■陳作成，劉 越，鄭榮清

一、引言

伴隨中國經濟持續(xù)增長和經濟開放水平不斷提高，城鄉(xiāng)居民的收入水平呈現(xiàn)出不斷上升趨勢。2020年，我國居民人均可支配收入為32188.8 元，其中城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為43834元，相比于1978年的343.4元，實際增長近128 倍；農村居民人均可支配收入從1978年的133.6 元增長到2020年的17131 元，實際增長近128 倍。盡管城鄉(xiāng)居民收入水平呈現(xiàn)不斷提高的趨勢，但目前我國發(fā)展不平衡不充分、城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展和收入差距較大等問題依舊十分嚴峻。改革開放40年來城鄉(xiāng)收入比值呈現(xiàn)出先上升后下降的趨勢，2020年城鄉(xiāng)收入差距僅僅只是縮小到改革開放初期水平，城鄉(xiāng)收入差距較大問題依舊普遍存在于經濟發(fā)展的各個階段。

可見，經濟高速發(fā)展以及經濟開放水平不斷提高的背后同樣也隱藏了城鄉(xiāng)發(fā)展非均衡、收入差距較大等結構性扭曲。由此不禁引起深思，新發(fā)展階段下經濟開放會如何影響城鄉(xiāng)收入差距呢？應采取何種措施緩解甚至縮小城鄉(xiāng)收入差距呢？這不僅是現(xiàn)階段我國面臨的嚴峻現(xiàn)實挑戰(zhàn)以及學術界急需研究的重大課題，也是本文研究動機所在。

二、文獻綜述

經濟開放作為城鄉(xiāng)收入差距變動的重要影響因素，國內外學者就兩者關系做了大量的理論分析與實證研究，卻一直存有爭議。部分學者認為經濟開放會擴大收入差距。以Krugman（2008）為代表的國際貿易領域學者認為美國與發(fā)展中國家的貿易開放會拉大美國國內的收入差距。Zakaria&Fida（2016）認為自由貿易政策加劇了樣本國家的收入不平等。Agusalim &Pohan（2018）以印度尼西亞為研究對象發(fā)現(xiàn)從長期來看，貿易開放并未表現(xiàn)出能夠改善收入不平等問題的顯著效果。也有諸多學者提出了相反的觀點，Tee et al.（2017）基于庫茲涅茨曲線的開放性概念通過實證分析發(fā)現(xiàn)，貿易開放有利于減少發(fā)展中國家的收入不平等，并提出政策制定者應準確預測貿易開放程度擴大所帶來的潛在不利影響，使得貿易開放能有益于各國。此外，還有學者認為二者之間的關系是非線性的抑或是不確定的。Khan&Nawaz（2019）基于跨國面板數(shù)據(jù)研究對外貿易與外商直接投資對收入差距的影響，研究結果表明對外貿易和外商直接投資均對收入差距產生了影響，且前者對收入差距產生倒“U”型影響。Mahler et al.（2016）從貿易和直接投資兩個方面去衡量經濟開放程度，發(fā)現(xiàn)貿易或投資開放與收入差距之間幾乎沒有顯著關系，經濟全球化也并不是解釋西方國家收入差距的重要因素。

就國內研究而言，經濟開放與城鄉(xiāng)收入差距的關系也未能形成一致的觀點。部分研究支持“擴大”的觀點，如王少瑾（2007）以城鄉(xiāng)收入差距來衡量收入不平等，研究發(fā)現(xiàn)貿易開放與外商直接投資均會擴大我國收入差距，該結論也得到了張懿（2017）、李強（2019）等諸多學者研究的支持。同時也有研究支持“縮小”的觀點，袁冬梅等（2011）發(fā)現(xiàn)提高貿易開放水平有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，且外資流入也能對城鄉(xiāng)收入差距起到顯著的緩和作用。經濟開放不僅會對不同國家的收入差距產生影響，對一國不同區(qū)域間的收入差距影響程度也存在顯著差異。張小溪和劉同山（2020）指出總體來說貿易與投資開放對我國城鄉(xiāng)收入差距存在縮小效應，引入地區(qū)差異后投資開放對東、中、西部地區(qū)收入差距影響出現(xiàn)明顯分化現(xiàn)象。此外，魏浩和耿園（2015）發(fā)現(xiàn)對外貿易的發(fā)展會顯著影響我國城鄉(xiāng)收入差距，影響呈現(xiàn)出先降后升的“U”型變化趨勢，且會因不同階段或不同地區(qū)產生顯著差異，其影響程度與方向并非是確定，可能呈現(xiàn)動態(tài)變化的特征。周超等（2017）通過構建空間滯后模型和門檻面板模型研究發(fā)現(xiàn)投資開放與城鄉(xiāng)收入差距存在著非線性空間關系。

上述研究為本文提供了堅實的理論基礎與實證參考，但大都從對外開放（貿易開放或投資開放）的單一視角深究其對城鄉(xiāng)收入差距的影響，僅考慮不同國家或區(qū)域之間經濟開放對收入差距的影響，較少從多維度展開研究。鑒于此，本文研究創(chuàng)新在于：第一，基于我國省級面板數(shù)據(jù)從國際開放、省際開放及省內開放的三個層面構建經濟開放評價體系，試圖從多維度評價我國經濟開放水平，并就其對城鄉(xiāng)收入差距的影響進行實證分析。第二，基于不同空間權重矩陣下我國各省份經濟開放程度與城鄉(xiāng)收入差距的空間分布特征，通過構建空間面板計量模型實證分析了經濟開放與城鄉(xiāng)收入差距之間是否存在空間溢出效應，還考慮了地區(qū)異質性影響，這對我國實施因地制宜的經濟開放政策提供了理論參考。第三，實證檢驗了經濟“三重”開放與城鄉(xiāng)收入差距間可能存在的門檻效應，更深入地探究了二者之間的內在聯(lián)系。

三、理論模型與研究假說

考慮到經濟開放能夠在一定程度上通過就業(yè)效應、技術外溢效應、經濟增長效應及收入分配效應等作用路徑影響城鄉(xiāng)收入差距，因而本文基于已有的理論研究將經濟開放引入城鄉(xiāng)二元經濟模型來深入分析經濟開放對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

假定整個經濟分為城鎮(zhèn)和農村兩個部門，勞動力分為城市勞動力和農村勞動力；勞動力能夠在市場中自由流動，勞動力報酬（W）取決于勞動力市場的供求關系；經濟開放能夠為城鎮(zhèn)和農村兩部門帶來就業(yè)規(guī)模的變化，兩部門就業(yè)規(guī)模之比為L/L。本文將經濟開放作為一個變量納入城鄉(xiāng)二元經濟模型中，根據(jù)城鎮(zhèn)和農村兩部門就業(yè)規(guī)模比構建經濟開放水平（OPEN）的函數(shù)。

目前我國城鎮(zhèn)勞動力與農村勞動力尚未進入勞動力供給曲線向后彎曲的階段，即勞動供給量會隨著工資水平的上升而減少，故采用第一階段的勞動供給曲線，根據(jù)城鄉(xiāng)二元收入方程得出如下兩類勞動收入的表達式：

其中，式（1）表示在勞動力市場處于均衡狀態(tài)下城鎮(zhèn)居民的收入水平（W）與城鎮(zhèn)勞動力就業(yè)規(guī)模（L）的關系；式（2）表示在勞動力市場處于均衡狀態(tài)下農村居民的收入水平（W）與農村勞動力就業(yè)規(guī)模（L）的關系。

由于我國固有的城鄉(xiāng)二元經濟結構特征，農村勞動力主要以非熟練勞動力為主，城市勞動力主要以熟練勞動力為主。經濟開放會使得資本、技術、勞動力等要素聚集在其偏好的產業(yè)領域，如資本密集型產業(yè)、勞動密集型產業(yè)抑或是技術密集型產業(yè)等，這在一定程度上會影響企業(yè)對城鎮(zhèn)勞動力和農村勞動力的派生需求，進而對不同類型勞動力的就業(yè)及收入分配產生影響，最終影響城鄉(xiāng)居民收入水平。假設經濟開放對城鎮(zhèn)勞動力與農村勞動力所創(chuàng)造的就業(yè)規(guī)模之比L/L=l，令l=l（OPEN），其中OPEN表示經濟開放水平，同理可得L=L（OPEN）。借鑒趙永平和徐盈之（2014）用城鄉(xiāng)居民收入的相對差距來定義城鄉(xiāng)收入差距，并將經濟開放這一影響因素納入理論模型分析可得：

對上式關于OPEN求導可得：

根據(jù)L/L=l可得：L=l（OPEN）L（OPEN），對其關于OPEN求導可得：

由此將式（4）簡化為式（5）：

由式（5）可知，經濟開放對城鄉(xiāng)收入差距的影響不僅取決于城鄉(xiāng)二元經濟結構中勞動力市場的供給曲線，還受到經濟開放對城鎮(zhèn)和農村勞動力的就業(yè)需求偏好影響。因此，需要分情況進行如下討論：

基于上述理論分析，提出研究假設：經濟開放會顯著影響城鄉(xiāng)收入差距，但影響方向不確定。

四、變量說明與模型設定

（一）指標選取

1.被解釋變量

選取城鄉(xiāng)居民人均可支配收入之比來衡量城鄉(xiāng)收入差距（GAP）。選取城鄉(xiāng)居民人均可支配收入之比作為被解釋變量，不僅能反映城鎮(zhèn)和農村居民收入差距的相對水平，還能描述城鄉(xiāng)收入來源的動態(tài)變化情況。

2.解釋變量

選取經濟開放度來衡量經濟開放水平（OPEN）。經濟開放度是衡量一國或地區(qū)經濟開放程度的綜合性指標，反映了本區(qū)域與區(qū)外經濟互動程度的高低。現(xiàn)階段我國所實行的開放政策涵蓋了國外開放與國內開放兩個方面，注重國際國內兩個市場實現(xiàn)有效的“雙循環(huán)”，即加強區(qū)外市場的開拓能力同時也要充分引入?yún)^(qū)外資源，為本區(qū)域注入新的發(fā)展動力?；诖?，借鑒孫敬水和林嘵煒（2016）的做法，從國際開放、省際開放和省內開放三個方面綜合評價經濟開放度。國際開放度是指通過貿易交往、引進外資和參與對外經濟活動等形式提升省域的對外開放水平，選取對外貿易依存度、對外投資依存度以及國際旅游依存度等3 個基礎指標來衡量；省際開放是指國內各省之間持續(xù)推進分工合作、要素自由流動和經濟交往，選取省際貿易依存度、省際投資依存度、省際技術依存度及區(qū)際分工等4個基礎指標來衡量；省內開放主要以深化省內市場為導向，打破省內各區(qū)之間阻礙經濟交流的市場準入限制，進而全面擴寬省域內市場化水平，選取省內商品市場活躍度、省內非國有經濟占比、省內公路網(wǎng)密度以及省內技術市場活躍度等4 個基礎指標來衡量。采用客觀賦權評價法中的熵值法來確定省域經濟開放度各基礎指標的權重。具體評價指標體系和權重見表1。

表1 經濟開放度綜合指標評價體系

3.控制變量

一是經濟發(fā)展水平（LNAGDP），用人均生產總值來衡量，并對原始數(shù)據(jù)取自然對數(shù)；二是產業(yè)結構（INS），用各省二、三產業(yè)增加值占地區(qū)生產總值的比重來衡量產業(yè)結構變遷情況；三是城鎮(zhèn)化水平（UR），用各省年末城鎮(zhèn)人口占常住總人口的比重來衡量；三是地方財政支出水平（FE），用各省政府財政支出占地區(qū)生產總值的比重來衡量；四是金融發(fā)展水平（FIR），參考劉玉光等（2013）用各省金融機構存貸款余額占地區(qū)生產總值的比重來衡量。

4.數(shù)據(jù)來源及說明

選取2000—2019年我國30 個省份（西藏自治區(qū)由于數(shù)據(jù)大量缺失，故舍去）的面板數(shù)據(jù)進行實證分析。原始數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國貿易外經統(tǒng)計年鑒》《中國固定資產投資統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》，分省統(tǒng)計年鑒、EPS 數(shù)據(jù)庫和中經網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。

（二）模型設定

1.空間權重矩陣的選擇

選取地理距離空間權重矩陣和經濟距離空間權重矩陣，既可以觀察基于不同空間權重矩陣下經濟開放對城鄉(xiāng)收入差距的空間關聯(lián)關系，又能對模型回歸結果進行對比分析，確保模型回歸結果的穩(wěn)健性。

地理距離空間權重矩陣記為W，它是基于區(qū)域間地理距離的測度方法，相比于鄰接矩陣能測度更遠空間單元之間的空間關系。

其中，d是根據(jù)經緯度坐標測算的省會城市之間的地理距離；i=1，2，…，n；j=1，2，…，n，下同。地理距離空間權重矩陣僅考慮到距離越近的省份聯(lián)系越密切這一定律，而沒有將經濟因素納入其中。因此，本文借鑒王永靜和李慧（2021）的做法，構建了包含經濟發(fā)展特征的經濟距離空間權重矩陣W，能夠很好地擬合我國地區(qū)經濟發(fā)展的現(xiàn)實狀況。其中W=W×E，矩陣E是主對角線元素為Y/Y的對角矩陣，Y表示第i 個省份的人均GDP 均值，Y 表示全國人均GDP均值。

2.空間面板計量模型的構建

考慮到經濟開放與城鄉(xiāng)收入差距的空間溢出特征，構建空間面板計量模型對其關系進行實證檢驗。空間面板計量模型的一般表達式如下：

其中，α表示公式截距項，y表示被解釋變量，ρ表示因變量空間自回歸系數(shù)，W 表示N×N的空間權重矩陣，x表示解釋變量，β表示解釋變量回歸系數(shù)，δ表示自變量空間自回歸系數(shù)，u表示隨機誤差項，τ表示空間誤差自回歸系數(shù)。

鑒于空間面板計量模型中包含空間滯后項，其回歸系數(shù)未能真實表示自變量對因變量的空間溢出效應，為避免空間效應檢驗結果出現(xiàn)偏誤，本文基于Pace 和Lesage（2009）的研究將解釋變量的空間效應分為直接效應、間接效應（溢出效應）以及總效應三個部分。具體計算方式如下：

其中，X′表示空間計量模型要決定的解釋變量，被解釋變量Y 對解釋變量X′求偏導得到如下矩陣：

式（9）中，直接效應反映了解釋變量對本地區(qū)被解釋變量造成的平均影響，間接效應反映了解釋變量對周邊地區(qū)被解釋變量造成的平均影響，總效應則是直接效應和間接效應之和，根據(jù)矩陣中所有元素的均值計算得出。

五、實證分析

（一）空間相關性檢驗

表2為2000—2019年我國30個省份基于地理距離空間權重矩陣、經濟距離空間權重矩陣計算得到的經濟開放度與城鄉(xiāng)收入差距的全局Moran’s I指數(shù)結果。由表2可知，經濟開放度與城鄉(xiāng)收入差距的Moran’s I 指數(shù)均在5%的顯著性水平下顯著為正，說明我國各地區(qū)經濟開放度與城鄉(xiāng)收入差距均呈現(xiàn)出顯著的正向空間相關性。且發(fā)現(xiàn)采用地理距離空間權重矩陣計算的Moran’s I指數(shù)均大于采用經濟距離空間權重矩陣計算的Moran’s I 指數(shù)，表明相比于經濟發(fā)展狀況，地理距離因素加強了各區(qū)域經濟開放與城鄉(xiāng)收入差距的空間相關性。

表2 2000—2019年我國各省份經濟開放度與城鄉(xiāng)收入差距的全局Moran’s I指數(shù)

（二）空間計量模型的選擇

由表3可知，基于地理距離空間權重矩陣和經濟距離空間權重矩陣，LM 檢驗、LR 檢驗以及Wald檢驗均在1%的顯著性水平下顯著為正，表明選擇空間杜賓模型（SDM）更為合理；并且兩種空間權重矩陣下Hausman檢驗也均在1%顯著性水平下顯著為正，檢驗結果表明應當選擇固定效應模型。

（三）實證檢驗與分析

1.空間杜賓模型結果分析

根據(jù)模型選擇結果，選取空間杜賓模型（SDM）和固定效應模型對經濟開放與城鄉(xiāng)收入差距的空間效應進行實證分析，并考慮到2008年金融危機帶來的巨大沖擊會對區(qū)域間經貿往來產生影響，故以2008年為界將全樣本分為2000—2008年和2009—2019年兩個階段進行空間計量估計。表3 報告了基于地理距離和經濟距離空間權重矩陣的空間杜賓模型（SDM）的估計結果。

由表3估計結果可知，在地理距離空間權重矩陣和經濟距離空間權重矩陣下城鄉(xiāng)收入差距的空間自回歸系數(shù)（ρ）均在1%的顯著性水平下顯著為正，說明我國省域城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)出顯著的空間集聚特性，選擇空間杜賓模型進行回歸估計是合理的。不同空間權重矩陣下的估計結果一致，說明本文的結論是穩(wěn)健的。從全樣本估計結果看，列（1）和列（4）核心解釋變量經濟開放的系數(shù)分別為-1.169和-1.108，均在1%的顯著性水平下顯著為負。表明從長期看經濟開放可以顯著縮小我國城鄉(xiāng)收入差距，且經濟開放水平高的省份城鄉(xiāng)收入差距相對較小，經濟開放已然成為我國解決城鄉(xiāng)收入差距的重要突破口。一國或地區(qū)在擴大經濟開放的過程中會出現(xiàn)貿易與外資的溢出效應、就業(yè)效應等經濟效應，促使資本、勞動力、技術等要素在不同地區(qū)不同行業(yè)間進行雙向流動，農村剩余勞動為追求勞動報酬或就業(yè)機會勢必會出現(xiàn)由農村流向城鎮(zhèn)的現(xiàn)象，從而有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。從分階段估計結果看，基于W和W下2000—2008年經濟開放度的系數(shù)分別為1.029和0.758，均通過了10%的顯著性檢驗，表明處于該階段時經濟開放會擴大我國城鄉(xiāng)收入差距。但2009—2019年經濟開放的估計系數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著為負，其估計系數(shù)分別為-1.932和-1.880，表明處于該階段時經濟開放可以顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距。從短期來看，經濟開放對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在著顯著的階段性特征?？赡艿脑蚴牵?000—2008年經濟開放程度的擴大更多存在于經濟較為發(fā)達的城鎮(zhèn)，要素流動也存在偏向性，使得我國城鄉(xiāng)地區(qū)發(fā)展兩極分化，絕大多數(shù)農村剩余勞動力出現(xiàn)結構性失業(yè)，從而導致城鄉(xiāng)收入差距不斷擴大；而2008年全球金融危機過后，隨著我國逐漸深入經濟全球化浪潮，經濟發(fā)展水平以及開放程度大幅提高，開始追求質量而非數(shù)量，民生問題也成為重點關注對象，資金、技術等要素的雙向流動為農村勞動提供大量就業(yè)機會，推動了農村閑置要素生產率的提高，有助于提高農村居民收入水平，進而有效縮小城鄉(xiāng)收入差距。上述實證分析結果驗證了本文的研究假設，經濟開放將會顯著影響城鄉(xiāng)收入差距，但影響方向是不確定的。

表3 空間杜賓模型估計結果

從控制變量看，經濟發(fā)展與政府財政支出的全樣本估計系數(shù)均通過了1%的顯著性檢驗且顯著為負，說明經濟的快速發(fā)展以及政府財政支出結構的不斷優(yōu)化可以顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距。城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響也表現(xiàn)出明顯的階段性特征，城鎮(zhèn)化在2000—2008年的估計系數(shù)無論在W還是W下均顯著為正，說明2000—2008年城鎮(zhèn)化水平的提高會擴大城鄉(xiāng)收入差距。可能是由于流入城鎮(zhèn)地區(qū)的農村剩余勞動力因戶籍制度的限制無法享受與城市居民同等的基本公共服務，基于我國典型的城鄉(xiāng)二元結構背景下，強調“地”的城鎮(zhèn)化未能起到縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用；2009年后隨著各地區(qū)間不斷加強經濟聯(lián)系以及新型城鎮(zhèn)化概念的提出，我國更加注重“人”的城鎮(zhèn)化，各地方政府相繼發(fā)布了多項包括保障農村公共服務、解決“三農”問題等政策，使得進城農村居民享有同等的權利與福利，因而處于第二個時間段城鎮(zhèn)化發(fā)展縮小了城鄉(xiāng)收入差距。金融發(fā)展水平在全樣本回歸中估計系數(shù)均顯著為正，2000—2008年時間段估計系數(shù)均為正，但不顯著，2009—2019年時間段估計系數(shù)均顯著為正，說明金融發(fā)展水平會擴大區(qū)域城鄉(xiāng)差距。主要是因為我國金融資源在城鄉(xiāng)地區(qū)分配不均衡，農村金融市場與金融體制不完善，從而導致農村居民無法享受到金融服務和相應的投資回報，收入差距由此逐漸擴大。

2.空間效應分解

由于空間面板計量模型的自變量回歸系數(shù)不能完全解釋核心解釋變量對被解釋變量的影響，其中可能包含反饋效應。所以為更準確地識別空間效應，將空間杜賓模型的空間效應通過求偏導分解為直接效應和間接效應（溢出效應）兩個方面展開分析，具體空間效應分解結果如表4所示。

表4 空間效應分解結果

全樣本空間效應分解結果。從直接效應看，在W和W下經濟開放對城鄉(xiāng)收入差距的直接效應系數(shù)分別為-0.999和-0.962，估計系數(shù)分別在5%和1%的顯著水平下顯著為負。即經濟開放每提高1%，本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距會相應縮小0.999%和0.962%，說明經濟開放水平的提高能夠縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。從間接效應看，在W和W下經濟開放對城鄉(xiāng)收入差距的間接效應系數(shù)分別為-2.748和-2.433，估計系數(shù)均在5%顯著性水平下顯著為正。即經濟開放每提高1%，鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距會相應縮小2.748%和2.433%，表明經濟開放水平的提高也能夠縮小其鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。通過對比可以發(fā)現(xiàn)，無論在W還是W下，一個地區(qū)經濟開放對其鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距的縮小作用要大于本地區(qū)，表明一個地區(qū)擴大經濟開放程度對周邊地區(qū)改善城鄉(xiāng)收入差距問題的貢獻率更大。該結果可能是由于在擴大經濟開放的過程中，城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展是不平衡的，城市地區(qū)發(fā)展往往會優(yōu)先于農村地區(qū)。由此便會出現(xiàn)要素資源偏向于經濟發(fā)展較為發(fā)達鄰近地區(qū)，也更好地驗證了城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)“高—高”“低—低”聚集空間分布特征。

分階段空間效應分解結果。2000—2008年階段，經濟開放對本地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的直接效應系數(shù)分別為0.994 和0.752，估計系數(shù)均在1%顯著性水平下顯著為正，表明經濟開放會擴大城鄉(xiāng)收入差距，經濟開放對城鄉(xiāng)收入差距的間接效應系數(shù)為負，但結果不顯著；2009—2019年階段，在W和W下經濟開放對本地區(qū)及鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距的直接效應系數(shù)分別為-1.939 和-1.898，間接效應系數(shù)分別為-0.394和-0.645，所有估計系數(shù)均在5%顯著性水平下顯著為負，表明經濟開放對本地區(qū)及其鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距都起到顯著縮小的作用。綜上所述，經濟開放對區(qū)域城鄉(xiāng)收入差距的影響存在顯著的階段性特征，可能受到國家宏觀經濟政策及經濟結構調整的影響，不同時間段內經濟開放度對區(qū)域城鄉(xiāng)收入差距的影響是不同的，但從長期看，經濟開放起到了改善區(qū)域城鄉(xiāng)收入差距的作用。

分地區(qū)空間效應分解結果。受到地理位置、自然環(huán)境、國家開放政策等諸多因素的影響，要素流動呈現(xiàn)明顯的東中西階梯式深入特征，因而本文將全樣本分為東中西部三個地區(qū)，探討經濟開放對不同地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響，回歸結果如表5 所示。研究結果表明，經濟開放對城鄉(xiāng)收入差距的空間效應存在明顯的區(qū)域差異。具體而言，在W和W下中部和西部地區(qū)的空間效應均通過了10%的顯著性檢驗，但影響方向顯著不同。中部地區(qū)的空間效應均顯著為負，表明經濟開放會縮小西部地區(qū)及其鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，且經濟開放對西部地區(qū)鄰近地區(qū)的影響程度更大。西部地區(qū)的直接效應顯著為正，而間接效應顯著為負，表明經濟開放會擴大西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，卻會縮小其鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。這可能是由于西部地區(qū)地處偏遠、深居內陸，無論是貿易還是投資都處于擴張階段，且大都集中在大中城市工業(yè)或服務業(yè)，大多鄉(xiāng)縣地區(qū)所獲資源有限且存在激烈競爭，大部分農村剩余勞動力主要從事外地勞務獲取受益。在W下東部地區(qū)的直接效應通過了1%的顯著性檢驗，而間接效應不顯著，在W下東部地區(qū)的空間效應均通過了10%的顯著性檢驗，但結果均為正，表明經濟開放會擴大東部地區(qū)及其鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。東部地區(qū)存在這種現(xiàn)象主要是因為東部地區(qū)農村勞動者從事高端制造業(yè)或服務行業(yè)等領域中的非熟練技術性工作，依舊以勞動作為收入來源，在該地區(qū)并不具備收入優(yōu)勢。因而很難改變現(xiàn)有收入差距困境，而且受到國際經濟形勢及本國經濟戰(zhàn)略調整的影響，經濟開放對東部地區(qū)影響正逐步減弱。由分析結果可知，我國經濟開放對不同地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距存在非均衡影響。若要從根本上消除區(qū)域發(fā)展差距，需要各地區(qū)充分發(fā)揮自身比較優(yōu)勢，進一步提高經濟開放水平，合理利用經濟開放所帶來的勞動力、資本、技術等生產要素，增強東中西地區(qū)的雙向互動性和協(xié)同性，從整體上縮小區(qū)域發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距。

表5 分地區(qū)空間效應分解結果

六、門檻效應分析

（一）模型設定

借鑒周超等（2017）、董黎明和滿清龍（2017）的做法，選取經濟發(fā)展水平和地方財政支出水平作為門檻變量，設定如下門檻模型：

其中，LNAGDP、FE 為門檻變量；γ，γ，…，γ表示待估計的LNAGDP 門檻值；φ，φ，…，φ表示待估計的FE 門檻值；I（·）表示示性函數(shù)；CONTROL表示前述控制變量。

（二）檢驗結果分析

當門檻變量為經濟發(fā)展水平（LNAGDP）時，單一門檻通過了1%的顯著性檢驗，但雙重門檻檢驗不顯著，即存在經濟發(fā)展水平的單一門檻。當門檻變量為地方財政支出水平（FE）時，單一門檻通過了5%的顯著性檢驗，但雙重門檻檢驗不顯著，即存在地方財政支出的單一門檻。上述結果表明經濟開放與城鄉(xiāng)收入差距之間并非簡單遞增或遞減的線性關系。

門檻變量為經濟發(fā)展水平（LNAGDP）時，由表6可知，經濟發(fā)展水平的單一門檻對應的門檻值為9.989。當經濟發(fā)展水平小于9.989時，經濟開放對城鄉(xiāng)收入差距的估計系數(shù)為6.614，在1%的顯著性水平下顯著為正；當經濟發(fā)展水平大于9.989 時，經濟開放對城鄉(xiāng)收入差距的估計系數(shù)為-2.51，在10%的顯著性水平下顯著為負。表明經濟發(fā)展水平越高，經濟開放越能夠起到縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用。主要原因是一國或地區(qū)經濟發(fā)展水平處于不同階段時，其經濟開放水平、勞動力水平的不同會對城鄉(xiāng)收入差距產生不同程度的影響。當經濟發(fā)展水平較低時，經濟開放所吸收的外資、技術、勞動力等要素相對有限且存在激烈競爭，要素大都在城市地區(qū)流動，使得城市居民收入不斷提高，進而逐漸拉大城鄉(xiāng)收入差距。隨著經濟發(fā)展水平日漸提高，社會主要矛盾會發(fā)生轉變，政府轉而更加注重解決“民生”問題，期望農村居民能夠享受到與城鎮(zhèn)居民同等醫(yī)療服務、就業(yè)、教育等基本公共服務，所以經濟開放帶來的要素資源能夠更多地惠及農村偏遠地區(qū)，此時的經濟開放可以起到縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用。

門檻變量為地方財政支出水平（FE）時，由表6可知，地方財政支出水平的單一門檻對應的門檻值為0.146。當?shù)胤截斦С鏊叫∮?.146 時，經濟開放對城鄉(xiāng)收入差距的估計系數(shù)為-14.641，在1%的顯著性水平下顯著為負；當?shù)胤截斦С鏊酱笥?.146 時，經濟開放對城鄉(xiāng)收入差距的估計系數(shù)為-2.833，在1%的顯著性水平顯著為負。地方財政支出水平處于不同水平下經濟開放對城鄉(xiāng)收入差距的估計系數(shù)均顯著為負，但彈性大小顯著不同，且地方財政支出水平越高經濟開放對城鄉(xiāng)收入差距的縮小效應越弱。表明經濟開放對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在明顯的地方財政支出水平效應，地方財政支出水平不斷提高，經濟開放縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用卻在不斷減弱?？赡艿脑蚴俏覈青l(xiāng)收入差距盡管從2009年起呈現(xiàn)出不斷下降的趨勢，但仍存在明顯的“城鄉(xiāng)二元經濟”的結構特征，地方財政支出長期表現(xiàn)出“重城市，輕農村”的政策偏向，所以盲目地擴大地方財政支出的規(guī)模不僅不能起到縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用，反而還會加劇城鄉(xiāng)收入差距。盡管近幾年新型城鎮(zhèn)化愈加重視三農問題，但經濟開放的資源集聚還是會先集中于城鎮(zhèn)地區(qū)，地方財政支出水平與經濟開放政策不充分協(xié)調配合，最終會導致經濟開放縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用效應呈現(xiàn)出下降的趨勢。

表6 門檻值及參數(shù)估計

七、研究結論與建議

本文基于經濟“三重”開放視角，利用我國2000—2019年省際面板數(shù)據(jù)構建空間杜賓模型和門檻面板模型，實證分析了經濟開放對城鄉(xiāng)收入差距的影響。研究結果顯示：經濟開放和城鄉(xiāng)收入差距具有明顯的空間相關性，在空間分布上具有較強地理相關性和溢出特性?？臻g杜賓模型（SDM）估計結果顯示，在總體上經濟開放能夠縮小本地區(qū)及其鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，但存在顯著的階段性特征與區(qū)域差異。門檻面板模型估計結果顯示經濟開放對城鄉(xiāng)收入差距存在經濟發(fā)展水平與地方財政支出水平的門檻效應，表明經濟開放與城鄉(xiāng)收入差距之間存在非線性關系；伴隨經濟發(fā)展水平跨越門檻值，經濟開放對城鄉(xiāng)收入差距的作用效應由擴大變?yōu)榭s小；伴隨地方財政支出水平跨越門檻值，經濟開放縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用效應趨于下降。

基于上述研究結論，提出以下幾點建議：第一，持續(xù)推動雙向開放，完善我國對外開放的區(qū)域格局。充分利用東部地區(qū)優(yōu)勢，逐漸將對外貿易與投資重點轉向農村地區(qū)，提升農村勞動者熟練技能及信息技術應用能力。中部地區(qū)應發(fā)揮承東啟西的核心作用，積極推進“中歐班列”品牌國際效應，逐步完善交通物流等基礎設施建設，努力打造內陸開放型經濟高地。西部地區(qū)應充分利用其與東亞國家接壤的區(qū)位優(yōu)勢，擴大邊境加工貿易發(fā)展規(guī)模，抓緊“一帶一路”倡議發(fā)展機遇，積極主動加強與沿線國家的貿易投資合作。中西部地區(qū)應通力合作承接東部地區(qū)產業(yè)轉移，提升由東向中西部地區(qū)貿易投資開放的深度和廣度，逐漸縮小東、中、西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距。第二，擴大要素市場開放程度，促進勞動力、技術、資金、信息等要素的雙向流動。通過不斷加強對外經貿投資合作，放寬資源流動限制措施，推進優(yōu)質要素流向欠發(fā)達地區(qū)，鼓勵經濟較為發(fā)達地區(qū)的勞動密集型產業(yè)向欠發(fā)達地區(qū)轉移。同時加速推進高素質人才流向欠發(fā)達鄉(xiāng)縣地區(qū)，提升當?shù)氐图寄軇趧恿?，推進農村剩余力轉向勞動密集型產業(yè)，農村熟練勞動力可以向發(fā)達地區(qū)轉移從事高附加值行業(yè)，改善就業(yè)現(xiàn)狀的同時促進欠發(fā)達地區(qū)產業(yè)結構升級，持續(xù)推動要素在省際省內的雙向流動，實現(xiàn)各類要素效用最大化。第三，調整城鄉(xiāng)財政支出結構，實現(xiàn)城鄉(xiāng)共享均等福利?？紤]城鄉(xiāng)經濟發(fā)展及產業(yè)結構差異，增加農村傾向的地方財政支出。根據(jù)各地經濟政策，調整投入農村地區(qū)的財政支出結構，做到省際省內財政資源分配的合理公平。完善農村社會保障機制，不斷縮小城鄉(xiāng)公共服務差距，推動城鄉(xiāng)基礎設施一體化的發(fā)展，著重解決農村地區(qū)的民生短板問題，進一步縮小城鄉(xiāng)收入差距。