柳曉明，張紫潔

(淮北師范大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，安徽 淮北 235000)

一、引言

習(xí)近平總書記在慶祝中國共產(chǎn)黨成立100周年大會上的重要講話中強調(diào)，在新的征程上“推動人的全面發(fā)展、全體人民共同富裕取得更為明顯的實質(zhì)性進(jìn)展”。[1]如期實現(xiàn)這一偉大目標(biāo)，需要有效解決不同群體特別是城鄉(xiāng)居民收入差距過大的問題。改革開放四十多年來，我國經(jīng)濟實力日益增強，居民收入水平大幅提升。與此同時，城鄉(xiāng)居民之間的收入差距也不斷拉大。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入從2000年的6 280元增加到2020年的43 834元，同期農(nóng)村居民人均純收入從2 253元增至17 131元，城鄉(xiāng)收入之比為2.56，兩者之間的差距處于較高水平。如果考慮到城鎮(zhèn)居民享有的更為優(yōu)質(zhì)的醫(yī)療、教育和其他公共福利設(shè)施，兩者生活水平差距更大。在經(jīng)濟全球化進(jìn)程不斷加快和國際資本頻繁流動的背景下，吸引外商直接投資(FDI)作為欠發(fā)達(dá)地區(qū)資本形成的重要途徑，也是其提升經(jīng)濟發(fā)展水平的重要方式。從實際效果來看，F(xiàn)DI能有效促進(jìn)經(jīng)濟增長并增加就業(yè)機會，從而提升居民整體收入水平。但與此同時，是否也導(dǎo)致不均衡發(fā)展并造成東道國城鄉(xiāng)收入差距的擴大？

對此問題，學(xué)者們依據(jù)不同理論與方法得出的結(jié)論大相徑庭。一是認(rèn)為FDI縮小了城鄉(xiāng)收入差距。Muhammad和NaveedAamir的研究表明，農(nóng)村能夠從FDI的流入中獲得比城市更多的利益，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距。[2]分析結(jié)果顯示，F(xiàn)DI的流入能夠抑制城鄉(xiāng)收入差距的擴大趨勢，也是縮小城鄉(xiāng)收入差距的內(nèi)生性變量(周娟和張廣勝；[3]劉渝琳等；[4]劉興華[5])。二是提出FDI會導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距的擴大?；诿绹?、墨西哥和委內(nèi)瑞拉三國的實證研究，發(fā)現(xiàn)通過提高東道國人均工資，F(xiàn)DI有效擴大了民間的收入差距(Aitken、Harrison和Lipsey)。[6]外商投資還可能通過國際貿(mào)易傳導(dǎo)促進(jìn)城鄉(xiāng)收入差距增大，[7]交通基礎(chǔ)設(shè)施則會加強外商直接投資對城鄉(xiāng)收入差距的擴大效應(yīng)。[7]此外，F(xiàn)DI通過促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，可能間接擴大城鄉(xiāng)居民收入差距。[8]與FDI密切關(guān)聯(lián)的貿(mào)易自由化、人力資本效應(yīng)的非均衡性，也擴大了城鄉(xiāng)收入差距。[9]三是FDI與城鄉(xiāng)收入差距之間呈現(xiàn)倒U形關(guān)系。研究表明，外資企業(yè)的技術(shù)外溢效應(yīng)最終導(dǎo)致FDI對城鄉(xiāng)收入差距的影響呈現(xiàn)倒U形關(guān)系，城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢，[10]當(dāng)FDI占GDP比重為3%左右時到達(dá)曲線的頂點。[11]從空間溢出效應(yīng)和門檻特征出發(fā)，實證結(jié)果表明FDI與城鄉(xiāng)收入差距是非線性的空間關(guān)系。[12]

盡管技術(shù)進(jìn)步提升居民收入水平的有效性已在學(xué)界達(dá)成共識，但其對城鄉(xiāng)收入差距的影響仍存在爭議?？紤]中國城鄉(xiāng)要素積累的差異化，劉鳳良和易信發(fā)現(xiàn)資本偏向型技術(shù)進(jìn)步不利于中國城鄉(xiāng)收入差距的縮小。[13]李景睿等的研究表明，技術(shù)進(jìn)步與城鄉(xiāng)收入差距在不同時間呈現(xiàn)出來的更多的是一種倒“U”型關(guān)系。[14]基于省際面板數(shù)據(jù)的分析表明，技能流動差距強化城鄉(xiāng)之間技能分布格局，進(jìn)而間接擴大城鄉(xiāng)收入差距。[15]隨著時間因素、空間因素以及控制變量的逐步引入，技術(shù)進(jìn)步能夠顯著地抑制城鄉(xiāng)收入差距擴大，而城鄉(xiāng)收入差距的縮小又能夠促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，二者是一種交替反作用關(guān)系。[16]借助不變替代彈性生產(chǎn)函數(shù)和有向無環(huán)圖法，分析結(jié)果表明外資研發(fā)嵌入有效地抑制了城鄉(xiāng)收入差距。[17]

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)或者探討技術(shù)進(jìn)步與城鄉(xiāng)收入差距，或者分析FDI與城鄉(xiāng)居民收入差距之間的相關(guān)性，而將三者結(jié)合起來置于同一個分析框架的研究較為薄弱。此外，實證分析多是圍繞全國層面或者具體某個省份進(jìn)行分析，沒有就代表性區(qū)域的整體狀況進(jìn)行研究。鑒于此，本文以中部地區(qū)為例，基于技術(shù)進(jìn)步視角探討欠發(fā)達(dá)地區(qū)在吸引外資助推經(jīng)濟增長過程中，外商直接投資對收入差距的影響。2021年7月，《中共中央 國務(wù)院關(guān)于新時代推動中部地區(qū)高質(zhì)量發(fā)展的意見》頒布實施，要求中部地區(qū)在增強城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展協(xié)調(diào)性，提升基本公共服務(wù)保障水平以及推動內(nèi)陸高水平開放等方面取得更大成效。[18]在此背景下，以中部地區(qū)為例，深入探討FDI、技術(shù)進(jìn)步及城鄉(xiāng)收入差距三者之間的關(guān)系，具有重要的理論意義與實踐價值。

二、FDI、技術(shù)進(jìn)步與城鄉(xiāng)收入差距相關(guān)性的理論分析

(一)FDI、技術(shù)進(jìn)步對城鄉(xiāng)收入差距的影響機制

投資者根據(jù)自身優(yōu)勢與要素價格、相關(guān)政策等因素，結(jié)合東道國的經(jīng)濟與社會發(fā)展?fàn)顩r，更偏好于投向經(jīng)濟較為活躍、交通便利與市場規(guī)模較大的區(qū)域。技術(shù)水平較高的城市勞動力成為更加稀缺的資源，投資者也傾向于支付更高報酬，在此情形下容易擴大城鄉(xiāng)居民的收入差距。一方面，F(xiàn)DI通過技術(shù)外溢會影響所在地區(qū)貿(mào)易結(jié)構(gòu)，而當(dāng)?shù)卣咭矔S著外資的進(jìn)入而有所調(diào)整，城鄉(xiāng)居民收入狀況也會發(fā)生變化。隨著發(fā)達(dá)地區(qū)勞動力等要素價格的上升以及產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的客觀需求，F(xiàn)DI也逐漸轉(zhuǎn)向相對不發(fā)達(dá)地區(qū)。外資的流入會提供更多的就業(yè)機會，提升農(nóng)村居民的經(jīng)濟收入，農(nóng)村地區(qū)大量非技術(shù)勞動力得以獲得二、三產(chǎn)業(yè)的工作崗位及更高報酬，有利于提高部分農(nóng)村勞動力收入水平。

另一方面，由于工、農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步涉及的內(nèi)容不同，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步更多以高產(chǎn)育種技術(shù)為主，而工業(yè)技術(shù)創(chuàng)新則既有導(dǎo)致成本下降的工藝創(chuàng)新，也包括能夠創(chuàng)造需求的產(chǎn)品創(chuàng)新，導(dǎo)致技術(shù)進(jìn)步對工業(yè)品需求的影響程度大于對農(nóng)產(chǎn)品需求的影響程度。如果農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步率低于工業(yè)技術(shù)進(jìn)步率，技術(shù)進(jìn)步會對城鄉(xiāng)收入差距的擴大起促進(jìn)作用。從長期來看，由于技術(shù)進(jìn)步可以加速知識的傳播，從城市開始的技術(shù)進(jìn)步可以溢出至鄉(xiāng)村地區(qū)，有利于促進(jìn)農(nóng)村各類經(jīng)濟主體掌握知識和技術(shù)，進(jìn)而可以通過技術(shù)應(yīng)用提高農(nóng)村生產(chǎn)效率與收入水平。因此，就長期而言，技術(shù)進(jìn)步有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。兩種因素綜合考慮，在短期和中期內(nèi)，技術(shù)進(jìn)步可能會加劇城鄉(xiāng)收入差距，但在長期內(nèi)會縮小這種差距。

(二)理論模型設(shè)定

20世紀(jì)50年代，Kuznets圍繞居民收入分配提出的假說及相應(yīng)理論分析，[19]成為城鄉(xiāng)居民收入差距實證研究的基本模型與分析起點。此后，沈毅俊和潘申彪實際利用外商投資額、進(jìn)出口總額和人均GDP等作為解釋變量先后引入庫茲涅茨基本模型。[20]為進(jìn)一步探究城鄉(xiāng)收入差距和FDI的相關(guān)性，還應(yīng)考慮金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化水平、技術(shù)進(jìn)步和外商直接投資等指標(biāo)。由于FDI與城鄉(xiāng)居民收入之間的相關(guān)性可能存在多種模式，F(xiàn)DI的平方項如果能夠通過顯著性檢驗，則在研究FDI與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系問題時，在引入重要控制變量的同時還應(yīng)引入FDI的平方項，用于檢驗FDI與城鄉(xiāng)居民收入差距之間是否存在著倒U型關(guān)系。此外，為厘清和深入探討FDI在技術(shù)進(jìn)步的作用下對城鄉(xiāng)收入差距的影響，F(xiàn)DI與技術(shù)進(jìn)步的交互項在分析過程中也應(yīng)納入模型之中。

為此，本文在梳理現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上建立柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)作為理論模型，函數(shù)形式為：

Y=f(L，K)=A(t)LαKβμ

(1)

其中，Y表示總產(chǎn)值，A(t)表示某個時間t的技術(shù)水平，L表示勞動的投入量，K代表資本的投入量，α表示勞動產(chǎn)出的彈性系數(shù)，β是資本產(chǎn)出的彈性系數(shù)，μ是隨機干擾項。當(dāng)勞動的邊際收益與邊際成本相等時，工資等于勞動的邊際產(chǎn)出，[21]于是得到：

(2)

兩邊同時取對數(shù)，可以得到：

lnW=lnA+(α-1)lnL+βlnK+lnμ

(3)

基于上文分析，選用FDI、FDI平方項、技術(shù)進(jìn)步以及FDI與技術(shù)進(jìn)步的交互項作為核心解釋變量，并引入經(jīng)濟增長、城市化水平、金融發(fā)展和貿(mào)易開放度等指標(biāo)作為控制變量，最終構(gòu)建以下計量模型：

Ingap=β0+β1lnfdiit+β2ln(fdiit)2+β3lntecit+β4lnfdiit*tecit+β5pgdpit+β6urbit+β7finit+β8eximit+μit

(4)

其中，i表示橫截面，即中部六個省份；t為時期，代表研究所涉及的時間區(qū)間。μ是橫截面在時期t中的隨機擾動項，βk為各項系數(shù)(其中，k=0，1，2，…，8)。

三、中部六省城鄉(xiāng)收入差距及衡量指標(biāo)選擇

(一)中部六省城鄉(xiāng)居民收入差距發(fā)展?fàn)顩r

圖1為2001-2019年中部六省城鄉(xiāng)居民收入情況?？梢钥闯?，在城鄉(xiāng)居民收入水平不斷提升的同時，城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)拉大，無論是絕對值還是相對水平都位于較高水平。從發(fā)展趨勢來看，城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)先升后降的態(tài)勢，表明在多種因素共同作用下，城鄉(xiāng)收入差距問題在一定程度上得到改善。但是這種改善是否和FDI以及技術(shù)進(jìn)步存在關(guān)聯(lián)，需要進(jìn)一步分析。

圖1 2001—2019年中部六省城鄉(xiāng)收入差距狀況

(二)城鄉(xiāng)收入差距的衡量指標(biāo)

相關(guān)文獻(xiàn)中，基尼系數(shù)、城鄉(xiāng)居民收入比值和泰爾指數(shù)等三個指標(biāo)用于對收入差距的測量。囿于統(tǒng)計數(shù)據(jù)，部分省份的基尼系數(shù)無法精確計算，因此在選擇解釋變量時主要考慮城鄉(xiāng)居民收入比值和泰爾指數(shù)。城鄉(xiāng)居民收入比值用城鎮(zhèn)居民可支配收入與農(nóng)村居民純收入之比來表示，泰爾指數(shù)的計算公式如下：

(5)

Theili,t表示第i個地區(qū)第t年的泰爾指數(shù)，Pi表示第i個地區(qū)的總收入，Zi表示第i個地區(qū)總的人口數(shù)量，j=1表示城市，j=2為農(nóng)村。

通過對比2001—2019年中部六省的泰爾指數(shù)和城鄉(xiāng)收入差距的變化趨勢(見圖2)，可以看出兩者的變化趨勢基本趨同。由于我國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)特征較為明顯，不同地區(qū)人口結(jié)構(gòu)差距較大，在衡量城鄉(xiāng)收入時必須考慮到人口規(guī)模的作用。參考闞大學(xué)和羅良文的研究，[17]解釋變量選擇城鄉(xiāng)居民收入之比，同時在控制變量選擇中加入城市化水平，以衡量城鄉(xiāng)人口數(shù)量與結(jié)構(gòu)的影響。

圖2 2001-2019年城鄉(xiāng)居民收入比和泰爾指數(shù)的變化趨勢

(三)指標(biāo)選擇

1.變量的選取與說明

城鄉(xiāng)收入差距(Ingap)：被解釋變量。根據(jù)上述指標(biāo)對比分析，用各省城鎮(zhèn)居民可支配收入與農(nóng)村居民純收入之比來衡量。該指標(biāo)值越大，表明城鄉(xiāng)居民之間收入差距越大。

外商直接投資水平(FDI)：核心解釋變量。參考冉光和和魯釗陽的研究，[22]用實際利用外資額來表示，為保證數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性，將其取對數(shù)處理。

技術(shù)進(jìn)步(Tec)：核心解釋變量。我國經(jīng)濟邁入高質(zhì)量發(fā)展的新階段，技術(shù)創(chuàng)新、技術(shù)轉(zhuǎn)移以及技術(shù)擴散等成為經(jīng)濟增長的主要方式。考慮數(shù)據(jù)可得性與有效性，采用技術(shù)市場成交額作為衡量指標(biāo)。

外商直接投資在技術(shù)進(jìn)步的影響下的交互作用(FDI*Tec)：核心解釋變量。選用各地區(qū)的實際利用外資額乘以技術(shù)市場成交額表示，反映外商直接投資在技術(shù)進(jìn)步的作用下對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

經(jīng)濟增長(Pgdp)：控制變量。該指標(biāo)反映一個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平，以相應(yīng)年份人均國內(nèi)生產(chǎn)總值作為衡量指標(biāo)。

城市化水平(Urb)：控制變量。采用城鎮(zhèn)人口數(shù)占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬?，一般而言城市化水平越高，吸收農(nóng)村剩余勞動力數(shù)量越多，越有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

金融發(fā)展水平(Fin)：控制變量。借鑒孫永強、[23]楊友才[24]等的分析，選取金融機構(gòu)各項貸款年末余額與地區(qū)生產(chǎn)總值之比作為衡量金融發(fā)展水平指標(biāo)。

貿(mào)易開放度(Exim)：控制變量。用進(jìn)出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比表示，根據(jù)斯托爾帕-薩繆爾森定理，[25]發(fā)展中國家的對外貿(mào)易有利于增加非技能勞動力的相對需求，縮小城鄉(xiāng)收入差距。

四、數(shù)據(jù)檢驗與模型選擇

(一)數(shù)據(jù)來源、處理及變量描述

由于受疫情影響，2020及2021年中部六省的經(jīng)濟發(fā)展數(shù)據(jù)變動較大，對分析結(jié)果的科學(xué)性與可靠性產(chǎn)生一定影響，為此，本文選擇的樣本空間為2001—2019年，原始數(shù)據(jù)來自相關(guān)年份各省統(tǒng)計年鑒。在保證面板數(shù)據(jù)穩(wěn)定性的前提下，為最大限度消除異方差，將外商直接投資、技術(shù)進(jìn)步、經(jīng)濟增長等指標(biāo)值進(jìn)行對數(shù)化處理，變量的統(tǒng)計性描述如表1所示。

表1 變量的統(tǒng)計性描述

(二)面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

為避免產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象，對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，以此判定面板數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性。為使結(jié)果更具科學(xué)性，同時采用LLC檢驗、Breitung檢驗、IPS檢驗、ADF檢驗以及PP檢驗等方法對變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。表2給出了分析結(jié)果，表明各種檢驗方法均拒絕變量數(shù)據(jù)存在單位根的原假設(shè)，判定各變量均平穩(wěn)。

表2 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

(三)模型類型的選擇

在進(jìn)行面板數(shù)據(jù)分析之前，要確定合適的模型形式。首先使用F檢驗確定選擇混合回歸模型還是固定效應(yīng)模型，F(xiàn)統(tǒng)計量構(gòu)造為：

(6)

表3 F檢驗結(jié)果

表4 Hausman 檢驗結(jié)果

五、模型估計與分析結(jié)果

(一)模型估計

本文運用stata16.0軟件進(jìn)行實證分析，為更好觀察各控制變量對回歸結(jié)果的影響以及提高回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性和可靠性，采用逐步加入控制變量的方式(見表5)。

表5 FDI對城鄉(xiāng)收入差距的面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

另外，分別采用固定效應(yīng)與隨機效應(yīng)進(jìn)行估計，結(jié)果與上文檢驗一致，表明固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機效應(yīng)模型結(jié)果。因而，最終計量模型選擇固定效應(yīng)模型，具體如表6所示。

表6 不同效應(yīng)模型下FDI對城鄉(xiāng)收入差距計量結(jié)果

(二)各變量系數(shù)及經(jīng)濟學(xué)含義

根據(jù)以上計量分析與統(tǒng)計檢驗，可以得到如下結(jié)果：

lngap=1.064 5lnfdiit-0.070 5ln(fdiit)2+0.070 2lntecit-0.007 2lnfdi*tec+0.229 9pgdpit-0.026 3urbit+0.242 2finit+0.358 2eximit-1.976 1

1.解釋變量的系數(shù)大小及含義

(1)β1=1.064 5，β2=-0.070 5。一次項系數(shù)β1的符號為正，二次項系數(shù)β2的符號為負(fù)，且都在1%的水平下通過了顯著性檢驗，表明中部六省的FDI與城鄉(xiāng)收入差距存在著倒U型關(guān)系。具體來說，在經(jīng)濟最發(fā)達(dá)的和最落后的省份，城鄉(xiāng)收入差距小，而在經(jīng)濟發(fā)展處于中等水平的省份，城鄉(xiāng)收入差距反而較大。進(jìn)一步挖掘模型中系數(shù)的含義，基于二階偏導(dǎo)數(shù)等于0，可以得出倒U型曲線頂點所對應(yīng)的臨界點FDI額度為 647萬元，是FDI影響城鄉(xiāng)收入差距由擴大逐步轉(zhuǎn)變?yōu)榭s小的標(biāo)志。

(2)β3=0.070 2。技術(shù)進(jìn)步的系數(shù)β3的符號為正，說明欠發(fā)達(dá)地區(qū)技術(shù)進(jìn)步在一定程度上可能會拉大收入差距。技術(shù)進(jìn)步水平每提升1%，則城鄉(xiāng)收入差距將會擴大0.07%。這是因為技術(shù)創(chuàng)新會導(dǎo)致從業(yè)人員生產(chǎn)率的變化，拉大不同員工之間的收入差距。與農(nóng)村人口相比，在城市中就業(yè)的人員更容易接受新技術(shù)，可以更快提高收入水平，從而擴大城鄉(xiāng)收入差距。

(3)β4=-0.007 2。FDI與技術(shù)進(jìn)步的交互項β4的符號為負(fù)，反映外商投資在技術(shù)進(jìn)步的作用下促進(jìn)城鄉(xiāng)收入差距的縮小，對比其單獨作用于城鄉(xiāng)收入差距而言，說明FDI與技術(shù)進(jìn)步對城鄉(xiāng)收入差距的正面影響大于FDI對城鄉(xiāng)收入差距影響以及技術(shù)進(jìn)步對城鄉(xiāng)收入差距不利影響。在兩者的共同作用下，其每提升1%，城鄉(xiāng)收入差距將縮小0.007 2%。

2.控制變量的系數(shù)大小及含義

(1)β5=0.229 9。經(jīng)濟增長的系數(shù)β5的符號為正，表明經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)居民收入差距存在正向影響。經(jīng)濟增長每提高1%，使得城鄉(xiāng)居民收入差距提高0.2299%。究其原因，投資是拉動我國經(jīng)濟增長的重要要素，但全社會固定資產(chǎn)投資更偏向于城鎮(zhèn)投資。在固定資產(chǎn)投資不斷增加的情況下，城鄉(xiāng)收入差距會進(jìn)一步拉大。

(2)β6=-0.026 3。這一結(jié)果顯示城市化水平的提高縮小城鄉(xiāng)收入的差距。這是因為城市化水平越高，該市吸納農(nóng)村剩余勞動力的數(shù)量也越多。一方面增加了城市勞動力供給，降低了城市的均衡工資水平，另一方面，減少農(nóng)村勞動力的供給，提升了農(nóng)村工資均衡水平，因而達(dá)到縮小城鄉(xiāng)收入差距的效果。

(3)β7=0.242 2。金融發(fā)展的系數(shù)β7的符號為正，意味著金融發(fā)展每提升1%，則城鄉(xiāng)收入之間的差距會擴大0.2706%。從目前金融市場發(fā)展情況來看，資本在金融市場中偏好信用度更高的城市高收入人群，低收入群體則會面臨較高的門檻，因而對城鄉(xiāng)收入水平造成不同影響。

(4)β8=0.358 2。貿(mào)易開放度的回歸系數(shù)β8為正值且顯著，這表明進(jìn)出口總額與GDP比值的增加會擴大城鄉(xiāng)收入差距，該計量結(jié)果與斯托爾泊—薩繆爾森定理的分析結(jié)果存在差異，表明中部六省進(jìn)出口水平提升在一定程度上不利于城鄉(xiāng)收入差距的縮小。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為檢驗估計結(jié)果是否存在偏差，參考孟美俠等人[26]的研究，運用變量替代法來確保實證結(jié)果的穩(wěn)定性和可靠性。

對城鄉(xiāng)收入差距用泰爾指數(shù)來衡量，用Theil來表示，該指標(biāo)可以更加精準(zhǔn)地反映城鄉(xiāng)收入差距中城鄉(xiāng)人口數(shù)量的變化情況。同時，重新對技術(shù)進(jìn)步進(jìn)行了定義度量，考慮到主要通過技術(shù)創(chuàng)新、技術(shù)轉(zhuǎn)移以及技術(shù)擴散等途徑來推動經(jīng)濟增長，本文采用技術(shù)市場成交額作為衡量技術(shù)進(jìn)步的指標(biāo)。

表7為穩(wěn)健性檢驗的分析結(jié)果，可以看出Fdi對城鄉(xiāng)收入差距替代變量的估計系數(shù)仍然顯著且為正，F(xiàn)di2的估計系數(shù)顯著為負(fù)，F(xiàn)di在技術(shù)進(jìn)步的作用下對城鄉(xiāng)收入差距的估計系數(shù)顯著且為負(fù)。此外，替換技術(shù)進(jìn)步的衡量指標(biāo)后，該模型的估計結(jié)果仍然與本文模型的實證結(jié)果一致，表明該模型分析結(jié)果穩(wěn)健、可靠。

表7 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果一覽表

六、研究結(jié)論與政策建議

(一)研究結(jié)論

基于2001—2019年中部地區(qū)六省的面板數(shù)據(jù)，實證分析了欠發(fā)達(dá)地區(qū)FDI、技術(shù)進(jìn)步以及FDI與技術(shù)進(jìn)步交互項對城鄉(xiāng)收入差距的影響，得出如下結(jié)論：

一是FDI與城鄉(xiāng)收入差距之間呈現(xiàn)倒U型關(guān)系。FDI的一次項擴大城鄉(xiāng)收入差距，而FDI的平方項縮小城鄉(xiāng)收入差距，說明外商的資金投入隨著中部六省發(fā)達(dá)地區(qū)政策優(yōu)勢的提升、技術(shù)進(jìn)步與外貿(mào)結(jié)構(gòu)的改變轉(zhuǎn)移至原本不發(fā)達(dá)的地區(qū)。目前中部六省已經(jīng)跨越了拐點，邁入高質(zhì)量發(fā)展的新階段，從追求經(jīng)濟的高速發(fā)展轉(zhuǎn)變?yōu)樽非蟪青l(xiāng)收入結(jié)構(gòu)合理化。

二是技術(shù)進(jìn)步為城鄉(xiāng)收入差距拉大的原因之一。改革開放以來，我國通過外部引進(jìn)與自力更生相結(jié)合，技術(shù)水平得到大幅提升，生產(chǎn)力水平不斷提高。而城市從業(yè)人員從中受益更大，可以更快提高收入水平。技術(shù)進(jìn)步引起城鄉(xiāng)資本邊際生產(chǎn)率的差異和不同群體收入水平的變動，導(dǎo)致了城鄉(xiāng)生產(chǎn)力不平衡和城鄉(xiāng)收入差距的擴大。

三是FDI在技術(shù)進(jìn)步的作用下縮小城鄉(xiāng)收入差距。在核心解釋變量不變的情況下，逐步加入控制變量，結(jié)果表明城市化水平的提升對城鄉(xiāng)收入差距的縮小有促進(jìn)作用。而金融發(fā)展、技術(shù)進(jìn)步、經(jīng)濟增長和經(jīng)濟開放度的提升則可能擴大城鄉(xiāng)收入的差距。

(二)政策建議

第一，增強技術(shù)創(chuàng)新的溢出效應(yīng)。在直接增加科技支出的基礎(chǔ)上，通過產(chǎn)業(yè)集聚等方式促進(jìn)知識外溢。積極提高農(nóng)村居民的人力資本水平，實現(xiàn)城鄉(xiāng)居民在物質(zhì)資本積累、人力資本積累等方面的均等化和公平化。將縮小城鄉(xiāng)技術(shù)進(jìn)步差距作為縮小城鄉(xiāng)收入差距的重要方向，一方面大力從國外引入先進(jìn)的農(nóng)業(yè)技術(shù)，另一方面提高農(nóng)村勞動力的素養(yǎng)技能。[22]

第二，引導(dǎo)外資企業(yè)加大對農(nóng)業(yè)的投資力度。進(jìn)一步改善農(nóng)村地區(qū)投資環(huán)境、提高開放水平，完善分配政策，實現(xiàn)資本、勞動力等生產(chǎn)要素的城鄉(xiāng)雙向自由流動，在培養(yǎng)人才、吸引人才和留住人才的策略上創(chuàng)新，縮小城鄉(xiāng)之間的要素分配狀況的差距。

第三，完善農(nóng)村數(shù)字普惠金融體系。完善農(nóng)村金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，大力發(fā)展以技術(shù)驅(qū)動為特征的數(shù)字普惠金融，推動農(nóng)業(yè)政策性保險和信用擔(dān)保體系建設(shè)，構(gòu)建多元化金融產(chǎn)品體系，提升金融促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展和農(nóng)村居民收入的能力和水平。