王建康，谷國鋒，姚　麗

(東北師范大學(xué) 地理科學(xué)學(xué)院，吉林 長春 130024)

城市化進(jìn)程、空間溢出效應(yīng)與城鄉(xiāng)收入差距
——基于2002-2012年省級面板數(shù)據(jù)

王建康，谷國鋒，姚麗

(東北師范大學(xué) 地理科學(xué)學(xué)院，吉林 長春 130024)

摘要：近年來，我國的城市化進(jìn)程發(fā)展迅速，在促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的同時卻伴隨著城鄉(xiāng)收入差距的不斷擴(kuò)大。基于此，文章選取了2002-2012年我國30個省(市、自治區(qū))的面板數(shù)據(jù)，通過空間自相關(guān)性檢驗和構(gòu)建空間計量模型，從表征與保障兩個方面考察了我國城市化進(jìn)程對城鄉(xiāng)收入差距的直接影響和間接影響(溢出效應(yīng))。結(jié)果表明：我國城鄉(xiāng)收入差距具有明顯的空間自相關(guān)性，雖然相關(guān)程度逐漸減小但仍非常顯著；人口非農(nóng)化、固定資產(chǎn)投資與政府能力對城鄉(xiāng)收入差距存在消極影響，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市建設(shè)用地與人力資本對城鄉(xiāng)收入差距具有積極影響，且均存在不同程度的空間溢出效應(yīng)，即鄰近地區(qū)的城市化進(jìn)程會對本地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生影響。最后文章針對城市化進(jìn)程中如何縮小城鄉(xiāng)收入差距的問題提出了對策。

關(guān)鍵詞：城市化進(jìn)程；城鄉(xiāng)收入差距；空間溢出效應(yīng)；空間計量模型

中圖分類號：F291.3

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：：A

文章編號：：1001-9952(2015)05-0055-12

收稿日期：2014-11-20

基金項目：教育部人文社會科學(xué)研究規(guī)劃基金項目(13YJA790155，11YJA790034)；中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費專項資金項目(14ZZ2132)

作者簡介：王建康(1986-)，男，河南長垣人，東北師范大學(xué)地理科學(xué)學(xué)院，博士研究生；

Abstract：In recent years, the development of urbanization is rapid in China, leading to sustainable economic growth, but constantly enlarging income gap between urban and rural areas. This paper selects the panel data of 30 provinces, municipalities or autonomous regions in China from 2002 to 2012, and estimates the direct and indirect effects(spillover effects)of urbanization on the income gap between urban and rural areas from the perspectives of superficial characteristics and security of urbanization，through spatial autocorrelation test and the establishment of spatial econometrics models. It comes to the results as follows: firstly, the income gap between urban areas and rural in China is obviously featured by spatial autocorrelation；and the related degree decreases constantly，but it is still very significant; secondly, population urbanization、fixed asset investment and government capability have negative impacts on the income gap, while industrial structure，urban construction land use and human capital have the positive influences; they have spatial spillover effects in different degrees, namely urbanization in adjacent areas has different effects on local urban-rural income gap. Through the empirical analysis, this paper puts forward corresponding countermeasures about the reduction in the urban-rural income gap in the urbanization process.

谷國鋒(1966-)，男，吉林農(nóng)安人，東北師范大學(xué)地理科學(xué)學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師；

姚麗(1986-)，女，河南睢縣人，東北師范大學(xué)地理科學(xué)學(xué)院，博士研究生。

一、引言及文獻(xiàn)回顧

改革開放以來，隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展我國的城市化水平不斷提高，三十多年來以年均1.02個百分點持續(xù)增長，至2013年城市化水平已達(dá)到53.7%。然而，由于改革開放初期實行的非均衡發(fā)展戰(zhàn)略，城市化水平快速提高的同時地區(qū)收入差距也在不斷擴(kuò)大，以2012年我國城鄉(xiāng)收入差距最大的貴州省為例，城鎮(zhèn)居民可支配收入與農(nóng)村人均純收入比值達(dá)3.934，意味著城鎮(zhèn)居民的收入是農(nóng)民收入的近4倍，如此大的城鄉(xiāng)收入差距嚴(yán)重阻礙了我國社會主義和諧社會的建設(shè)進(jìn)程。

國外關(guān)于城鄉(xiāng)收入差距的研究最早可追溯到Kuznets(1955)，他提出隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，收入差距會呈現(xiàn)先擴(kuò)大后縮小的倒“U”形變動軌跡；Lewis(1954)提出了二元經(jīng)濟(jì)模型，對城市化進(jìn)程中城鄉(xiāng)收入差距的變化進(jìn)行了介紹；Todaro(1970)認(rèn)為城鄉(xiāng)收入差距的存在會促使勞動力流動，并通過要素報酬的均等化來縮小收入差距。Bourguignon(1998)和Bleaney(2004)分別研究了區(qū)域收入的不均衡與經(jīng)濟(jì)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。Chang(2002)對我國城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的原因進(jìn)行了深入分析。進(jìn)入21世紀(jì)以來，我國開始實行區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略，如何在城市化水平與質(zhì)量不斷提高的前提下縮小區(qū)域間收入差距開始成為眾多學(xué)者關(guān)注的話題。林毅夫(2003)和蔡昉(2003)認(rèn)為我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略是城鄉(xiāng)收入差距變動的原因。關(guān)于城市化與城鄉(xiāng)收入差距的研究，主要存在兩種不同的觀點：第一種是城市化進(jìn)程有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距：陸銘等(2004)、曹裕等(2010)都認(rèn)為城市化進(jìn)程對縮小城鄉(xiāng)收入差距具有顯著作用，且城市化是收入差距的格蘭杰原因；周云波(2009)認(rèn)為城市化是導(dǎo)致收入差距倒“U”形現(xiàn)象的主要原因。第二種觀點是認(rèn)為城市化水平的提高會擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距：阮楊等(2002)認(rèn)為我國的戶籍制度是城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的重要原因；程開明等(2007)、劉維奇等(2013)認(rèn)為城市化加劇了我國城鄉(xiāng)收入差距；陳斌開等(2010)、丁志國等(2011)認(rèn)為城市化水平并不是直接影響城鄉(xiāng)收入差距，但可能會通過勞動力素質(zhì)、生產(chǎn)力效率等來間接影響城鄉(xiāng)收入差距。王雪霽(2013)對城市化進(jìn)程影響城鄉(xiāng)收入差距的理論機(jī)制做了深入分析。

此外，空間溢出效應(yīng)也成為國內(nèi)研究的熱門話題，張學(xué)良(2012)基于空間溢出效應(yīng)研究了交通基礎(chǔ)設(shè)施與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系問題，張浩然等(2012)研究了基礎(chǔ)設(shè)施的溢出效應(yīng)對全要素生產(chǎn)率的影響問題，齊昕(2013)基于城、市與城市化的視角研究了城市化經(jīng)濟(jì)發(fā)展的溢出效應(yīng)。

兩種關(guān)于城市化進(jìn)程對城鄉(xiāng)收入差距的影響的觀點都具有很強(qiáng)的理論意義與實踐意義，對我國城市化進(jìn)程中所出現(xiàn)的正面與負(fù)面影響都進(jìn)行了很詳細(xì)的分析。從已有文獻(xiàn)來看，大部分學(xué)者都是從經(jīng)濟(jì)、社會等方面來研究城市化與收入差距的關(guān)系，而較少人將空間因素納入到模型中來，本文利用空間計量模型將空間要素納入到二者關(guān)系的研究中，分析城市化的溢出效應(yīng)對城鄉(xiāng)收入差距的影響。此外，已有文獻(xiàn)對城市化的描述多停留在單純的農(nóng)村人口的非農(nóng)化，本文從城市化進(jìn)程的表征與保障兩個方面分析其對城鄉(xiāng)收入差距的影響，其中表征包括人口的非農(nóng)化過程、城市建設(shè)用地的擴(kuò)張以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化三個方面；城市化進(jìn)程的保障包括人力資本水平、固定資產(chǎn)投資水平與政府支出能力三個方面。

二、空間計量模型的選取與設(shè)定

隨著空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展和以面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)的模型與方法的不斷成熟，空間面板模型在我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展問題中的應(yīng)用也越來越多。

1.空間面板模型

盧卡·安瑟林在早期對空間計量經(jīng)濟(jì)模型的研究主要是基于截面數(shù)據(jù)，他在2008年指出當(dāng)觀測個體之間存上空間依賴關(guān)系時，空間滯后(Spatiallag)以及空間誤差項(Spatialerror)可以包含在空間面板模型中，即基于面板數(shù)據(jù)的空間滯后模型(SpatialLagModel，SLM)和空間誤差模型(SpatialErrorModel，SEM)。James和Kelly(2009)將空間滯后模型進(jìn)行擴(kuò)展，提出了空間杜賓模型(SpatialDurbinModel，SDM)，該模型既包括了被解釋變量的滯后項，又包括了解釋變量的滯后項。但根據(jù)Vega和Elhorst(2013)對溢出效應(yīng)的定義，只有SLM與SDM能夠體現(xiàn)區(qū)域的溢出效應(yīng)。因此，本文只對空間滯后模型與空間杜賓模型進(jìn)行描述。

空間滯后模型(SLM)指的是在模型中設(shè)置被解釋變量的空間自相關(guān)項的回歸模型，適用于研究當(dāng)一個機(jī)構(gòu)或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)行為受其鄰近機(jī)構(gòu)或地區(qū)經(jīng)濟(jì)行為溢出影響的情形。具體模型形式如下：

(1)

空間杜賓模型(SDM)，即包括被解釋變量空間滯后項的同時還包括解釋變量的空間滯后項，其形式如下：

(2)

式中：γ與β相似，均為k×1維向量。

2.直接效應(yīng)與間接效應(yīng)

根據(jù)OLS模型，空間計量經(jīng)濟(jì)模型會有來自三方面的影響：內(nèi)生影響、外生影響和誤差項影響。而直接效應(yīng)就是指內(nèi)生變量對被解釋變量的影響，間接效應(yīng)(溢出效應(yīng))是外生變量對被解釋變量的影響(Elhorst，2014)。*由于篇幅限制，詳細(xì)的計算方法介紹見Elhorst(2014)。

對直接影響和間接效應(yīng)的計算是由James和Kelly(2009)提出的，使用如下分解公式：

(3)

通過預(yù)先設(shè)定方程右側(cè)W和ρ的次數(shù)，能夠避免矩陣(I-ρW)-1繁瑣的求逆矩陣過程，且可以更好體現(xiàn)每次抽樣的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)。

三、理論分析與變量選取

1.城市化進(jìn)程影響城鄉(xiāng)收入差距的理論機(jī)制

城鄉(xiāng)收入差距既可以說是城市化進(jìn)程的原因，也可以說是其結(jié)果。城市化進(jìn)程的表征體現(xiàn)在農(nóng)村人口轉(zhuǎn)化為非農(nóng)人口、城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與農(nóng)業(yè)用地轉(zhuǎn)化為非農(nóng)業(yè)用地；保障體現(xiàn)在人力資本水平、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資水平、政府協(xié)調(diào)能力等方面。

第一，改革開放以來，我國人口的非農(nóng)化進(jìn)程不斷加快。城鎮(zhèn)人口比重從1978年的17.9%增至2014年的54.8%，目前我國近7.5億人為城鎮(zhèn)人口。然而，關(guān)于城市化進(jìn)程對城鄉(xiāng)收入差距影響的研究，有的學(xué)者認(rèn)為城市的高收入吸引農(nóng)村勞動力流入城市，增加了城市勞動力數(shù)量，導(dǎo)致城市平均工資水平下降，即人口的非農(nóng)化有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距(王春元，2014)。然而也有學(xué)者指出：由于我國嚴(yán)格的戶籍管理制度，農(nóng)村居民轉(zhuǎn)為城市居民一般通過農(nóng)地征用、戶籍買賣以及城鄉(xiāng)聯(lián)姻等渠道(陸銘，2004)。這就意味著較為富裕的農(nóng)民更有能力成為城鎮(zhèn)居民，而被留下的農(nóng)村居民其收入水平一般較低，因此人口非農(nóng)化在統(tǒng)計意義上又導(dǎo)致了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。

第二，城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整作為城市化進(jìn)程的一個表征對城鄉(xiāng)收入差距同樣起到重要的作用。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會由“一二三”的格局逐步升級為“三二一”的格局。因此，第二、三產(chǎn)業(yè)比重的增加能吸引較多的農(nóng)村剩余勞動力，使農(nóng)村居民的收入增加，在一定程度上會縮小城鄉(xiāng)收入差距。然而，農(nóng)村居民從事的工作多為產(chǎn)業(yè)鏈中利潤較低的行業(yè)，與多數(shù)從事高附加值產(chǎn)業(yè)的城市居民相比，農(nóng)村居民收入是比較低的，這樣城鄉(xiāng)收入差距在客觀上也可能是擴(kuò)大的。

第三，土地由農(nóng)轉(zhuǎn)非是城市化進(jìn)程的一個重要體現(xiàn)。土地農(nóng)轉(zhuǎn)非即利用屬性為農(nóng)業(yè)用地轉(zhuǎn)變?yōu)槌鞘薪ㄔO(shè)用地或是農(nóng)村集體用地轉(zhuǎn)為國有的過程。其對城鄉(xiāng)收入差距的影響同樣存在兩方面的作用：一方面，城市周邊的農(nóng)村通過土地屬性的轉(zhuǎn)變成為了城市，使得城市范圍擴(kuò)大，其經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)相應(yīng)增強(qiáng)使較遠(yuǎn)的農(nóng)村居民有更多機(jī)會進(jìn)入城市工作，總體上會提高農(nóng)民收入。另一方面，土地的價格隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高不斷上漲，城市居民由于擁有快速增值的房產(chǎn)而獲得較多收入，但是農(nóng)村住宅一般無法快速升值，城市郊區(qū)的農(nóng)業(yè)用地也往往以非常低廉的價格被征用，因此農(nóng)村居民在財產(chǎn)性收入上與城市居民的差距越來越大。

第四，人力資本水平為城市化進(jìn)程提供了智慧保障，同時對城鄉(xiāng)收入差距也有一定影響。總體來看，我國城市的人力資本水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于農(nóng)村。不平衡的人力資本對城鄉(xiāng)收入差距的影響是明顯的。從近年來城鄉(xiāng)居民的收入來源來看，城市居民的收入多以從事第二、三產(chǎn)業(yè)的工資為主，農(nóng)村居民的收入一般以從事第一產(chǎn)業(yè)和其他非農(nóng)業(yè)為主，而非農(nóng)業(yè)收入一般包括鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)、外出打工以及從事第二、三產(chǎn)業(yè)獲得的收入。農(nóng)村居民正是受限于低水平的人力資本而不得不從事知識含量較低的第一產(chǎn)業(yè)或技術(shù)工種，這可能導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大。

第五，固定資產(chǎn)投資為城市化進(jìn)程提供了資金保障，但數(shù)據(jù)表明固定資產(chǎn)投資中投入到城鎮(zhèn)建設(shè)的數(shù)量占絕大多數(shù)。根據(jù)國家統(tǒng)計局官方數(shù)據(jù)，2013年我國全社會固定資產(chǎn)投資中城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資比例占97.63%，大量的城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資使更多企業(yè)選擇在收益較多的城市，而農(nóng)村在資本的城市化進(jìn)程中常常被忽略進(jìn)而導(dǎo)致農(nóng)民的就業(yè)機(jī)會減少，使得農(nóng)民與城市居民之間的收入差距逐漸擴(kuò)大。

第六，政府為城市化進(jìn)程提供了法律與政策保障。在確保城市化進(jìn)程正常推進(jìn)的同時還要協(xié)調(diào)城市與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距以保證社會的穩(wěn)定與和諧。鑒于我國現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，城市化進(jìn)程步伐加快，而城鄉(xiāng)收入差距卻呈現(xiàn)擴(kuò)大的趨勢，因此政府在轉(zhuǎn)移支付過程中會更多地向農(nóng)村地區(qū)傾斜，來縮小農(nóng)村與城市收入的差距，以實現(xiàn)社會的公平。

2.變量選取與數(shù)據(jù)處理

城市化進(jìn)程中的以上六個方面并非相互獨立，而是有內(nèi)在關(guān)聯(lián)的。城市化進(jìn)程首先體現(xiàn)為人口由農(nóng)轉(zhuǎn)非的過程，即農(nóng)村人口通過不同途徑由農(nóng)村戶籍變?yōu)槌鞘袘艏?，使得城市人口逐漸增多；激增的人口對住房、醫(yī)療、教育及其他基礎(chǔ)設(shè)施的需求也隨之增強(qiáng)，城市必須向外擴(kuò)張以獲得更多土地來適應(yīng)人口需求，土地的由農(nóng)轉(zhuǎn)非便應(yīng)運而生；大量的農(nóng)村人口進(jìn)入城市需要就業(yè)，因此以勞動密集型產(chǎn)業(yè)為主的第三產(chǎn)業(yè)比重逐漸增大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)隨之調(diào)整；城市房地產(chǎn)、基礎(chǔ)設(shè)施等建設(shè)需要大量投資來驅(qū)動，城市的投資(包括固定資產(chǎn)投資與人力資本投資)也會隨著城市人口的增加而不斷增多。然而，城市土地不斷擴(kuò)張與較高的資本水平反過來又會吸引更多農(nóng)村人口不斷遷入城市，加速人口的非農(nóng)化進(jìn)程。政府在其中起到了協(xié)調(diào)區(qū)域發(fā)展的作用。因此在內(nèi)在機(jī)制上它們是相互促進(jìn)、互為因果的?；诖?，本文旨在研究我國現(xiàn)階段的城市化進(jìn)程對城鄉(xiāng)收入差距的影響，既包括空間上的直接效應(yīng)也包括區(qū)域溢出效應(yīng)。根據(jù)對城市化進(jìn)程與城鄉(xiāng)收入差距的理解，本文選取了城市居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的比值作為被解釋變量，選取人口的非農(nóng)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指數(shù)、城市建設(shè)用地比重作為城市化的表征變量，選取人力資本水平、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資比例與政府支出能力作為城市化進(jìn)程的保障變量。

表1　空間計量模型變量的選取

本文選取2002-2012年我國30個省(市、自治區(qū))(不包括西藏、臺灣、香港和澳門)的面板數(shù)據(jù)，所用數(shù)據(jù)均來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國城市建設(shè)統(tǒng)計年鑒》以及國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站。使用的軟件為Matlab和Geoda的空間計量模型軟件包。在數(shù)據(jù)處理上，固定資產(chǎn)投資采用Goldsmith的永續(xù)盤存法進(jìn)行測算，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指數(shù)采用李逢春(2012)的研究方法。

在空間權(quán)重矩陣的選擇上，本文采用距離衰減函數(shù)來構(gòu)建距離倒數(shù)空間矩陣與經(jīng)濟(jì)距離矩陣，通過計算各省區(qū)中心(以省會城市來體現(xiàn))之間的距離衰減函數(shù)，然后以衰減函數(shù)的倒數(shù)作為空間權(quán)重。當(dāng)然，地理因素并不是決定空間相關(guān)性的唯一因素，僅通過地理距離矩陣并不能全面解釋地區(qū)間收入差距的相互依賴程度。因此，本文根據(jù)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在地理權(quán)重的基礎(chǔ)上按人均GDP平均值所占比重加權(quán)，表示為地理距離權(quán)重矩陣與人均GDP所占比重對角矩陣的乘積。

四、實證結(jié)果分析

1.空間計量模型的構(gòu)建

為了測度城市化進(jìn)程對城鄉(xiāng)收稅差距的直接效應(yīng)與溢出效應(yīng)，需要使用合適的空間面板模型。首先，本文基于我國30個省(市、自治區(qū))的數(shù)據(jù)構(gòu)建不含空間效應(yīng)的傳統(tǒng)計量模型：

gapit=α+β1popit+β2indit+β3landit+β4humit+β5invit+β6govit+μi+λi+εit

(4)

式中：μi和λi表示空間和時間特定效應(yīng)，至于要選擇固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)，還需要進(jìn)一步的檢驗。空間計量模型中的SLM和SDM能夠體現(xiàn)出溢出效應(yīng)，具體形式如下：

空間滯后模型(SLM)：

+β6govit+μi+λi+εit

(5)

空間杜賓模型(SDM)：

(6)

2.空間相關(guān)性檢驗

在構(gòu)建空間計量模型之前，需要對被解釋變量進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗，本文通過Moran指數(shù)來體現(xiàn)全局空間自相關(guān)和局部空間自相關(guān)，利用GeoDa軟件計算的結(jié)果如下表所示：

表2　城鄉(xiāng)收入差距的Moran’s I及相應(yīng)的P值

從表2可以看出，2002-2012年的Moran指數(shù)均大于0.4(除2005年)，且均通過了1%顯著性檢驗，說明從2002年以來我國的城鄉(xiāng)收入差距具有明顯的空間自相關(guān)性。即一個區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距會受距離較近地區(qū)的影響且影響非常明顯。從數(shù)值演變來看，Moran值呈現(xiàn)逐漸減小的趨勢，從2002年的0.4945減小到2012年的0.4099，自我國進(jìn)入WTO以來，經(jīng)濟(jì)全球化使得各相鄰地區(qū)的聯(lián)系越來越緊密，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展受到國際經(jīng)濟(jì)局勢變化的影響越來越大，而受其鄰近地區(qū)的影響則逐漸減小。

3.模型估計結(jié)果與分析

(1)空間面板模型估計結(jié)果

根據(jù)前文構(gòu)建的空間計量模型，借助Matlab2014a軟件對模型進(jìn)行估計且檢驗。本文運行了OLS估計和在兩種空間權(quán)重矩陣(地理距離與經(jīng)濟(jì)距離)下的SLM(空間滯后模型)和SDM(空間杜賓模型)。

在空間模型估計之前先進(jìn)行了OLS估計，并通過相關(guān)檢驗來選擇合適的模型。從表4可以看出，OLS估計的擬合優(yōu)度為0.6723，大部分變量都通過了顯著性檢驗。人口非農(nóng)化、固定資產(chǎn)投資與政府支出能力對城鄉(xiāng)收入差距的影響為負(fù)，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市建設(shè)用地、人力資本水平的影響為正。殘差的Moran’sI為0.0992且拒絕原假設(shè)，與前文對城鄉(xiāng)收入差距的空間相關(guān)性檢驗吻合。根據(jù)LM檢驗與Wald檢驗，統(tǒng)計量均通過了顯著性檢驗，可以判定采用包含解釋變量空間滯后項的空間杜賓模型是較優(yōu)選擇。從Hausman檢驗來看，統(tǒng)計量為66.03且拒絕原假設(shè)，可以判定固定效應(yīng)要明顯優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)。

表3　LM檢驗與Hausman檢驗及相應(yīng)概率值

表4給出了SLM與SDM基于地理距離矩陣和經(jīng)濟(jì)距離矩陣的估計結(jié)果以及相應(yīng)的擬合優(yōu)度。從擬合優(yōu)度來看，兩個模型的估計效果較OLS估計均有了較大改進(jìn)，這說明加入了空間因素來分析城鄉(xiāng)收入差距影響因素更加合理。估計結(jié)果顯示：城鄉(xiāng)收入差距不僅受本地城市化進(jìn)程的影響，還受周邊地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距與相關(guān)解釋變量的影響。且在不同空間權(quán)重下，其影響程度也不一樣。空間自相關(guān)系數(shù)(ρ)在兩種模型下均正且均通過了顯著性檢驗，說明被解釋變量具有明顯的溢出效應(yīng)，即周邊地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距對本地區(qū)收入差距具有較大影響?；诘乩砭嚯x的空間溢出效應(yīng)(0.5518、0.5188)總體上大于基于經(jīng)濟(jì)距離的溢出效應(yīng)(0.5490、0.4220)，說明城鄉(xiāng)收入差距在地理空間上的相關(guān)性相對較大，距離較近的地區(qū)的影響程度更大。根據(jù)邁克爾·波特的國家競爭優(yōu)勢理論，我國目前正處于要素驅(qū)動與投資驅(qū)動發(fā)展階段，這主要得益于較發(fā)達(dá)的第二產(chǎn)業(yè)，新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)認(rèn)為距離較近地區(qū)的運輸成本較低且損耗較少，因此基于地理距離的溢出效應(yīng)大于經(jīng)濟(jì)距離是符合我國國情的。綜合考慮擬合優(yōu)度與對數(shù)似然值，基于經(jīng)濟(jì)距離的空間杜賓模型估計效果總體優(yōu)于其他幾個模型。

表4　空間計量模型估計結(jié)果

注：***，**，*分別表示通過1%，5%和10%水平下的顯著性檢驗。corr-squard(相關(guān)系數(shù)平方)，為真實值與擬合值之間相關(guān)系數(shù)的平方，是測度模型擬合效果的另一種指標(biāo)。當(dāng)模型中解釋變量含有被解釋變量的空間滯后項時，采用R2更合理；如果沒有，corr-squard(相關(guān)系數(shù)平方)則更合理。

大量農(nóng)村人口遷入城市變成非農(nóng)人口是城市化進(jìn)程最主要的特征，而受限于我國由來已久的戶籍制度，人口非農(nóng)化進(jìn)而會影響城鄉(xiāng)收入差距。從估計結(jié)果來看，人口非農(nóng)化的估計參數(shù)為負(fù)且通過了顯著性檢驗，這說明人口的城市化進(jìn)程對縮小城鄉(xiāng)收入差距具有較大影響，加入空間因素的估計參數(shù)總體上小于OLS，說明在忽略空間因素的前提下OLS估計夸大了人口非農(nóng)化的作用。國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2013年我國農(nóng)民工數(shù)量2.69億，占全國總?cè)丝诘?9.9%，其中外出民工1.66億，占農(nóng)民工總數(shù)的61.7%，其中又有1.3億農(nóng)民工屬于人在城市而家在農(nóng)村。因此，大量的流動人口進(jìn)入城市打工，總體上提高了城市勞動生產(chǎn)率而拉低了城市平均工資，又由于二元戶籍制度，農(nóng)民工的收入被算作農(nóng)村居民收入。因此，在現(xiàn)階段人口的城市化總體是縮小了城鄉(xiāng)收入差距。在SDM結(jié)果中，人口非農(nóng)化空間滯后項的估計參數(shù)為負(fù)且非常顯著，說明周邊地區(qū)的人口非農(nóng)化對縮小本地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距具有明顯作用，而且基于經(jīng)濟(jì)距離的影響程度(-2.0715)明顯高于地理距離(-1.3572)，說明人口在流動過程為了獲得較高收入并不受地理距離的限制，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)更能吸引農(nóng)村人口的流入。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距具有一定作用，城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)較為合理，居民收入大多來源于第二和第三產(chǎn)業(yè)，而農(nóng)村的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比較簡單，第一產(chǎn)業(yè)占較大比重，而第一產(chǎn)業(yè)技術(shù)含量低且效率低下，這些因素會導(dǎo)致農(nóng)村居民收入與城市相差甚大。從估計結(jié)果來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)基于地理距離(0.3998，0.3681)與經(jīng)濟(jì)距離(0.3980，0.3596)對擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距的影響程度基本一樣，這是由于人口流動已經(jīng)不受距離的限制，大量中西部的農(nóng)村居民流入東部沿海地區(qū)使得城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)隨之轉(zhuǎn)變。

土地的非農(nóng)化在兩個模型中的估計參數(shù)均為正，且大部分通過了顯著性檢驗，說明現(xiàn)階段土地由農(nóng)轉(zhuǎn)非的過程會擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距?？臻g杜賓模型的估計參數(shù)(0.0228、0.0266)總體大于空間滯后模型(0.0124、0.0126)，說明加入了解釋變量滯后項后城市建設(shè)用地的擴(kuò)張對城鄉(xiāng)收入差距的影響更強(qiáng)。但由于土地要素具有不可移動且數(shù)量有限等特征，基于地理距離和經(jīng)濟(jì)距離的估計參數(shù)差距并不是太大。土地的城市化之所以擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距與土地集約節(jié)約利用程度和房地產(chǎn)市場是分不開的。城市土地高度集約導(dǎo)致其利用效率遠(yuǎn)高于農(nóng)村土地，進(jìn)而導(dǎo)致城市土地價格不斷上漲，使得擁有城市房產(chǎn)的居民較容易獲得很高收入。而農(nóng)村土地一般以較低廉的價格被征收，且土地集約程度弱、土地利用效率低使得農(nóng)村居民從土地中獲得的收益與城市相比相差甚多。根據(jù)SDM估計結(jié)果，城市建設(shè)用地擴(kuò)張對周邊地區(qū)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距具有顯著作用，且基于地理距離影響明顯大于經(jīng)濟(jì)距離。

人力資本在兩個模型中的估計參數(shù)為正值且均高度顯著，說明人力資本對擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距具有顯著作用。從兩個空間權(quán)重來看，基于經(jīng)濟(jì)距離(0.2310、0.3616)人力資本對城鄉(xiāng)收入差距的影響均大于地理距離(0.2159、0.3135)，這體現(xiàn)出經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū)其本身人力資本水平較高且吸引外地人力資本的能力同樣較強(qiáng)，地理距離對人才流動的限制已經(jīng)減弱。前文分析了人力資本的二元性對城鄉(xiāng)收入差距的影響，我國目前城市對人力資本的投入遠(yuǎn)大于農(nóng)村，在收益方面，農(nóng)村較高水平的人力資本又會受高水平工資與高質(zhì)量生活吸引而逐漸流入城市。因而農(nóng)村的人力資本只能維持在一個較低的水平，最終形成人力資本的“馬太效應(yīng)”，即水平高的地區(qū)與水平低的地區(qū)差距會越來越大，導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距也越來越大。根據(jù)SDM估計結(jié)果，人力資本水平的空間滯后項對周邊地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距具有負(fù)面影響，即縮小了城鄉(xiāng)收入差距，同樣是經(jīng)濟(jì)距離高于地理距離。這得益于人力資本的溢出效應(yīng)，由于人力資本可以自由流動且本身具有較高的知識或技能，知識和技能的溢出又會帶動周邊農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從而縮小了城鄉(xiāng)收入差距。

城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資對城鄉(xiāng)收入差距的影響總體為負(fù)，且只有空間滯后模型下才通過10%顯著性檢驗。固定資產(chǎn)投資是城市化進(jìn)程的重要影響因素，其對縮小城鄉(xiāng)收入差距具有一定促進(jìn)作用，大量的投資會帶來較多的就業(yè)機(jī)會，這成為農(nóng)民工獲取收入的有效渠道。SDM估計結(jié)果顯示，固定資產(chǎn)投資不僅對本地區(qū)縮小城鄉(xiāng)收入差距具有一定作用，而且對其周邊地區(qū)同樣具有負(fù)面影響。周邊地區(qū)的投資越大，對距離較近的農(nóng)村地區(qū)越具有吸引力，包括人口的跨省流動，比如廣東省的各項投資不斷吸引來自湖南南部、福建西南部以及江西南部的農(nóng)村人口流入。

政府支出力度與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也對城鄉(xiāng)收入差距也具有明顯的作用。政府的作用就是協(xié)調(diào)區(qū)域發(fā)展，其會對農(nóng)村轉(zhuǎn)移較多的轉(zhuǎn)移支付以獲得社會公平，估計結(jié)果顯示政府支出力度在兩個模型中均顯著為負(fù)，且地理距離的影響(-0.0133、-0.0102)強(qiáng)于經(jīng)濟(jì)距離(-0.0014、-0.0084)，這是因為政府只在自身管轄的行政區(qū)內(nèi)協(xié)調(diào)區(qū)域發(fā)展，地理距離的作用自然就會更強(qiáng)。

(二)變量的直接效應(yīng)與溢出效應(yīng)

根據(jù)前文的估計，本文列出SLM與SDM在地理距離與經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣下各變量的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)(溢出效應(yīng))，如表5所示。從表中可以看出，人口非農(nóng)化具有顯著的直接效應(yīng)與溢出效應(yīng)，即農(nóng)村人口在由農(nóng)村流入城市的過程中不僅對縮小本地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距具有顯著作用，還對其周邊地區(qū)縮小城鄉(xiāng)收入差距具有促進(jìn)作用，且基于經(jīng)濟(jì)距離溢出效應(yīng)(-0.3064、-3.6504)明顯強(qiáng)于地理距離的溢出效應(yīng)(-0.2786、-2.8998)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的直接效應(yīng)與溢出效應(yīng)均為正值，其對擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距具有一定影響，在影響程度上經(jīng)濟(jì)距離大于地理距離。土地非農(nóng)化直接效應(yīng)與溢出效應(yīng)也通過了10%顯著性檢驗，其在擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距上具有明顯作用，特別是在地理距離下SDM模型的溢出效應(yīng)最強(qiáng)(0.2219)，前文已經(jīng)分析了土地的城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響，其不僅對擴(kuò)大本地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距作用明顯，而且對距離較近的地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大也具有很強(qiáng)的作用。人力資本在城市化進(jìn)程中對城鄉(xiāng)收入差距的影響較大，且其溢出效應(yīng)明顯，總體上基于經(jīng)濟(jì)距離的溢出效應(yīng)程度大于基于地理距離的程度，這說明人力資本對城鄉(xiāng)收入差距的影響不僅有直接的擴(kuò)大作用，而且還對周邊地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大具有明顯影響。固定資產(chǎn)投資的直接效應(yīng)與溢出效應(yīng)總體表現(xiàn)為負(fù)值，即投資對縮小本地區(qū)與周邊地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距具有一定作用，總體上兩個空間權(quán)重的溢出效應(yīng)相差不多。政府支出能力具有較顯著的直接效應(yīng)與溢出效應(yīng)，總體對縮小城鄉(xiāng)收入差距作用較大。

表5　城市化進(jìn)程的直接效應(yīng)與溢出效應(yīng)

注：同表4。

五、結(jié)論與對策建議

近十幾年來，我國的城市化進(jìn)程以較快的速度發(fā)展，并在很大程度上促進(jìn)了我國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長。然而，在經(jīng)濟(jì)不斷增長的同時是農(nóng)村與城市居民收入差距的不斷擴(kuò)大。自黨的十六大以來，我國實施區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略，不僅要求在東、中、西三大地帶上協(xié)調(diào)發(fā)展，還要求城市與農(nóng)村協(xié)調(diào)發(fā)展，而城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大成為了構(gòu)建社會主義和諧社會的巨大阻力。本文基于城市化進(jìn)程的表征與保障兩個方面，其中表征包括人口非農(nóng)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與城市建設(shè)用地擴(kuò)張；保障包括人力資本水平、固定資產(chǎn)投資水平與政府支出能力，選取了2002-2012年我國30個省(市、自治區(qū))的面板數(shù)據(jù)，通過對城鄉(xiāng)收入差距的空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗，選擇空間計量經(jīng)濟(jì)模型檢驗了我國城市化進(jìn)程對城鄉(xiāng)收入差距的影響，并通過直接效應(yīng)與間接效應(yīng)(溢出效應(yīng))來分析本地城市化與鄰近地區(qū)城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

通過實證檢驗，得出以下主要結(jié)論：第一，我國的城鄉(xiāng)收入差距具有明顯的空間自相關(guān)性，自2002年以來相關(guān)性有所減弱，但仍非常顯著。第二，我國的城市化進(jìn)程是一把“雙刃劍”，其對城鄉(xiāng)收入差距的影響有正有負(fù)。其中人口非農(nóng)化、固定資產(chǎn)投資與政府支出能力主要起到了縮小收入差距的作用，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市建設(shè)用地的擴(kuò)張與人力資本水平對擴(kuò)大收入差距具有正向作用。地理距離與經(jīng)濟(jì)距離空間矩陣在不同模型下對各變量的估計效果也有所不同，土地非農(nóng)化、固定資產(chǎn)投資與政府支出能力受地理距離的影響更大，而人口非農(nóng)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與人力資本則受經(jīng)濟(jì)距離影響較大。第三，城市化進(jìn)程的六個方面對城鄉(xiāng)收入差距的影響具有一定的溢出效應(yīng)，一是城鄉(xiāng)收入差距本身的正向溢出效應(yīng)明顯；二是，人口、政府能力與固定資產(chǎn)投資的直接效應(yīng)與溢出效應(yīng)總體為負(fù)；三是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、土地與人力資本均為正向溢出。

城鄉(xiāng)收入差異會在城市化進(jìn)程的不同階段呈現(xiàn)出不同的程度，就現(xiàn)階段來看，我國正處于全面建設(shè)小康社會，構(gòu)建社會主義和諧社會的關(guān)鍵時期，必須在城市化快速發(fā)展的同時不斷縮小城鄉(xiāng)收入差距。首先城市化在發(fā)展路徑上應(yīng)摒棄單一的建設(shè)用地擴(kuò)張，加大發(fā)展服務(wù)業(yè)和勞動密集型產(chǎn)業(yè)的力度，以使更多農(nóng)村剩余勞動力實現(xiàn)就地城市化；其次，根據(jù)估計結(jié)果，人力資本現(xiàn)狀對擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距作用明顯，政府應(yīng)加大對農(nóng)村人力資本的投資力度，使農(nóng)村人口的文化、教育程度得到質(zhì)的改善，這樣才能讓農(nóng)村人口從事更多高收入行業(yè)以縮小城鄉(xiāng)收入差距；再者，我國各地區(qū)城市化進(jìn)程存在明顯差異，且具有一定的溢出效應(yīng)，各地區(qū)應(yīng)加大城市與農(nóng)村的聯(lián)系強(qiáng)度，使城市帶動農(nóng)村發(fā)展。此外，由于我國城鄉(xiāng)收入差距較大的地方都處于西部地區(qū)，西部省份應(yīng)加強(qiáng)與其他地區(qū)之間的聯(lián)系，發(fā)揮比較優(yōu)勢，最終實現(xiàn)和諧社會。

參考文獻(xiàn)：主要

[1]蔡昉.城鄉(xiāng)收入差距與制度變革的臨界點[J].中國社會科學(xué)，2003，(5)：16-25.

[2]曹裕，陳曉紅，馬躍如.城市化、城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長——基于我國省級面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].統(tǒng)計研究，2010，(3)：29-36.

[3]陳斌開，林毅夫.重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略、城市化和城鄉(xiāng)工資差距[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2010，(1)：3-18.

[4]程開明，李金昌.城市偏向、城市化與城鄉(xiāng)收入差距的作用機(jī)制及動態(tài)分析[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2007，(7)：116-125.

[5]丁志國，趙宣凱，趙晶.直接影響與空間溢出效應(yīng):我國城市化進(jìn)程對城鄉(xiāng)收入差距的影響路徑識別[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2011，(9)：118-130.

[6]李逢春.對外直接投資的母國產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)——來自中國省際面板的實證研究[J].國際貿(mào)易問題，2012，(6)：124-134.

[7]林毅夫，劉明興.中國的經(jīng)濟(jì)增長收斂與收入分配[J].世界經(jīng)濟(jì)，2003，(8)：3-14+80.

[8]劉維奇，韓媛媛.城市化與城鄉(xiāng)收入差距——基于中國數(shù)據(jù)的理論與經(jīng)驗研究[J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2013，(5)：24-33.

[9]陸銘，陳釗.城市化、城市傾向的經(jīng)濟(jì)政策與城鄉(xiāng)收入差距[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004，(6)：50-58.

[10]齊昕.城市化經(jīng)濟(jì)發(fā)展溢出效應(yīng)的實證研究——基于城、市和城市化的視角[J].財經(jīng)研究，2013，(6)：84-92.

[11]阮楊，陸銘，陳釗.經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型中的就業(yè)重構(gòu)與收入分配[J].管理世界，2002，(11)：50-56.

[12]王春元.城市化對城鄉(xiāng)居民收入的影響[J].城市問題，2014，(2)：2-7.

[13]王雪霽.城市化影響城鄉(xiāng)收入差距的機(jī)制研究[J].財經(jīng)理論研究，2013，(5)：32-41.

[14]楊德才.論人力資本二元性對城鄉(xiāng)收入差距的影響[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)研究，2012，(10)：69-74.

[15]張浩然，衣保中.基礎(chǔ)設(shè)施、空間溢出與區(qū)域全要素生產(chǎn)率——基于中國266個城市空間面板杜賓模型的經(jīng)驗研究[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2012，(2)：61-67.

[16]張學(xué)良.中國交通基礎(chǔ)設(shè)施促進(jìn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長嗎——兼論交通基礎(chǔ)設(shè)施的空間出效應(yīng)[J].中國社會科學(xué)，2012，(3)：66-77.

[17]Anselin L. Spatial econometrics:Methods and models [M].Dordrecht, Kluwer Academic Publishers, 1988.

[18]Bourguignon F，Morrisson C. Inequality and development: the role of dualism [J].Journal of Development Economics, 1998, 57(2): 233-257.

[19]Bleaney M，Nishiyama A. Income inequality and growth: Does the relationship vary with the income Level [J]. Economics Letters, 2004, 84(3): 349-355.

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

[21]Elhorst J P.Spatial Econometrics: From Cross-Sectional Data to Spatial Panels [M].New York: Springer，2014.

[22]James P L, Kelly P R. Introduction to spatial econometrics [J].Boca Raton, US: CRC Press Taylor&Francis Group, 2009.

[23]Kuznets S. Economic growth and income inequity [J]. American Economic Review, 1955, 45(1) ,1-28.

[24]Lewis W A. Economic development with unlimited supply of labor [J].The Manchester School of Economic and Social Studies, 1954(22): 139-191.

[25]Vega S H，Elhorst J P.On spatial econometric models, spillover effects, and W [R].53rdERSA conference，Palermo, 2013.

Urbanization, Spatial Spillover Effects and

Urban-rural Income Gap in China: Based on

Provincial Panel Data from 2002 to 2012

Wang Jiankang，Gu Guofeng，Yao Li

(SchoolofGeographicalSciences，NortheastNormalUniversity，Changchun130024，China)

Key words:urbanization;urban-rural income gap;spatial spillover effect;spatial econometrics model

(責(zé)任編輯石頭)