一 引言及文獻(xiàn)綜述

伴隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，城鄉(xiāng)居民收入水平有較大提高，但城鄉(xiāng)收入差距卻逐漸擴(kuò)大。2016年中國經(jīng)濟(jì)的實(shí)際增長率為6.4%，經(jīng)濟(jì)從高速增長進(jìn)入中高速增長階段，居民收入水平也相應(yīng)的進(jìn)入中高速增長階段。經(jīng)濟(jì)增長和居民收入增速放緩的關(guān)鍵原因在于結(jié)構(gòu)性錯(cuò)配，如產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、要素投入結(jié)構(gòu)、收入分配結(jié)構(gòu)等。據(jù)世界銀行統(tǒng)計(jì)，2016年中國基尼系數(shù)為0.465，已超過0.4的國際警戒線。目前，城鄉(xiāng)不均衡成為中國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的主要問題，而收入分配差距過大是新時(shí)代面臨的巨大挑戰(zhàn)，也是新時(shí)代中國能否跨越中等收入陷阱的關(guān)鍵所在。因此，應(yīng)調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，使要素資源達(dá)到最優(yōu)配置，以技術(shù)創(chuàng)新引領(lǐng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與優(yōu)化，縮小收入分配差距，實(shí)現(xiàn)中國經(jīng)濟(jì)社會(huì)的長期可持續(xù)發(fā)展。新時(shí)代下，產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展仍是調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的重要方式。相關(guān)產(chǎn)業(yè)在一定地理區(qū)域內(nèi)高度集聚，將帶動(dòng)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和收入分配結(jié)構(gòu)的變化，對(duì)收入分配差距產(chǎn)生一定影響。

國內(nèi)外關(guān)于產(chǎn)業(yè)集聚的研究，主要集中在產(chǎn)業(yè)集聚程度的測(cè)算、內(nèi)在機(jī)理和集聚趨勢(shì)方面。Barrios et al.(2003)[1]以E-G指數(shù)為基礎(chǔ)，考察愛爾蘭1972-1999年兩位編碼和三位編碼制造業(yè)共同集聚現(xiàn)象，發(fā)現(xiàn)多數(shù)行業(yè)存在共同集聚現(xiàn)象，且有提高的趨勢(shì)。Ellison et al.(2007)[2]驗(yàn)證了馬歇爾外部性理論對(duì)產(chǎn)業(yè)共同集聚的解釋，并指出投入產(chǎn)出聯(lián)系對(duì)制造業(yè)共同集聚更為重要。Jed(2007)[3]認(rèn)為產(chǎn)業(yè)間知識(shí)的外溢和直接貿(mào)易關(guān)系使服務(wù)業(yè)間存在共同集聚現(xiàn)象。Young(2000)[4]運(yùn)用中國1985-1997年農(nóng)業(yè)、制造業(yè)、建筑業(yè)、運(yùn)輸業(yè)和商業(yè)的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)中國的產(chǎn)業(yè)區(qū)域集聚程度呈下降趨勢(shì)。白重恩等(2004)[5]認(rèn)為Young(2000)[4]的研究結(jié)論偏差是由于過于寬泛的產(chǎn)業(yè)分類所致，他們利用32個(gè)2位代碼行業(yè)分類的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)中國的行業(yè)區(qū)域集聚程度呈上升趨勢(shì)。文玫(2004)[6]利用第二、三次工業(yè)普查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)交易與運(yùn)輸費(fèi)用的降低促使制造業(yè)在地域上更為集聚，到1995年高度集中在沿海幾個(gè)省份，并提出在1993-1994年中國工業(yè)依然位于倒U曲線的左方。羅勇和曹麗莉(2005)[7]利用Ellision和Glaeser(1997)[8]建立的產(chǎn)業(yè)地理集中度和自定義的五省市集中度測(cè)算中國20個(gè)制造業(yè)的集聚程度，指出制造業(yè)集聚程度提高是主要發(fā)展趨勢(shì)，集聚程度由高到低的行業(yè)依次為：技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)、資本密集型產(chǎn)業(yè)、勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，但存在顯著的地域性不平衡。路江涌和陶志剛(2006)[9]利用E-G指數(shù)測(cè)算中國制造業(yè)共同集聚程度，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)共同集聚程度處于上升階段，但仍低于西方發(fā)達(dá)國家的水平。馬國霞等(2007)[10]基于《市場(chǎng)年鑒》和《投入產(chǎn)出表》，實(shí)證分析中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的經(jīng)濟(jì)學(xué)機(jī)制，研究發(fā)現(xiàn)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚程度呈上升趨勢(shì)，且向沿海地區(qū)集聚；縱向的投入產(chǎn)出關(guān)聯(lián)和規(guī)模外部經(jīng)濟(jì)是產(chǎn)業(yè)集聚的主要驅(qū)動(dòng)力，地理鄰近和本地市場(chǎng)效應(yīng)將對(duì)其產(chǎn)生循環(huán)因果效應(yīng)，進(jìn)一步加強(qiáng)制造業(yè)的空間集聚。陳國亮和陳建軍(2012)[11]利用中國212個(gè)地級(jí)以上城市的面板數(shù)據(jù)，研究中國二三產(chǎn)業(yè)共同集聚形成的內(nèi)在機(jī)制和演化機(jī)理，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)前后向關(guān)聯(lián)和知識(shí)密集度以及區(qū)域性中心城市的發(fā)展有利于提高產(chǎn)業(yè)共同集聚度，且存在地域性差異；成本超過一定的門檻值，產(chǎn)業(yè)將出現(xiàn)分散趨勢(shì)。

國內(nèi)外關(guān)于產(chǎn)業(yè)集聚與收入分配差距的研究主要側(cè)重于對(duì)不同行業(yè)、不同地區(qū)工資差距的研究，因研究對(duì)象和方法不同，得出的結(jié)論不同。Elsner(2004)[12]從生命周期理論的視角，發(fā)現(xiàn)政府產(chǎn)業(yè)集聚政策導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)集聚的周期性變化和經(jīng)濟(jì)周期的波動(dòng)，對(duì)就業(yè)產(chǎn)生顯著負(fù)作用，出現(xiàn)收入差異。Farmanesh(2009)[13]認(rèn)為低產(chǎn)業(yè)集聚導(dǎo)致工資下降，當(dāng)產(chǎn)業(yè)集聚達(dá)到一定程度時(shí)工資將明顯上升。Accetturo和Edison(2010)[14]基于交易成本理論，指出產(chǎn)業(yè)集聚中擁擠成本對(duì)長期經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生消極影響，并深入分析其與知識(shí)溢出和收入分配的關(guān)系。范劍勇(2004)[15]認(rèn)為中國地區(qū)間專業(yè)化水平和市場(chǎng)一體化水平已有所提高，產(chǎn)業(yè)布局發(fā)生根本性變化，產(chǎn)業(yè)向東部沿海地區(qū)集聚，產(chǎn)業(yè)集聚的循環(huán)累積效應(yīng)進(jìn)一步拉大地區(qū)差距。同時(shí)，其認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚、勞動(dòng)生產(chǎn)率以及地區(qū)差距密切相關(guān)，產(chǎn)業(yè)集聚顯著提高該地區(qū)的勞動(dòng)生產(chǎn)率，且存在地區(qū)差異，證實(shí)規(guī)模報(bào)酬遞增地方化的存在，得出產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)地區(qū)收入差距產(chǎn)生持久性影響的結(jié)論(范劍勇，2006)[16]。雷鵬(2011)[17]認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚有利于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但同時(shí)也存在使區(qū)域差距擴(kuò)大的負(fù)影響。謝里等(2012)[18]發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚與制度因素的交互項(xiàng)對(duì)地區(qū)收入差距的影響遠(yuǎn)大于制度因素本身，提高全國和東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚有助于縮小地區(qū)收入差距，而提高中西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚則擴(kuò)大地區(qū)收入差距。謝露露(2015)[19]認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚有利于當(dāng)?shù)刂圃鞓I(yè)工資上升，在外溢效應(yīng)和擴(kuò)張效應(yīng)下相鄰地區(qū)制造業(yè)的工資差距縮小。

綜觀已有文獻(xiàn)，較少研究關(guān)注產(chǎn)業(yè)集聚收入分配效應(yīng)，也較少考慮政府參與經(jīng)濟(jì)程度在產(chǎn)業(yè)集聚收入分配效應(yīng)中的作用。因此，本文從理論層面系統(tǒng)分析產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)收入分配的影響，利用2000-2015年中國31個(gè)省、市、自治區(qū)的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用固定效應(yīng)的廣義矩估計(jì)和面板門檻估計(jì)，實(shí)證研究產(chǎn)業(yè)集聚的收入分配效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚有利于縮小收入分配差距，且存在地區(qū)性差異和階段性特征，當(dāng)政府參與經(jīng)濟(jì)程度處于合理區(qū)間時(shí)，產(chǎn)業(yè)集聚的收入分配效應(yīng)最為顯著。

二 理論設(shè)定與產(chǎn)業(yè)集聚的收入分配機(jī)制分析

(一)理論設(shè)定

最終產(chǎn)品部門在某一區(qū)域集聚，原因是該區(qū)域集聚中間產(chǎn)品部門，反之亦然(Krugman，1995[20]；Venables，1996[21])。借鑒Krugman(1995)[20]的中心-外圍模型，構(gòu)建理論模型分析產(chǎn)業(yè)集聚的收入分配效應(yīng)。

假設(shè)經(jīng)濟(jì)體存在兩個(gè)區(qū)域，區(qū)域1和區(qū)域2。經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)有兩個(gè)部門，農(nóng)業(yè)部門(A)和制造業(yè)部門(M)。假設(shè)區(qū)域1為產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)，集聚所有中間產(chǎn)品部門和最終產(chǎn)品部門；區(qū)域2為非產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)，中間產(chǎn)品來自區(qū)域1。中間產(chǎn)品部門在規(guī)模報(bào)酬遞增和壟斷競(jìng)爭(zhēng)的條件下進(jìn)行生產(chǎn)，而最終產(chǎn)品部門則在規(guī)模報(bào)酬不變和完全競(jìng)爭(zhēng)的條件下進(jìn)行生產(chǎn)。

區(qū)域1和區(qū)域2的制造業(yè)部門投入勞動(dòng)和中間產(chǎn)品進(jìn)行生產(chǎn)，生產(chǎn)函數(shù)為柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)形式：

(1)

(2)

區(qū)域1和區(qū)域2的農(nóng)業(yè)部門投入勞動(dòng)和土地進(jìn)行生產(chǎn)，生產(chǎn)函數(shù)為柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)形式：

(3)

(4)

其中，LA表示農(nóng)業(yè)部門的勞動(dòng)投入量，T表示土地投入量，β表示土地的投入份額。

(二)機(jī)制分析

由于最終產(chǎn)品市場(chǎng)是完全競(jìng)爭(zhēng)且規(guī)模報(bào)酬不變，因此工資水平等于勞動(dòng)邊際產(chǎn)出。區(qū)域1城鄉(xiāng)居民工資水平分別為：

(5)

(6)

區(qū)域2城鄉(xiāng)居民工資水平分別為：

(7)

(8)

由式(5)和式(6)，產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)域1的城鄉(xiāng)工資收入差距為：

(9)

由式(7)和式(8)，產(chǎn)業(yè)不集聚區(qū)域2的城鄉(xiāng)工資收入差距為：

(10)

由式(9)和式(10)，產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)域1和產(chǎn)業(yè)不集聚區(qū)域2的城鄉(xiāng)工資收入差距比為：

(11)

假設(shè)經(jīng)濟(jì)中每個(gè)人的偏好是相同的，每個(gè)地區(qū)消費(fèi)者效用函數(shù)用柯布-道格拉斯函數(shù)表示:

(12)

制造業(yè)部門和農(nóng)業(yè)部門的需求函數(shù)分別為：

將制造業(yè)部門和農(nóng)業(yè)部門的需求函數(shù)代入消費(fèi)者效用函數(shù)，則區(qū)域1和區(qū)域2的消費(fèi)者效用分別為：

(13)

(14)

因Y1>Y2，則有U1>U2。這意味著，產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)域1的消費(fèi)者效用高于產(chǎn)業(yè)不集聚區(qū)域2的消費(fèi)者效用。

上述理論分析表明，當(dāng)一個(gè)區(qū)域存在產(chǎn)業(yè)集聚時(shí)，運(yùn)輸成本優(yōu)勢(shì)使區(qū)域以較低的中間產(chǎn)品投入量生產(chǎn)更多的最終產(chǎn)品，產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)域的城鄉(xiāng)工資收入差距會(huì)縮小，消費(fèi)者的效用水平會(huì)提高；而當(dāng)一個(gè)區(qū)域不存在產(chǎn)業(yè)集聚時(shí)，運(yùn)輸成本過高將導(dǎo)致區(qū)域以較高的中間產(chǎn)品投入量生產(chǎn)較少的最終產(chǎn)品，相應(yīng)地，產(chǎn)業(yè)不集聚區(qū)域的城鄉(xiāng)工資收入差距較大，消費(fèi)者的效用水平較低?；谏鲜隼碚摲治觯岢鲅芯考僬f：產(chǎn)業(yè)集聚可改善收入分配狀況，即產(chǎn)業(yè)集聚降低城鄉(xiāng)居民收入差距，提高消費(fèi)者的效用水平，有效地發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚的收入分配效應(yīng)。

三 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)處理

(一)構(gòu)建實(shí)證模型

基于理論模型分析，利用面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用廣義矩估計(jì)和面板門檻估計(jì)等方法，實(shí)證檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)收入分配差距的影響，即探析產(chǎn)業(yè)集聚的收入分配效應(yīng)。構(gòu)建基準(zhǔn)模型，即模型一：

為研究產(chǎn)業(yè)集聚的收入分配效應(yīng)是否存在地區(qū)性差異，以D1西部地區(qū)作為基組，D2和D3表示東部地區(qū)和中部地區(qū)。在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上引入地區(qū)虛擬變量。即模型二：

其中，D2·γc和D3·γc分別為東部和中部地區(qū)虛擬變量與產(chǎn)業(yè)集聚的交互項(xiàng)。

為研究不同產(chǎn)業(yè)集聚程度對(duì)收入分配差距的影響是否存在顯著差異，依據(jù)Ellison et al.(2007)[2]的劃分標(biāo)準(zhǔn)，以D00表示產(chǎn)業(yè)低度集聚，作為分析的基組，D02和D05表示中度集聚和高度集聚。在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上引入產(chǎn)業(yè)集聚虛擬變量，以研究低度、中度、高度產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)收入分配差距的作用。即模型三：

其中，D02·γc和D05·γc分別為中度和高度產(chǎn)業(yè)集聚虛擬變量與產(chǎn)業(yè)集聚的交互項(xiàng)。

產(chǎn)業(yè)集聚可為地區(qū)帶來就業(yè)，增加居民的收入水平，但因政府參與經(jīng)濟(jì)程度的不同，產(chǎn)業(yè)集聚的收入分配效應(yīng)可能存在差異。因此，借鑒Hansen(1996[22]，2000[23])的面板門檻模型，以政府參與經(jīng)濟(jì)程度為門檻變量，產(chǎn)業(yè)集聚為依賴變量，深入分析產(chǎn)業(yè)集聚的收入分配效應(yīng)是否會(huì)因政府參與經(jīng)濟(jì)程度的不同而不同。雙重門檻模型設(shè)定為：

其中，δ1和δ2為模型設(shè)定的兩個(gè)門檻值。因此，雙重門檻模型又可以寫成：

(二)數(shù)據(jù)處理與說明

本文利用中國2000-2015年31個(gè)省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用廣義矩估計(jì)法和面板門檻模型估計(jì)法，采用STATA15.0計(jì)量軟件，實(shí)證分析產(chǎn)業(yè)集聚的收入分配效應(yīng)。

因變量：收入分配差距采用城鄉(xiāng)居民可支配收入比進(jìn)行衡量，城鄉(xiāng)居民可支配收入用以2000年為基期的城鄉(xiāng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。城鄉(xiāng)收入比越大，收入分配差距越大；反之，越小。

產(chǎn)業(yè)區(qū)域集聚系數(shù)γi是單個(gè)產(chǎn)業(yè)在一個(gè)區(qū)域的集聚程度，即：

本文借鑒Devereux et al.(1999)[24]的測(cè)算方法，以傳統(tǒng)制造業(yè)和先進(jìn)制造業(yè)作為大類產(chǎn)業(yè)，以化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)、化學(xué)纖維制造業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工制造業(yè)、有色金屬冶煉及壓延加工制造業(yè)、通用設(shè)備制造業(yè)、專業(yè)設(shè)備制造業(yè)、汽車制造業(yè)、鐵路、船舶、航空航天和其他運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)、電氣機(jī)械和器材設(shè)備制造業(yè)、通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)等10個(gè)行業(yè)作為小類產(chǎn)業(yè)，測(cè)算各省級(jí)區(qū)域的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒。

控制變量包括：居民消費(fèi)(cons)，采用居民消費(fèi)水平的對(duì)數(shù)衡量，居民消費(fèi)水平用以2000年為基期的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)平減后的實(shí)際量；投資(inv)，采用固定資本形成總額的對(duì)數(shù)形式衡量，固定資本形成總額使用以2000年為基期的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)平減后的實(shí)際量；地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(gdp)，采用地區(qū)生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)衡量，地區(qū)生產(chǎn)總值使用以2000年為基期的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)平減后的實(shí)際量，因收入分配與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的非線性關(guān)系，引入地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的二次項(xiàng)；對(duì)外開放程度(open)，用經(jīng)營單位所在地進(jìn)出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量；政府參與經(jīng)濟(jì)程度(gov)，采用財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量；為反映收入分配差距的變化是否存在時(shí)間趨勢(shì)，在模型中加入時(shí)間變量t。各變量數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒，描述性統(tǒng)計(jì)特征見表1。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征

四 實(shí)證結(jié)果解析

(一)基準(zhǔn)模型的實(shí)證結(jié)果及解釋

模型一的回歸結(jié)果(表2)表明，個(gè)體效應(yīng)均在1%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著，即模型一存在顯著的個(gè)體效應(yīng)；Hausman檢驗(yàn)在1%的水平顯著，說明固定效應(yīng)分析更為有效，但隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)結(jié)果差別很大，可能是因?yàn)楫a(chǎn)業(yè)集聚與成本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及經(jīng)濟(jì)外部性等因素有關(guān)，而基準(zhǔn)模型未控制這些因素，從而造成模型的內(nèi)生性問題。為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖趦?nèi)生性問題，選用滯后一期產(chǎn)業(yè)集聚和滯后一期投資作為工具變量，DM檢驗(yàn)和Hausman-Wu檢驗(yàn)均在1%的水平拒絕原假設(shè)，說明模型存在內(nèi)生性問題。因此，本文選用兩階段最小二乘法和廣義矩估計(jì)進(jìn)行實(shí)證分析，模型的不可識(shí)別檢驗(yàn)為28.073，顯著水平為1%，說明不存在識(shí)別不足問題；模型的過度識(shí)別檢驗(yàn)為0.219，P值明顯大于5%，說明所選的工具變量均是合理和有效的；弱工具檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量均小于10%顯著水平的臨界值，說明工具變量不存在弱工具問題。因內(nèi)生變量個(gè)數(shù)小于工具變量個(gè)數(shù)，廣義矩估計(jì)結(jié)果更為有效，本文以此結(jié)果(表2第5列)進(jìn)行分析及解釋。

表2 基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果

注：括號(hào)中數(shù)值為系數(shù)的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；*、**、***分別為10%、5%、1%的顯著性水平。

由基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果(表2)可知：產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響為-6.65，顯著水平為5%。產(chǎn)業(yè)集聚既需要高技能勞動(dòng)力又需要低技能勞動(dòng)力，特別是對(duì)生產(chǎn)一線勞動(dòng)力需求較大，為大量的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力提供就業(yè)機(jī)會(huì)，提高了居民的收入水平，縮小城鄉(xiāng)收入分配差距。居民消費(fèi)對(duì)城鄉(xiāng)收入分配差距的影響為負(fù)，但不顯著。消費(fèi)需求是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長最為重要的一種方式，但中國經(jīng)濟(jì)增長主要靠投資拉動(dòng)，消費(fèi)并未充分發(fā)揮拉動(dòng)作用，因此對(duì)居民收入水平的影響很小且不顯著。投資對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響顯著為正。各地區(qū)靠投資拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，而投資傾向于城鎮(zhèn)地區(qū)、第二三產(chǎn)業(yè)等領(lǐng)域以獲得較高較快的回報(bào)，而對(duì)農(nóng)村地區(qū)和第一產(chǎn)業(yè)的投資較少，導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距拉大。從gdp2項(xiàng)系數(shù)可以看出，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入差距存在“U型”關(guān)系，并非簡單的線性關(guān)系。這與中國典型的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、戶籍制度、土地制度、社會(huì)保障制度有關(guān)。對(duì)外開放程度對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響較小且不顯著，意味著中國對(duì)外開放尚未發(fā)揮其對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的作用。政府參與經(jīng)濟(jì)程度有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，顯著水平為5%。在市場(chǎng)機(jī)制發(fā)揮基礎(chǔ)性作用下，政府通過宏觀調(diào)控進(jìn)行政策引導(dǎo)，以縮小收入分配差距。經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，城鄉(xiāng)收入差距會(huì)隨時(shí)間的推移呈現(xiàn)縮小趨勢(shì)，顯著水平為1%。

在基準(zhǔn)模型廣義矩估計(jì)的基礎(chǔ)上，引入地區(qū)虛擬變量和產(chǎn)業(yè)集聚虛擬變量與產(chǎn)業(yè)集聚的交互項(xiàng)，探析產(chǎn)業(yè)集聚的收入分配效應(yīng)在地區(qū)間和產(chǎn)業(yè)集聚間是否存在差異性。估計(jì)結(jié)果見表3。

表3 引入交互項(xiàng)后的模型估計(jì)結(jié)果

(續(xù)上表)

變量模型一模型二模型三t-0.107***-0.127***-0.101***(0.038)(0.032)(0.036)F-Test10.48***11.58***9.87***

注：同表2。

由表3模型二可知：西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響為-30.685，顯著水平為5%。當(dāng)前，西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚水平呈整體下降趨勢(shì)，意味著城鄉(xiāng)收入差距有擴(kuò)大趨勢(shì)，且產(chǎn)業(yè)集聚水平下降對(duì)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的影響較大。東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響為-1.501，不顯著。東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚一直維持在較高水平，且整體變動(dòng)幅度很小，導(dǎo)致縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用較弱且不顯著，也說明當(dāng)產(chǎn)業(yè)集聚為高度集聚時(shí)，其縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用明顯下降。中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響為-25.969，顯著水平為1%。中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚呈快速上升趨勢(shì)，說明隨著產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展，當(dāng)?shù)鼐用窬蜆I(yè)增加，特別是農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的就業(yè)，進(jìn)而顯著縮小了城鄉(xiāng)收入差距。

由表3模型三可知：產(chǎn)業(yè)為低度集聚時(shí)，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響為-14.824，不顯著，說明產(chǎn)業(yè)集聚水平較低，帶動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和就業(yè)的能力有限，并不能顯著縮小城鄉(xiāng)收入分配差距。產(chǎn)業(yè)為中度集聚時(shí)，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)收入分配差距的影響為-11.612，顯著水平為1%，此時(shí)產(chǎn)業(yè)發(fā)展形成一定的規(guī)模，帶動(dòng)城鄉(xiāng)居民就業(yè)，從而顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距。中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)由低度集聚變?yōu)橹卸燃蹠r(shí)，提高產(chǎn)業(yè)集聚度有助于縮小城鄉(xiāng)收入分配差距。產(chǎn)業(yè)為高度集聚時(shí)，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響為-6.616，顯著水平為5%，說明產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展到高水平時(shí)，對(duì)縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用將會(huì)大幅度減弱。

綜上所述，產(chǎn)業(yè)集聚有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，且存在顯著的地區(qū)性差異。隨著產(chǎn)業(yè)集聚水平的提高，對(duì)縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用逐漸減弱，當(dāng)產(chǎn)業(yè)集聚為中度集聚時(shí)，其收入分配效應(yīng)最為顯著。

(二)門檻模型估計(jì)結(jié)果及解釋

表4 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著性水平。

圖1 門檻值識(shí)別圖

門檻值95%置信區(qū)間低門檻值0.131[0.131,0.136]高門檻值0.206[0.199,0.209]

依據(jù)政府參與經(jīng)濟(jì)程度的門檻值，將整體樣本區(qū)間分為三段，研究在不同的政府參與經(jīng)濟(jì)程度下，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的異質(zhì)性。由表6面板門檻模型估計(jì)結(jié)果可知：當(dāng)政府參與經(jīng)濟(jì)程度小于0.131時(shí)，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響為-3.415，但不顯著；當(dāng)政府參與經(jīng)濟(jì)程度介于0.131和0.206之間時(shí)，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響為-13.58，顯著水平為1%；當(dāng)政府參與經(jīng)濟(jì)程度大于0.206時(shí)，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響為-14.776，但不顯著。這說明，隨著政府參與經(jīng)濟(jì)程度的提高，在政府政策引導(dǎo)下產(chǎn)業(yè)集聚有利于城鄉(xiāng)收入差距的縮小，但并不是說政府參與經(jīng)濟(jì)程度越高，產(chǎn)業(yè)集聚的收入分配效應(yīng)越好。當(dāng)政府參與經(jīng)濟(jì)程度處于0.131和0.206之間時(shí)，產(chǎn)業(yè)集聚的收入分配效應(yīng)最為顯著。新時(shí)代下，應(yīng)發(fā)揮市場(chǎng)資源配置的基礎(chǔ)性作用，同時(shí)發(fā)揮政府的宏觀調(diào)控功能，為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和收入分配結(jié)構(gòu)調(diào)整提供政策導(dǎo)向，發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚縮小城鄉(xiāng)收入差距的顯著作用。

表6 面板門檻模型估計(jì)結(jié)果

(續(xù)上表)

變量模型(1)面板門檻模型inv0.184**0.361***(0.094)(0.124)gdp-1.607-2.996***(1.052)(1.104)gdp20.123*0.195***(0.066)(0.064)open-0.702***0.084(0.218)(0.191)gov -0.390-1.445(0.861)(1.058)t-0.133***-0.138***(0.033)(0.033)F-Test10.09***

注：同表4。

五 研究結(jié)論與政策建議

本文構(gòu)建理論模型系統(tǒng)分析產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)城鄉(xiāng)收入分配的影響，并利用2000-2015年31個(gè)省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用固定效應(yīng)的廣義矩估計(jì)，實(shí)證研究產(chǎn)業(yè)集聚的收入分配效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，以政府參與經(jīng)濟(jì)程度作為門檻變量，運(yùn)用面板門檻模型研究在不同的政府參與經(jīng)濟(jì)程度下產(chǎn)業(yè)集聚的收入分配效應(yīng)會(huì)發(fā)生怎樣的變化。結(jié)果表明：首先，產(chǎn)業(yè)集聚有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，且存在明顯的地區(qū)性差異和階段性特征，當(dāng)產(chǎn)業(yè)集聚為中度集聚時(shí)，產(chǎn)業(yè)集聚的收入分配效應(yīng)最為顯著；其次，不同的政府參與經(jīng)濟(jì)程度下，產(chǎn)業(yè)集聚的收入分配效應(yīng)遞增，但存在政府參與經(jīng)濟(jì)程度的適度區(qū)間，當(dāng)政府參與經(jīng)濟(jì)程度介于0.131和0.206之間時(shí)，產(chǎn)業(yè)集聚才會(huì)顯著地縮小城鄉(xiāng)收入差距。

基于此，提出以下幾點(diǎn)建議。第一，依據(jù)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和區(qū)位優(yōu)勢(shì)，合理規(guī)劃產(chǎn)業(yè)發(fā)展，以調(diào)整和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)多元化，發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)就業(yè)的拉動(dòng)作用，縮小城鄉(xiāng)收入分配差距。第二，大力推動(dòng)結(jié)構(gòu)性改革，特別是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和收入分配結(jié)構(gòu)，轉(zhuǎn)變結(jié)構(gòu)性錯(cuò)配的狀況，以產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈發(fā)展模式促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚，依靠集約型的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)逐漸合理化和高度化。在產(chǎn)業(yè)集聚過程中，注重產(chǎn)業(yè)集聚的地區(qū)性差異和集聚度差異，最大程度地發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚的收入分配效應(yīng)。第三，減少政府的行政干預(yù)，發(fā)揮政府的政策導(dǎo)向作用和市場(chǎng)機(jī)制的自我調(diào)節(jié)作用，鼓勵(lì)創(chuàng)新。放寬對(duì)民營企業(yè)的限制和管制，以超預(yù)期的力度實(shí)施減稅政策，以縮小城鄉(xiāng)收入分配差距。第四，繼續(xù)深化市場(chǎng)化改革，尤其是戶籍制度、社保制度、土地制度，逐漸降低甚至消除要素自由流動(dòng)的限制，發(fā)揮市場(chǎng)在資源配置中的基礎(chǔ)性作用，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展。