摘 要： 深入分析全球價值鏈分工地位如何影響收入分配，探討全要素生產(chǎn)率和市場化的中介作用，對推動經(jīng)濟高質量發(fā)展和實現(xiàn)共同富裕具有重要的現(xiàn)實意義。本文基于2011—2021年我國30個省份面板數(shù)據(jù)，分別測算全球價值鏈分工地位和城鄉(xiāng)收入差距，實證結果顯示：全球價值鏈分工地位提升有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距，相較于東部地區(qū)，中西部地區(qū)的全球價值鏈地位提升對縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用更為顯著；全要素生產(chǎn)率和市場化在其中起到中介傳導作用，進一步測算相對貢獻率可知，市場化水平相對貢獻率為負，而全要素生產(chǎn)率的相對貢獻率為正。

關鍵詞： 全球價值鏈地位； 城鄉(xiāng)收入差距； 全要素生產(chǎn)率； 市場化； 相對貢獻率

中圖分類號： F114.1; F124.7 文獻標識碼： A DOI： 10.3963/j.issn.1671-6477.2024.05.010

收稿日期：2024-05-02

作者簡介：

莫松怡（1999-），女，湖南常德人，武漢理工大學經(jīng)濟學院碩士研究生，主要從事數(shù)量經(jīng)濟學研究；

彭定赟（1965-），男，湖北荊州人，武漢理工大學經(jīng)濟學院教授，博士生導師，博士，主要從事數(shù)量經(jīng)濟學研究。

*基金項目：國家社會科學基金一般項目“中等收入階段勞動份額與收入差距的逆向變化規(guī)律和作用機制研究”（2019BJL096）

一、 相關研究文獻綜述

過去30年里，全球價值鏈迅猛發(fā)展，將生產(chǎn)過程分割成日益精細化和專業(yè)化的模塊，這使得發(fā)展中國家zayiOT7A4/Ys0Y2KgbQwhosMYSSWna2k4cH3wNWqKxw=獲得巨大的機遇。憑借豐富而廉價的勞動力優(yōu)勢以及潛力巨大的國內市場和良好的基礎設施等，中國持續(xù)融入國際經(jīng)濟大循環(huán)，發(fā)展出強大的生產(chǎn)和出口能力，實現(xiàn)了外貿和國內經(jīng)濟的快速增長。然而長期以來，發(fā)展中國家因分工層次較低，從全球價值鏈中獲益有限，長期面臨著“低端鎖定”的風險。過去的中國長期處于全球價值鏈中的中低端位置，主要從事的是低附加值的加工裝配。盡管我國的出口貿易額不斷增長，但實際利潤率低，處于“微笑曲線”的中間位置，地位相對較低。因此，黨的十九大報告明確提出要求，要推動我國產(chǎn)業(yè)邁向全球價值鏈的中高端位置。

全球價值鏈分工地位的提升不僅改變了資本與勞動在分配結構中的地位，也影響了國內收入分配。這種升級為經(jīng)濟發(fā)展和居民總體收入水平帶來了巨大推動力。然而，這也存在一些問題。全球價值鏈分工地位的提升意味著資源的重新整合，雖然為相對落后地區(qū)提供了發(fā)展機遇，但也可能導致更大的差距。值得注意的是，中國各地區(qū)的比較優(yōu)勢存在顯著差異。東部沿海地區(qū)通過最先承接加工貿易等環(huán)節(jié)嵌入到全球價值鏈中，并逐步提升了其地位，使得其收入水平也要高于中西部地區(qū)。然而，中西部地區(qū)通過接收沿海地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉移和開通內陸通商口岸，正在縮小與東部地區(qū)間的發(fā)展差距和收入差距。2020年，中西部地區(qū)的進出口增長了11%，占比從1.4%提升至17.5%。在當前倡導實現(xiàn)共同富裕的大背景下，深入研究全球價值鏈分工地位的提升對城鄉(xiāng)收入差距的影響機制，對推動我國更高層次的開放型經(jīng)濟的發(fā)展和實現(xiàn)共同富裕目標具有重要意義。

本文涉及的相關文獻主要可劃分為兩個方面：一是有關全球價值鏈分工地位的測算；二是關于全球價值鏈影響收入差距的研究。為了有效地測定全球價值鏈分工地位，研究者們普遍采用以增加值貿易為觀察角度的方法，通過建立一系列測度指標，旨在評估不同產(chǎn)業(yè)在全球價值鏈中的參與度以及所獲得的經(jīng)濟利益水平。Hummels等［1］最早提出了垂直專業(yè)化指數(shù)這一分解出口附加值的方法。Johnson和Noguer［2］運用GTAP中的投入產(chǎn)出表和貿易數(shù)據(jù)進行計算，衡量在某個國家生產(chǎn)后被外國吸收消化的增加值，這一增加值被稱為增加值出口率指標。Koopman［3］以增加值的概念為基礎，進一步創(chuàng)新性地提出了KWW法，KWW法將一國的總出口額分解為外國增加值、外國獲得的國內增加值、出口后返還國內的增加值以及重復計算部分。這是目前測算全球價值鏈位置的主流方法之一，不少學者在Koopman的研究基礎上又有所推進和發(fā)展。Wang 等［4］提出以產(chǎn)出倍數(shù)的方法結合KWW方法，采用“相對上游度”和“平均生產(chǎn)鏈長度”兩個全新的指標來評估一國嵌入全球價值鏈中的水平。測算一國的全球價值鏈位置指數(shù)通常采用與出口相關的各類指標，其中一個重要指標是出口的國內增加值率。蘇慶義［5］提出一種將出口的技術復雜度和出口貿易的國內增加值率相乘的全新的指標。這一指標結合了傳統(tǒng)出口結構的技術屬性和新的增加值屬性，更加具有雙重視角意義，能夠更加全面地反映中國制造業(yè)的地位和政策上的價值鏈位置。

許多學者對于全球價值鏈與收入分配的關系進行了廣泛探討。在全球價值鏈對收入差距的直接影響方面，一些學者認為全球價值鏈位置的提升可能會擴大收入差距。劉瑤［6］根據(jù)OECD-TiVA數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)，測算了全球56個國家中的18個行業(yè)的全球價值鏈參與度和地位指數(shù)，并深入研究了這些指標對國內收入不平等的潛在影響。研究結果顯示，全球價值鏈位置指數(shù)顯著影響了發(fā)展中國家的工資差距，發(fā)展中國家在全球價值鏈中越是處于下游位置，工資差距越大，但對發(fā)達國家的影響不明顯。胡昭玲和李紅陽［7］以中國工業(yè)的16個細分行業(yè)為樣本，驗證了在參與全球價值鏈后，這些行業(yè)在全球價值鏈上的分工位置有所下降。在全球價值鏈中，我國多數(shù)行業(yè)處于全球價值鏈的低端位置，產(chǎn)品的附加值不高，更靠近于原材料生產(chǎn)階段。耿偉和郝碧榕［8］選擇了41個國家的35個行業(yè)作為樣本，采用下游度指標刻畫某一行業(yè)在全球價值鏈中的嵌入程度，即一國某行業(yè)嵌入全球價值鏈中的位置越低，拉大該行業(yè)高、低技能勞動收入差距的趨勢也越明顯。在以中國制造業(yè)為樣本的研究中，當全球價值鏈地位上升，也就是向全球價值鏈的消費端移動時，不同技能勞動者之間的收入差距會縮小。蔡漣［9］運用跨國面板數(shù)據(jù)研究顯示，通過調整國內勞動收入占比，全球價值鏈位置的改變對國內收入分配產(chǎn)生了影響，特別是在發(fā)達國家中，全球價值鏈位置的提升對改善國內收入不平等狀況具有更為顯著的作用。此外，還有研究表明，全球價值鏈與收入差距之間存在非線性關系。王玉燕等［10］衡量全球價值鏈的嵌入程度的指標選擇了國際垂直專業(yè)化指數(shù)，其以投入產(chǎn)出法深入研究行業(yè)層面上全球價值鏈嵌入對勞動工資的影響程度。其實證分析結果顯示，全球價值鏈嵌入程度與平均工資和工資總額呈現(xiàn)出先降后升的關系，而與收入差距之間則呈現(xiàn)先升后降的關系。

從全球價值鏈對收入差距的影響路徑來看，多數(shù)學者從產(chǎn)業(yè)結構和生產(chǎn)率等角度進行了研究。據(jù)談煒的觀點［11］，通過對一國不同產(chǎn)業(yè)結構進行調整，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)要素的流動和勞動者工資都受到全球價值鏈分工的影響，這進而對一國異質勞動力的相對收入產(chǎn)生影響。曹清峰的研究發(fā)現(xiàn)［12］，全要素生產(chǎn)率的提升在縮小城鄉(xiāng)收入差距中扮演了中介角色。通過貿易和外商直接投資這兩個途徑，全球價值鏈的參與能夠顯著提升全要素生產(chǎn)率。呂越等學者［13］利用中國工業(yè)企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)中國企業(yè)融入全球價值鏈能改善生產(chǎn)效率。值得注意的是，GVC嵌入與企業(yè)生產(chǎn)率改善之間存在非線性的倒U型關系，甚至一些企業(yè)可能因過度GVC嵌入而對生產(chǎn)率產(chǎn)生負向影響。

通過以上檢視已有相關研究文獻可以發(fā)現(xiàn)：其一，學術界主要以投入產(chǎn)出表為基礎測量各種與全球價值鏈相關的指標；其二，目前大多數(shù)學者從國家或者行業(yè)的角度研究全球價值鏈與收入差距的關系，對省份和地區(qū)的分析較為有限，既有研究較少關注到參與全球價值鏈中存在的“低端鎖定”問題可能造成的嚴重影響。因此，相對于已有研究，本文將研究重點放在運用中國省級面板數(shù)據(jù)來深入探討全球價值鏈分工地位對城鄉(xiāng)收入差距的影響，不僅考慮了全要素生產(chǎn)率在分析中的中介作用，還引入了全新的中介變量——市場化，并計算了這兩個中介變量的相對貢獻率。

二、 理論分析與研究假設

據(jù)以往學者分析，某地區(qū)的全球價值鏈國際分工地位上升，表明該地區(qū)在其出口中包含有更多用于他國的再出口生產(chǎn)的國內增值，相對較少的國外增值用于本國最終產(chǎn)品的制造和出口，這表明該地區(qū)在全球價值鏈上的定位更接近消費端，從而在全球價值鏈生產(chǎn)活動中能夠獲得更為豐厚的利潤。我國城鄉(xiāng)收入差距的根本問題在于生產(chǎn)要素在城鄉(xiāng)之間的不合理配置，這一現(xiàn)象的形成主要是由于城鄉(xiāng)經(jīng)濟結構的差異，導致資源的不均衡分布。然而，隨著我國積極參與全球價值鏈，這一問題正逐步得到緩解。全球價值鏈分工地位的提高不僅在提高整體生產(chǎn)效率上發(fā)揮了積極作用，同時也優(yōu)化了生產(chǎn)要素在城鄉(xiāng)之間的配置，從而對縮小城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生了顯著影響。首先，全球價值鏈分工地位的提高為城市經(jīng)濟部門帶來了生產(chǎn)率的提升效應。通過與國際市場的深度融合，城市經(jīng)濟部門的技術水平得到提升，生產(chǎn)方式得以升級，這不僅推動了城市部門經(jīng)濟的增長，還引導了規(guī)模的擴張。在農(nóng)村剩余勞動力向城市轉移的過程中，既緩解了農(nóng)村的就業(yè)壓力，又使得城市部門在生產(chǎn)力和效益上取得更大突破，從而拉動城市經(jīng)濟的整體發(fā)展；反過來，城市部門規(guī)模的擴張又對農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展帶來積極影響。根據(jù)曹清峰［12］的觀點，隨著農(nóng)村勞動力向城市遷移，農(nóng)村地區(qū)的勞動力結構得以優(yōu)化，這有利于提升我國農(nóng)業(yè)土地規(guī)模化經(jīng)營的程度和農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)率，我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程因此也得以推動，從而會加速農(nóng)村經(jīng)濟的升級轉型，新的生產(chǎn)模式和技術手段的引入，使農(nóng)村經(jīng)濟更好地融入現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)鏈。因此，本文提出以下假設：

假設1+32AU5fJGJo+tRmKEfAfDhGYgjwP2tmfL/ArB+8WyVU=：全球價值鏈地位提升縮小了城鄉(xiāng)收入差距。

全球價值鏈分工地位的生產(chǎn)率效應主要體現(xiàn)在市場擴張效應與全要素生產(chǎn)率提升兩個方面。從市場擴張效應方面看，國內企業(yè)嵌入全球價值鏈后，將面對更廣闊的商品市場和要素市場，市場化水平也將提高，擴大的市場和生產(chǎn)規(guī)模使得某些行業(yè)能夠更優(yōu)化地配置資源，通過分工合作和規(guī)模經(jīng)濟降低成本并提高生產(chǎn)效率。馬立軍等［14］采用了1997年到2009年的省級數(shù)據(jù)研究人力資本與全要素生產(chǎn)率的關系，研究結果顯示，市場化水平對地區(qū)薪資差異的平均貢獻程度為10.2%。市場化水平貢獻的增長速度達到8.3%，占薪資差異增長速度的比例為35.3%，在所有影響因素中排名首位。此外，市場化還將進一步激發(fā)經(jīng)濟主體的活力，促使要素市場機制更加健全和高效，激發(fā)民營企業(yè)（尤其是服務領域）的增長，帶動就業(yè)，從而緩解薪資差距。從全要素生產(chǎn)率提升方面看，融入世界市場后，行業(yè)競爭加劇，為了爭奪市場份額和獲取利潤，企業(yè)不斷完善內部管理方式，更新機器設備，以提高生產(chǎn)效率；同時，企業(yè)更容易獲取、模仿和學習先進技術，進行再創(chuàng)新，模仿學習其他公司的先進管理模式，推動本地企業(yè)提高管理效率。因此，本文提出如下假設：

假設2：全球價值鏈地位提升有助于提高市場化水平，進而縮小城鄉(xiāng)收入差距。

假設3：全球價值鏈地位提升有助于提高全要素生產(chǎn)率，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距。

三、 實證模型構建、變量定義與數(shù)據(jù)來源

（一） 實證模型構建

為檢驗本文提出的理論假說，現(xiàn)將模型構建如下：

Theilit=β0+β1GVCit+δXit+εit

（1）

其中，i為我國30個省級行政區(qū)（不含西藏地區(qū)）；t為年份；被解釋變量Theilit為泰爾指數(shù)，該指標值越大，表明城鄉(xiāng)收入差距程度越大；GVCit代表各省的全球價值鏈地位指數(shù)。Xit表示控制變量，其中包括人力資本、對外開放度、外商直接投資和研發(fā)經(jīng)費等。εit為與時間和行業(yè)都無關的隨機誤差項。

（二） 變量定義

1.被解釋變量

在現(xiàn)有研究中，一般采用泰爾指數(shù)、基尼系數(shù)，以及城鄉(xiāng)居民人均可支配收入比等不同指標來評估收入差距。鑒于基尼系數(shù)需要詳細的收入分組數(shù)據(jù)支持，且對低收入群體的收入變化反映較為滯后，因此本文選擇泰爾指數(shù)作為被解釋變量，以此來度量城鄉(xiāng)收入差距。計算公式如下：

Theilt=∑2i=1IitItlnIit/PitIt/Pt=I1tItlnI1t/P1t

It/Pt+I2tItlnI2t/P2tIt/Pt

（2）

在上述方程中，i=1，2分別對應城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)，Iit代表城鎮(zhèn)（i=1）或農(nóng)村（i=2）的總收入，而It則表示t時期的總收入。Pit表示t時期城鎮(zhèn)或農(nóng)村的人口數(shù)量，而Pt代表t時期的總人口。

2.解釋變量

本文參考了耿曄強和白力芳［15］的研究，在考慮產(chǎn)品屬性和增值屬性的基礎上，從出口產(chǎn)品的增值率和技術復雜度兩個方面進行測算。具體的計算公式如下：

GVCi_Position=∑nXinXiTSIn×Dvarin（3）

方程（3）中，GVCi_Position代表i地區(qū)的全球價值鏈分工地位指數(shù)，Xin表示該地區(qū)產(chǎn)品n的出口額，Xi表示地區(qū)i的出口總額，TSIn表示產(chǎn)品n的出口技術復雜度；Dvarin代表i地區(qū)產(chǎn)品n出口的國內增加率。

其中，出口的技術復雜度指標Protcn的測算公式如下：

TSIn=∑iXin/Xi∑Xin∑Xi×Yi

（4）

式（4）中，Yi表示i地區(qū)的人均GDP。

出口的國內增加值率利用非競爭型的投入—產(chǎn)出表來測算，如表1所示。

表1 非競爭型投入-產(chǎn)出表

投入

產(chǎn)出 中間產(chǎn)品

最終產(chǎn)品

投資消費出口總產(chǎn)出

中間投入

國外產(chǎn)品部門MFhkKFhCFh0QFh

國內產(chǎn)品部門MDhkKDhCDhXDhQDh

增加值Vk

總投入Ik

通過對投入產(chǎn)出表的行列平衡式進行推導，可以得出：

∑mk=1MDhk+CDh+KDh+XDh=QDh（5）

∑mk=1MFhk+CFh+KFh+XFh=QFh（6）

∑mh=1MDhk+MFhk+Vk=Ik（7）

其中，h=1，2，3……m；k=1，2，3……m。令AD=MDhkIk，AF=MFhkIk，Av=VKIK，根據(jù)總投入=總產(chǎn)出計算公式，可以得到：

ADQD+CD+KD+XD=QD

（8）

AFQD+CF+KF=QF（9）

φAD+φAF+Av=φ（10）

從上述方程可得：QD=（I－AD）－1（KD+CD+XD），其中（I－AD）－1即為列昂惕夫逆矩陣。由于垂直專業(yè)化度VSS=φAF（I－AD）－1，因此出口的國內增加值率可用以下方式表示：

DVAR=1－VSS=1－φAFI－AD－1

（11）

3.中介變量

參考田友春等人［16］的方法，采用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，并結合對資本和勞動彈性系數(shù)的估計值，可以得出各省份全要素生產(chǎn)率的計算公式：

TFPit=ec+εit=e（yit－kit－lit）（12）

其中，i表示省份，t表示年份，yit表示i省t年的產(chǎn)出，kit表示i省t年的資本存量，lit表示i省t年的勞動投入。

本研究的另一個中介變量是市場化水平，利用國民經(jīng)濟研究所編制的市場化指數(shù)來評估各省的市場化水平。

4.控制變量

在考慮影響收入差距的多個經(jīng)濟指標時，本文選擇了一些可能具有影響的因素作為控制變量。借鑒相關研究的基礎，本研究采用以下控制變量：（1）人力資本水平（capital），以勞動經(jīng)濟研究中心提供的勞動力受教育年限均值衡量；（2）對外開放程度（open），以進出口占國內生產(chǎn)總值的比重衡量；（3）城鎮(zhèn)化水平（urb），以城鎮(zhèn)人口占常住人口的比率衡量；（4）外商直接投資（fdi），以外商直接投資占國內生產(chǎn)總值比值衡量。

（三） 數(shù)據(jù)來源

鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，本研究選擇2011-2021年的30個省份（港澳臺和西藏的數(shù)據(jù)缺失嚴重，被排除在外）進行面板模型的實證分析。為了應對可能存在的異方差問題對實證回歸的影響，本文將變量進行對數(shù)化處理，并引入了聚類穩(wěn)健標準誤以減小潛在的干擾。所使用的樣本數(shù)據(jù)均來源于海關數(shù)據(jù)庫、國家統(tǒng)計局、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》以及地方年鑒。

四、 實證分析

（一） 基準回歸結果分析

1.描述性分析

如表2所示的描述性統(tǒng)計結果，全球價值鏈分工地位指數(shù)（lngvc）的方差為0.3675，而城鄉(xiāng)收入差距的泰爾指數(shù)（lntheilr）的方差為0.5212，可見這兩個指標的方差都很小，數(shù)據(jù)沒有呈現(xiàn)明顯的過度分散情況。進一步進行VIF檢驗，結果顯示，方差膨脹因子均小于3，可以排除多重共線性可能對回歸結果所帶來的影響。表2 變量的描述性統(tǒng)計

表3的（1）報告了固定效應的基礎回歸結果，（2）報告了穩(wěn)健標準誤的固定效應回歸的結果。全球價值鏈地位系數(shù)均為-0.3139，這意味著全球價值鏈國際分工地位每提高1%，城鄉(xiāng)收入差距就會縮小0.3139%。假設1在1%的顯著性水平上得到驗證，從控制變量來看，人力資本水平和城鎮(zhèn)化水平的系數(shù)為負，王昀珞［17］的研究證明人力資本水平和城鎮(zhèn)化水平提升有利于縮小城鄉(xiāng)收入水平，并且具有持久性。對外開放程度系數(shù)和外商直接投資的系數(shù)為負，這是因為外商投資可以通過促進產(chǎn)業(yè)結構轉型升級來縮小城鄉(xiāng)收入差距，且這種影響具有空間溢出效應。

2.內生性檢驗與穩(wěn)健性檢驗

由于模型可能存在遺漏變量以及變量之間可能存在雙向因果關系，并由此帶來內生性問題。因此本文選擇將滯后一期的全球價值鏈分工地位作為工具變量對模型進行估計。表3中的（3）顯示了二階段回歸工具變量法估計結果，一階段回歸的聯(lián)合顯著性F統(tǒng)計量為47.55，通過進一步檢驗，結果表明不能拒絕工具變量外生的假設，從而證明了二階段工具變量估計的有效性。

本文采用固定效應模型作為首選模型，但為了確保模型的穩(wěn)健性，必須進行相應的檢驗。穩(wěn)健性檢驗有助于確保在存在異常值或極端觀測值時，統(tǒng)計模型能夠產(chǎn)生可靠的結果，而不受到這些極端值的干擾。首先，采用另一種衡量收入差距的指標——基尼系數(shù)（lngini）替代泰爾指數(shù)作為被解釋變量進行回歸。從表4（1）的結果來看，盡管更換了被解釋變量的衡量指標，核心變量仍然呈負相關，驗證了模型的穩(wěn)健性。然而，值得注意的是，替換被解釋變量后，模型的顯著性降低，擬合度不如原模型，因此選用泰爾指數(shù)作為被解釋變量能夠提供更具解釋力的結果。其次，變換回歸方法。表4中的（3）是采用FGLS進行回歸的結果。在采用不同的估計方法后，核心變量的符號和顯著性仍然與基準回歸一致，而且各個變量在新的估計方法下依然表現(xiàn)出顯著性，這表明基準回歸的結果在總體上是穩(wěn)健的。

3.地區(qū)異質性檢驗

通過前文的分析可得知，全球價值鏈分工地位對城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的影響。然而，鑒于我國地區(qū)之間存在顯著的異質性影響，各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平和在全球價值鏈上的地位存在差異。東部沿海地區(qū)憑借優(yōu)越的區(qū)位和政策支持率先融入全球價值鏈分工體系，從中獲取分配的利潤。相反，中部和西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展相對滯后，嵌入程度較低。這導致了對城鄉(xiāng)收入差距的影響也存在地區(qū)差異性。因此，將全國30個省市自治區(qū)（不包括港澳臺和西藏）劃分為東部、中部和西部地區(qū)，以探究地區(qū)異質性對結論的影響。

表5依次顯示了我國東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的實證檢驗結果。通過回歸結果可觀察到，全球價值鏈國際分工地位提升對城鄉(xiāng)收入差距的影響展現(xiàn)出顯著的區(qū)域差異。在考慮到區(qū)域差異性后，各地區(qū)的數(shù)據(jù)都通過了顯著性水平檢驗，但中部地區(qū)和西部地區(qū)的主回歸系數(shù)十分相近，而主回歸系數(shù)的絕對值又高于東部地域，說明在中西部地區(qū)，全球價值鏈地位提升對縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應更為強烈。東部地區(qū)的全球價值鏈地位對城鄉(xiāng)收入差距的影響系數(shù)為-0.0425，明顯小于全樣本回歸時的全國水平系數(shù)，說明東部地域全球價值鏈地位的提升對城鄉(xiāng)收入差距的影響低于全國平均水平。

（二） 機制分析

參考阮榮平等的研究方法［18］驗證全要素生產(chǎn)率和市場化水平之間的中介效應。首先，利用全球價值鏈分工地位對城鄉(xiāng)收入差距進行回歸分析；接著，分別使用全球價值鏈分工地位對全要素生產(chǎn)率和市場化水平進行回歸分析；最后，引入中介變量，構建一個新的回歸模型?；貧w方程構建如下：

Theilit=β0+β1GVCit+δXit+εit

（13）

Theilit=β2+β3GVCit+α1tfpit+α2marketit+δXit+εit（14）

tfpit=β4+β5GVCit+δXit+εit（15）

marketit=β6+β7GVCit+δXit+εit

（16）

在上述回歸方程中，方程（14）表示價值鏈分工地位和兩個中介變量對城鄉(xiāng)收入差距的回歸，方程（15）表示價值鏈分工地位指數(shù)對中介變量tfp的回歸，方程（16）表示價值鏈分工地位指數(shù)對中介變量market的回歸。其中，β1表示價值鏈分工地位對城鄉(xiāng)收入差距的整體影響，β3表示價值鏈分工地位對城鄉(xiāng)收入差距的直接影響。

在表6中，（1）是全球價值鏈地位對城鄉(xiāng)收入差距的回歸；（2）是將全要素生產(chǎn)率和市場化水平加入基準回歸后的回歸；（3）是全球價值鏈地位對全要素生產(chǎn)率的回歸；（4）是全球價值鏈地位對市場化水平的回歸。經(jīng)過回歸分析，表6中的核心變量和中介變量的系數(shù)均呈現(xiàn)顯著性，表明全要素生產(chǎn)率和市場化水平在全球價值鏈的分工地位對城鄉(xiāng)收入差距的影響中起到了中介作用。

全球價值鏈分工地位對城鄉(xiāng)收入差距的影響需要更深入的測定，而全要素生產(chǎn)率和市場化水平的相對貢獻率成為了關鍵指標。參考鄭新業(yè)等的方法［19］，分解全球價值鏈分工地位對城鄉(xiāng)收入差距的間接影響，并分別測算各自在總體影響中所占的比例，從而分別得到相對貢獻率。

將方程（15）和（16）代入方程（14），可得到方程（17）：

Theilit=β2+α1β4+α2β6+β3+α1β5+α2β7GVCit+δXit+εit（17）

對比方程（5-1）和（5-5）可知：

β1=β3+α1β5+α2β7（18）

α1β5表示價值鏈分工地位通過全要素生產(chǎn)率對城鄉(xiāng)收入差距的間接影響，α2β7表示價值鏈分工地位通過市場化水平對城鄉(xiāng)收入差距的間接影響。通過對分解影響的回歸結果進行解析（見表6），其中的（1）～（4）分別對應回歸方程（13）～（16），由此得到相應的系數(shù)。如表7所示，是基于分解結果計算的全要素生產(chǎn)率和市場化水平的相對貢獻率。

根據(jù)傳遞機制的相對貢獻率分析，全要素生產(chǎn)率在全球價值鏈地位對城鄉(xiāng)收入差距的總影響中的相對貢獻率為6%，而市場化水平的相對貢獻率為-8%。這說明價值鏈分工地位通過提高全要素生產(chǎn)率減少了對城鄉(xiāng)收入差距的擴大效應，與此同時，加強市場化水平加大了對城鄉(xiāng)收入差距的擴大效應。

五、 研究結論及對策建議

（一） 研究結論

基于2011—2021年中國30個省份面板數(shù)據(jù)，對我國省際層面全球價值鏈分工地位和城鄉(xiāng)收入差距進行測算，探討全球價值鏈地位對城鄉(xiāng)收入差距的影響，得到如下研究結論：

（1） 全球價值鏈地位的提升有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距，其中，在中西部地區(qū)，全球價值鏈地位的提升對縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用更為顯著；（2） 全要素生產(chǎn)率和市場化水平在全球價值鏈中的地位對城鄉(xiāng)收入差距的影響中起到中介作用，進一步檢驗結果表明，市場化水平在全球價值鏈中的分工地位影響城鄉(xiāng)收入差距中的相對貢獻率為-8%，而全要素生產(chǎn)率的相對貢獻率為6%。

（二） 對策建議

第一，鼓勵企業(yè)自主研發(fā)和技術創(chuàng)新。這包括提供稅收優(yōu)惠、資金補貼、技術支持等多方面的支持，以降低企業(yè)創(chuàng)新的成本。政府還可以建立研發(fā)聯(lián)盟，促使企業(yè)之間形成合作網(wǎng)絡，共同開展前沿技術研究，以提高整個行業(yè)的創(chuàng)新水平。增強企業(yè)的創(chuàng)新能力和競爭力，能夠有效避免參與全球價值鏈過程中可能帶來的“低端鎖定”問題。

第二，加大對教育和培訓的資金投入。致力于提高低收入群體勞動力的生產(chǎn)力，并擴大熟練勞動力的供應。通過提供更多的教育資源，確保低收入群體能夠獲得良好的教育，提高其技能水平，有助于他們更好地適應市場需求，提高就業(yè)機會。對于熟練勞動力，政府可以建立更加靈活的培訓體系，滿足市場對不同技能的需求。

第三，推動勞動力自由流動。通過簡化戶籍制度、放寬就業(yè)限制、提供更多的職業(yè)培訓機會，實現(xiàn)勞動力資源的優(yōu)化配置。這有助于提高勞動力市場的靈活性，為企業(yè)更好地吸引和利用各地的優(yōu)秀人才提供便利。

第四，政府需要構建良好的市場環(huán)境來激活企業(yè)創(chuàng)新動力。通過建立健全的法律法規(guī)體系、提供良好的財政和稅收政策支持，以及推動市場監(jiān)管體系的不斷完善，政府可以更加有效地打擊市場亂象，減少市場風險。

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（責任編輯 文 格）

Influence of Global Value Chain Division on

Urban-rural Income Gap： Based on the Mediating

Effect of Total Factor Productivity and Marketization

MO Song-yi， PENG Ding-yun

（School of Economics，Wuhan University of Technology，Wuhan 430070，Hubei，China）

Abstract：In-depth analysis of how the division of labor in the global value chain affects income distribution，and discussion of the mediating role of total factor productivity and marketization have strong practical significance for promoting high-quality economic development and realizing common prosperity.Based on the panel data of 30 provinces in China from 2011 to 2021，this paper calculates the GVC division status and rural-urban income gap respectively.The empirical results show that the improvement of GVC division status helps to narrow the rural-urban income gap.Compared with the eastern region，the improvement of GVC status in central and western regions has a more significant effect on narrowing the rural-urban income gap.Total factor productivity and marketization play an intermediary role in this process.Further calculation of the relative contribution rate shows that the relative contribution rate of marketization level is negative，while the relative contribution rate of total factor productivity is positive.

Key words：global value chain position; urban-rural income gap; total factor productivity; marketization; relative contribution rate