羅甜甜

(長沙民政職業(yè)技術學院,湖南 長沙 410208)

引言

十九大以來,中國社會的主要矛盾已經發(fā)生轉變,實現(xiàn)共同富裕已經成為奮斗的主要目標。如何縮小收入差距,實現(xiàn)共同富裕,是事關中國經濟長期可持續(xù)發(fā)展的大問題。當前,中國在交通基礎設施建設領域持續(xù)擴大投資,是中國產生“經濟奇跡”的重要影響因素,也是中國經濟保持平穩(wěn)較快發(fā)展的長期保證(Faber,2014;張?zhí)烊A等,2018)。[1-2]然而,公路基礎設施建設在促進地區(qū)經濟增長的同時,卻也對地區(qū)的經濟發(fā)展帶來極化效應,導致一些欠發(fā)達地區(qū)的居民收入差距持續(xù)擴大,這又與實現(xiàn)共同富裕的目標相悖。在這一背景下,如何理解公路基礎設施建設對收入不平等的影響,實現(xiàn)地區(qū)經濟增長與居民共同富裕的雙重紅利,就顯得尤為重要了。

“想致富?先修路!”這句民間諺語揭示了公路基礎設施建設對區(qū)域經濟增長的作用。然而,學者們在交通基礎設施對城鄉(xiāng)收入差距的影響方面存在爭議。一些學者認為,公路基礎設施建設投資將減少不平等,他們的主要觀點包括溢出效應(Duranton和Turner,2012)[3]、效率提升效應(Chatterjee等,2021)[4]和產業(yè)集聚效應(Henderson等,2001)[5]。雖然其他學者提出了相反的觀點,認為公路建設投資為農村資源流向城市提供了機會,從而進一步加劇了不平等,但他們的主要觀點是虹吸效應(Baum-Snow等,2020)[6]和區(qū)域不平等效應(Chatterjee和Turnovsky,2012)[7]。

因此,我們不難看出,已有研究并未給出公路基礎設施建設對城鄉(xiāng)居民收入差距或縮小或擴大的一致性解釋,這給本文的寫作思路提供了啟發(fā)。在已有的文獻中,溢出效應與虹吸效應作為研究的主體,城市的溢出效應有利于農村地區(qū)的經濟發(fā)展,而虹吸效應不利于農村地區(qū)的經濟發(fā)展(Baum-snow et al.,2020)。[6]然而,交通基礎設施建設作為外生的因素,往往具有雙向屬性,在帶來溢出效應的同時,往往也會帶來虹吸效應。從局部來看,如果溢出效應大于虹吸效應,那么公路基礎設施建設就會擴大居民收入差距;如果虹吸效應大于溢出效應,那么公路基礎設施建設就會縮小居民收入差距。這就說明,我們應該從整體上分析公路建設對城鄉(xiāng)收入不平等之間的影響,從而避免得出相反的結論。

庫茲涅茨(Kuznets,1955)提出的“倒U”型理論幫助我們統(tǒng)一這兩方面觀點。在公路建設的早期階段,公路基礎設施建設增加了農村與城市之間的可達性。由于城市的集聚效應和相對較好的經濟基礎,使得農村地區(qū)的資源和勞動力慢慢轉移到城市地區(qū),從而留在農村地區(qū)的居民只能在這一過程中得到有限的利益甚至更為貧困,城市對農村的虹吸效應大于溢出效應,使得城鄉(xiāng)收入不平等持續(xù)擴大(Banerjee et al,2012)[8];隨著公路建設水平逐漸提高,城市的溢出效應開始發(fā)揮作用,農村與城市開始有了商品交易,窮人可以分享到共同的財富(Jacoby,2001)[9],使得城鄉(xiāng)收入不平等逐漸縮小。因此,我們把交通基礎設施對城鄉(xiāng)收入差距的影響看作是“倒U”型發(fā)展的兩個階段,從而消除了現(xiàn)有實證研究結論的矛盾結果。

一、理論分析

大量文獻結合發(fā)達國家和發(fā)展中國家的經驗,從不同層面分析交通基礎設施建設在提高經濟效率、降低交易成本和促進經濟增長方面的意義(張學良,2012;Donaldson和Hornbeck,2016)。[10-11]Donaldson(2018)在交通基礎設施影響的理論和實證分析方面做了非常重要的工作。[12]在一般均衡分析框架下,他們發(fā)現(xiàn)交通網絡的改善不僅會對區(qū)域經濟增長產生直接影響,還會對整個經濟產生重要的間接影響,這有利于市場整合和貿易促進。例如,Atack等(2010)發(fā)現(xiàn),1850年至1860年期間,美國中西部的大規(guī)?；A設施投資導致了隨后的快速城市化,導致了經濟結構轉型和經濟增長。[13]張勛等(2018)也發(fā)現(xiàn)交通基礎設施促進了經濟增長。[14]根據(jù)這一研究范式,我們認為隨著公路基礎設施建設的逐步完善,公路建設可以促進區(qū)域的經濟增長。

與經濟增長不同,公路基礎設施建設對居民收入不平等的影響更加復雜。著名經濟學家劉易斯的二元經濟理論為解釋發(fā)展中國家城鄉(xiāng)之間的不平等提供了參考。作為世界上最大的發(fā)展中國家,中國有大量農村人口。因此,在公路基礎設施建設的初期,由于城鎮(zhèn)化率較低,農業(yè)人口占全國居民的絕大多數(shù),居民收入差距較小。隨著公路基礎設施建設的進一步發(fā)展,城市逐漸向農村擴展,城市化率逐漸提高。當公路密度小于某個臨界值時,公路基礎設施建設增加了城市與農村之間的可達性,由于城市地區(qū)的集聚效應和相對良好的經濟基礎,農村地區(qū)的資源和勞動力緩慢轉移到城市地區(qū),因此,留在農村地區(qū)的居民在這一過程中只能獲得有限的福利,甚至變得更窮(Banerjee等,2020)。[8]當公路密度超過臨界值時,公路基礎設施建設的增加可以為農村地區(qū)的經濟帶來更多的活動,并提高農民的收入(Ahlfeldt和Feddersen,2018)。[15]此時,公路基礎設施建設將減少城鄉(xiāng)之間的不平等,因此,本文提出以下假說:

假說:公路基礎設施建設對居民收入差距的影響呈現(xiàn)“倒U”型趨勢。

二、實證策略

(一)數(shù)據(jù)

居民收入差距(Gap):參考劉曉光等(2015)的研究[16],以城鎮(zhèn)居民可支配收入與農村居民純收入的比值作為居民收入差距的代理變量。

公路基礎設施建設(Road):公路基礎設施建設衡量著中國運輸行業(yè)的能力和效率,一般分為兩種方法:一種是利用公路建設的投資規(guī)模來衡量,另一種是通過密度來衡量?？紤]到公路建設投資一部分用在對原有道路上的翻新,并不能真實反應公路建設的通達程度,因此,用公路密度來衡量公路基礎設施建設程度,即每平方公里的公路里程數(shù)。

其他主要控制變量包括:

受教育程度(edu):根據(jù)陳斌開等(2010)的研究[17],受教育程度是影響居民收入差距的一個主要原因。以每個城市中每萬人的大學生人數(shù)代替;

經濟發(fā)展水平(dev):以城市的實際人均GDP代替;

R&D水平(tech):用每個城市中科技支出占GDP比重計算;

互聯(lián)網發(fā)展水平(inter):用每個城市中人均互聯(lián)網接口數(shù)計算。

我們利用中國地級市的數(shù)據(jù)對理論分析的結論進行檢驗,剔除部分新建城市和合并城市的樣本,最終得到2003—2019年285個地級市的數(shù)據(jù)。各個變量的描述性統(tǒng)計如表1。

表1 描述性統(tǒng)計

(二)計量模型的建立與回歸結果

根據(jù)前面的理論分析,隨著公路基礎設施建設的推進,公路基礎設施建設對城鄉(xiāng)居民收入差距變化趨勢的影響并非是線性關系,因此,引入公路密度的平方項,計量模型設定如下:

(1)

其中,Gap為被解釋變量,反映城鄉(xiāng)居民之間的收入差距、Roadit表示公路密度,Control為一些影響收入差距的控制變量,包括:城市教育水平、經濟發(fā)展水平、城市R&D水平與互聯(lián)網發(fā)展水平等。vt與μi分別為時間固定效應與城市固定效應,ξit為誤差項。

三、回歸結果

(一)基準回歸

我們首先使用全部的樣本,來考察公路基礎設施建設對居民收入差距的影響?；鶞驶貧w以城鄉(xiāng)收入差距為因變量,估計了等式(1)。在利用OLS方法估計公路基礎設施建設對居民收入差距的影響過程中,回歸系數(shù)及其標準誤往往會受到不同類型的控制變量與固定效應的影響。為了確保經驗結果的準確性,表2顯示了不添加控制變量和添加控制變量的回歸結果。從表2的結果來看,無論是否添加控制變量,一次項系數(shù)始終為正,二次項系數(shù)始終為負,這表明城鄉(xiāng)道路建設對不平等的影響是“倒U”形的。

表2 基準回歸

具體而言,在表2第(2)列的結果中,一階項和平方項系數(shù)分別為0.865和-0.718,這表明城鄉(xiāng)公路密度需要達到0.602才能減少不平等?？紤]到中國中西部地區(qū)只有在2006年實施的“公路村村通”計劃之后才達到這一臨界值,因而,“公路村村通”對縮小中西部地區(qū)的居民收入差距效果是明顯的。

(二)穩(wěn)健性分析

首先,我們研究了因變量的穩(wěn)健性。因變量是城鄉(xiāng)收入差距。盡管一些文獻認為,中國的不平等主要來自城鄉(xiāng)之間的不平等(Li等,2010)[18],但從整體的角度來看,仍然存在一定的誤差。因此,我們使用泰爾指數(shù)來衡量每個城市的居民收入差距,并重新估計了等式(1),回歸結果顯示在表3的第(1)列中,可以發(fā)現(xiàn),實證結果非常穩(wěn)健。

表3 穩(wěn)健性檢驗

其次,消除其他交通基礎設施對結果的影響。我們進一步收集了鐵路的數(shù)據(jù),同樣采用每平方公里的鐵路里程數(shù)作為控制變量。盡管公路是連接城市與農村的主要道路,但排除這部分影響無疑將使結果更可信。我們重新估計了等式(1),回歸結果如第(2)列所示,實證結果非常穩(wěn)健。

第三,我們排除了省級中心城市和經濟特區(qū)對實證結果的影響。由于省級中心城市和經濟特區(qū)基本上是經濟更發(fā)達的大城市,這些城市對周邊城市具有明顯的溢出效應(許政等,2010)[19],這可能影響公路基礎設施對居民收入差距的影響。具體而言,我們排除了31個省會城市和深圳,并重新估算了等式(1)。回歸結果如表3第(3)列所示,結果非常穩(wěn)健。

表3報告了穩(wěn)健性檢驗的結果,正如預期的那樣,所有一次項系數(shù)為正,二次項系數(shù)為負,這進一步證實了我們基準回歸結果的穩(wěn)健性。

(三)工具變量回歸

對OLS估計的有效性提出了一些挑戰(zhàn)。首先,公路密度測量有可能存在誤差。我們的關鍵變量是基于密度,這意味著可能存在測量誤差。自變量中存在的測量誤差將導致我們感興趣系數(shù)的估計值減弱。其次,我們的模型中可能存在遺漏變量的情況,這可能導致估計結果有偏?；谶@些原因,我們使用兩階段最小二乘法(2SLS)作為OLS分析的補充,并使用基于地理坡度倒數(shù)和距最近港口距離的倒數(shù)作為工具變量。

眾所周知,中國城市的公路密度對地理坡度和到最近港口的距離高度敏感。一方面,地表粗糙程度的特征會對區(qū)域內交通運輸存在影響。地理坡度越大,公路建設難度越大,公路密度越小。另一方面,運輸成本遠低于其他運輸方式。離港口越近,公路基礎設施建設的外部激勵越大,公路建設的密度也越大。這兩個變量是嚴格外生的,符合工具變量的外生假設。然而,這兩個變量與公路密度的方向相反。我們選取兩個變量的倒數(shù),使其與公路密度的變化趨勢相一致,在第一階段對工具變量的相關性進行統(tǒng)計評估。

工具變量的回歸結果見表4,我們選擇2SLS解決內生問題。第一,排除其他控制變量的影響,以地理坡度的倒數(shù)作為工具變量,得到第一列的結果。第二,以離最近端口距離的倒數(shù)作為工具變量,得到第二列的結果。從結果來看,正如預期的那樣,第一階段的估計效果很好,地理坡度的倒數(shù)變化對城市的公路密度有很大的影響,正向影響公路密度,并在1%的水平上顯著。距離最近港口的距離的倒數(shù)也得到相同結論。同時,F統(tǒng)計量大于10。所以,排除弱工具變量的問題。第二階段結果與OLS回歸保持一致,工具變量的平方項始終為負,回歸結果均在5%水平上顯著,“倒U”曲線仍然有效。因此,我們有理由相信,公路基礎設施建設與城鄉(xiāng)收入差距之間存在“倒U”型曲線特征,至此,我們驗證了理論部分提出的假說。

表4 工具變量回歸結果

四、結論與政策建議

公路基礎設施建設能夠促進經濟增長,但對于居民收入差距的影響一直存在爭論。使用2003—2019年的城市數(shù)據(jù),考察了公路基礎設施建設對居民收入差距的影響,研究結果發(fā)現(xiàn):公路基礎設施建設與居民收入差距之間呈“倒U”型趨勢,即在公路密度小于臨界值時,公路基礎設施建設擴大了居民收入差距,而在公路密度大于臨界值時,公路基礎設施建設縮小了居民收入差距。

針對這一結論提出了相應的政策建議:一方面,加大偏遠地區(qū)的公路基礎設施建設,從而使更多農村地區(qū)能夠享受到大城市經濟發(fā)展的紅利,從而實現(xiàn)農村居民收入的快速增長;另一方面,增加對中西部城市的教育資源投放,提高中西部地區(qū)居民的受教育水平,提高農村人力資本的教育回報率,縮小與城市居民的收入差距。