(華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 公共管理學(xué)院,湖北 武漢430070)

1 引言

土地作為不可替代的生產(chǎn)要素之一,是社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)資源及城鄉(xiāng)居民家庭收入的主要來(lái)源。土地資源稟賦的異質(zhì)性直接影響到地區(qū)產(chǎn)業(yè)布局和生產(chǎn)要素的配置,進(jìn)而對(duì)當(dāng)?shù)鼐用袷杖牒蜕鐣?huì)福利產(chǎn)生重要影響。尤其是土地資源中的農(nóng)業(yè)用地和建設(shè)用地等生產(chǎn)性土地資源豐裕度和土地用途的差異化,直接影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展及財(cái)政狀況從而產(chǎn)生差別化的“土地紅利”。資源稟賦是一把“雙刃劍”,既能給社會(huì)帶來(lái)福利,又能給社會(huì)帶來(lái)詛咒。我國(guó)中西部地區(qū)地域遼闊,人均土地資源數(shù)量高于東部地區(qū),但中西部地區(qū)的人均收入?yún)s遠(yuǎn)低于東部地區(qū)。相關(guān)研究也表明,資源豐裕地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距更是遠(yuǎn)高于全國(guó)的平均水平,存在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)緩慢、收入差距惡化等“資源詛咒”癥狀[1,2]。

國(guó)內(nèi)外有關(guān)資源稟賦與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入差距的研究在逐步展開。Sakamoto Arthur[3]的研究顯示,資源稟賦差異是城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生的原因之一;Leamer[4]等對(duì)拉丁美洲內(nèi)資源豐裕地區(qū)進(jìn)行了研究,得出自然資源豐裕地區(qū)勞動(dòng)力受教育水平與城鄉(xiāng)收入差距成反比;Marchand[5]研究發(fā)現(xiàn)從20世紀(jì)90年代中期到21世紀(jì)初,加拿大能源資源繁榮對(duì)收入不平等的產(chǎn)生了不明確的影響；徐康寧、邵帥等[6,7]將煤、石油、天然氣等礦產(chǎn)資源作為自然資源的代表研究其與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)我國(guó)多數(shù)資源豐裕的省份經(jīng)濟(jì)反而落后;張菲菲、楊萍果等[8,9]采用土地、水等多種自然資源衡量地區(qū)資源豐度,研究證明我國(guó)西部和東北諸省份是遭遇“資源詛咒”的主要省份。

綜上所述,相關(guān)學(xué)者對(duì)地區(qū)資源稟賦的衡量多以土地面積或煤炭、石油、天然氣等礦產(chǎn)資源來(lái)表征,且多關(guān)注資源稟賦對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響,較少研究土地資源稟賦與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系,尤其缺乏考慮土地資源在質(zhì)量及生產(chǎn)力方面存在的差別。本文根據(jù)2009—2015年社會(huì)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),擬運(yùn)用生態(tài)承載力理論中的均衡因子和產(chǎn)量因子將我國(guó)各地區(qū)的土地資源轉(zhuǎn)化為可量化比較的具有統(tǒng)一生產(chǎn)力水平的標(biāo)準(zhǔn)土地,以衡量各地區(qū)土地資源豐裕度,揭示地區(qū)關(guān)鍵性土地資源豐裕度對(duì)地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響程度。

2 指標(biāo)說(shuō)明及數(shù)據(jù)來(lái)源

2.1 指標(biāo)說(shuō)明

資源豐裕度指標(biāo):有別于以往文獻(xiàn)[7-9]的指標(biāo)選取標(biāo)準(zhǔn),本文采用人均生態(tài)承載力這一綜合指標(biāo)衡量當(dāng)?shù)氐耐恋刭Y源稟賦,用來(lái)反映土地生態(tài)系統(tǒng)對(duì)人類活動(dòng)的供給程度,表征當(dāng)?shù)氐娜司鷳B(tài)容量。在核算生態(tài)承載力時(shí),需要引入均衡因子和產(chǎn)量因子,均衡因子參考WWF發(fā)布的《Living Planet Report 2006》中提供的最新均衡因子,耕地、林地、草地、水域、建筑用地、化石能源用地的均衡因子分別為2.21、1.34、0.49、0.36、2.21、1.34,園地均衡因子與林地相同,均為1.34。產(chǎn)量因子參數(shù)通過(guò)計(jì)算所得,采用全球公頃法計(jì)算。選擇屬于耕地類型的自然資源主要有稻谷、小麥、玉米、大豆、油料、糖料、蔬菜、棉花等經(jīng)濟(jì)作物,屬于林地類型的自然資源主要為木材、橡膠等經(jīng)濟(jì)作物,水域選取淡水產(chǎn)品和海水產(chǎn)品,園地選取果園和茶園,草地根據(jù)荊治國(guó)等人[10]的研究,產(chǎn)量因子統(tǒng)一取1。此外,在計(jì)算生態(tài)承載力時(shí)要扣除12%的生態(tài)多樣性土地面積,具體表達(dá)式為:

resource=0.88×Σaj×rj×yj(j=1,2,…，7)

(1)

式中,resource為人均生態(tài)承載力(hm2/人);aj為人均生物生產(chǎn)面積;rj為均衡因子。yj為產(chǎn)量因子；yj=ylj/ywj;ylj表示地區(qū)j類土地的平均生產(chǎn)力;ywj表示j類土地的世界平均生產(chǎn)力。

城鄉(xiāng)居民收入差距指標(biāo):泰爾指數(shù)可將區(qū)域差異分解為區(qū)域間差異和區(qū)域內(nèi)差異,并能夠計(jì)算各自在總差異中的貢獻(xiàn)率,解譯出區(qū)域差異的主要來(lái)源。因此,本文擬定選取泰爾指數(shù)描述城鄉(xiāng)收入差距,揭示出不同地區(qū)形成城鄉(xiāng)收入差距的結(jié)構(gòu)性因素,從而準(zhǔn)確判斷城鄉(xiāng)收入差距的演變趨勢(shì)并比較分析城鄉(xiāng)收入差距的區(qū)域性特征。在實(shí)證研究中,本文首先選用泰爾指數(shù)作為因變量加入回歸方程,之后引入城鄉(xiāng)居民人均可支配收入之比做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。泰爾指數(shù)計(jì)算公式為:

T=Σmi=1Σnj=1YijYlnYij/YNij/N

(2)

式中,T代表泰爾指數(shù);Yij表示第i組中j省份的收入;Nij表示第i組中j省份的人口;Y表示總收入;N表示總?cè)丝凇?/p>

組內(nèi)泰爾指數(shù):Tw=Σmi=1Σnj=1YijYlnYij/YiNij/Ni

(3)

組間泰爾指數(shù):Tb=Σmi=1YiYlnYi/YNi/N

(4)

控制變量:基于前文的理論推斷,并參考已有的研究文獻(xiàn)[11,12],本文將以下變量作為控制變量:人力資本投資(edu):用教育支出占財(cái)政支出的比重來(lái)表示;物質(zhì)資本投資(fai):用非農(nóng)戶固定資產(chǎn)投資占全社會(huì)固定資產(chǎn)的比重來(lái)表示;城鄉(xiāng)二元對(duì)比系數(shù)(binary):采用農(nóng)業(yè)比較勞動(dòng)生產(chǎn)率與非農(nóng)業(yè)比較勞動(dòng)生產(chǎn)率之比來(lái)表示,binary=B1/B2,其中B1=(G1/G)/(L1/L),B2=(G2/G)/(L2/L),G1為第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值,G2為第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之和,L1為第一產(chǎn)業(yè)年末就業(yè)人數(shù),L2為第二、三產(chǎn)業(yè)年末就業(yè)人數(shù);社會(huì)保障支出(soc)用社會(huì)保障支出占財(cái)政支出的比重來(lái)表示。

展會(huì)期間，林德（中國(guó)）叉車的精彩呈現(xiàn)，眾多客戶、合作伙伴紛至沓來(lái)，與林德就進(jìn)一步攜手推動(dòng)科技創(chuàng)新與智能化、數(shù)字化、新能源轉(zhuǎn)型升級(jí)，推進(jìn)倉(cāng)儲(chǔ)物流發(fā)展，展開深入探討。

2.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以我國(guó)省域面板數(shù)據(jù)為實(shí)證研究基礎(chǔ),選取的樣本區(qū)間為2009—2015年。限于數(shù)據(jù)的可得性,本文中的省級(jí)面板數(shù)據(jù)主要包括我國(guó)29個(gè)省、直轄市和自治區(qū)(未包括香港特區(qū)、澳門特區(qū)、臺(tái)灣地區(qū)和天津市、西藏自治區(qū))。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來(lái)源于我國(guó)及各省份歷年的統(tǒng)計(jì)年鑒，統(tǒng)計(jì)局、統(tǒng)計(jì)公報(bào)和政府工作報(bào)告等,人口數(shù)據(jù)來(lái)源于《人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，各省區(qū)土地資源數(shù)據(jù)來(lái)源于第二次土地調(diào)查成果共享服務(wù)平臺(tái)(http://tddc.mlr,gov.cn),全球各類自然資源的單位面積產(chǎn)量參照FAO數(shù)據(jù)庫(kù)中的數(shù)據(jù)。

3 模型設(shè)定

在對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行建模時(shí),一般可選用混合效應(yīng)模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。混合效應(yīng)模型認(rèn)為各個(gè)截面估計(jì)方程的截距和斜率項(xiàng)均相同;固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型則認(rèn)為回歸方程估計(jì)結(jié)果在截距項(xiàng)和斜率項(xiàng)上不同,兩者的區(qū)別在于:固定效應(yīng)模型假定誤差項(xiàng)與解釋變量無(wú)關(guān),隨機(jī)效應(yīng)模型則假設(shè)誤差項(xiàng)與解釋變量相關(guān)。本文主要選取2009—2015年的省級(jí)面板數(shù)據(jù),建立以下模型:

ineit=α+βresourceit+θXit+μit

(5)

式中,α為各個(gè)截面的截距;ineit代表各省區(qū)城鄉(xiāng)居民收入差距;resourceit代表各省區(qū)的資源豐裕度;Xit為控制變量集合;μit為擾動(dòng)項(xiàng)。在建模過(guò)程中,本文首先對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn),確定不同樣本數(shù)據(jù)下的面板數(shù)據(jù)模型,之后根據(jù)所選模型采用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤或廣義最小二乘法消除異方差。

4 結(jié)果分析

4.1 基本狀況分析

類型區(qū)劃分:按照歷年平均土地資源豐裕度將全國(guó)29個(gè)省份劃分為兩個(gè)類型區(qū),土地資源豐裕度>0.5的省份為資源富裕地區(qū)(Ⅰ),包括內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、海南、青海、寧夏、新疆、廣西、云南、甘肅等11個(gè)省份;土地資源豐裕度<0.5的為資源貧乏地區(qū)(Ⅱ),包括北京、河北、山西、上海、江蘇、安徽、江西、河南、湖北、湖南、廣東、重慶、四川、貴州、陜西、福建、浙江、山東等18個(gè)省份。經(jīng)統(tǒng)計(jì),兩個(gè)類型區(qū)建設(shè)用地?cái)?shù)量占比分別為0.30和0.70,耕地?cái)?shù)量占比分別為0.45和0.55,說(shuō)明兩地區(qū)的土地資源稟賦的確存在差異,在作為內(nèi)生因素參與地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過(guò)程中有不同的促進(jìn)作用。

城鄉(xiāng)居民收入差距分析:地區(qū)之間、城鄉(xiāng)之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡既不利于釋放改革紅利,又使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)潛力難以真正發(fā)揮(表1)。由表1可見(jiàn),無(wú)論是資源富裕地區(qū)還是資源貧乏地區(qū),城鄉(xiāng)居民收入差距都呈現(xiàn)逐年遞減態(tài)勢(shì),且資源富裕地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距高于資源貧乏地區(qū)。從城鄉(xiāng)收入比來(lái)看,資源富裕地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距略高于資源貧乏地區(qū),且從2009—2015年城鄉(xiāng)居民收入差距逐年遞減。從泰爾指數(shù)來(lái)看,整體上城鄉(xiāng)之間泰爾指數(shù)>城鎮(zhèn)內(nèi)部泰爾指數(shù)>農(nóng)村內(nèi)部泰爾指數(shù),城鄉(xiāng)之間泰爾指數(shù)構(gòu)成城鄉(xiāng)總體泰爾指數(shù)的主要部分,但城市內(nèi)部和農(nóng)村內(nèi)部的城鄉(xiāng)收入也有不同程度的差異;資源富裕地區(qū)的總體泰爾指數(shù)稍低于資源貧乏地區(qū),但兩者相差不大;資源富裕地區(qū)的城鎮(zhèn)內(nèi)部貢獻(xiàn)率以及農(nóng)村內(nèi)部貢獻(xiàn)率均低于資源貧乏地區(qū),而城鄉(xiāng)之間貢獻(xiàn)率明顯高于資源貧乏地區(qū),與城鄉(xiāng)收入比表現(xiàn)一致。

表1 歷年城鄉(xiāng)收入差距的演變趨勢(shì)

注:Tz代表總體泰爾指數(shù);T1代表城鎮(zhèn)內(nèi)部泰爾指數(shù);T2代表城農(nóng)村內(nèi)部泰爾指數(shù);Tw代表城鄉(xiāng)內(nèi)部泰爾指數(shù);Tb代表城鄉(xiāng)之間泰爾指數(shù)。

4.2 影響程度分析

土地資源豐裕度的整體影響:在率先分析全國(guó)水平下土地資源豐裕度對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響程度的基礎(chǔ)上,采用分區(qū)域面板回歸進(jìn)一步分析,結(jié)果表明我國(guó)的確存在“資源詛咒”效應(yīng),效應(yīng)大小和方向存在著地區(qū)差異(表2)。從表2可見(jiàn),在控制其他變量不變的情況下,全國(guó)水平下的土地資源豐裕度每增加一個(gè)單位,泰爾指數(shù)擴(kuò)大0.0150個(gè)單位并且在1%的置信水平下顯著,這說(shuō)明土地資源豐裕度顯著擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距,給當(dāng)?shù)貛?lái)了“資源詛咒”現(xiàn)象。城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的改善，優(yōu)化了城鄉(xiāng)居民收入差距。物質(zhì)資本投資縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距,促進(jìn)了城鄉(xiāng)要素平等交換和公共資源的均衡配置。人力資本投資和社會(huì)保障支出均與城鄉(xiāng)居民收入差距成正比,這與我國(guó)一直以來(lái)實(shí)施的城市偏向政策有關(guān)。對(duì)比分析Ⅰ和Ⅱ地區(qū)的土地資源豐裕度對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響表明，在資源富裕地區(qū),土地資源豐裕度與城鄉(xiāng)居民收入差距顯著正相關(guān)但系數(shù)較小,說(shuō)明土地資源稟賦并沒(méi)有完全作為內(nèi)生要素參與到經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中,從而對(duì)城鄉(xiāng)居民收入產(chǎn)生影響;而在資源貧乏地區(qū),土地資源豐裕度每增加一個(gè)單位,泰爾指數(shù)縮小0.1344個(gè)單位,說(shuō)明土地資源豐裕度對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響具有區(qū)域性特征。

表2 水平面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

注:*、**、***分別表示在10%、5%、1%顯著性水平上顯著;回歸系數(shù)括號(hào)內(nèi)為對(duì)應(yīng)的參數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差值。

關(guān)鍵性土地資源豐裕度的影響:對(duì)結(jié)果進(jìn)一步分析到底何種用途的土地資源稟賦是推動(dòng)城鄉(xiāng)居民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)生因素？不同類型的資源稟賦在不同地區(qū)的作用機(jī)制是否相同？因此,有必要在不同類型區(qū)對(duì)兩種資源稟賦分別進(jìn)行回歸,結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 分用途面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

注:*、**、***分別表示在10%、5%、1%顯著性水平下顯著;回歸系數(shù)括號(hào)內(nèi)為對(duì)應(yīng)的參數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差值。

在全國(guó)水平下,建設(shè)用地稟賦每增加一個(gè)單位,城鄉(xiāng)居民收入差距會(huì)擴(kuò)大0.0819個(gè)單位;耕地稟賦每增加一個(gè)單位,城鄉(xiāng)居民收入差距會(huì)增加0.0297個(gè)單位。在資源富裕地區(qū)Ⅰ,建設(shè)用地和耕地稟賦每增加1個(gè)單位,城鄉(xiāng)居民的收入差距分別會(huì)縮小0.1056和0.0221個(gè)單位,但結(jié)果并不顯著。這說(shuō)明在經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后的資源富裕地區(qū),土地資源稟賦作為當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的主要內(nèi)生動(dòng)力之一,應(yīng)該加快改革開放步伐,逐漸完成資源型經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型,通過(guò)內(nèi)涵拓展和外延撬動(dòng)發(fā)揮比較優(yōu)勢(shì),發(fā)掘內(nèi)生性動(dòng)力和結(jié)構(gòu)性動(dòng)力。在資源貧乏地區(qū)Ⅱ,建設(shè)用地稟賦顯著減小了城鄉(xiāng)居民的收入差距,系數(shù)為0.3448,而耕地稟賦顯著擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民的收入差距,系數(shù)為0.2496,這說(shuō)明在經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)的資源貧乏地區(qū),加快發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)進(jìn)行城鎮(zhèn)建設(shè)是縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的一個(gè)有效手段。

5 結(jié)論及政策建議

5.1 結(jié)論

基于我國(guó)省域面板數(shù)據(jù),根據(jù)地區(qū)資源稟賦條件劃定資源富裕地區(qū)、資源貧乏地區(qū),比較分析全國(guó)及兩大地區(qū)土地資源豐裕度對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響,且在此基礎(chǔ)上選取對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響較大的耕地和建設(shè)用地稟賦,探討不同用途的土地資源豐裕度對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響機(jī)制。

主要結(jié)論為:①土地資源豐裕度對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響具有區(qū)域性特征。以泰爾指數(shù)為因變量,土地資源豐裕度每增加一個(gè)單位,全國(guó)、資源富裕地區(qū)、資源貧乏地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距將分別擴(kuò)大0.0150、0.0154、-0.1344個(gè)單位。②耕地及建設(shè)用地等關(guān)鍵性土地資源豐裕度的作用效果存在地區(qū)差異。耕地資源豐裕度每增加一個(gè)單位,全國(guó)、資源富裕地區(qū)和資源貧乏地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距將分別擴(kuò)大0.0296、-0.0221和0.2496單位;而建設(shè)用地資源豐裕度每增加一個(gè)單位,全國(guó)、資源富裕地區(qū)和資源貧乏地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距將分別擴(kuò)大0.0819、-0.1056和-0.3448個(gè)單位。

5.2 政策建議

由于區(qū)域差域、水土資源分布非均衡,我國(guó)農(nóng)業(yè)土地及生態(tài)用地愈豐裕的地區(qū),往往是城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展越不均衡的地區(qū)。國(guó)家在通過(guò)主體功能區(qū)劃、國(guó)土規(guī)劃等空間規(guī)劃管制措施強(qiáng)化耕地資源及生態(tài)資源保護(hù)的同時(shí),建議政府相關(guān)部門建立建設(shè)用地發(fā)

展權(quán)移轉(zhuǎn)機(jī)制,將資源豐裕地的建設(shè)用地發(fā)展權(quán)以市場(chǎng)交易方式轉(zhuǎn)移給資源貧乏地區(qū),將區(qū)域土地資源優(yōu)勢(shì)轉(zhuǎn)化為發(fā)展紅利,縮小城鄉(xiāng)居民收入差距,促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展;另一方面,在加強(qiáng)建設(shè)的同時(shí),促進(jìn)教育、政府財(cái)政支出、固定資產(chǎn)投資等經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)要素在城鄉(xiāng)之間的合理分配,建立城市反哺農(nóng)村的有效機(jī)制,提高國(guó)家政策支持的覆蓋面,從而縮小城鄉(xiāng)居民收入差距,讓經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成果惠及于民,還原于民。

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