崔百勝，朱 麟

（上海師范大學 商學院，上海 200234）

一、引 言

改革開放以來，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值一直保持平穩(wěn)較快增長，居民收入水平和生活質(zhì)量都有了明顯提高。國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，2012年我國GDP增長率達到7.7%，居民實際收入增長率達10.9%。分地區(qū)數(shù)據(jù)顯示，東部地區(qū)居民人均收入增長率達10.2%，中部地區(qū)達11.9%，西部地區(qū)達12.6%。雖然從增長水平看來我國地區(qū)居民收入水平差距有縮小的趨勢，但從絕對數(shù)看來，居民人均收入最高的上海市比最低的西藏自治區(qū)要高3.6倍多，且收入差距仍在逐年擴大。持續(xù)擴大的收入差距可能會導(dǎo)致社會矛盾的激化，影響社會穩(wěn)定，阻礙經(jīng)濟的發(fā)展，區(qū)域間的收入差距已經(jīng)引起了政府、學界以及群眾的廣泛關(guān)注。如何縮小區(qū)域間居民收入差距，實現(xiàn)社會主義市場經(jīng)濟的穩(wěn)定和諧發(fā)展，成為當前中國面臨的重要課題。本文收集了2005-2012年各省的相關(guān)數(shù)據(jù)，運用空間計量的方法，探索我國地區(qū)間居民收入差距的影響因素和空間效應(yīng)。

本文余下部分的結(jié)構(gòu)安排如下，第二部分對國內(nèi)外在我國居民收入差距的研究成果進行了總結(jié)與評析，第三部分說明了數(shù)據(jù)來源、變量的選擇并構(gòu)建了研究模型，第四部分對模型進行了估計分析，第五部分是本文的結(jié)論和相關(guān)政策建議。

二、文獻綜述

由于我國的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，絕大多數(shù)研究都聚焦在城鄉(xiāng)收入差距問題上。Cheng（2002）基于我國官方公布的基尼系數(shù)，認為我國收入差距已經(jīng)超過貧富差距十分嚴重的國家如印度和埃塞俄比亞，主要是由城鄉(xiāng)收入差距大導(dǎo)致的，短期內(nèi)可以通過提高城市化水平解決這一問題［1］。張克?。?005）通過逐步回歸篩選出與我國城鄉(xiāng)居民收入差距成正相關(guān)關(guān)系的因素主要有城市化水平、勞動就業(yè)結(jié)構(gòu)的變化、人均GDP、第二產(chǎn)業(yè)與第一產(chǎn)業(yè)的比較勞動生產(chǎn)率，成負相關(guān)的因素主要有財政支出的總增長；農(nóng)業(yè)的勞動生產(chǎn)率低并且長期以來提高不快是城鄉(xiāng)收入差距不斷擴大最重要的原因［2］。夏斌、劉玲莉（2008）對泰爾指數(shù)分解認為城鄉(xiāng)間居民收入差距遠大于城鄉(xiāng)居民內(nèi)部差距，然后通過研究農(nóng)民人均純收入與主要因素之間的定量關(guān)系，最終說明這些因素對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響［3］。周冰、索志林（2012）用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入之比來衡量城鄉(xiāng)居民收入差距，認為城市化水平、人均GDP增長率、勞動力投入要素與該差距成正相關(guān)［4］。謝喬昕（2012）從產(chǎn)業(yè)集聚的角度，研究了浙江商業(yè)聚集對收入差距的影響，結(jié)果顯示商業(yè)聚集和城鄉(xiāng)收入差距成負相關(guān)關(guān)系［5］。孫敬水、黃秋虹（2013）通過家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，運用Mincer收入模型及Oaxaca-Ransom分解法分析認為，我國城鄉(xiāng)收入差距較大，基尼系數(shù)已經(jīng)超過警戒線；戶主文化程度差異是影響城鄉(xiāng)居民收入差距最重要的因素［6］。

研究總體收入差距方面的文章并不多。Fujita、Hu（2001）研究認為我國居民收入差距主要原因是國外直接投資及出口的增加、國有企業(yè)比重的下降和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的增加，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展政策的差異也一定影響［7］。王小魯、樊剛（2005）認為中國的收入差距有繼續(xù)上升的趨勢，但下降階段還不能確證；影響收入差距的主要因素有經(jīng)濟增長方面、收入再分配和社會保障方面、公共產(chǎn)品和基礎(chǔ)設(shè)施、制度方面的因素；可以通過合理的政策來控制收入差距的繼續(xù)擴大［8］。高連水（2011）認為我國居民地區(qū)收入差距呈現(xiàn)出階梯形上升的態(tài)勢，收入差距是由物質(zhì)資本、人力資本、政府政策、全球化、城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟體制改革等因素造成的，并采用方差分解的方法根據(jù)測算出各因素對于居民地區(qū)收入差距的貢獻率［9］。涂子亞（2011）從我國居民收入基尼系數(shù)的角度分析認為城鄉(xiāng)二元化體制是造成我國居民收入差距的重要因素［10］。徐楊（2011）用新經(jīng)濟地理學的視角分析了我國區(qū)域收入的差距，認為擴大中西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)份額有利于縮小區(qū)域收入差距［11］。

也有部分學者開始將空間變量納入居民收入差距的研究中，但僅限于城鄉(xiāng)居民收入差距方面的研究。陳偉華（2008）運用空間滯后面板數(shù)據(jù)模型分析顯示，包含空間滯后變量的模型優(yōu)于傳統(tǒng)面板模型，城鄉(xiāng)家庭教育投資差異、人力資本差異是導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴大的因素［12］。晏艷陽、宋美喆（2011）運用空間面板數(shù)據(jù)模型研究了我國城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟增長間的關(guān)系，兩者關(guān)系符合“倒U”型變化，并進一步推斷出我國的城鄉(xiāng)居民收入差距將在達到轉(zhuǎn)折點前繼續(xù)擴大，在達到轉(zhuǎn)折點后縮??；我國城鄉(xiāng)居民收入差距存在空間上的依賴性和異質(zhì)性［13］。蔡武、陳望遠（2012）以引入了中間投入產(chǎn)品和產(chǎn)業(yè)聚集因素的C-D生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)，運用空間面板模型，分析了城鄉(xiāng)收入差距的影響因素，認為城鄉(xiāng)全要素生產(chǎn)率比、城鄉(xiāng)資本投入比、農(nóng)村中間產(chǎn)品投入價格與城鄉(xiāng)收入差距成正相關(guān)，而城鄉(xiāng)勞動力比與城鄉(xiāng)差距成負相關(guān)，相鄰省份的城鄉(xiāng)收入差距存在空間相互依賴效應(yīng)［14］。

本文將之前關(guān)于居民收入差距的相關(guān)影響因素研究總結(jié)如表1。

研究居民收入差距的角度主要有兩大類，一類是用居民收入基尼系數(shù)、泰爾系數(shù)，城鄉(xiāng)收入比，城鄉(xiāng)收入差等指標直接衡量居民收入差距，分析差距的變化和差距的影響因素；另一類的出發(fā)點是居民收入，通過確定影響居民收入的關(guān)鍵因素，進一步分析這些因素對居民收入差距的影響。

本文結(jié)合之前相關(guān)的研究文獻，重點研究經(jīng)濟增長水平，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平，全球化水平和城鎮(zhèn)化水平這幾方面因素對各省居民收入的影響，并嘗試探索省際居民收入差距的空間相關(guān)關(guān)系，建立包含空間變量的收入決定模型。最后通過方差指標對模型進行分解，得出各類影響因素對省際居民收入差距的貢獻度。

表1 收入差距的影響因素總結(jié)

三、數(shù)據(jù)、變量與模型的構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)獲取與變量的說明

本文對地區(qū)的劃分按照國家統(tǒng)計局公布的行政區(qū)域和地理區(qū)域。各省、市、自治區(qū)是指全國31個省級行政區(qū)域。東部地區(qū)包括北京市、天津市、河北省、遼寧省、上海市、江蘇省、浙江省、福建省、廣東省、海南?。恢胁康貐^(qū)包括山西省、吉林省、黑龍江省、安徽省、江西省、山東省、河南省、湖北省、湖南?。晃鞑康貐^(qū)包括內(nèi)蒙古自治區(qū)、廣西壯族自治區(qū)、重慶市、四川省、貴州省、云南省、西藏自治區(qū)、陜西省、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)。本文的數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)網(wǎng)站，時間跨度為2005-2012年，以2005年為基期。

本文的變量選取說明如下：

（1）經(jīng)濟增長水平。一個國家或地區(qū)的居民收入與經(jīng)濟的發(fā)展水平有著密切的關(guān)系［15］，經(jīng)濟的快速增長是提高居民收入水平和生活水平的基礎(chǔ)。由2005-2012年的數(shù)據(jù)計算得到三大地區(qū)的人均GDP增長率如圖1所示，東部地區(qū)的增速明顯低于西部地區(qū)和中部地區(qū)。西部地區(qū)的增速最快，相應(yīng)的，東部地區(qū)的人均收入也增速最慢。本文用各省人均GDP代表經(jīng)濟增長因素，剔除了人口因素造成的GDP的增長，在模型中表示為變量GDP。

圖1 2006-2012年主要地區(qū)GDP平均增長率和收入增長率

（2）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化和高級化兩個方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化是指產(chǎn)業(yè)之間相互協(xié)調(diào)，有良好的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換能力和較強的適應(yīng)性；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化是指產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系統(tǒng)由低級形式向高級形式轉(zhuǎn)化。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理調(diào)整能促進勞動者充分就業(yè)，提高收入水平。目前，第一產(chǎn)業(yè)的增加值占國民經(jīng)濟的比重在大多數(shù)國家呈下降趨勢，第二產(chǎn)業(yè)的增加值占國民經(jīng)濟的比重自60年代以后也在發(fā)達國家呈明顯下降趨勢，而第三產(chǎn)業(yè)的增加值占國民經(jīng)濟的比重卻在發(fā)達國家自60年代以后呈上升趨勢，目前這一比重甚至超過了60%。由發(fā)達國家的經(jīng)驗看來，第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重可以在一定程度上體現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整狀況，本文用它來代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平，表示為INDADJUST。

（3）全球化水平。在當前全球經(jīng)濟交流日益頻繁的時代背景下，我國的勞動密集型產(chǎn)品在出口貿(mào)易中長期占優(yōu)勢，這極大地帶動了當?shù)貏趧诱叩木蜆I(yè)［16］。尤其是我國沿海各地區(qū)，上海的年出口總額常年占GDP的60%～80%，江蘇和浙江也常年在40%以上。本文用各地區(qū)的出口總額占GDP的比重表示，變量表示為GLOBALIZ。

（4）城鎮(zhèn)化水平。城鎮(zhèn)化是指農(nóng)村人口不斷向城鎮(zhèn)遷移，第二、第三產(chǎn)業(yè)不斷向城鎮(zhèn)集聚的過程。城鎮(zhèn)化也是一個國家在實現(xiàn)工業(yè)化和現(xiàn)代化過程中所產(chǎn)生的社會變遷的一種反映。常用的衡量城鎮(zhèn)化的指標是一個地區(qū)的常住城鎮(zhèn)人口占該地區(qū)的總?cè)丝诘谋戎?。目前，世界城?zhèn)化水平已經(jīng)超過50%。隨著農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)的遷移，農(nóng)村勞動力從事職業(yè)也將向第二、第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，這將會影響相應(yīng)地區(qū)的人均收入水平。本文用城鎮(zhèn)常住人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎境擎?zhèn)化水平，變量表示為URBANIZ。

（二）包含空間變量的模型建立

（1）空間相關(guān)性的測度?？臻g相關(guān)性反映的是某種屬性值在不同空間位置上的相關(guān)程度，實際應(yīng)用中最常使用的度量全局空間相關(guān)性的常用指標是Moran’s I指數(shù)，計算公式為：

由于官方?jīng)]有公布直接的居民人均收入數(shù)據(jù)，本文采用農(nóng)村人均純收入和城鎮(zhèn)人均總收入按照年末農(nóng)村人口比重和城鎮(zhèn)人口比重加權(quán)計算得到各地區(qū)的人均收入（INCOME），作為因變量yi。

（2）空間面板模型的建立。包含空間變量的空間面板數(shù)據(jù)包括空間滯后面板模型和空間誤差面板模型?？臻g滯后面板模型假定因變量存在空間上的依賴性：

其中，δ為空間自回歸系數(shù)，ωij是空間權(quán)重矩陣W中的元素?？臻g面板滯后模型描述的是空間相互作用或社會相互作用的均衡結(jié)果，即某個樣本的因變量的觀測值由相鄰樣本聯(lián)合決定。

空間誤差面板模型假設(shè)因變量依賴于觀測個體自身特征，誤差項存在空間上的相關(guān)性：

其中，φit代表空間自相關(guān)誤差項，ρ代表空間自相關(guān)系數(shù)。

空間滯后面板模型和空間誤差面板模型的判別一般采用Anselin(1997）提出的拉格朗日檢驗法，具體判別為：若LMlag和LMerror均不顯著，則模型為一般面板模型；若LMlag較LMerror顯著，則模型為空間滯后面板模型；若LMerror較LMlag顯著，則模型為空間誤差面板模型。進一步可以通過R2、corr2以及自然對數(shù)似然函數(shù)值log-likelihood等判斷出最優(yōu)的模型。

為了消除異方差，變量INCOME和GDP選取了其對數(shù)形式，本文構(gòu)建收入決定函數(shù)半對數(shù)模型。

模型一：

模型二：

模型三：

ai為時間效應(yīng)，μi為個體效應(yīng)，εit為獨立同方差的隨機擾動項，φit代表空間自相關(guān)誤差項，ρ代表空間自相關(guān)系數(shù)。模型一沒有控制空間相關(guān)性，是實證分析的基礎(chǔ)模型。模型二即空間面板滯后模型，模型三為空間誤差滯后模型。

（3）居民收入差距的影響因素分解。循著高連水（2011）和Zhang、Zhang（2003）［17］的思路，省際人均收入的差距可用方差度量，基于回歸方程的分解分析法可將自變量分解為函數(shù)的各自變量之和。基本公式表示如下，

若模型表示為Y=α+ΣβiXi+ε，則有：

根據(jù)公式（9）即可對研究模型進行分解，βiCov(Y,Xi)即為各因素對收入差距的貢獻度。

四、模型估計、檢驗與結(jié)果分析

（一）空間相關(guān)性

利用Moran’s I指數(shù)模型，可以定量測算出我國31個省市自治區(qū)居民人均收入的空間相關(guān)性。本文利用GEOda095i軟件，按照中國地圖地理信息，運用rook相鄰標準計算權(quán)重矩陣，得出的莫蘭指數(shù)如表2所示。

表2 Moran’s I指數(shù)

結(jié)果表明我國各地區(qū)居民人均收入分布存在很顯著的空間依賴特征，即具有地理上的集聚性，高收入地區(qū)和高收入地區(qū)相鄰，低收入地區(qū)和低收入地區(qū)相鄰。而且，隨著時間的推移這種空間依賴有逐步增強的趨勢。Moran’s I從整體上反映了我國各地區(qū)居民人均收入的空間自相關(guān)性，Moran散點圖則具體反映我國各地區(qū)居民人均收入的空間集聚情況，2005年、2008年和2012年的居民人均收入莫蘭散點圖如圖2所示。莫蘭散點圖第一象限（H—H）內(nèi)地區(qū)均為高收入地區(qū)且相鄰地區(qū)也為高收入，第二象限（L—L）內(nèi)地區(qū)低收入而相鄰地區(qū)高收入，第三象限（H—L）內(nèi)的地區(qū)為低收入地區(qū)且相鄰地區(qū)也為低收入，第四象限（L—H）內(nèi)地區(qū)高收入而相鄰地區(qū)低收入。

圖2 2005年、2008年、2012年居民人均收入莫蘭散點圖

由圖2可以看出2005年、2008年和2012年的散點分布情況極為相似，大部分地區(qū)都分布在高—高和低—低兩種類型中，這兩種類型所占的比例約為80.6%，其中高—高地區(qū)大約占了19.3%，低—低地區(qū)約占61.2%。各象限對應(yīng)的地區(qū)這三年沒有發(fā)生變化，如表3所示。高高聚集的省份大多為東部地區(qū)，低低聚集的省份多為西部地區(qū)，可以看出我國居民收入差距正表現(xiàn)為各地區(qū)的“共貧”或者“共富”。

表3 2005年、2008年、2012年居民人均收入莫蘭散點圖對應(yīng)地區(qū)

（二）空間面板模型的檢驗、估計

通過LM檢驗和相應(yīng)的robust LM檢驗來確定模型是一般的面板數(shù)據(jù)模型還是空間面板數(shù)據(jù)模型，當空間面板數(shù)據(jù)模型時，是空間面板滯后模型還是空間面板誤差模型。檢驗結(jié)果表4所示。

表4 LM及robust LM檢驗結(jié)果

空間面板滯后模型的LM檢驗和robust LM均高度顯著，最終選擇空間面板滯后模型，即模型二。因為本文的樣本回歸分析局限于特定的個體，并且不需要其個體性質(zhì)來推斷總體性質(zhì)，所以選擇固定效應(yīng)模型而非隨機效應(yīng)模型。

當模型中包含空間滯后被解釋變量時，最小二乘法的估計量是有偏且非一致的。因此，一般使用極大似然法（ML）來估計空間計量經(jīng)濟模型(Anselin1988［18］，Anselin和Hud1992［19］）。對于空間面板模型而言，不能直接使用對截面回歸模型設(shè)計的ML估計法，本文通過Smirnov和Anselin（2001）［20］給出的空間面板模型的極大似然估計（MLE）函數(shù)，運用matlab2010估計結(jié)果如表5所示。

表5 空間面板滯后模型結(jié)果

由各種模型的R2和log-likelihood可以看出，空間固定效應(yīng)模型和時空固定效應(yīng)模型的結(jié)果較好，又由于時空固定效應(yīng)模型的corr2明顯低于空間固定效應(yīng)模型，本文選取空間固定效應(yīng)的空間面板模型為最優(yōu)模型。如表6所示大部分地區(qū)的地區(qū)固定影響系數(shù)絕對值都在0～1之間，說明各地區(qū)的個體影響雖然存在但較小。

表6 地區(qū)固定影響系數(shù)的描述統(tǒng)計

我國居民人均收入各影響因素的分析結(jié)果如下：①地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平與居民收入水平存在顯著正相關(guān)關(guān)系。lnGDP的系數(shù)為0.371 6，表示其他因素不變的條件下，各地區(qū)人均GDP增長1%，人均居民收入約增加0.37%。②產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平與居民收入水平存在顯著正相關(guān)關(guān)系。變量INDADJUST的系數(shù)在5%的顯著水平上顯著，系數(shù)為0.195 7，表示在其他條件不變的情況下，各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)每提高一個百分比，居民收入水平約上升19.57%。③城鎮(zhèn)化水平與居民收入水平存在顯著正相關(guān)關(guān)系。模型中變量URBANIZ的系數(shù)為0.341 2，表示其他變量不發(fā)生改變時，各地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平每提高一個百分比，居民收入水平上升34.12%。④相鄰地區(qū)的收入水平與居民收入水平存在顯著正相關(guān)關(guān)系。這表明各地區(qū)的人均收入水平有很強的空間依賴效應(yīng)，即一個地區(qū)周圍地區(qū)的居民收入水平提高可以增加該地區(qū)的居民收入水平。

此外，全球化水平也在一定程度影響著居民的收入水平，但全球化水平對居民收入的影響在5%的顯著水平內(nèi)并不顯著。這很有可能是因為，首先，以出口貿(mào)易額占GDP比重為代表的全球化水平并沒有對多數(shù)地區(qū)的居民收入有顯著影響，從本文研究的2005-2012年數(shù)據(jù)來看，我國西部大部分地區(qū)的年出口總額占當?shù)谿DP只有5%左右；其次，影響地區(qū)居民收入水平的全球化因素除了日益頻繁的貿(mào)易交易外還有外商投資，跨國公司，金融全球化等，本文沒有將這些因素體現(xiàn)在全球化水平這一變量中，也可能影響了該變量的顯著水平。

為保證分析結(jié)果的穩(wěn)健性，本文將所有數(shù)據(jù)按照東部、中部、西部地區(qū)分組，分別用空間滯后面板各類模型進行計算，仍然是空間固定效應(yīng)的模型最優(yōu)，結(jié)果如表7所示。

總體上看，除了全球化水平外，其他各類因素對居民收入水平均有顯著正相關(guān)關(guān)系，但各類因素對各地區(qū)居民收入水平的影響程度（以各因素每提高一個百分比所提高的居民收入百分比來衡量影響程度）有很大差異。對于東部地區(qū)，影響程度最大的是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平和相鄰地區(qū)的居民收入水平（省際）；對于中部地區(qū)，影響程度最大的是城鎮(zhèn)化水平，其次是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平；對于西部地區(qū)，影響程度最大的是城鎮(zhèn)化水平，其次是相鄰地區(qū)的居民收入水平（省際）。

表7 東部、中部、西部地區(qū)空間面板滯后（空間固定效應(yīng)）模型結(jié)果

（三）各因素對省際收入差距的影響程度分析結(jié)果

基于包含空間固定效應(yīng)的模型二，可以通過方差分解法量化各變量差距對我國省際居民收入差距的影響。根據(jù)模型估計結(jié)果，方差分解表達式為：

分解結(jié)果見表8。

表8 各因素對省際居民收入差距的影響程度

由表8可以看出各變量差距對我國省際居民收入差距的總影響度平均達到了75.61%，經(jīng)濟增長水平，相鄰地區(qū)的收入水平，城鎮(zhèn)化水平，都對省際居民收入差距有著重要影響。其中經(jīng)濟增長水平差距對居民收入差距的影響度最高，平均達到40.31%，且有逐年遞增的趨勢，表明我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不協(xié)調(diào)是導(dǎo)致居民收入水平差距的最重要的原因。相鄰省份居民收入水平、城鎮(zhèn)化水平對居民收入差距的影響度平均分別達到了21.86%和11.56%。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平對收入差距的影響度不高，且逐年下降。表明了我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整初見成效，已經(jīng)從一定程度上縮小了地區(qū)收入差距水平。

五、結(jié)論及建議

本文根據(jù)統(tǒng)計局公布的2005-2012年城鄉(xiāng)常住人口數(shù)據(jù)和居民收入數(shù)據(jù)，加權(quán)計算出我國各地區(qū)人均居民收入，居民收入水平具有很強的空間相關(guān)性，產(chǎn)生空間依賴效應(yīng)。具體表現(xiàn)為高收入地區(qū)和高收入地區(qū)集聚，低收入地區(qū)和低收入地區(qū)集聚，相鄰地區(qū)居民收入水平相互影響。本文進一步通過建立空間面板數(shù)據(jù)模型分析了居民收入差距的主要影響因素：城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平、經(jīng)濟發(fā)展水平、全球化水平、相鄰地區(qū)的居民收入水平對差距的影響度。這些因素對省際居民收入差距的影響度平均達到了75.6%。

由于我國東部地區(qū)的經(jīng)濟基礎(chǔ)和居民收入基礎(chǔ)高于西部地區(qū)，所以即使西部地區(qū)的居民收入增長速度高于東部地區(qū)，短時間內(nèi)絕對水平仍不能趕上東部地區(qū)。但由于城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平、經(jīng)濟發(fā)展水平、相鄰地區(qū)的居民收入水平對居民收入差距具有很高的影響度，本文認為，可以采取相應(yīng)的政策提高我國各地區(qū)的居民收入，縮小各地區(qū)居民收入差距。

首先，收入水平處于低—低聚集區(qū)域的省份，主要包括整個西部區(qū)以及中部地區(qū)的山西、河南、湖北、湖南、吉林、黑龍江，由于這些低收入地區(qū)之間的經(jīng)濟交流可能無法在短期內(nèi)給這些地區(qū)帶來收入的提高，所以應(yīng)該加強和東部地區(qū)及中部高收入地區(qū)的經(jīng)濟交流，實現(xiàn)資源的優(yōu)化配置。另一方面，尤其要因地制宜，建立本地區(qū)特色產(chǎn)業(yè)群，帶動區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展，從根本上提高居民收入。由于居民收入的空間依賴效應(yīng)，收入水平處于高—低聚集或者低—高聚集區(qū)域的省份，包括河北、江西、安徽、海南等地區(qū)，則可以通過加強和鄰近省份的經(jīng)濟交流，縮小地區(qū)間居民收入水平的差距。

其次，城鎮(zhèn)化水平是提高我國居民收入的重要因素。積極地推進新型城鎮(zhèn)化，尤其是中部地區(qū)和西部地區(qū)，是縮小我國居民收入差距，實現(xiàn)中國夢的戰(zhàn)略舉措，必須堅定不移。但是，城鎮(zhèn)化水平的提高并不是城鎮(zhèn)規(guī)模簡單擴張、農(nóng)民進城，而是要打破城鄉(xiāng)分割，實現(xiàn)城鄉(xiāng)人口自由雙向流動，城鄉(xiāng)資源自由公平流通交易。

最后，要加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，尤其是東部地區(qū)和中部地區(qū)。東部地區(qū)憑借政策優(yōu)惠和區(qū)位優(yōu)勢，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整較早，目前已經(jīng)將能源密集型和勞動密集型產(chǎn)業(yè)向中部和西部轉(zhuǎn)移，重點發(fā)展以高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)為代表的服務(wù)業(yè)和高端制造業(yè)，這是提高東部地區(qū)居民收入水平從而提高處于H—L象限省份的居民收入水平的重要途徑。中部、西部地區(qū)可以借鑒東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的經(jīng)驗，循序漸進地順勢調(diào)整以落后的農(nóng)業(yè)為主的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加快工業(yè)化進程。部分地區(qū)還可以積極利用天然資源和環(huán)境優(yōu)勢，提高第三產(chǎn)業(yè)增加值在國民經(jīng)濟中的比重。

［1］Chang G H.The cause and cure of China′s widening income disparity［J］.China Economic Review，2002，13（4）：335-340.

［2］張克俊.我國城鄉(xiāng)居民收入差距的影響因素分析［J］.人口與經(jīng)濟，2005（6）：52-56.

［3］夏斌，劉玲莉.我國城鄉(xiāng)居民收入差距影響因素的實證分析［J］.西北大學學報：哲學社會科學版，2008（3）：96-100.

［4］周冰，索志林.我國城鄉(xiāng)居民收入差距實證分析［J］.廣東農(nóng)業(yè)科學，2012（21）：204-206.

［5］謝喬昕.浙江省商業(yè)集聚對城鄉(xiāng)居民收入差距影響效應(yīng)研究［J］.華東經(jīng)濟管理，2012（6）：18-20.

［6］孫敬水，黃秋虹.中國城鄉(xiāng)居民收入差距主要影響因素及其貢獻率研究——基于全國31個省份6937份家庭戶問卷調(diào)查數(shù)據(jù)分析［J］.經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2013（6）：5-20.

［7］Fujita M，Hu D.Regional disparity in China 1985–1994：the effects of globalization and economic liberalization［J］.The Annalsof Regional Science，2001，35（1）：3-37.

［8］王小魯，樊綱.中國收入差距的走勢和影響因素分析［J］.經(jīng)濟研究，2005（10）：24-36.

［9］高連水.什么因素在多大程度上影響了居民地區(qū)收入差距水平？——基于1987-2005年省際面板數(shù)據(jù)的分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2011（1）：130-139.

［10］涂子亞.中國居民收入差距影響因素定量研究——運用主成分分析的多元統(tǒng)計分析方法［J］.中國集體經(jīng)濟.2011（28）：22-23.

［11］徐楊.新經(jīng)濟地理學視角下中國區(qū)域收入差距研究［J］.西南民族大學學報：人文社會科學版，2011（4）：129-136.

［12］陳偉華.我國城鄉(xiāng)居民收入差距影響因素的空間計量分析［D］.長沙：湖南大學，2008.

［13］晏艷陽，宋美喆.我國城鄉(xiāng)居民收入差距庫茲涅茨曲線的檢驗及影響因素分析［J］.軟科學，2011，25（9）：24-30.

［14］蔡武，陳望遠.基于空間視角的城鄉(xiāng)收入差距與產(chǎn)業(yè)集聚研究［J］.華東經(jīng)濟管理，2012（5）：32-36.

［15］Kuznets S.Economic growth and income inequality［J］.The American Economic Review，1955（3）：1-28.

［16］李珊，張卓.中國居民收入影響因素計量分析［J］.現(xiàn)代經(jīng)濟信息，2013（7）：2-2.

［17］Zhang X，Zhang K H.How does globalisation affect regional inequality within a developing country？Evidence from China［J］.Journal of Development Studies.2003，39（4）：47-67.

［18］Anselin L.Spatial econometrics：methods and models［M］.Netherlands：Kluwer Academic Publisher，1988.

［19］Anselin L，Hudak S.Spatial econometrics in practice：A review of softwareoptions［J］.Regional scienceand urban economics，1992，22（3）：509-536.

［20］Smirnov O，Anselin L.Fast maximum likelihood estimation of very large spatial autoregressive models：a characteristic polynomial approach［J］.Computational Statisticsamp;Data Analysis，2001，35（3）：301-319.