張淑惠，劉 敬

（陜西師范大學(xué)國(guó)際商學(xué)院，陜西西安710119）

一、引言

20世紀(jì)90年代中后期以來(lái)，我國(guó)的收入差距一直處于上升趨勢(shì)。據(jù)統(tǒng)計(jì)，2002年我國(guó)基尼系數(shù)值為0.46，2008年攀升至0.491。但從2009年開始，基尼系數(shù)值調(diào)轉(zhuǎn)勢(shì)頭，并在2008—2015年間成功實(shí)現(xiàn)“七連降”[1]。2016年雖略有上浮，但其下降的總體趨勢(shì)仍未改變?；嵯禂?shù)先升后降的發(fā)展路徑支持了西蒙·庫(kù)茲列茨的“倒U形”假說(shuō)[2]。該假說(shuō)認(rèn)為，收入差距始終會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而改善，效率最終會(huì)自發(fā)帶來(lái)公平。照此假說(shuō)，近些年我國(guó)收入差距的縮小理應(yīng)歸功于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。但筆者認(rèn)為，就已有的研究成果來(lái)看，如此定論稍顯武斷。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與收入差距的關(guān)系展開了深入研究。在城鄉(xiāng)二元分割體制的背景下，我國(guó)城鄉(xiāng)居民間的收入構(gòu)成差異之大，超過任何其他國(guó)家[3]，導(dǎo)致居民收入差距基本上取決于城鄉(xiāng)收入差距[4]，所以國(guó)內(nèi)相關(guān)研究?jī)A向于將城鄉(xiāng)居民收入差距作為研究對(duì)象。關(guān)于城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，有學(xué)者把城鄉(xiāng)收入差距看作是政策、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和體制變革的函數(shù)，認(rèn)為迅速發(fā)展的生產(chǎn)力能有效縮小城鄉(xiāng)收入差距[5]，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是改善收入差距的有效手段[6]，因而鼓勵(lì)通過發(fā)展經(jīng)濟(jì)來(lái)解決我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距過大的問題[7]。但也有學(xué)者不以為然，他們提出經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響是非線性的，例如中西部地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)負(fù)相關(guān)，但東部地區(qū)卻呈正相關(guān)[8]，這說(shuō)明經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的作用會(huì)受到諸如地區(qū)等客觀因素的影響，意味著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的實(shí)際效應(yīng)是不確定的。這就合理地解釋了為什么在某些特定情況下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并非使城鄉(xiāng)收入差距收斂，而是擴(kuò)大[9]。綜上所述，將城鄉(xiāng)收入差距改善單純歸因于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是片面的，市場(chǎng)化進(jìn)程、城鎮(zhèn)化水平、城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、要素稟賦差異、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、經(jīng)濟(jì)開放程度都是需要加以考量的重要因素[10-14]。

收入差距縮小背后最關(guān)鍵的驅(qū)動(dòng)因素究竟是什么？本文認(rèn)為，解決收入差距過大的根本途徑只能是制度改革，包括完善工資增長(zhǎng)機(jī)制、強(qiáng)化稅收調(diào)節(jié)作用、打破行業(yè)壟斷和戶籍歧視、治理腐敗和濫權(quán)等。但制度革新涉及到國(guó)有企業(yè)、行政體制、財(cái)政金融體制等各個(gè)領(lǐng)域的利益調(diào)整，并非一蹴而就之事。就短期而言，扶貧政策能否通過重新配置不同階層不同地區(qū)間的財(cái)富與資源來(lái)治理貧困、縮小城鄉(xiāng)收入差距呢？依據(jù)這樣的思路，本文嘗試用目前推行的精準(zhǔn)扶貧政策來(lái)解釋2008—2015年城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)縮小的現(xiàn)象。

與已有研究相比，本文的創(chuàng)新之處在于實(shí)證方法。文章將空間效應(yīng)納入對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的分析中，在刻畫城鄉(xiāng)收入差距空間集聚特征的基礎(chǔ)上，采用空間計(jì)量模型量化空間效應(yīng)下精準(zhǔn)扶貧政策對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的作用效果。

二、文獻(xiàn)綜述

通過對(duì)文獻(xiàn)的系統(tǒng)梳理，可以發(fā)現(xiàn)，國(guó)外探討收入差距與政府扶貧的理論古而有之。以庇古為代表的英國(guó)劍橋?qū)W派認(rèn)為，因?yàn)楦呤杖腚A層自發(fā)向低收入階層轉(zhuǎn)移的財(cái)富無(wú)法達(dá)到滿足社會(huì)公平需要的水平，所以政府通過社會(huì)保障支出、社會(huì)救濟(jì)和累進(jìn)稅政策進(jìn)行干預(yù)的行為合理且必要。1933年羅斯福政府通過以工代賑來(lái)緩解失業(yè)壓力就是政府干預(yù)的典型體現(xiàn)。隨后凱恩斯建立的“國(guó)家干預(yù)論”倡導(dǎo)通過提高高收入人群個(gè)人所得稅稅率來(lái)調(diào)節(jié)收入分配，肯定了稅收政策在再分配中的作用。稅收政策的效果往往體現(xiàn)為對(duì)高收入群體的多征，當(dāng)需要提高低收入群體收入時(shí)，增加財(cái)政支出便是政府的更優(yōu)選擇[15]。此外，政府還可通過提供公共產(chǎn)品和服務(wù)來(lái)調(diào)節(jié)收入分配。例如為解決財(cái)產(chǎn)代際轉(zhuǎn)移先天不公平導(dǎo)致的收入失衡，政府可通過推行公共教育來(lái)為人們創(chuàng)造更多獲取公平收入的機(jī)會(huì)，或通過提供保險(xiǎn)等公共產(chǎn)品來(lái)幫助貧困者擺脫“能力貧困”[16-17]。上述理論雖不是直接研究收入差距與扶貧政策，但其主張的財(cái)政政策、稅收政策都是政府介入收入再分配的體現(xiàn)形式，扶貧政策是在此基礎(chǔ)上衍生出來(lái)的更為專業(yè)和系統(tǒng)的政策工具。

我國(guó)扶貧政策大致經(jīng)歷了農(nóng)村體制改革、開發(fā)式扶貧、八七扶貧攻堅(jiān)計(jì)劃、農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要和精準(zhǔn)扶貧五個(gè)階段，經(jīng)歷了由“點(diǎn)”到“面”、由粗放到瞄準(zhǔn)、由投資拉動(dòng)到創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)、由“輸血式扶貧”到“造血式扶貧”的發(fā)展歷程，現(xiàn)已形成以“六個(gè)精準(zhǔn)”為導(dǎo)向的“五個(gè)一批”系統(tǒng)工程。早期的扶貧政策效果并不理想。扶貧政策一方面呈現(xiàn)明顯的對(duì)策性、應(yīng)急性，缺乏系統(tǒng)性、創(chuàng)新性和銜接性[18]，另一方面政策過度側(cè)重于外力救助而忽視了挖掘貧困者自身的潛能[19]，扶貧工作過于消極，導(dǎo)致扶貧政策在大幅減少農(nóng)村貧困人口的同時(shí)也使得農(nóng)村貧困深度指數(shù)和貧困強(qiáng)度指數(shù)愈加惡化[20]?？偟膩?lái)說(shuō)，早前的開發(fā)式扶貧難以提高貧困人群應(yīng)對(duì)貧困風(fēng)險(xiǎn)的能力，無(wú)法有效惠及絕大多數(shù)貧困人口[21]。近年來(lái)隨著不斷的探索和實(shí)踐，扶貧政策日益成熟，逐漸成長(zhǎng)為推動(dòng)收入分配走向公平的顯著力量[22]，借扶貧政策促使農(nóng)村居民打破階層固化并向更高收入階層過渡已成為社會(huì)共識(shí)[23]。研究表明，與經(jīng)濟(jì)發(fā)展相比，扶貧政策帶來(lái)的脫貧效果更加顯著[24]。精準(zhǔn)扶貧是今后一個(gè)時(shí)期內(nèi)治理貧困問題的戰(zhàn)略重點(diǎn)，但目前學(xué)界對(duì)它的評(píng)價(jià)莫衷一是。有學(xué)者表示，精準(zhǔn)扶貧能夠提高農(nóng)戶生計(jì)資本以及低收入者收入[25]，消除農(nóng)村治理內(nèi)卷化困局，增進(jìn)農(nóng)民的分權(quán)普惠[26]，最終實(shí)現(xiàn)改善城鄉(xiāng)收入差距，協(xié)調(diào)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展[27]。但在政策落實(shí)中也存在著諸多問題，一方面精準(zhǔn)扶貧存在的規(guī)模排斥、識(shí)別排斥、區(qū)域排斥讓減貧效果大打折扣[28]，另一方面高成本和低效率問題會(huì)損害貧困人口的自主性并滋生新的不公平[29]。干部駐村幫扶機(jī)制不健全、扶貧資金整合困難、扶貧資源配置失衡等難題更進(jìn)一步?jīng)_擊著扶貧效果。[30]

目前關(guān)于收入差距的研究已十分成熟，但絕大多數(shù)文獻(xiàn)都著眼于收入差距的時(shí)序變化規(guī)律而忽略了其空間關(guān)聯(lián)性。事實(shí)上，幾乎所有的空間數(shù)據(jù)都具有空間依賴性或空間自相關(guān)的特征，忽略空間相關(guān)性必然會(huì)造成模型設(shè)定偏誤和估計(jì)結(jié)果準(zhǔn)確度降低，對(duì)收入差距的研究也不例外。為彌補(bǔ)以上不足，本文以我國(guó)31個(gè)省市區(qū)（香港、澳門、臺(tái)灣地區(qū)除外）的地理鄰接狀態(tài)為著手點(diǎn)，運(yùn)用2010—2016年的面板數(shù)據(jù)構(gòu)建關(guān)于精準(zhǔn)扶貧政策與城鄉(xiāng)收入差距的空間計(jì)量模型，利用空間自相關(guān)指數(shù)Moran’sI和空間計(jì)量模型探析收入差距的地理分布特征及扶貧政策成效，通過效應(yīng)分解測(cè)量精準(zhǔn)扶貧政策的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。

三、城鄉(xiāng)收入差距空間相關(guān)性分析

（一）全局空間自相關(guān)分析

為了對(duì)精準(zhǔn)扶貧政策與城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)行空間計(jì)量分析，首先需要檢驗(yàn)各省城鄉(xiāng)收入差距是否存在空間自相關(guān)?？臻g自相關(guān)性，也叫空間依賴性，是空間效應(yīng)識(shí)別的第一個(gè)來(lái)源?？臻g自相關(guān)不僅意味著空間上的觀測(cè)值缺乏獨(dú)立性，而且意味著潛在于這種空間關(guān)系中的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)由絕對(duì)位置和相對(duì)位置共同決定。判斷不同空間單元之間是否存在空間依賴性，一般采用Moran提出的Moran’sI指數(shù)[31]。Moran’sI檢驗(yàn)是基于普通最小二乘法和TSLS估計(jì)殘差的空間相關(guān)性檢驗(yàn)方法，反映的是空間相鄰或臨近單元之間某種屬性值的相似程度，是衡量空間相關(guān)性的全局指標(biāo)，其表達(dá)式為：

其中，i,j分別表示第i個(gè)和第j個(gè)空間單元。

圖1 2010-2016年城鄉(xiāng)收入差距的全局空間自相關(guān)系數(shù)

如圖1所示，2010—2016年我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距全局空間自相關(guān)系數(shù)平均值在0.47左右，說(shuō)明總體而言我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距在地域分布上存在顯著正自相關(guān)性，用空間計(jì)量模型作為研究工具是合理的。2010年全局Moran’I檢驗(yàn)值為0.539，2016年降至0.472，且均通過顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明省域間的相關(guān)程度，或者說(shuō)空間集聚程度在逐年下降。

（二）局部空間自相關(guān)分析

Moran’I指數(shù)值只能從整體上反映各省城鄉(xiāng)收入差距的集群狀況。為進(jìn)一步考察是否存在觀測(cè)值局部空間集聚，分析哪些省份的城鄉(xiāng)收入差距對(duì)于全局依賴性的貢獻(xiàn)較大以及是否存在局部不穩(wěn)定性，還需要通過Moran’I散點(diǎn)圖進(jìn)行城鄉(xiāng)收入差距水平的局部自相關(guān)檢驗(yàn)。

圖2 2010年、2016年城鄉(xiāng)收入差距Moran’I散點(diǎn)圖①注：GeoDa軟件將重慶市與四川省作為一個(gè)觀測(cè)單位，故樣本總數(shù)為30。

Moran’sI散點(diǎn)圖把各省城鄉(xiāng)收入差距按分布特征分為四種集聚模式。第一象限，高高集聚（HH），表明中心省域與周邊省域的城鄉(xiāng)收入差距都大；第二象限為低高集聚（LH），表明中心省域城鄉(xiāng)收入差距小而周邊省域城鄉(xiāng)收入差距大；第三象限為低低集聚（LL）,表明中心省域和周邊省域的城鄉(xiāng)收入差距都??；第四象限為高低集聚（HL），表明中心省域的城鄉(xiāng)收入差距大而周邊省域的城鄉(xiāng)收入差距小。所以，一、三象限省份的城鄉(xiāng)收入差距存在著空間正相關(guān)，即均質(zhì)性，二、四象限省份的城鄉(xiāng)收入差距存在著空間負(fù)相關(guān)，即異質(zhì)性。從數(shù)量來(lái)看，首先，2016年有13個(gè)省份位于第一象限，14個(gè)省份位于第三象限，合計(jì)占樣本總量的90%，這說(shuō)明目前我國(guó)絕大部分省域的城鄉(xiāng)收入差距與周邊省域?yàn)檎目臻g相關(guān)關(guān)系：高（低）收入差距省份被高（低）收入差距省份所圍繞。其次，各省城鄉(xiāng)收入差距水平的空間布局相對(duì)穩(wěn)定。處于第一象限的省份，2010年主要包含西南各省以及內(nèi)蒙古、陜西、青海、甘肅，2016年該象限僅增加了1個(gè)省份。同樣，第三象限內(nèi)的省份主要集中在沿海一帶，與2010年相比，2016年也僅增加一個(gè)省份?？傮w而言，各省城鄉(xiāng)收入差距一直存在著顯著且穩(wěn)定的空間集聚特征。

表1 各省空間集聚特征的動(dòng)態(tài)變化

表1描述了不同集聚模式所包含的省份，受篇幅所限這里并未列舉所有省份。可以發(fā)現(xiàn)，大部分省份所處象限均比較穩(wěn)定。其中，HH象限省份數(shù)目最多，主要由西南各省和甘肅、寧夏、廣西構(gòu)成。LL象限省份均位于東部，北京、上海最為穩(wěn)定。LH象限由新疆和四川構(gòu)成，說(shuō)明這兩個(gè)省份城鄉(xiāng)收入差距較其周邊省份小，位于低值中心。從變化發(fā)展趨勢(shì)來(lái)看，處于LL象限和HH象限省份的數(shù)目有所增加。LL象限新增的江西、浙江等省份仍屬東部地區(qū)，HH象限新增的西藏等省份仍屬西南地區(qū)，說(shuō)明省域間城鄉(xiāng)收入差距的空間集聚現(xiàn)象依然顯著，對(duì)其進(jìn)行空間相關(guān)性分析合理且必要。

四、模型設(shè)定和變量選擇

（一）模型設(shè)定

通過以上分析，不難發(fā)現(xiàn)不同省份的城鄉(xiāng)收入差距在空間上相互作用、相互依賴，因此需用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型來(lái)進(jìn)行研究。由Anselin提出的空間計(jì)量分析通用模型為：

（1）式中，Y為n×1階被解釋變量，X為一個(gè)n×k階解釋變量矩陣，β為X的回歸系數(shù)，W1為被解釋變量的n×n階空間權(quán)重矩陣，W1Y為被解釋變量的空間滯后項(xiàng)；ρ為n×1階空間自回歸系數(shù)，反映Y對(duì)周邊觀測(cè)量的影響程度；W2也為n×n階空間權(quán)重矩陣，它通過誤差項(xiàng)來(lái)體現(xiàn)模型中地區(qū)之間的相互關(guān)系；ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)，W2ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的空間滯后變量；μ為誤差項(xiàng)，I為n×n階單位矩陣。

根據(jù)空間因素引入方式的不同，又可將通用模型分為空間滯后模型（SAR）和空間誤差模型(SEM)。

空間滯后模型即（1）滿足ρ≠0,λ=0時(shí)，此時(shí)模型轉(zhuǎn)化為：

該模型反映被解釋變量之間的空間相關(guān)性，適用于模型中的被解釋變量存在內(nèi)生交互效應(yīng)的情形；

空間誤差模型即（1）滿足ρ=0,λ≠0時(shí)，此時(shí)模型轉(zhuǎn)化為：

該模型反映誤差項(xiàng)之間的空間相關(guān)性，適用于誤差項(xiàng)之間存在交互效應(yīng)，或者說(shuō)空間經(jīng)濟(jì)中存在遺漏變量或其它不可觀測(cè)因素的相互作用的情形。

基于以上理論，本文設(shè)定的基礎(chǔ)模型如下：

空間滯后模型（SAR）為：

空間誤差模型(SEM)為：

其中，i表示某地區(qū)，t表示某年份，InIGit表示取對(duì)數(shù)后的被解釋變量城鄉(xiāng)收入差距。POL為核心解釋變量精準(zhǔn)扶貧政策，X為控制變量組。

（二）變量選取與數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文選用我國(guó)31個(gè)省市區(qū)（不含香港、澳門、臺(tái)灣地區(qū)）2010—2016年樣本觀測(cè)個(gè)數(shù)為217的面板數(shù)據(jù)。被解釋變量（IG）為31個(gè)?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）觀測(cè)期內(nèi)的城鄉(xiāng)收入差距，解釋變量為精準(zhǔn)扶貧政策和其它控制變量。除非特別說(shuō)明，所用數(shù)據(jù)均來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)和各省統(tǒng)計(jì)年鑒。

1.城鄉(xiāng)收入差距（IG）：被解釋變量城鄉(xiāng)收入差距用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均可支配收入的比值表示，值越大，表明貧富差距越大。

2.精準(zhǔn)扶貧政策（POL）：扶貧政策是模型的核心解釋變量。該變量設(shè)置為虛擬變量：未實(shí)施精準(zhǔn)扶貧政策的年份取值為0，實(shí)施精準(zhǔn)扶貧政策的年份取值為1。扶貧政策是否顯著縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距是模型研究的核心問題。

為了避免遺漏變量偏差，模型引入了以下控制變量：

1.人均國(guó)民生產(chǎn)總值（PERGDP）：本文選用代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的人均GDP作為控制變量。收入差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)互為因果，一方面收入差距會(huì)通過提高儲(chǔ)蓄率、促進(jìn)資本形成來(lái)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[32-33]，另一方面經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)反作用于收入差距，本文試圖厘清經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)究竟能否縮小城鄉(xiāng)收入差距。

2.失業(yè)率（UNEMP）：就業(yè)水平是影響城鄉(xiāng)收入差距的重要因素。根據(jù)菲利普斯曲線[34]描述的失業(yè)率變動(dòng)率與工資水平變動(dòng)率此消彼長(zhǎng)的關(guān)系可知，當(dāng)社會(huì)失業(yè)率上升時(shí)，較低甚至為負(fù)的工資變動(dòng)率會(huì)使得收入差距縮小。但也有學(xué)者認(rèn)為失業(yè)率越高的城市低收入人群的收入越低，收入差距越大。[35]

3.城鎮(zhèn)化水平（URB）：城鎮(zhèn)化水平由城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎乇硎尽Ｎ覈?guó)的城鄉(xiāng)收入差距實(shí)際上源于一系列歷史因素和城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)[36]，二元結(jié)構(gòu)下的勞動(dòng)力市場(chǎng)分割和資源傾斜進(jìn)一步加劇了城鄉(xiāng)收入差距[37-38]，所以，預(yù)期該變量系數(shù)符號(hào)為負(fù)。

4.第三產(chǎn)業(yè)占比（IND3）：對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與收入差距相關(guān)研究表明，發(fā)展第一產(chǎn)業(yè)可以縮小城鄉(xiāng)收入差距[39]，同時(shí)，第三產(chǎn)業(yè)份額的增加能有效降低城鄉(xiāng)收入差距[40]。

5.對(duì)外開放程度（CAP）：該指標(biāo)用進(jìn)出口總額占GDP的比值來(lái)表示。根據(jù)理論和已有研究，對(duì)外開放程度的提高有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，故本文預(yù)期該變量系數(shù)符號(hào)為負(fù)。

6.教育水平（EDU）：本文用教育經(jīng)費(fèi)支出占財(cái)政總支出的比重來(lái)度量各省教育重視程度。高水平教育最終體現(xiàn)為高質(zhì)量的人力資本，大興教育是消除貧困代際傳遞和縮小城鄉(xiāng)收入差距的有效工具。

7.科研投入（SCI）：本文用科學(xué)研發(fā)支出占財(cái)政總支出比重衡量各省科研投入情況。重視科研的地區(qū)往往有更強(qiáng)大的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力和更高水平的社會(huì)福利，預(yù)期該變量會(huì)縮小城鄉(xiāng)收入差距。

五、實(shí)證結(jié)果分析

本文利用matlab軟件對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。鑒于空間滯后和空間誤差模型均是從全域計(jì)算空間相關(guān)性，模型中很可能存在內(nèi)生性問題，此時(shí)OLS得到的估計(jì)結(jié)果將不再有效。所以本文采用Elhorst提出的空間面板極大似然法[41]進(jìn)行估計(jì)。

首先，在計(jì)量回歸前需要判定空間計(jì)量模型的形式：先用普通最小二乘法OLS進(jìn)行估計(jì)，再用所得誤差構(gòu)建拉格朗日乘數(shù)及其穩(wěn)健形式統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行LM檢驗(yàn)。判決原則是比較LM-sar和LMsem，若LM-sar更顯著，則選擇SAR模型，反之，則選擇SEM模型。若二者均顯著，則進(jìn)一步比較Robust LM-sar和Robust LM-sem。爾后，使用豪斯曼檢驗(yàn)在隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)間進(jìn)行選擇：若原假設(shè)被拒絕，則拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型，選擇固定效應(yīng)模型。

表2的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，LM-sar和Robust LMsar較LM-sem和Robust LM-sem更顯著，顯然，LM檢驗(yàn)傾向于選擇空間滯后模型。出于穩(wěn)妥考慮，下文將同時(shí)給出OLS、SAR和SEM的回歸結(jié)果進(jìn)行對(duì)比分析。在隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)的選擇上，豪斯曼檢驗(yàn)的P值均大于0.05，表明在5%的顯著性水平上接受原假設(shè)，故本文選用隨機(jī)效應(yīng)。

表2 檢驗(yàn)結(jié)果

對(duì)比三種模型的回歸結(jié)果可知：第一，OLS的擬合效果最差。SAR和SEM的擬合優(yōu)度、自然對(duì)數(shù)似然函數(shù)值、似然比率均優(yōu)于OLS，說(shuō)明空間計(jì)量模型比普通面板模型更具適用性和解釋力；第二，在空間計(jì)量模型下，部分回歸系數(shù)的符號(hào)發(fā)生了改變；第三，SAR和SEM估計(jì)結(jié)果差異甚微，說(shuō)明空間模型的估計(jì)結(jié)果具有穩(wěn)健性。依據(jù)LM檢驗(yàn)，下文針對(duì)SAR模型的回歸結(jié)果進(jìn)行分析。

（一）SAR回歸結(jié)果分析

1.首先，SAR的回歸結(jié)果優(yōu)于OLS。在SAR模型中，空間滯后系數(shù)ρ為正值且通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明相鄰省份的城鄉(xiāng)收入差距確實(shí)存在顯著的交互效應(yīng)。其次，精準(zhǔn)扶貧政策與城鄉(xiāng)收入差距顯著負(fù)相關(guān)。政策變量的回歸系數(shù)為-0.05，通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明精準(zhǔn)扶貧政策的推行能在一定程度上縮小城鄉(xiāng)收入差距。但相較于OLS估計(jì)結(jié)果，SAR模型下精準(zhǔn)扶貧的效果有所弱化，也就是說(shuō)，滯后模型中相鄰省份的交互效應(yīng)會(huì)削弱精準(zhǔn)扶貧對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的改善效果。

表3 模型回歸結(jié)果

2.在SAR模型下，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入差距正向相關(guān)。OLS估計(jì)結(jié)果顯示，PERGDP的回歸系數(shù)為-0.08，意味著OLS的結(jié)論支持經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)縮小城鄉(xiāng)收入差距的假設(shè)。但SAR模型卻顯示PERGDP與城鄉(xiāng)收入差距正向相關(guān)，也就是說(shuō)當(dāng)前我國(guó)并非處于“倒U形”曲線的拐點(diǎn)右側(cè)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)加劇而非改善城鄉(xiāng)收入差距，這在一定程度上印證了“經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的格蘭杰原因”的說(shuō)法[42]。UNEMP的回歸系數(shù)為0.024，且通過10%的顯著性水平檢驗(yàn)，結(jié)論有力地支持了李實(shí)等人的研究：在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)既定的情況下，失業(yè)會(huì)帶來(lái)貧困，是導(dǎo)致收入差距擴(kuò)大的主要因素之一。URB的回歸系數(shù)為負(fù)且在1%的水平上顯著，說(shuō)明推進(jìn)城鎮(zhèn)化是改善城鄉(xiāng)收入差距的有效途徑，CAP在空間效應(yīng)下，城鎮(zhèn)化對(duì)收入差距的縮小作用變得更強(qiáng)了。CAP與城鄉(xiāng)居民收入差距負(fù)相關(guān)，回歸系數(shù)為-0.004，且通過10%的顯著性水平、檢驗(yàn)而在OLS中，該變量的回歸系數(shù)為-0.02，也就是說(shuō)空間效應(yīng)弱化了CAP對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的作用效果。EDU有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距，但SAR模型中教育投入對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的改善效果并不顯著，這或許是因?yàn)橄噜徥》莸膭趧?dòng)力要素流動(dòng)使省內(nèi)教育投入與回報(bào)出現(xiàn)了不對(duì)等。SCI同樣是縮小城鄉(xiāng)收入差距的顯著力量，且其作用在空間模型中更為顯著，說(shuō)明相鄰省份的創(chuàng)新溢出和技術(shù)成果共享能強(qiáng)化科技發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的縮小作用。

（二）直接效應(yīng)和間接效應(yīng)分析

與OLS回歸不同的是，SAR模型的回歸系數(shù)不能直接解讀為自變量對(duì)因變量的影響程度，因?yàn)樵诳臻g相關(guān)性下，等式兩邊都存在被解釋變量。解釋變量會(huì)先影響等式左邊的被解釋變量，隨后被解釋變量又會(huì)進(jìn)入等式右邊的被解釋變量，繼而再對(duì)等式左邊的被解釋變量產(chǎn)生影響，如此往復(fù)。所以，將解釋變量的系數(shù)解讀為其對(duì)被解釋變量的單向影響是不合理的。針對(duì)這個(gè)問題，LeSage and Pace提出偏微分可以解釋為不同模型設(shè)定中變量變化的影響[43]，它可以作為檢驗(yàn)是否存在空間溢出效應(yīng)假設(shè)的更為有效的基礎(chǔ)。所以，下文對(duì)SAR模型進(jìn)行直接效應(yīng)和間接效應(yīng)（溢出效應(yīng)）分解。其中，直接效應(yīng)刻畫的是特定單位解釋變量的變化對(duì)本單位被解釋變量的影響效應(yīng)，也就是解釋變量對(duì)本省城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)，這種效應(yīng)包含反饋效應(yīng)，即效應(yīng)“外溢”至其他單位并由其傳回本單位；間接效應(yīng)刻畫的是本單位解釋變量會(huì)改變其它單位的被解釋變量，即本省的解釋變量對(duì)相鄰省份收入差距的影響。

表4 解釋變量的空間效應(yīng)分解

由表4可知，精準(zhǔn)扶貧政策對(duì)縮小城鄉(xiāng)收入差距的直接效應(yīng)及間接效應(yīng)都通過了顯著性檢驗(yàn)。直接效應(yīng)系數(shù)為-0.0522且在1%水平上顯著；間接效應(yīng)系數(shù)為-0.0185，同樣在1%水平上顯著。這表明精準(zhǔn)扶貧政策不僅能顯著縮小本省的城鄉(xiāng)收入差距，還能在一定程度上改善相鄰省份的城鄉(xiāng)收入差距。究其原因，一則是地域上相鄰的省份往往在自然稟賦和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上較為相似，有效的政策在很大程度上能夠?yàn)猷徥∷Х峦茝V。二則是相鄰省份的人力資本流動(dòng)和物資共享客觀上會(huì)使相對(duì)弱勢(shì)的省份受益，中心省份發(fā)展后會(huì)為周邊省份帶去道路、通訊等基礎(chǔ)設(shè)施的正外部效應(yīng)。

進(jìn)一步考察控制變量對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)。從間接效應(yīng)來(lái)看，僅有URB和SCI通過了顯著性檢驗(yàn)，也就是說(shuō)，CAP和UNEMP雖能顯著縮小收入差距，但其作用限于本省，對(duì)周邊省份沒有或僅有很弱的溢出效應(yīng)，URB和SCI卻能顯著影響周邊省份的城鄉(xiāng)收入差距。URB的直接效應(yīng)系數(shù)為-0.3814，在1%的水平上顯著，間接效應(yīng)系數(shù)為-0.1419，也在1%水平上顯著。究其原因，一方面城鎮(zhèn)化會(huì)使該省城鎮(zhèn)人口增加，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，有助于改善本省的城鄉(xiāng)居民收入差距；另一方面，中心省份的城鎮(zhèn)化能為鄰省創(chuàng)造就近的就業(yè)機(jī)會(huì)、有利的市場(chǎng)環(huán)境以及各類基礎(chǔ)設(shè)施的外部效應(yīng)，從而帶動(dòng)周邊省份的發(fā)展。同樣，SCI的直接效應(yīng)系數(shù)為-2.4991，在1%水平上顯著，間接效應(yīng)系數(shù)為-0.9207，在5%水平上顯著。表明，加大中心省份的科技投入可以有效縮小本省及周邊省份的城鄉(xiāng)收入差距，這是因?yàn)槲覈?guó)省級(jí)區(qū)域內(nèi)部及外部的創(chuàng)新空間溢出效應(yīng)明顯[44]，中心省份科技創(chuàng)新能力的提高會(huì)直接帶動(dòng)創(chuàng)新能力較弱的周邊省份的發(fā)展。綜上，不管是直接效應(yīng)還是間接效應(yīng)，精準(zhǔn)扶貧都顯著縮小了城鄉(xiāng)收入差距，其在扶貧及貧富差距改善中的作用與貢獻(xiàn)毋庸置疑。

六、政策建議

1.實(shí)證結(jié)果表明，精準(zhǔn)扶貧政策是縮小我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)鍵因素，省域間的空間關(guān)聯(lián)性會(huì)在一定程度上影響扶貧政策對(duì)收入差距的作用效果。上述結(jié)論給我們的啟示有二：一是在評(píng)估精準(zhǔn)扶貧效果時(shí)不能置省域間的空間關(guān)聯(lián)于不顧，將各省分割開來(lái)研究，而應(yīng)用整體的、系統(tǒng)的、聯(lián)系的思想為指導(dǎo)，重視省域間尤其是相鄰省份的空間效應(yīng)。一方面要避免忽視經(jīng)濟(jì)要素空間流動(dòng)導(dǎo)致的政策效果評(píng)估不準(zhǔn)確，另一方面充分利用省域間的空間溢出效應(yīng)實(shí)現(xiàn)精準(zhǔn)扶貧效用最大化。扶貧政策可率先在綜合實(shí)力較強(qiáng)的省份推行，遵循以點(diǎn)帶面、以強(qiáng)帶弱的原則，科學(xué)制定中心省份政策效應(yīng)的溢出方向和速度。二是在探索縮小城鄉(xiāng)貧富差距之道時(shí)，應(yīng)把根本性的制度變革作為長(zhǎng)期任務(wù)來(lái)抓，堅(jiān)持不懈地完善相關(guān)制度建設(shè)。同時(shí)，要認(rèn)識(shí)到短期內(nèi)政策扶貧的可行性和必要性。下一時(shí)期的脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)必須依靠精準(zhǔn)扶貧政策來(lái)保障，要肯定精準(zhǔn)扶貧的戰(zhàn)略地位和意義，將其作為破解我國(guó)收入差距難題的關(guān)鍵對(duì)策。

2.從控制變量呈現(xiàn)的結(jié)果來(lái)看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不能自發(fā)解決收入差距過大的問題，故不宜將“倒U形”假說(shuō)作為我國(guó)扶貧開發(fā)及貧富差距治理的理論指導(dǎo)，在評(píng)價(jià)扶貧政策績(jī)效時(shí)，更不能唯GDP論。此外，提升就業(yè)水平、加強(qiáng)對(duì)外交流、推進(jìn)城鎮(zhèn)化建設(shè)、發(fā)展科技都是縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的有效途徑。在堅(jiān)持精準(zhǔn)扶貧主導(dǎo)地位的同時(shí)，應(yīng)大力發(fā)展二、三產(chǎn)業(yè)，創(chuàng)造就業(yè)崗位，降低失業(yè)和低收入人口比重；推動(dòng)新農(nóng)村建設(shè)與新型城鎮(zhèn)化雙輪驅(qū)動(dòng)、城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展，加快農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化；擴(kuò)大對(duì)外開放、積極引進(jìn)外資，引導(dǎo)外商投資流向基礎(chǔ)設(shè)施、支柱產(chǎn)業(yè)等惠及民生的領(lǐng)域；重視科技創(chuàng)新，逐步提高農(nóng)村和農(nóng)業(yè)的科技發(fā)展水平，培養(yǎng)運(yùn)用先進(jìn)科學(xué)技術(shù)的新型農(nóng)民，加速技術(shù)成果向經(jīng)濟(jì)成果轉(zhuǎn)化。最后，由于城鎮(zhèn)化和科技創(chuàng)新具有顯著的空間溢出效應(yīng)，要充分發(fā)揮相鄰省份的交互作用，鼓勵(lì)落后省份積極利用周邊省份城鎮(zhèn)化建設(shè)及科技創(chuàng)新對(duì)自己的溢出效應(yīng)。為此地方政府應(yīng)加強(qiáng)交通、信息網(wǎng)絡(luò)及創(chuàng)新溢出聯(lián)系通道建設(shè)，增強(qiáng)創(chuàng)新接收能力，將“好鄰居”的空間溢出效應(yīng)最大化。精準(zhǔn)扶貧政策與上述舉措共同推進(jìn)，政策效果與市場(chǎng)力量互為補(bǔ)充，才能最大限度改善城鄉(xiāng)收入差距，更好更快實(shí)現(xiàn)全黨全社會(huì)“全面小康，一個(gè)都不落下”的戰(zhàn)略目標(biāo)。