)變量選取

1.被解釋變量

收入分配差距(T)，度量指標(biāo)通常有基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)及城鄉(xiāng)居民收入比。其中，泰爾指數(shù)兼顧了居民的絕對(duì)收入和人口結(jié)構(gòu)變化，因此本文采用泰爾指數(shù)來(lái)衡量居民收入分配差距，其計(jì)算方式如下：

(15)

式(15)中，T為測(cè)度居民收入差距程度的泰爾指數(shù)，yi與y分別代表第i個(gè)個(gè)體的收入和所有個(gè)體的平均收入。

2.核心解釋變量

基于數(shù)據(jù)的可得性與有效性，本文采用服務(wù)業(yè)增加值占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的比重作為服務(wù)業(yè)比重(service)表征變量。隨著某一地區(qū)的服務(wù)業(yè)所占比重升高，該地區(qū)的整體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也漸趨服務(wù)化。為觀測(cè)服務(wù)業(yè)比重變化對(duì)居民收入分配的非線性影響，模型引入服務(wù)業(yè)比重二次項(xiàng)(lsq)，同時(shí)對(duì)變量作對(duì)數(shù)化處理，以盡可能克服多重共線性及異方差問(wèn)題。

3.控制變量

政府支出(gov)采用政府財(cái)政支出占GDP的比重表示。人口年齡結(jié)構(gòu)(age)采用總?cè)丝趽狃B(yǎng)比表示，總?cè)丝趽狃B(yǎng)比為非勞動(dòng)年齡人口數(shù)與勞動(dòng)年齡人口數(shù)的比重。對(duì)外開放度(open)采用進(jìn)出口總額占GDP的比重與外商直接投資額(FDI)占GDP的比重加權(quán)值進(jìn)行衡量。普惠金融(fin)采用金融機(jī)構(gòu)貸款余額占GDP的比重來(lái)衡量。人力資本水平(hc)采用人均受教育年限法進(jìn)行測(cè)算(1)平均受教育年限：根據(jù)教育程度(小學(xué)、初中、高中和大專及以上)將受教育年限分別設(shè)為6年、9年、12年和16年，各地區(qū)人均受教育年限=(小學(xué)生數(shù)×6+初中生數(shù)×9+高中生數(shù)×12+大專及以上學(xué)生數(shù)×16)÷ 6歲及以上受教育人口總數(shù)。。

4.門檻變量

技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)(tech)。本文對(duì)資本-勞動(dòng)要素的替代彈性進(jìn)行估算[34-35]，技術(shù)進(jìn)步偏向指數(shù)估值結(jié)果整體大于零，表明中國(guó)在當(dāng)前階段的技術(shù)進(jìn)步偏向資本。

(五)數(shù)據(jù)說(shuō)明

中國(guó)國(guó)民收入分配結(jié)構(gòu)在1999年前后出現(xiàn)了結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)折[36]，綜合考察樣本數(shù)據(jù)的經(jīng)濟(jì)意義，本文選取1999—2018年中國(guó)31個(gè)省份(不含港澳臺(tái)地區(qū))的面板數(shù)據(jù)作為樣本進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，原始數(shù)據(jù)主要來(lái)源于2000—2019年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)金融統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒、統(tǒng)計(jì)公報(bào)，對(duì)個(gè)別地區(qū)所缺失的數(shù)據(jù)采用插值法進(jìn)行補(bǔ)充，同時(shí)對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性處理，變量描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

五、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

(一)空間自相關(guān)檢驗(yàn)

要判斷居民收入分配是否具有空間相關(guān)性，首先需對(duì)樣本地區(qū)的居民收入差距全局莫蘭指數(shù)進(jìn)行計(jì)算并檢驗(yàn)其顯著性水平。由表2可知，1999—2018年全域莫蘭指數(shù)均在1%水平上顯著為正，這表明居民收入分配差距在空間分布上具有高度相關(guān)性，忽視這種局域關(guān)聯(lián)特征會(huì)造成回歸結(jié)果的偏誤，因此本文采用空間計(jì)量模型作為基準(zhǔn)回歸模型。

表2 1999—2018年居民收入分配不平等的莫蘭指數(shù)

(二)固定效應(yīng)模型選擇

由于極大似然估計(jì)方法(MLE) 相較于普通最小二乘法(OLS)能更有效地規(guī)避空間計(jì)量回歸結(jié)果的有偏及不一致[37]，因此本文采用極大似然法對(duì)空間計(jì)量模型進(jìn)行檢驗(yàn)?？紤]到本文研究樣本可能具有時(shí)點(diǎn)和個(gè)體效應(yīng)，故先對(duì)模型進(jìn)行豪斯曼(Hausman)檢驗(yàn)，并據(jù)其結(jié)果在1%水平上拒絕隨機(jī)效應(yīng)假設(shè)。在此基礎(chǔ)上，繼續(xù)通過(guò)似然比(LR)檢驗(yàn)對(duì)固定效應(yīng)模型的具體形態(tài)進(jìn)行選擇，結(jié)果表明，雙固定效應(yīng)模型明顯優(yōu)于年份或地區(qū)單固定效應(yīng)模型，因此后文將基于年份與地區(qū)雙固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析。

(三)基準(zhǔn)回歸

本文構(gòu)建SAR、SEM及SDM三種模型來(lái)綜合考量服務(wù)業(yè)比重上升與居民收入分配差距之間的關(guān)系，表3為基準(zhǔn)回歸結(jié)果。表3列(1)、列(3)、列(5)為服務(wù)業(yè)比重與居民收入分配關(guān)系的單獨(dú)性觀測(cè)結(jié)果，三種模型的服務(wù)業(yè)比重二次項(xiàng)系數(shù)雖均為負(fù)值但并不顯著，而一次項(xiàng)系數(shù)均在1%水平上顯著為正。納入控制變量后，二次項(xiàng)系數(shù)由不顯著轉(zhuǎn)為顯著，一次項(xiàng)系數(shù)的相關(guān)性與顯著性水平保持不變。上述觀測(cè)結(jié)果說(shuō)明服務(wù)業(yè)比重上升與居民收入分配差距之間具有較強(qiáng)的非線性關(guān)系，而當(dāng)前階段樣本全域主要處于倒U型曲線的左端，此時(shí)產(chǎn)業(yè)間生產(chǎn)要素分配不均會(huì)加劇經(jīng)濟(jì)個(gè)體的收入分配差距，這也初步驗(yàn)證了本文的假設(shè)1。納入空間權(quán)重矩陣(W)后，服務(wù)業(yè)比重一次項(xiàng)及二次項(xiàng)系數(shù)符號(hào)互為反向，這表明本地區(qū)的服務(wù)業(yè)發(fā)展會(huì)縮小周邊地區(qū)的居民收入分配差距。為保證模型回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性，本文通過(guò)自然對(duì)數(shù)函數(shù)值(log-likelihood)、赤池信息準(zhǔn)則(AIC) 、貝葉斯信息準(zhǔn)則(BIC)及LR檢驗(yàn)來(lái)確定空間計(jì)量模型的最佳形式。相較于SAR模型和SEM，SDM的綜合擬合優(yōu)度最好，且LR檢驗(yàn)結(jié)果也表明空間杜賓模型無(wú)法退化為其他模型，因此本文將雙固定SDM作為基準(zhǔn)回歸模型。

表3 空間計(jì)量模型回歸結(jié)果

表3中SDM的空間自回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明本地區(qū)服務(wù)業(yè)比重上升對(duì)擴(kuò)大周邊地區(qū)居民收入分配差距具有一定的反向抑制作用，即服務(wù)業(yè)發(fā)展與收入分配之間的關(guān)系具有顯著的空間溢出性，因此有必要對(duì)SDM進(jìn)行效應(yīng)分解。表4的效應(yīng)分解結(jié)果表明，本地服務(wù)業(yè)比重上升對(duì)當(dāng)?shù)鼐用袷杖敕峙洳罹嗑哂酗@著的正向擴(kuò)張效應(yīng)，而對(duì)周邊地區(qū)則具有負(fù)向空間溢出效應(yīng)，即本地服務(wù)業(yè)比重上升會(huì)在拉大當(dāng)?shù)鼐用袷杖敕峙洳罹嗟耐瑫r(shí)縮小周邊地區(qū)居民收入分配差距，這也驗(yàn)證了本文的假設(shè)2。一方面，本地服務(wù)業(yè)比重上升在一定區(qū)域內(nèi)的要素分配是非中性的，服務(wù)業(yè)發(fā)展在打破傳統(tǒng)生產(chǎn)要素效率約束的同時(shí)，還受到資本、技術(shù)等要素分配的有偏性影響，導(dǎo)致財(cái)富主體集中于優(yōu)勢(shì)要素所有者，進(jìn)而擴(kuò)大局域內(nèi)的收入差距；另一方面，本地服務(wù)業(yè)發(fā)展通過(guò)產(chǎn)業(yè)集聚及就業(yè)引流作用間接地促進(jìn)周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，受經(jīng)濟(jì)發(fā)展的外部性影響，本地服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)當(dāng)?shù)鼐用袷杖敕峙涞闹苯幼饔每赡苄∮谝绯鲂?yīng)對(duì)周邊地區(qū)居民收入的財(cái)富分配作用，從而使得收入分配空間溢出效應(yīng)在打破地域局限的情況下總體表現(xiàn)為負(fù)值。

表4 SDM效應(yīng)分解

(四)穩(wěn)健性分析

為確?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性，本文從以下四個(gè)方面進(jìn)行總體樣本的穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

一是由于城鄉(xiāng)居民收入比與泰爾指數(shù)在變化趨勢(shì)上基本一致，且二者均能體現(xiàn)一定空間維度差異上的居民收入分配情況，故將居民收入分配差距指標(biāo)的表征變量替換為城鄉(xiāng)居民收入比進(jìn)行回歸。

加熱速度由零件獲得的實(shí)際比功率所決定。實(shí)際選取的淬火溫度，往往由淬火層的深度要求而確定。較長(zhǎng)的加熱時(shí)間和較高的加熱溫度，相應(yīng)地可獲得較深的加熱深度，反之，加熱深度較淺。

二是服務(wù)業(yè)增加值占GDP的比重在反映服務(wù)業(yè)行業(yè)發(fā)展特征時(shí)可能受物價(jià)等非觀測(cè)因素影響而產(chǎn)生統(tǒng)計(jì)及回歸偏誤，因此本文將服務(wù)業(yè)從業(yè)人員占總就業(yè)比重引入模型作為參照組進(jìn)行回歸。

三是考慮到基準(zhǔn)回歸模型具有潛在的內(nèi)生性問(wèn)題，而極大似然估計(jì)無(wú)法有效克服技術(shù)上的內(nèi)生性問(wèn)題，因此通過(guò)廣義矩估計(jì)法(GMM)引入相應(yīng)的工具變量對(duì)空間計(jì)量模型進(jìn)行回歸(2)模型采用被解釋變量滯后1到2期作為工具變量。。

四是雖然地理鄰接矩陣能基本反映本地服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)相鄰地區(qū)居民收入分配的空間溢出效應(yīng)，但無(wú)法直接體現(xiàn)非鄰近地區(qū)的空間相關(guān)性，因此本文將地理鄰接矩陣替換為地理距離矩陣來(lái)刻畫變量間的空間關(guān)聯(lián)特征。地理距離矩陣的基本表現(xiàn)形式如下：

(16)

其中，dij為各地行政城市間的直線距離。

由穩(wěn)健性檢驗(yàn)報(bào)告的結(jié)果可知(3)由于篇幅所限，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果不在文中逐一報(bào)告，該表留存?zhèn)渌?。，在?fù)向空間溢出效應(yīng)下，本地服務(wù)業(yè)比重變化與居民收入分配差距具有顯著的非線性關(guān)系。文章保留居民收入分配差距指標(biāo)的原表征值，并對(duì)服務(wù)業(yè)比重的表征形式進(jìn)行替換，回歸系數(shù)的方向特征及顯著性水平與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致。同時(shí)，空間計(jì)量GMM估計(jì)及權(quán)重矩陣替換回歸結(jié)果也基本保證了前文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，因此，本文認(rèn)為基準(zhǔn)回歸結(jié)果是有效的。

(五)門檻效應(yīng)分析

表5 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表6 95%置信區(qū)間下的門檻值估計(jì)

基于上述門檻檢驗(yàn)，表7報(bào)告了非線性門檻回歸結(jié)果。由表7可知，服務(wù)業(yè)比重上升趨勢(shì)在不同技術(shù)進(jìn)步偏向程度下的系數(shù)均為負(fù)值。當(dāng)技術(shù)進(jìn)步偏向門檻值不高于0.926時(shí)，服務(wù)業(yè)比重系數(shù)的符號(hào)方向?yàn)樨?fù)，說(shuō)明此時(shí)服務(wù)業(yè)發(fā)展會(huì)緩和居民收入分配差距，但這種緩和作用并不顯著。這可能是由于起步階段的要素分配機(jī)制并不健全，以傳統(tǒng)勞動(dòng)力為主的扭曲型要素結(jié)構(gòu)所引起的邊際財(cái)富增長(zhǎng)空間較小，從而限制了不同經(jīng)濟(jì)個(gè)體間的收入分配差額增長(zhǎng)空間。當(dāng)技術(shù)進(jìn)步偏向門檻值介于0.926～0.965時(shí)，服務(wù)業(yè)比重系數(shù)在5%水平上顯著為負(fù)。這說(shuō)明中前期服務(wù)業(yè)發(fā)展受到短期經(jīng)濟(jì)波動(dòng)影響，這種摩擦作用能有效緩解居民收入分配矛盾，此時(shí)居民收入的財(cái)富效應(yīng)大于由于空間局限所產(chǎn)生的外部不經(jīng)濟(jì)，城鎮(zhèn)服務(wù)業(yè)發(fā)展承接了大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力，從而能有效緩解農(nóng)村貧困，縮小整體收入差距。隨著技術(shù)進(jìn)步偏向門檻值越過(guò)0.965，服務(wù)業(yè)比重系數(shù)的負(fù)向特征弱化，說(shuō)明此階段服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)居民收入差距繼續(xù)擴(kuò)大的反向抑制作用并不顯著，甚至?xí)诤笃谛纬煞磸棛C(jī)制。這可能是由于技術(shù)進(jìn)步的資本偏向效應(yīng)擴(kuò)大了處于不同技術(shù)與知識(shí)水平區(qū)間的個(gè)體勞動(dòng)收入差額，從而加劇了不同要素供給部門的收入分配矛盾，這也是當(dāng)前服務(wù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段各個(gè)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的主要弊病之一，本文的假設(shè)3也因此得以驗(yàn)證。

表7 門檻回歸結(jié)果

(六)進(jìn)一步分析

1.分區(qū)域分析

為了進(jìn)一步分析中國(guó)不同區(qū)域服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)居民收入分配的差異性影響，本文根據(jù)中國(guó)行政區(qū)劃，結(jié)合地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展特性，將全部樣本省份劃分為東部、中部和西部三大區(qū)域塊，并基于靜態(tài)面板模型單獨(dú)觀測(cè)各區(qū)域的發(fā)展特征(4)東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區(qū)包括山西、黑龍江、安徽、江西、吉林、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、新疆、寧夏。。表8的分組回歸結(jié)果表明，服務(wù)業(yè)比重變化對(duì)居民收入分配差距的作用效果具有顯著的地域差異。具體而言，東部地區(qū)服務(wù)業(yè)發(fā)展在1%顯著性水平上加劇居民收入分配不平等矛盾，這可能是由于東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平整體領(lǐng)先于中西部地區(qū)，其服務(wù)業(yè)發(fā)展所依賴的要素配置更傾向于高技能勞動(dòng)及高技術(shù)水平生產(chǎn)約束，這種資本偏向的技術(shù)進(jìn)步會(huì)在提升高技能勞動(dòng)的相對(duì)工資水平的同時(shí)降低傳統(tǒng)勞動(dòng)的收入份額，并在城鎮(zhèn)化帶來(lái)的就業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)及服務(wù)業(yè)局域集聚作用下放大偏向效應(yīng)，使得東部地區(qū)不同經(jīng)濟(jì)個(gè)體的收入分配差距進(jìn)一步擴(kuò)大。而中部地區(qū)服務(wù)業(yè)發(fā)展會(huì)縮小地區(qū)收入分配差距，但這種正向作用并不顯著，這說(shuō)明中部地區(qū)服務(wù)業(yè)發(fā)展還處于雛形期，此時(shí)服務(wù)業(yè)發(fā)展更多體現(xiàn)在就業(yè)人員的空間流動(dòng)上，生產(chǎn)性資源主要流向東部地區(qū)，本地服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)個(gè)體收入分配的邊際協(xié)調(diào)作用較弱。因此，雖然地域性收入分配差距在一定程度上能得以緩解，但其總體作用效果并不明顯。西部地區(qū)服務(wù)業(yè)比重系數(shù)在10%水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明當(dāng)?shù)胤?wù)業(yè)發(fā)展對(duì)縮小居民收入分配差距有一定的促進(jìn)作用，這可能得益于西部大開發(fā)等政策紅利對(duì)當(dāng)?shù)厣a(chǎn)資源的牽引作用，從而使得不同生產(chǎn)要素的整體財(cái)富分配性能得到提升，財(cái)富效應(yīng)的正向增長(zhǎng)弱化了潛在的技術(shù)偏向效應(yīng)，進(jìn)而縮小當(dāng)?shù)氐氖杖氩罹唷?/p>

表8 分地區(qū)回歸結(jié)果

2.分時(shí)段分析

國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的基尼系數(shù)分布狀態(tài)在2008年前后形成丘峰，本文援引計(jì)算的泰爾指數(shù)階段性變化趨勢(shì)也基本與之一致。長(zhǎng)期以來(lái)，中國(guó)得益于改革開放所帶來(lái)的人口紅利，低技能勞動(dòng)力供給為勞動(dòng)密集型服務(wù)行業(yè)創(chuàng)造了巨大的利潤(rùn)空間，然而這種偏向于低技能勞動(dòng)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式在創(chuàng)收形式與內(nèi)容上具有較大的局限性，導(dǎo)致其在后期發(fā)展中后勁不足，進(jìn)而減小低收入群體工資水平進(jìn)一步提升的可能性，擴(kuò)大不同經(jīng)濟(jì)個(gè)體收入差距的“喇叭口”。為了梳理服務(wù)業(yè)發(fā)展在此間的階段性作用機(jī)理，本文以2008年為節(jié)點(diǎn)對(duì)樣本區(qū)間進(jìn)行分段考察，表9報(bào)告了分時(shí)段回歸結(jié)果。據(jù)表9可知，1999—2008年服務(wù)業(yè)比重上升與居民收入分配差距在5%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)，而2009—2018年則在1%水平上顯著正相關(guān)，這種作用方向恰好與居民收入分配差距本身的分布形態(tài)相悖。可能的原因在于，2008年以前，中國(guó)服務(wù)業(yè)發(fā)展整體還處于中低水平區(qū)間，此時(shí)經(jīng)濟(jì)個(gè)體的平均財(cái)富也整體處于較低水平，服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)收入分配的作用更多體現(xiàn)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)帶來(lái)的整體財(cái)富效應(yīng)的提升上，因此這一階段個(gè)體間的財(cái)富分配不均狀況有所緩解。2008年以后，金融危機(jī)帶來(lái)的階段性經(jīng)濟(jì)波動(dòng)抑制了原先的財(cái)富效應(yīng)，進(jìn)一步觸發(fā)了產(chǎn)業(yè)與生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)之間的錯(cuò)配機(jī)制。在數(shù)字經(jīng)濟(jì)與信息經(jīng)濟(jì)的合成推力下，知識(shí)及技術(shù)密集型的生產(chǎn)要素強(qiáng)化了資本分配的偏向效應(yīng)，使得處于不同技術(shù)層級(jí)的經(jīng)濟(jì)個(gè)體獲得與其技能水平相匹配的工資份額，從而擴(kuò)大熟練勞動(dòng)與非熟練勞動(dòng)之間的收入差距。

表9 分時(shí)段回歸結(jié)果

六、結(jié)論與建議

本文構(gòu)建空間計(jì)量模型與非線性門檻模型實(shí)證考察服務(wù)業(yè)比重上升對(duì)居民收入分配的影響機(jī)制，根據(jù)對(duì)實(shí)證結(jié)果的分析可以得到以下結(jié)論：(1)服務(wù)業(yè)比重上升與居民收入分配差距存在階段性非線性關(guān)系，當(dāng)前階段中國(guó)主要處于倒U型曲線左側(cè)。(2)服務(wù)業(yè)比重上升會(huì)通過(guò)負(fù)向空間溢出效應(yīng)影響非本地居民的收入分配狀況。通常情況下，本地服務(wù)業(yè)發(fā)展會(huì)擴(kuò)大一定區(qū)域內(nèi)居民收入分配差距，同時(shí)縮小周邊地區(qū)居民收入分配差距。(3)服務(wù)業(yè)比重上升初期主要通過(guò)財(cái)富效應(yīng)縮小收入差距，當(dāng)前階段中國(guó)服務(wù)業(yè)比重上升影響居民收入分配差距的主要作用點(diǎn)在于資本偏向型技術(shù)進(jìn)步。(4)服務(wù)業(yè)比重上升對(duì)居民收入分配差距的影響在不同地域及時(shí)段分布上具有異質(zhì)性。具體而言，服務(wù)業(yè)比重上升會(huì)擴(kuò)大東部地區(qū)居民收入分配差距，但其對(duì)中西部地區(qū)的收入差距具有反作用；分時(shí)段來(lái)看，1999—2008年服務(wù)業(yè)比重變化與居民收入分配差距顯著負(fù)相關(guān)，2008年后二者則呈顯著正相關(guān)關(guān)系。

根據(jù)上述研究結(jié)果，本文提出以下幾點(diǎn)政策建議：第一，圍繞經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型需求發(fā)展配套的服務(wù)內(nèi)容。抓住數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展機(jī)遇，大力發(fā)展生產(chǎn)服務(wù)，加大知識(shí)及技術(shù)密集型生產(chǎn)要素投入力度，整合人力資本、技術(shù)、信息等高附加值端口資源，形成以生產(chǎn)服務(wù)為主導(dǎo)、生活服務(wù)與公共服務(wù)為輔的產(chǎn)業(yè)協(xié)同機(jī)制，構(gòu)建服務(wù)行業(yè)內(nèi)部的聯(lián)通平臺(tái)。第二，加快區(qū)域一體化建設(shè)，形成多地協(xié)同發(fā)展模式。經(jīng)濟(jì)發(fā)展的外部性與空間溢出效應(yīng)能對(duì)居民收入分配差距起到協(xié)調(diào)作用。統(tǒng)籌規(guī)劃服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)布局，緊密聯(lián)系服務(wù)業(yè)發(fā)展的財(cái)富效應(yīng)與空間溢出效應(yīng)，能有效避免特定局域集聚所形成的“囚籠困境”，促成區(qū)域間新型競(jìng)爭(zhēng)合作關(guān)系的形成。第三，精準(zhǔn)定位服務(wù)業(yè)發(fā)展的階段性特征，形成個(gè)人財(cái)富分配的動(dòng)態(tài)補(bǔ)貼機(jī)制。加強(qiáng)對(duì)低收入群體的技能培訓(xùn)與專業(yè)引導(dǎo)，通過(guò)適當(dāng)?shù)呢?cái)稅政策對(duì)居民收入份額進(jìn)行再分配，建立有效的個(gè)體幫扶及動(dòng)態(tài)補(bǔ)貼性財(cái)富對(duì)接體系。