■ 劉 帥

（中國人民銀行西寧中心支行 青海西寧 810001）

引 言

目前，中國經(jīng)濟處于轉型發(fā)展以及實施區(qū)域協(xié)調發(fā)展戰(zhàn)略的關口，國家層面提出要構建以國內(nèi)循環(huán)為主、國際循環(huán)為輔的雙循環(huán)發(fā)展新格局。在國內(nèi)層面，探究東、西部在統(tǒng)一的國內(nèi)大市場存在的差異以及分工合作的方向，有助于引導政策體系按客觀規(guī)律調整完善，突出東、西部自身的資源稟賦和比較優(yōu)勢，使生產(chǎn)、消費在國內(nèi)形成完整統(tǒng)一的大循環(huán)、大市場，實現(xiàn)收入分配的相對均衡。因此，研究東、西部產(chǎn)業(yè)結構變遷與收入不平等存在的差異具有現(xiàn)實意義。

關于產(chǎn)業(yè)結構變遷和收入不平等之間的關系研究，以往更多的是關注經(jīng)濟增長方面，近年來才對其進行更加深入的探討。國外的學者大都肯定了產(chǎn)業(yè)結構變遷和收入不平等之間存在的“倒U型”關系，認為在產(chǎn)業(yè)結構變遷的初期，經(jīng)濟增長會加劇收入的不平等，而到達某一臨界值后，收入差距才會縮小，其作用機制主要是勞動力要素的部門間 流 動（Kuznets，1955；Adelman and Morris，1973）。但也有學者認為產(chǎn)業(yè)結構變遷通過改變收入的功能性分配造成不平等改善（Sherm and Robinson，1976）。

國內(nèi)學者對于產(chǎn)業(yè)結構變遷與收入不平等的研究，主要體現(xiàn)在對國外成熟理論的具體應用。從作用機制看，主要是從要素流動的視角對這一問題進行分析，驗證“倒U型”效應是否存在（徐朝陽，2010；林毅夫等，2013）。從實證關系看，對產(chǎn)業(yè)結構變遷與收入差距的研究，存在兩種觀點：一是認為產(chǎn)業(yè)結構變動加劇了收入不平等（郭平等，2014）；二是認為從長期來看產(chǎn)業(yè)結構的變動有利于縮小收入差距（趙立文，2018）。這些研究并未區(qū)分產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化的作用差異，因此帶來了研究結論的分歧。從研究對象看，在研究產(chǎn)業(yè)結構變遷與收入不平等的關系時，主要是基于全國層面（吳萬宗等，2018），對于具體的區(qū)域研究相對較少，尤其對東、西部的研究更少。同時，對收入分配的選取對象，主要是城鄉(xiāng)收入差距（任元明等，2014；朱天星等，2020），對于東、西部內(nèi)部的收入分配研究也相對較少。

一、產(chǎn)業(yè)結構變遷與收入不平等的界定及東、西部特征比較

（一）概念界定

1.產(chǎn)業(yè)結構變遷。通常而言，在一個經(jīng)濟體中，產(chǎn)業(yè)結構變遷具有合理化和高級化兩個維度。產(chǎn)業(yè)結構合理化指的是產(chǎn)業(yè)間、產(chǎn)業(yè)結構與其他經(jīng)濟結構的契合水平。考慮到產(chǎn)業(yè)結構演進的差異，學術界一般使用泰爾指數(shù)進行構建，其公式為： ，其中TL代表產(chǎn)業(yè)結構合理化程度，Y代表產(chǎn)業(yè)增加值，L代表就業(yè)人數(shù)，所以Y/L便表示勞動生產(chǎn)率，i表示某一產(chǎn)業(yè)，n為產(chǎn)業(yè)總個數(shù)，通常來說，國民經(jīng)濟結構劃分為三次產(chǎn)業(yè)結構，所以n取3。Yi/Y是不同產(chǎn)業(yè)的權重，用某一產(chǎn)業(yè)的增加值占總增加值的比重表示。產(chǎn)業(yè)結構合理化最理想的狀態(tài)是經(jīng)濟處于均衡時，TL值等于0；任何偏離了0的數(shù)值均表示產(chǎn)業(yè)結構不合理，而TL值越大代表產(chǎn)業(yè)結構越不合理。

產(chǎn)業(yè)結構高級化是產(chǎn)業(yè)結構升級的一種度量，大致分為兩類：一類主要依據(jù)配第·克拉克定律用非農(nóng)產(chǎn)業(yè)增加值比重作為度量指標。另一類度量指標主要采用了第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比。以現(xiàn)代信息技術為代表的新興技術，對第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展帶來了巨大的技術形塑，制造業(yè)不再僅僅提供產(chǎn)品的交換價值，而是進一步創(chuàng)造產(chǎn)品服務和增值的使用價值，滿足更多的服務需求，工業(yè)化后期的經(jīng)濟服務化或制造業(yè)服務化特征明顯。因此，本文采用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比衡量產(chǎn)業(yè)結構高級化，以便更好地反映產(chǎn)業(yè)結構高級化的服務化發(fā)展方向。具體公式為： TS=Y3/ Y2，其中，TS代表產(chǎn)業(yè)結構高級化程度，Y3代表第三產(chǎn)業(yè)增加值，Y2代表第二產(chǎn)業(yè)增加值。TS數(shù)值越大，產(chǎn)業(yè)結構高級化水平越高，就意味著產(chǎn)業(yè)結構在向服務化的方向演進。

2.收入不平等。衡量收入不平等的方法以基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)、阿特金森指數(shù)和變異系數(shù)等為代表。由于基尼系數(shù)具有權威性高、適用面廣以及取值介于0~1之間的優(yōu)勢，故本文選取基尼系數(shù)作為收入不平等的度量指標。

對于基尼系數(shù)的具體測算公式采用田為民（2012）改進的公式：

其中，P為總人口，W為總收入，Wi為累積到第組的收入。上式避開了等分組這一難題，只按居民收入進行分組，若已知每組的人數(shù)和收入，就可以計算基尼系數(shù)。

利用上式可以直接計算出各省（市、區(qū)）城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民收入基尼系數(shù)，然后利用“分組加權法”計算出總體的居民收入基尼系數(shù)：

其中，Gc、Gr分別是城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)與農(nóng)村居民收入的基尼系數(shù)，Pc、Pr分別表示城鎮(zhèn)人口、農(nóng)村人口比重，Uc、Ur分別表示城鎮(zhèn)、農(nóng)村人均收入，u表示全省的人均收入?；嵯禂?shù)越大，表示不平等程度越高。

（二）東、西部產(chǎn)業(yè)結構變遷、收入不平等的特征

1.產(chǎn)業(yè)結構合理化的特征。圖1顯示，從變化趨勢上看，東部地區(qū)和西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構合理化水平都經(jīng)歷了先下降再上升再下降的過程①由于產(chǎn)業(yè)結構合理化是反向指標，所以合理化水平的下降其含義是產(chǎn)業(yè)結構合理化程度提高，若依據(jù)含義解釋，此處的變化過程也可表述為產(chǎn)業(yè)結構合理化程度經(jīng)歷了先提高再下降再提高的過程。，基本上反映出產(chǎn)業(yè)結構合理化經(jīng)歷了前期以工業(yè)化為主發(fā)展階段和近期的去工業(yè)化發(fā)展階段。同時，目前東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構合理化水平明顯高于西部地區(qū)，并且東部地區(qū)合理化速度也快于西部地區(qū)，說明東部現(xiàn)階段處于去工業(yè)化發(fā)展過程，而西部地區(qū)主要在承接東部的產(chǎn)業(yè)轉移處于工業(yè)化發(fā)展過程，因此表現(xiàn)出西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構合理化對東部地區(qū)的追趕。隨著合理化程度逐步提升，東、西部產(chǎn)業(yè)結構合理化水平會達到收斂。

圖1 東、西部產(chǎn)業(yè)結構合理化水平的變化趨勢（1978~2019年）② 數(shù)據(jù)來源：《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》以及2010-2019年的各省份統(tǒng)計年鑒。其中，根據(jù)中國國家統(tǒng)計局劃分標準，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南等10?。ㄊ校晃鞑康貐^(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆等12?。ㄊ校?。因此，這里的產(chǎn)業(yè)結構合理化水平表示的是東、西部地區(qū)各省份加總的平均水平，下同。

2.產(chǎn)業(yè)結構高級化的特征。圖2所示，從變化趨勢來看，東部地區(qū)和西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構高級化均呈現(xiàn)波動上升趨勢，基本反映產(chǎn)業(yè)結構逐漸趨于高級化。同時，目前東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構高級化水平明顯高于西部地區(qū)，并且東部地區(qū)高級化速度也快于西部地區(qū)。反映出東部地區(qū)由工業(yè)化為主的發(fā)展階段轉向去工業(yè)化的發(fā)展階段，因西部地區(qū)經(jīng)歷了對東部地區(qū)的追趕階段轉向以工業(yè)化為主、兼顧服務化的發(fā)展階段。

圖2 東、西部產(chǎn)業(yè)結構高級化水平的變化趨勢（1978~2019年）

3.東部、西部收入不平等的現(xiàn)狀及特征比較。

（1）東部收入不平等程度呈現(xiàn)出不斷上升趨勢。具體可以細分為三個階段：第一階段（1978~2003年）收入分配相對合理；第二階段（2004~2012）收入不平等緩慢上升；第三階段（2013~2019年）收入不平等加速上升。從數(shù)值看，2015年已達到0.5的水平，說明東部地區(qū)內(nèi)部存在收入不平等的問題③國際慣例把0.2以下視為收入絕對平均；0.2~0.3視為收入比較平均；0.3~0.4視為收入相對合理；0.4~0.5視為收入差距較大，當基尼系數(shù)達到0.5以上時，則表示收入懸殊。。

圖3 東、西部基尼系數(shù)和整體基尼系數(shù)的變化趨勢（1978~2019年）

（2）西部收入不平等程度也呈現(xiàn)出不斷上升趨勢，但與東部地區(qū)又存在差異。具體可以細分為兩個階段：第一階段（1978~2003年）收入分配相對合理；第二階段（2004~2019）收入不平等緩慢上升。

總的來看，改革開放以來，東、西部產(chǎn)業(yè)結構變遷契合我國產(chǎn)業(yè)結構演變整體情況，具有鮮明的階段性特征。同時，東部地區(qū)和西部地區(qū)內(nèi)部的收入不平等也基本上呈現(xiàn)出不斷擴大的事實，高度契合產(chǎn)業(yè)結構變遷趨勢。同時需要指出的是，產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化并不存在一致的變化趨勢，這為下文將兩者放在一起回歸，排除了多重共線性的影響。

二、模型、方法和數(shù)據(jù)

（一）計量模型設定與估計方法

本文利用1978~2019年東、西部22個?。ㄊ校┑拿姘鍞?shù)據(jù)分析產(chǎn)業(yè)結構變遷對收入不平等的區(qū)域差異，采用固定效應模型的理由是：（1）隨機效應模型主要針對的是樣本量較大的隨機抽樣，并且這些解釋變量不會隨時間變化。但是，本研究分析的是22個地區(qū)，個體較少，且主要的解釋變量都隨時間而改變，因此將個體效應視為固定效應較為合理；（2）由于固定效應容許非觀測效應與解釋變量任意相關，所以對于本文的研究來說，固定效應更為合適。據(jù)此將模型設定如下：

式（1）中i表示省（市、區(qū)），t表示時間，y表示收入不平等，lnTL、lnTS分別表示產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化衡量指標的對數(shù)值，u是誤差項，是地區(qū)固定效應。

為了避免控制變量選擇的隨意性，本文回避了控制變量的選用，借鑒干春暉等（2013）的做法，直接利用收入不平等與產(chǎn)業(yè)結構的交互項進行控制，計量模型變?yōu)椋?/p>

進一步對上式進行差分處理以消除非觀測效應，得到差分模型：

由于差分處理會導致差分模型的隨機擾動項的相關性，因此在估計時需要采用面板穩(wěn)健性標準差。同時由于回歸變量中出現(xiàn)了含有因變量的交互項，模型存在內(nèi)生性問題。針對這種情況，干春暉等（2013）將模型所有的解釋變量視為內(nèi)生，并以其滯后項和差分項作為工具變量進行廣義矩估計，但是這樣可能造成工具變量過度的問題，因此必須借助J檢驗計量，對工具變量進行過度識別。

（二）變量選取與數(shù)據(jù)說明

對于收入不平等的指標，采用上文基尼系數(shù)表示。產(chǎn)業(yè)結構變遷采用前文描述的泰爾指數(shù)和TS指數(shù)，所有數(shù)據(jù)資料均來自《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》以及2010~2019年的各省份統(tǒng)計年鑒，在計算過程中的個別缺失數(shù)據(jù)，通過移動平均法補齊。變量描述性統(tǒng)計見表1。

表1 主要變量統(tǒng)計性描述

（三）實證結果及分析

為了更為具體地分析東、西部之間的差異，本文將1978~2019年分為1978~1984年、1985~1991年、1992~2000年、2001~2009年、2010~2019年五個階段④這樣區(qū)分的主要依據(jù)來自政策、制度、環(huán)境等的變化，如1992年確立社會主義市場經(jīng)濟體制、2000年加入世貿(mào)組織及實施西部大開發(fā)、2008年全球金融危機等，以及保持區(qū)間年限的大致相同。。表2、表3中給出的Hansen檢驗值表明，工具變量不存在過度識別問題，估計結果是合理的。

表2 東部產(chǎn)業(yè)結構變遷對收入不平等的影響

表2的回歸結果顯示，東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化自身都具有收斂收入不平等的作用，但與其他影響因素交互作用時，均顯著擴大了收入不平等。若進一步分析，不同時期的作用則表現(xiàn)出較大的差異。

就產(chǎn)業(yè)結構合理化而言，其對收入不平等的影響呈現(xiàn)出兩個階段的差異：第一階段為1978~1991年，此時為負而也為負，表明產(chǎn)業(yè)結構合理化程度的提高（lnTL值的變?。觿∈杖氩黄降龋瑫r產(chǎn)業(yè)結構合理化和其他影響因素相互作用時對收入不平等存在擴大作用；第二階段為1992~2019年，此時為正而也為負，表明產(chǎn)業(yè)結構合理化程度的提高（lnTL值的變小）會縮小收入不平等，但與其他影響因素相互作用時對收入不平等存在擴大作用。

就產(chǎn)業(yè)結構高級化而言，其對收入不平等作用具有穩(wěn)定性。此時顯著為負而顯著為正，這意味著隨著產(chǎn)業(yè)結構高級化（lnTS）的推進對收入不平等存在抑制效應，但與其他影響因素的相互影響反而加劇了收入不平等。為了在模型中區(qū)別出產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化對收入不平等的綜合效應，需要在式（2）的基礎上對產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化求解偏導數(shù)，即：

偏效應的結果顯示，東部產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化均加劇了收入不平等。但產(chǎn)業(yè)結構高級化比合理化要高出1.85個單位，這意味著目前東部地區(qū)收入不平等的加劇主要來自于產(chǎn)業(yè)結構高級化。同時，可以看出產(chǎn)業(yè)結構合理化的擴大作用在逐年收斂，而高級化的擴大作用卻在不斷加劇。

值得注意的是，2000年前后高級化作用發(fā)生了變化，考慮到這一時期正是我國積極加入世貿(mào)組織的關鍵節(jié)點，因此在產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展上，表現(xiàn)出比較優(yōu)勢，使得產(chǎn)業(yè)結構高級化表現(xiàn)為縮小作用。另一方面，這一時期我國開始實施西部大開發(fā)，東部地區(qū)把勞動密集型的產(chǎn)業(yè)向西部轉移，自身去發(fā)展技術密集型的產(chǎn)業(yè)，從而帶來短期的收入分配收斂，但是這一過程并未一直持續(xù)下去。這說明若一味地推進高級化，相應的勞動力、資本、技術、金融市場和基礎設施等要素不能匹配，則會加劇收入不平等。

表3顯示，對于西部地區(qū)而言，產(chǎn)業(yè)結構合理化較為顯著地擴大了收入不平等，而高級化則縮小了收入不平等，與其他影響因素交互作用時，都表現(xiàn)出擴大了收入不平等，但是合理化不具有顯著性。同時，產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化的作用都存在時期波動。

表3 西部產(chǎn)業(yè)結構變遷對收入不平等的影響

具體來說，產(chǎn)業(yè)結構合理化在1978~1984年和2010~2019年兩個階段表現(xiàn)出收斂作用，但在1985~2009年的三個時期，對收入不平等具有擴大作用。產(chǎn)業(yè)結構高級化在1978~1984年和2001~2009年兩個階段表現(xiàn)為擴大作用，但在1985~1991年、1992~2000年、2010~2019年三個階段縮小了收入不平等。值得注意的是，近10年來，西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化都縮小了收入不平等。

從偏效應和交互作用來看，產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化都不存在穩(wěn)定的作用。具體而言，產(chǎn)業(yè)結構合理化在1985~1991年、1992~2000年兩個階段表現(xiàn)出縮小收入不平等的作用，但在1978~1984年、2001~2009年、2010~2019年等三個階段，體現(xiàn)了擴大作用。產(chǎn)業(yè)結構高級化在1978~1984年、2001~2009年兩個階段呈現(xiàn)出收斂效果，但在1985~1991年、1992~2000年和2010~2019年三個階段擴大了收入差距。

尚需進一步指出的是：第一，西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化都在2000年前后發(fā)生了明顯的遷躍。產(chǎn)業(yè)結構合理化從縮小作用變成擴大作用，高級化從擴大作用變成縮小作用，但高級化的縮小作用在2010~2019年期間并未持續(xù)，仍然表現(xiàn)為擴大作用，這說明西部地區(qū)在承接東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉移中，達到了短期升級產(chǎn)業(yè)結構的效果，使經(jīng)濟收入收斂。但由于存在產(chǎn)業(yè)結構變遷背離其經(jīng)濟發(fā)展階段的比較優(yōu)勢和資源稟賦，這一收入收斂并不能持續(xù)。第二，在所有時期，合理化和高級化在與其他影響因素交互作用時，都發(fā)生了相反的變化。但唯一例外的是，2000~2009年的產(chǎn)業(yè)結構合理化并未在與其他影響因素交互作用時發(fā)生變化，而是依然體現(xiàn)出合理化的擴大作用。交相證實了第一點的問題，西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構變遷是違背經(jīng)濟發(fā)展階段的，所以合理化依然是擴大了收入不平等，高級化的縮小作用也是不可持續(xù)的。

三、結論及政策建議

通過探討產(chǎn)業(yè)結構變遷對收入不平等的東、西部作用的差異，并利用1978~2019年的面板數(shù)據(jù)對這一問題進行分析。對上述的研究結果進行如下總結，并且在此基礎上提出相關政策建議。

（一）研究結論

從偏效應來看，東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化均加劇了收入不平等，但產(chǎn)業(yè)結構高級化的作用更大。西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構合理化縮小了收入不平等，高級化加劇了收入不平等，并且高級化的效應大于合理化?？傮w上來看，東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構變遷的偏效應大于西部地區(qū)。這一結果驗證了有關學者對目前東、西部收入差距收斂的不同看法，即區(qū)域發(fā)展政策將資源配置到地理劣勢地區(qū)，雖然縮小了地區(qū)間的收入差距，卻導致資源配置效率下降，使得東部地區(qū)生產(chǎn)成本上升，西部地區(qū)投資回報率下降和債務高企。

從交互作用看，東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化對收入不平等均存在穩(wěn)定的擴大作用；西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化對收入不平等的作用則表現(xiàn)出了較大的變動，其中合理化的作用不具有顯著性。

（二）政策建議

1.完善區(qū)域政策體系，發(fā)揮地區(qū)比較優(yōu)勢。一是制度層面需要進一步以新發(fā)展理念推進區(qū)域協(xié)調發(fā)展，注重以人均收入為代表的區(qū)域平衡發(fā)展；二是在加大對西部地區(qū)財政轉移力度的同時，應該加強對財政政策的效果和效率的評價，減少資源錯配和要素扭曲，培育西部地區(qū)的自主發(fā)展能力；三是東、西部要素稟賦和比較優(yōu)勢存在顯著差異，政策和政績評價上應加強對不同區(qū)域發(fā)展方式和產(chǎn)業(yè)結構變遷的合理、分類、有效的引導和評價，使當?shù)氐陌l(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構符合自身要素稟賦和比較優(yōu)勢，以及形成國家內(nèi)部統(tǒng)一的市場分工合作體系，減少市場分割以及人為不合理的干預。

2.推進“放管服”改革，理順政府與市場關系。在傳統(tǒng)的管理體系下，政府承擔了過多分配資源的功能，從而在一定程度上造成了資源浪費和市場機制的扭曲。尤其在產(chǎn)業(yè)政策方面，由于中央政府的產(chǎn)業(yè)政策具有全國的引導和支持效應，對于有著不同比較優(yōu)勢和要素稟賦的地方政府存在“引導陷阱”，使得有些產(chǎn)業(yè)政策并不能達到預期效果。因此，政府應該進一步做到簡政放權、放管結合，更多體現(xiàn)服務功能、平臺搭建功能、制度體系建設功能，優(yōu)化營商環(huán)境，降低企業(yè)的制度成本，從而營造良好的競爭環(huán)境。同時，地方政府在支持本地產(chǎn)業(yè)發(fā)展、規(guī)劃產(chǎn)業(yè)布局時，應對短期利益和長期利益做好取舍，避免經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構變遷的短視化行為，從而合理布局產(chǎn)業(yè)結構，使之能推動經(jīng)濟增長，實現(xiàn)收入均等。

3.推進要素市場化改革，引導要素合理流動。收入增加和產(chǎn)業(yè)結構變遷關鍵在于要素的合理配置和充分利用。除激發(fā)勞動力、資本、土地、企業(yè)家精神等傳統(tǒng)的生產(chǎn)要素外，同時應探索生態(tài)環(huán)境等新生產(chǎn)要素的市場化過程，為東、西部產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展和經(jīng)濟增長提供優(yōu)勢互補又相互競爭的要素集。具體而言，東部地區(qū)應進一步培育服務業(yè)（金融、法律等）、高新技術產(chǎn)業(yè)為代表的產(chǎn)業(yè)結構高級化發(fā)展方向，從而使之產(chǎn)業(yè)結構變遷能盡快實現(xiàn)對收入差距的收斂作用；對于受資源約束型的西部地區(qū)，要合理利用資源，發(fā)展生態(tài)經(jīng)濟、現(xiàn)代農(nóng)業(yè)以及旅游業(yè)等產(chǎn)業(yè)合理化方向，克服產(chǎn)業(yè)結構不合理的約束，盡快收斂收入不平等。