楊 揚 余壯雄 馮柏睿

一、引言

經(jīng)濟增長中伴隨出現(xiàn)的居民收入不平等問題幾乎是所有國家在經(jīng)濟發(fā)展過程中無法避免的問題。建國七十年，中國的經(jīng)濟發(fā)展取得了偉大成就；2020年，中國已全面建成小康社會，提前完成大規(guī)模減貧目標，實現(xiàn)了全社會的“帕累托改進”；但是，社會收入不平等的問題卻日益嚴峻，社會群體中相對貧困擴大(穆懷中，2020)，成為困擾當局政府的重大難題。近年來中國居民按收入五等份分組的變異系數(shù)呈現(xiàn)快速擴大的趨勢，收入差距的鴻溝不斷擴大。中央十八大報告和十九大報告都強調了收入分配的效率和公平問題，要攻克收入差距的問題還長路漫漫、任重而道遠。本文從出生地這一體現(xiàn)個體初始稟賦的角度剖析收入差距長期存在的成因、根源和機制,為更深層了解收入差距和相關政策制定具有重要意義。

除了收入差距，中國城市規(guī)模的兩級分化——大城市規(guī)模越來越大，小城市規(guī)模越來越小——也是中國經(jīng)濟高速增長過程中伴隨出現(xiàn)的典型事實。城市統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，隨著時間的推移，中國城市規(guī)模的差距在逐漸增大；中國城市常駐人口的變異系數(shù)在1995—2015年間呈現(xiàn)不斷擴大的趨勢，小城市的規(guī)模越來越小，而大城市的規(guī)模則越來越大；說明人口不斷由中小城市往大城市遷移，城市的規(guī)模呈現(xiàn)兩極化(1)2004—2019年間，中國的一線城市年平均新增人數(shù)均在36萬人以上，其中北京和上海近年因嚴控人口規(guī)模，由人口凈流入轉變?yōu)閮袅鞒觯幌啾戎拢?010—2019年間三線城市年平均新增人數(shù)為負1.14萬人。。相關文獻也證實了中國城市規(guī)模的分化現(xiàn)象，戚偉、劉盛和(2015)基于中國1990年、2000年和2010年的三輪人口普查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，特大和大城市的流動人口位序規(guī)模超前，其流動人口集聚能力持續(xù)提升，而中小城市的位序規(guī)模普遍滯后，且極化特征不斷增強；楊孟禹等(2018)采用1995—2013年城市夜間衛(wèi)星燈光的數(shù)據(jù)，同樣證實了中國城市規(guī)模兩級分化的現(xiàn)象。

表面看來，收入差距和城市規(guī)模分化是兩個看似關聯(lián)不大的問題，現(xiàn)有研究也主要從不同角度對它們進行獨立的分析。在對收入差距持續(xù)性的議題中，學者大多從個體家庭特征以及父母特征的代際傳遞的視角進行考察；而在城市規(guī)模分化的議題中，學者主要從位序-規(guī)模分布的視角以及城市空間競爭和政府城市戰(zhàn)略的宏觀角度探究。在城市規(guī)模與收入差距的相關研究中，現(xiàn)有文獻考察的重點為個體的現(xiàn)居城市規(guī)模與其收入之間的關系及其作用機制，鮮有考慮出生城市規(guī)模對個體收入的影響。需要強調的是，個體的現(xiàn)居城市規(guī)模與出生地城市規(guī)模對個體收入的影響看似相近，但經(jīng)濟學含義相去甚遠?，F(xiàn)居城市規(guī)模體現(xiàn)的是現(xiàn)居地的集聚效應、競爭效應和分類效應對個體收入的影響；而出生地城市規(guī)模主要體現(xiàn)了代際傳遞和初始稟賦對個人未來收入及遷移選擇的影響，這將直接作用于個人收入差距和城市規(guī)模分化。本文正是以出生地規(guī)模作為橋梁，從初始個人稟賦的角度對收入差距和城市規(guī)模分化進行解釋；具體而言，本文首先基于個體選擇的微觀機制，從出生地規(guī)模這一獨特的視角，綜合出生地規(guī)模對個體收入的時間效應、空間異化效應、代際傳遞效應和遷移效應，結合家庭特征和個體出生地特征，深究這一問題的“前因”和“后果”，解釋收入差距長期性和持久性的成因；然后，基于“家庭效用最大化選擇”的父輩對子女出生地的選擇，以及個體成年后根據(jù)出生地規(guī)模進行的遷移選擇，對城市規(guī)模分化的原因展開解釋。

本文采用中國勞動力動態(tài)調查數(shù)據(jù)(CLDS)考察出生地規(guī)模對收入差距和城市規(guī)模分布的影響，本文的實證結果表明，出生地作為個體的初始稟賦對個體未來收入存在顯著影響，出生地規(guī)模越大，個體的未來收入越高；這一效應伴隨個體在出生地的成長時長增強，并依據(jù)不同城市的特征產(chǎn)生空間異化效應。追溯出生地規(guī)模對個體收入的影響根源，出生地首先體現(xiàn)的是個體父輩的選擇，出生地對個體收入的影響結果部分體現(xiàn)了家庭的代際傳遞效應。實證結果表明父輩特征差異顯著影響出生地規(guī)模代際傳遞效應的強弱；另外，在改革開放之后接受高中教育的樣本，出生地規(guī)模效應明顯高于高中教育在改革開放前的樣本。討論出生地規(guī)模對個體收入的后續(xù)影響，實證結果表明，出生地會直接影響個體未來的遷移概率和遷移目標城市，進而通過個體的現(xiàn)居城市對個體收入產(chǎn)生間接影響；具體而言，出生地城市規(guī)模越大的個體遷移概率越大，且出生地城市規(guī)模越大的個體越趨向遷移到比出生地規(guī)模更大的城市。與此同時，本文發(fā)現(xiàn)遷移個體的遷移次數(shù)越多，出生地規(guī)模收入效應越高；這體現(xiàn)了給定的現(xiàn)居地下，遷移次數(shù)作為個體打破現(xiàn)狀的“努力”對其帶來的額外收入效應?；诔錾匾?guī)模對個體未來收入的正向促進效應和遷移努力所帶來的額外收入效應，以家庭效用最大化為目標的個體(無論個體是處于父母的角色還是對自身的擔當)總是趨于遷往規(guī)模更大的城市，這直接引起了城市規(guī)模分化的加劇。本文研究為收入差距持久存在的成因和城市規(guī)模分布提供了新的現(xiàn)實依據(jù)，并為相關政策制定提供啟示。

同時，本文還具有一定的理論價值。目前已有大量文獻(Rosenthal and Strange，2004； Eeckhout et al.，2014)考察了個體收入與其現(xiàn)居城市規(guī)模的因果關系，與上述文獻不同，本文考察的并非個體現(xiàn)居城市規(guī)模對個體收入的影響，而是體現(xiàn)了出生地規(guī)模對個體收入影響的長期性和持續(xù)性，為城市規(guī)模和個體收入的相關研究提供了新的視角。另外，在對城市規(guī)模-位序的研究中，理論模型對地區(qū)收入依賴的設定是缺失的，但本文證實了這一機制的存在性，這也為城市規(guī)模-位序的規(guī)律形成提供了新的現(xiàn)實依據(jù)。

文章后續(xù)的安排如下，第二部分為文獻綜述與假說提出，第三部分為模型設定和數(shù)據(jù)來源，第四、第五、第六和第七部分為具體的實證分析，第八部分為本文的結論和相關政策建議。具體而言，本文的實證分析主要包括四大主體，主體一為出生地規(guī)模對個體收入水平影響的基準回歸與穩(wěn)健性檢驗，主體二探究出生地規(guī)模對個體收入的時間效應和地區(qū)異化效應，主體三為代際傳遞效應的相關分析；主體一到主體三揭示了城市規(guī)模與收入差距的關系，分別對應本文第四、第五和第六部分內容。主體四為個體遷移選擇與城市規(guī)模的相關分析，對應第七部分內容。

二、文獻綜述與假說提出

目前已有大量文獻(Rosenthal and Strange，2004；Mion and Naticchioni，2006；Combes et al.，2008；Melo and Graham，2009；Addario and Vuri，2010； Behrens et al.，2014a；Eeckhout et al.，2014;Davis and Dingel，2020)考察了個體收入與其現(xiàn)居城市規(guī)模的因果關系，研究發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)居城市規(guī)模的擴大通過共享、匹配和學習的集聚效應(2)集聚效應通過共享、匹配和學習三大路徑對集聚區(qū)內的企業(yè)和勞動力產(chǎn)生正的外部性，進而提高個體的收入水平。(Rosenthal and Strange，2004)，選擇效應(3)大城市激烈的競爭和更高的生活成本對低技能勞動力的被動淘汰(Addario and Vuri，2010(4)選擇效應的研究發(fā)現(xiàn)大城市雖然提高了城市人口的創(chuàng)業(yè)意愿，但激烈的競爭卻減少了企業(yè)家的實際人口比例。)和分類效應(5)高低技能勞動力根據(jù)自身能力對居住城市的主動選擇。(Combes et al.，2008(6)Combes et al.(2008)使用城市內高技能勞動力的比例作為“分類效應”的代理變量，發(fā)現(xiàn)若控制勞動力主動選擇的分類效應，勞動力工資水平對城市規(guī)模的彈性由0.081下降到0.049，即“分類效應”可以解釋大城市工資優(yōu)勢的40%左右。； Behrens et al.，2014；Eeckhout et al.，2014；Davis and Dingel，2020)的三個渠道，顯著增加了個體的收入水平；基于中國經(jīng)驗的研究也得到了類似的結論(高虹，2014；彭樹宏，2016;李靜、李逸飛，2020)(7)高虹(2014)發(fā)現(xiàn)城市規(guī)模每上升1%，勞動力名義年收入和名義小時收入將分別上升約0.190%和0.189%；排除價格因素后，城市規(guī)模對實際收入的影響仍顯著為正。彭樹宏(2016)從大城市的工資溢價角度出發(fā)，發(fā)現(xiàn)中國100萬～500萬人口的大城市和500 萬以上人口的特大城市存在顯著的城市規(guī)模工資溢價，高低技能勞動力都會從城市規(guī)模的擴張中獲益；其中，生活成本差異和集聚效應是中國特大城市工資溢價的主要成因。。鑒于研究樣本和估計方法的差異，與小城市相比，大城市的工資溢價在1%到12%之間。與此同時，學者們也發(fā)現(xiàn)幼年的成長環(huán)境以及成長經(jīng)歷對個體發(fā)展存在長期影響。具體而言，Banzhaf and Wals(2008)、 Chay and Greenstone(2003a，2003b)以及Currie et al.(2009)發(fā)現(xiàn)，除了個體特征，其胎兒期和幼年的成長環(huán)境，如出生地點的污染程度等以及幼年的成長經(jīng)歷，如幼年期是否感染過重大疾病以及是否存在生理和心理健康問題(Currie and Stabile, 2006；Smith，2009；Smith and Smith，2010；Currie and Widom，2010;Webbink et al.，2012)對個體會產(chǎn)生長期的重要影響。Currie and Widom(2010)以及Currie and Stabile(2006)證實了個人的幼年成長經(jīng)歷和該經(jīng)歷對個體的沖擊強度對個體會產(chǎn)生長期的重要影響；同時，烙印理論(王永強、羅守貴，2020)表明幼年至青少年時期是一個人重要的敏感時期，在此期間身處的環(huán)境會對個人產(chǎn)生持續(xù)而深遠的影響，而影響的強度也會隨烙印深度的增加而增大。廣義而言，出生地也屬于個體的幼年特征之一；然而，考察出生地對個體影響的研究還較為少見。據(jù)筆者所知，目前國內學者針對這一問題的實證研究還是空白，國外關于出生地對個體收入影響的規(guī)范實證研究僅有Bosquet and Overman(2019)一篇文獻。文章基于英國家庭追蹤調查(BHPS)數(shù)據(jù)，以城市勞動力市場規(guī)模作為出生地規(guī)模的代理變量，發(fā)現(xiàn)出生城市規(guī)模顯著提高了個體的未來收入(8)但這一研究并未探討出生地規(guī)模對收入水平的影響機制，同時由于國情差異，基于英國數(shù)據(jù)的出生地規(guī)模研究對國內現(xiàn)實的指導意義也非常有限，故而基于國內勞動力調查數(shù)據(jù)展開相關的研究是非常必要的。。根據(jù)上述城市規(guī)模對個體收入水平和成長環(huán)境對個人未來收入影響的文獻，我們猜測出生地作為影響個體發(fā)展的重要環(huán)境變量，會顯著影響個體的收入水平，并且個人自出生起在出生地居住的時間越長就越容易受到出生地各方面環(huán)境的影響。本文提出假說1：

假說1：出生地規(guī)模與個體收入正相關，且在出生地居住的時間越長出生地規(guī)模對個體收入的影響越大。

以下筆者將從城市特征、家庭特征和個體選擇三個層面，闡述出生地規(guī)模對個體可能產(chǎn)生的異質性影響，并提出相應假說。

1.城市特征：城市基礎設施建設水平

大量研究表明人力資本的提高顯著促進了經(jīng)濟增長和居民收入水平(Barro，1991；Mankiw et al.，1992)。與此同時，學者們也發(fā)現(xiàn)基礎設施對個體人力資本的形成具有顯著影響。部分研究基于發(fā)展中國家的樣本考察了諸如道路、港口和通水、通電等傳統(tǒng)“硬”基礎設施對人力資本的作用(Saghir，2005；Pal，2010；張勛、萬廣華，2016；Aggarwal，2018；Francisco and Tanaka，2019)，這些研究均表明傳統(tǒng)基礎設施的完備性、便利性、可達性和可獲得性都將顯著提高個體人力資本；而另一部分研究發(fā)現(xiàn)教育和醫(yī)療等“柔性”基礎設施的改善直接促進了個體人力資本的提升(Lorenzoni et al.，2018；égert et al.，2020；Zeng and Zhang，2022)?；谏鲜龌A設施、人力資本和個體收入之間的影響關系，筆者猜測城市出生地的傳統(tǒng)“硬”基礎設施和教育、醫(yī)療等“柔性”基礎設施將會對出生地規(guī)模的收入效應產(chǎn)生異質性的影響，且出生地的基礎設施越完善，出生地規(guī)模對個體收入的正向推動作用越強。據(jù)此，本文提出假說2：

假說2：個體出生地的基礎設施越完善，出生地規(guī)模對個體收入的正向影響越大。

2.城市特征：文化傳承

中國作為擁有五千多年歷史的文明古國，在歷史上出現(xiàn)過多次的文化交流和文化沖突，且我國疆域遼闊，擁有多種多樣的地形和氣候類型，各城市各地區(qū)自然有不一樣的文化傳承，例如“南北甜咸豆腐腦之爭”等熱門話題，就是由于不同地方不同的文化傳承所導致的。文化傳承會對個體產(chǎn)生“文化烙印”，而“文化烙印”會影響個體的思考和認知方式；與此同時，受相同或相似“文化烙印”影響的個體在社會交往中往往更加和諧，并由此促進個體間的信息傳遞并消除社會交往中的信息不對稱，進而推進個體的社會資本網(wǎng)絡的擴大和質量提升；最終，個體社會資本網(wǎng)絡的規(guī)模和質量的提升又促進了個體收入的提高(劉淑紅，2014；何舒，2019)。本文猜測，在文化氛圍更濃烈和“文化烙印”更強的城市中，城市居民的價值理念和認知方式將更加相似，也更有利于個體搭建高質量的社會資本網(wǎng)絡；因此，“文化烙印”將強化出生地規(guī)模對個體收入的影響，本文據(jù)此提出假說3：

假說3：個體出生地的“文化烙印”越強，出生地規(guī)模對個體收入的影響越大。

3.家庭特征：代際傳遞

在家庭特征和代際傳遞對個體收入差距影響的研究中，現(xiàn)有文獻表明長輩的職業(yè)類型、教育水平、工作經(jīng)驗、社會關系網(wǎng)絡、戶籍、個體所在的行業(yè)差異和企業(yè)所有制類型都是解釋居民收入差距的重要因素(陳釗等，2009；Baum-Snow and Pavan，2012；陳東、黃旭鋒，2015；Carlsen at al.，2016；吳彬彬等，2020)。除了上述影響因素，還有研究表明長輩還可以選擇在更好的城市或社區(qū)生育并養(yǎng)育后代來進一步強化代際傳遞的作用(Chetty， 2016；Charlotta et al.，2017)。結合上述分析，本文認為，父輩的“代際傳遞”效應將進一步放大出生地規(guī)模對個體收入的影響。據(jù)此，提出假說4：

假說4：“代際傳遞”效應強化了出生地規(guī)模對個體收入的影響。

4.個體選擇：遷移選擇

遷移選擇包含以下兩個層面，即遷移成功的概率和遷移目的地的選擇?？紤]一個簡單的模型，假設原本生活在城市i的個體的效用為Vi，若選擇遷移到新城市帶來的效用為Vj，考慮到遷移時遇到的遷移摩擦，并假設遷移摩擦帶來的負效用為-f；若個體選擇遷移，必定會有Vj-f≥Vi，即除非個體克服遷移摩擦后帶來的效用至少不比遷移前差，否則個體將不會選擇遷移(韓其恒，2018；劉修巖、李松林，2017)。筆者猜測個體出生地城市規(guī)模越大越有可能克服較大的遷移成本，并成功進行遷移。此外，鑒于大城市的工資溢價效應(Rosenthal and Strange，2004；Melo and Graham，2009)，以及大城市中更優(yōu)越的教育和醫(yī)療等社會基礎設施；本文認為，個體在選擇遷移目的地時，會以出生地規(guī)模為參考，并隨著出生地規(guī)模更大，選擇遷往規(guī)模更大的城市。綜上，出生地規(guī)模會通過影響個體遷移的成功概率和遷移目的地的選擇來影響個體將來的收入水平。

基于以上分析，本文提出假說5：

假說5：出生地規(guī)模越大，個體遷移成功的概率越高；個體在選擇遷移目的地時，會以出生地規(guī)模為參考，出生城市規(guī)模越大，遷移目的地城市的規(guī)模也越大。

三、模型設定與數(shù)據(jù)來源

(一)模型設定

為解決可能存在的內生性問題(Combes and Gobillon，2015)，參考Combes et al. (2008) 以及Bosquet and Overman(2019)，本文使用如下的兩步法展開實證分析。第一步先基于面板數(shù)據(jù)估計個體的特征，模型設定如下

Wit=θi+β2Rit+β3Xit+δt+εit

(1)

其中，Wit為個體i在t年的年收入，Rit為個體i現(xiàn)居地t年的城市規(guī)模，Xit為一系列控制變量，θi表示個體固定效應，δt表示時間固定效應，εit為誤差項。在第一步中，我們將隨時間變化，可觀察到的變量放入回歸，用以估計現(xiàn)居城市規(guī)模對個體年收入的影響。然后根據(jù)第一步估計得到的個體效應，再對個體不變的特征進行回歸，第二步如下

(2)

(3)

綜上，在兩步法的第一步回歸中，將由個體效應影響的部分分離出來，而在第二步回歸中則將以上個體效應作為被解釋變量，考察關注變量(出生地)對這一變量的影響。(內生性來源于遺漏了某些內生變量，因此在第一步回歸中通過添加個體固定效應和時間固定效應對這部分被遺漏的內生變量進行控制。)在解決了這個可能的內生性問題后，我們就能得到β1的一致估計。實際上，在第一步估計出個體固定效應的大小時，就已經(jīng)確定了“個體不變的特征”對個體的收入水平的影響。在第二步中，利用第一步估計的固定效應進行回歸，測度的是“個體不變的特征”對個體收入水平的影響中出生城市規(guī)模大小在其中的影響。

綜上，本文的基準回歸模型為(9)回歸模型中變量對應的含義見表1。：

第一步(1st step)：

(4)

第二步(2nd step)：

+α6bmregisi+ui

(5)

(二)數(shù)據(jù)來源

關于個體特征和收入的數(shù)據(jù)主要來源于中國勞動力動態(tài)調查(CLDS2012、CLDS2014、CLDS2016)，城市層面的變量則來自于《中國城市統(tǒng)計年鑒》，樣本區(qū)間為1994年至2017年，共包含來自31個省(直轄市)共292個城市的數(shù)據(jù)。由于不同城市在不同年份統(tǒng)計包含的指標也不一樣，因此以城市統(tǒng)計年鑒構造的城市面板數(shù)據(jù)也是一個非平衡面板。需要特別說明的是，本文所研究的出生城市大小，并非指的是“出生時所在城市的大小”，而是“出生的城市1994年的大小”。

表1 主要變量定義及來源

之所以選擇1994年這個時間點，有三方面的因素。首先，1994年以前的城市特征數(shù)據(jù)大多不可得。事實上，在整理城市數(shù)據(jù)庫時，我們發(fā)現(xiàn)許多城市特征變量在1994年也存在缺失。但相對而言，1994年的數(shù)據(jù)已經(jīng)較為齊全。其次，選取1994年這個時點有一定的歷史因素。1993年4月1日起，按照國務院《關于加快糧食流通體制改革的通知》精神，取消了糧票和油票，實行糧油商品敞開供應。從此，伴隨城鎮(zhèn)居民38年歷程的糧票、油票等各種票證完成了謝幕演出，票證時代徹底終結，捆綁在商品身上的枷鎖終于打開。油糧票的取消，進一步促進了勞動力的區(qū)域流動。也就是說，在1994年以前勞動力在城市之間的流動相對閉塞，因此1994年城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)量能比較好地反映城市以前的特征。Bosquet and Overman(2019)在衡量個體出生城市規(guī)模時，也有采用以該城市的歷史數(shù)據(jù)作為工具變量的做法。最后，本文研究的并非出生時所在城市在出生的那一時點對個體產(chǎn)生的影響，而是探究出生城市這一屬于個體的初始稟賦的特征，對個體今后產(chǎn)生的影響，從而進一步影響個體今后的年收入。重要的是個體出生城市的歷史特征，而不是城市在個體出生時點的特征，因此也沒有必要必須以個體出生的年份作為基準選取城市的數(shù)據(jù)。

本文的主要變量定義和變量的描述性統(tǒng)計見表1和表2，在下文的具體分析中，連續(xù)變量均使用其對數(shù)值進行回歸。

表2 變量描述性統(tǒng)計

四、出生地規(guī)模對個體收入影響的基準回歸分析

本節(jié)為通篇實證分析的基石，主要揭示出生地規(guī)模對個體未來收入的顯著影響。正是基于出生地規(guī)模對未來收入顯著的正向影響，才會引申出后續(xù)的出生地規(guī)模的時間效應和地區(qū)異化效應，揭示個體收入差距的根源。本部分的分析包括基準回歸結果和穩(wěn)健性檢驗。

(一)基準回歸結果

表3給出了基于式(4)和式(5)的基準回歸結果，其中列(1)為基于(4)式的第一步回歸，列(2)和(3)為基于(5)式的第二步回歸。根據(jù)本文第三部分的模型設定，兩步法回歸的第一步回歸主要為了分離個體效應，本文關注的解釋變量“出生地城市規(guī)模”在第二步回歸出現(xiàn)，因此主要關注第二階段的回歸結果。列(2)和列(3)分別為第二步回歸中未加入和加入控制變量的回歸結果，回歸結果顯示，關注變量lnbemp1994的系數(shù)在未加入和加入控制變量時都在1%的顯著性水平下顯著為正；加入控制變量之后，回歸結果更加準確，關注變量lnbemp1994的系數(shù)也顯著增大。以列(3)作為基準回歸結果發(fā)現(xiàn)，與Bosquet and Overman(2019)的研究結論一致，個體出生地規(guī)模的估計系數(shù)顯著為正，且出生地規(guī)模每上升1個百分點將引致個體年收入水平提高0.34個百分點，以上實證結果支持了本文的假說1，也從出生地的角度證實了幼年的成長環(huán)境以及成長經(jīng)歷對個體發(fā)展的長期影響(Currie and Stabile，2006;Currie and Widom，2010)和烙印理論。此外，本文的后續(xù)研究還發(fā)現(xiàn)，由個體出生地將會通過“遷移效應”間接地提高個體的未來收入，即個體的出生城市規(guī)模越大，遷移目的地城市(現(xiàn)居)的規(guī)模也會越大，鑒于個體現(xiàn)居地城市規(guī)模對個體收入的正向推動作用(Rosenthal and Strange，2004；Melo and Graham，2009)，現(xiàn)居城市規(guī)模又會顯著地推動個體收入的提高。

表3 基準回歸結果

以列(3)作為基準回歸結果探討控制變量對個體收入的影響，發(fā)現(xiàn)性別、父母教育水平和父母的戶口性質也與個體收入的固定效應顯著相關，研究結果與收入研究的相關文獻一致(陳釗等，2010；Baum-Snow and Pavan，2012；陳東、黃旭鋒，2015;Carlsen et al.，2016)。具體而言，首先，個體性別的回歸系數(shù)(gender)顯著為正，說明男性勞動力比女性勞動力的平均收入更高，也證實了中國勞動力市場仍存在“性別歧視”現(xiàn)象，與現(xiàn)有文獻的研究結論一致(李實、馬欣欣，2006；李春玲、李實，2008；李實等，2014)。其次，父母教育程度(fedumedu)的一次項和二次型系數(shù)表明，父母教育對子女收入的影響是非線性的強化關系，這已在現(xiàn)有研究中得到證實(張?zhí)K、曾慶寶，2011)。最后，與現(xiàn)有文獻(吳曉剛、張卓妮，2014)的研究結果一致，父母的戶口性質(bfregismregis)的系數(shù)表明，父母為非農(nóng)戶籍的個體收入水平更高，這也進一步證實了戶籍制度對收入不平等的消極影響。

(二)穩(wěn)健性檢驗

本文的穩(wěn)健性檢驗通過出生地規(guī)模的指標替換、年份滯后回歸、初始年份回歸、工具變量回歸以及安慰劑檢驗實現(xiàn)。穩(wěn)健性檢驗的回歸結果與基準回歸一致，都支持了出生地規(guī)模顯著增加了個體的未來收入，具體各個回歸的結果如表4和圖1所示。其中，表4僅展示了穩(wěn)健性檢驗中的第二階段的回歸結果，其第一階段的回歸中均加入了控制變量并控制個體固定效應和時間固定效應。

表4 穩(wěn)健性檢驗

1.指標替換——城市市轄區(qū)總人口(pop)

參照Bosquet and Overman(2019)的研究，基準回歸采用出生城市的城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)作為個體出生地城市規(guī)模的代理變量；而城市市轄區(qū)總人口衡量了城市的總體規(guī)模，城市經(jīng)濟的相關研究(Combes et al.，2012；Yang et al.，2020)中也常用這一指標作為城市規(guī)模的代理變量。因此，本文將個體出生地城市1994年的市轄區(qū)總人口替換基準回歸中的出生城市1994年城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)進行第二階段回歸。表4的列(1)顯示，采用市轄區(qū)總人口進行出生地規(guī)模的代理變量，其回歸結果與基準回歸結果基本一致，系數(shù)都在1%顯著度水平下正顯著，且指標替換后的回歸系數(shù)僅比基準回歸略有上升。

2.年份滯后

由于本文研究的主旨是個體初始稟賦的出生地規(guī)模對個體未來的持續(xù)影響，因此，筆者猜測不僅1994年的出生地城市規(guī)模會影響個體的未來收入，相近后續(xù)年份的出生地城市規(guī)模同樣也會對個體收入產(chǎn)生顯著的正向影響。不妨將1995年的出生地城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員作為出生地規(guī)模的代理變量進行回歸，結果如列(2)所示；回歸結果表明，使用1995年的出生地城市規(guī)模，回歸系數(shù)與基準回歸的顯著度和大小變化不大，也都支持了出生地規(guī)模顯著影響了個體的未來收入。

3.城市數(shù)據(jù)庫的初始數(shù)據(jù)

在基準回歸的數(shù)據(jù)處理中，筆者刪除了缺失1994年“城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員”這一指標的城市樣本；此處為了對照檢驗，筆者將以上樣本保留，并采用“城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員”這一指標出現(xiàn)的初始年份作為出生地城市的代理變量?；貧w結果如列(3)所示，與基準回歸結果保持高度一致，支持了基準回歸結論的穩(wěn)健性。

4.工具變量——城市地理平均坡度

雖然對于個體當前的收入而言，出生地具有不隨個體當前意志改變的特性，因此也就基本不會受個體當前的收入的影響。但是，在代際傳遞中，難免也會存在一些祖輩的長期選擇對個體當期的收入及其出生地存在共同的影響，從而帶來變量的內生性問題。為了消除可能存在的內生性問題，參考相關文獻(魯元平等，2018；卞元超等，2020)的處理，本文使用城市的地理平均坡度(10)基于中國地理 90 米分辨率數(shù)字高程數(shù)據(jù)， 采用 ArcGIS 軟件計算獲得各地區(qū)的地理坡度數(shù)據(jù)。作為城市規(guī)模的工具變量進行回歸，回歸結果如列(4)所示；系數(shù)基本保持不變且呈現(xiàn)5%顯著度水平下的正顯著，實證結果同樣支持了基準回歸結果的穩(wěn)健性。

5. 反事實檢驗

最后，本文采用構造反事實樣本的做法，將樣本內個體的出生地進行隨機化匹配(個體代碼與城市隨機匹配500次)，進行反事實分析。若樣本內個體的出生地隨機化后得到的出生地城市規(guī)模的系數(shù)不顯著，則證明出生地規(guī)模的收入效應不是隨機結果而是真實效應。反事實檢驗的結果如圖1所示，橫坐標為系數(shù)T值大小，縱坐標為T值的概率密度。實證結果表明，在隨機打亂了個體的出生地，即賦予每個個體一個“假出生地”后，出生地規(guī)模的系數(shù)不再顯著，說明上文得到的出生地規(guī)模對個體收入的正向作用是真實效應。

圖1 出生地規(guī)模系數(shù)的T值及概率密度

綜合穩(wěn)健性檢驗的回歸結果，可以證明基準回歸的實證結果是穩(wěn)健的；出生地規(guī)模顯著影響了個體未來的收入水平，個體的出生城市規(guī)模越大，其將來的收入水平就越高。

五、出生地的時間效應與空間異化效應

基準回歸證實了出生地規(guī)模的收入效應，即個體的出生城市規(guī)模越大，其未來收入水平越高；那么，出生地規(guī)模的收入效應也應隨個體在出生地的成長期限和出生地的其他特征的不同產(chǎn)生變化，本文稱之為出生地規(guī)模對個體收入影響的“時間效應”和“空間異化效應”。

(一)出生地規(guī)模的時間效應

根據(jù)假說1，個人自出生起在出生地居住的時間越長就越容易受到出生地各方面環(huán)境的影響。為了對以上猜測進行檢驗，本文構建了個體出生城市規(guī)模(lnbemp1994)與其在出生城市的成長年限(lngrew)的交互項(lnbemp1994×lngrew)，結果如表5列(1)所示。值得說明的是，由于樣本中存在兩種類別的個體，即發(fā)生過遷移的個體和未發(fā)生過遷移的個體。對于未發(fā)生過遷移的個體，其在出生城市的成長年限即為自身的年齡，會隨時間變化；而對發(fā)生過遷移的個體，在不考慮回遷的情況下，其在出生城市的成長年限隨著個體的遷移不再發(fā)生變化。表5列(1)的回歸結果表明，出生城市規(guī)模與出生城市成長年限的交互項系數(shù)顯著為正，說明出生城市規(guī)模越大，且在出生城市成長的年限越長，越能提高個體收入水平，筆者稱之為出生地規(guī)模對個體收入影響的“時間效應”，這一實證結果進一步證實了假說1。

(二)出生地的空間異化效應

城市特征的差異會通過出生地規(guī)模對個體未來收入產(chǎn)生差異化影響，本文稱之為出生地規(guī)模對個體收入影響的“空間異化效應”。筆者將城市特征的差異分為基礎設施差異和歷史文化差異，基礎設施差異又分為傳統(tǒng)“硬”基礎設施差異和“柔性”基礎設施差異。

1.基礎設施

出生地規(guī)?？赏ㄟ^個體出生地城市的“硬”基礎設施和“柔性”基礎設施(教育和醫(yī)療)對個體幼年和成長期產(chǎn)生差異化影響。本文通過個體1994年的出生地就業(yè)規(guī)模與出生地城市1994年的基礎設施的交互項來捕捉這一出生地規(guī)模的基礎設施空間異化效應。表5列(2)和列(3)分別對應出生地規(guī)模與公共汽電車運營數(shù)的交乘(lnbemp1994×lnbus)、出生地規(guī)模與城市供水量的交乘(lnbemp1994×lnwater)對個體收入的回歸結果，這體現(xiàn)了傳統(tǒng)“硬”基礎設施通過出生地規(guī)模對個體未來收入的差異化影響；回歸結果表明，出生城市的傳統(tǒng)“硬”基礎設施建設水平越高，個體未來的收入水平也相應越高。表5的列(4)和列(5)分別為出生地規(guī)模與普通中小學校數(shù)的交乘(lnbemp1994×lnedu)、出生地規(guī)模與醫(yī)療衛(wèi)生機構數(shù)的交乘(lnbemp1994×lnhealth)對個人收入的回歸結果，這體現(xiàn)了以教育和醫(yī)療為代表的柔性基礎設施通過出生地規(guī)模對個體未來收入的差異化影響；回歸結果表明，出生城市的柔性基礎設施建設水平越高，個體未來的收入水平也相應越高。表5列(2)至列(5)的回歸結果意味著出生城市通過軟硬基礎設施水平的不同對個體的成長和素質產(chǎn)生了差異化影響，進而體現(xiàn)在收入水平上；這也從側面反映了地區(qū)特征對個體初始稟賦影響的重要性和長期性。以上實證結果證實了假說2。

2.文化傳承

除了基礎設施，筆者認為城市歷史文化傳統(tǒng)也是體現(xiàn)城市差異的重要特征。城市的歷史文化傳承是形成個體文化烙印的重要因素；城市的文化傳承效應越強，對個體產(chǎn)生的文化烙印也會越深。本文使用中國政府對中國歷史文化名城名單的公布時間刻畫不同城市的文化傳承強度。國務院曾在1982年、1986年和1994年先后分別公布了三批歷史文化名城，并在接下來的時間里又增補了一些城市。本文認為，越早被公布為歷史文化名城的城市，代表該城市更符合“歷史文化名城”的評選條件，因此其文化傳承的強度也越大。為量化城市的文化傳承強度，本文構建文化傳承強度變量(culture)，根據(jù)城市被公布為歷史文化名城的年份變量(time)，將文化傳承強度定義為：

culturei=2017-timei

需要指出的是，該指標不隨時間變化，culture體現(xiàn)的是城市的固有屬性，展現(xiàn)了城市間文化傳承的相對強弱。該指標所衡量的并非城市文化傳承強度的具體大小，而是文化傳承強度的排名。機制檢驗的回歸結果如表5列(6)所示?；貧w結果表明，出生城市規(guī)模與城市文化傳承強度的交互項(lnbemp1994×lnculture)系數(shù)均在1%水平下顯著為正。這說明個體出生城市的文化傳承會對個體產(chǎn)生“文化烙印”；相同的城市規(guī)模，文化傳承強度更大的城市對個體未來收入水平的正向推動也越大。上述結果證實了假說3。

表5 出生地城市規(guī)模對個體收入的“時間效應”與“空間異化效應”

綜上，城市特征通過基礎設施以及城市文化差異對個體成長產(chǎn)生異質性影響，進而影響個體的未來收入，本文稱之為出生地城市規(guī)模對個體收入的“空間異化效應”。根據(jù)表5中所證實的出生地規(guī)模的“時間效應”和“空間異化效應”，出生地城市特征會與出生地城市規(guī)模共同作用，為個體打上出生地城市的“烙印”，并通過影響個體的初始稟賦對個體的未來收入產(chǎn)生深遠的影響；而這一烙印會伴隨個體在出生地城市所居住的時長被強化。由于遷移成本的存在，大部分的個體祖祖輩輩生活在相同的城市，出生地規(guī)模對個體收入的影響進而演變?yōu)槭杖氩罹?。在本部分的分析中，收入差距主要來源于地區(qū)特征差異；但若個體能夠克服遷移成本，基于自身效用最大化以及(對后代)利他主義的個體會通過遷移改變自身的居住城市(也可理解為子女的出生城市)，提高自身和后代的收入水平。本文的第六和七部分將分別從出生地收入效應的“來源”和“去向”出發(fā)，對出生地規(guī)模的收入效應展開進一步分析。

六、出生地收入效應的“來源”——出生地的代際傳遞效應

承接前文分析，本部分主要探究出生地收入效應的“來源”；由于個體無法選擇自身的出生地，個體出生地實質體現(xiàn)的是個體父母的選擇，因此出生地規(guī)模對個體收入的影響本身就可視為代際傳遞的表現(xiàn)，而家庭特征的差異同樣會通過出生地規(guī)模對個體的未來收入產(chǎn)生差異化的影響?；谥袊兄魍馀鲀鹊纳鐣曀?，本文通過引入個體父母特征與出生地規(guī)模的交互項捕捉這一差異化效應。具體選擇父親學歷(根據(jù)調查數(shù)據(jù)，學歷由低到高分為5檔，學歷越高取值越高)和父親的戶口性質是否為城市戶口的虛擬變量作為家庭特征的代理變量；其中，將城市戶口設定為1，農(nóng)村戶口設定為0。家庭特征與城市規(guī)模的交互項的回歸結果如表6(11)第一階段回歸中均控制了個體固定效應和時間效應，并加入控制變量。所示?；貧w結果表明，父親學歷與出生地規(guī)模的交互項以及父親戶口與出生地規(guī)模的交互項系數(shù)均顯著為正；表明出生地規(guī)模對個體收入的影響存在顯著的家庭代際傳遞效應。因此，以上結果證實了假說4。

表6 出生地的代際傳遞效應

除了基準回歸中所證實的出生地規(guī)模的增大顯著提高了個體的未來收入外，本文試圖進一步探究，伴隨經(jīng)濟發(fā)展這種代際傳遞的效應是否會發(fā)生變化。改革開放極大地推動了中國的經(jīng)濟發(fā)展，而隨之而來的是區(qū)域發(fā)展不平衡的加劇；因此，筆者猜測，出生地所體現(xiàn)的代際傳遞效應在改革開放之后會更加明顯。本文將改革開放之后成年的個體樣本在變量Open中設為1(即在改革開放之后接受高中教育的樣本)，其他樣本設為0，考察這一虛擬變量與出生地規(guī)模的交互項。表6的實證結果表明，交互項的系數(shù)顯著為正；這說明，成長期在改革開放之后的那些樣本的出生地規(guī)模對其未來收入的影響更大，代際傳遞的效應越明顯。

七、出生地收入效應的“去處”——出生地的遷移效應

本文從第四部分到第六部分分別證實了出生地規(guī)模的“收入效應”、“時間效應”和“空間異化效應”，并從代際傳遞的角度探究了出生地收入效應的“來源”，從出生地這一個體初始稟賦的角度揭示了收入差距長期存在的重要根源之一。而本部分則著重考察出生地收入效應的后續(xù)影響，即出生地收入效應的“去處”；其中，著重考察出生地收入效應對個體遷移概率和城市規(guī)模分化的影響?；诒疚牡膶嵶C研究，出生地規(guī)模對個體的未來收入會產(chǎn)生長期影響；因此，自身效用最大化和利他(后代)主義的個體在選擇遷移時，會以自己目前所在城市進行參考，對遷移城市進行選擇。根據(jù)前文的描述性統(tǒng)計，城市規(guī)模出現(xiàn)巨大的兩極分化現(xiàn)象——大城市規(guī)模越來越大，小城市規(guī)模越來越小，即人口從小城市往大城市遷移的現(xiàn)象。根據(jù)人口遷移的這一現(xiàn)象，本文猜測，出生城市規(guī)模大小對樣本是否能夠遷移以及遷移的目標城市規(guī)模存在異質性。

(一)出生地規(guī)模與個體是否遷移

表7列(1)使用個體是否發(fā)生過遷移(migra)的虛擬變量作為被解釋變量，采用本文兩步法進行回歸；表7列(1)展示了第二步的回歸結果。結果顯示，出生地規(guī)模對個體遷移概率的影響顯著為正，即出生地規(guī)模越大，個體的遷移概率越高。這一實證結果說明，出生在城市規(guī)模較大城市的個體更有可能克服較大的遷移成本，并成功進行遷移；而這一結果也意味著，個體的出生地規(guī)模也將通過影響個體的遷移結果進而對個體后代的收入產(chǎn)生長期影響。另外，這一結果也證實了出生地規(guī)模會通過個體的遷移結果影響城市總體規(guī)模分布。

(二)出生地規(guī)模與遷移目標城市規(guī)模

由于現(xiàn)居城市規(guī)?？商岣呔幼≌叩氖杖胨剑瑫r，根據(jù)本文的研究結果，出生地的城市規(guī)模越大，個體未來的收入水平也越高。因此，無論是出于個體自身效用最大化的選擇，還是出于對后代的利他主義關愛，個體都會以出生城市規(guī)模為參考對遷移目標城市的規(guī)模進行選擇；因此，筆者猜測，個體的出生城市規(guī)模越大，遷移目的地城市的規(guī)模也會越大。表7列(2)以個體現(xiàn)居城市規(guī)模(lnemp)為被解釋變量，采用兩步法針對存在遷移的個體樣本考察出生地規(guī)模對目標遷移城市規(guī)模的選擇。實證結果表明，個體的出生地規(guī)模對現(xiàn)居城市規(guī)模的影響顯著為正；即遷移個體會以出生地規(guī)模作為參考，選擇前往規(guī)模更大的城市；以上結果證實了假說5。結合出生地規(guī)模對是否遷移的影響，這一結果進一步證實了出生地規(guī)模會通過影響個體的遷移概率和遷移目的地進而影響城市的總體規(guī)模分布，即拉大了大小城市規(guī)模的差距。同時，大小城市的規(guī)模差距的拉大，又將通過代際傳遞效應、空間異化效應和時間效應對個體的后代收入產(chǎn)生影響，進一步擴大收入差距。

(三)出生地規(guī)模與個體遷移次數(shù)

表7列(2)驗證了出生城市規(guī)模會影響個體對遷移目的城市的選擇，而這一影響是基于個體的自身效用最大化及其對后代的利他主義的選擇，也可以理解為個體對收入固化和打破自身桎梏的“抗爭”和“努力”。本文采用個體的遷移次數(shù)作為個人打破收入固化的努力程度變量，以個體收入作為被解釋變量，采用兩步法考察出生地規(guī)模與遷移次數(shù)的交互項對個體收入的影響；若該交互項的系數(shù)為正，則說明給定相同的出生地規(guī)模，遷移次數(shù)越多的個體收入水平相對更高。基于存在遷移的個體樣本，表7列(3)的實證結果表明，出生地規(guī)模和遷移次數(shù)的交互項系數(shù)顯著為正；這說明遷移次數(shù)提高了出生地規(guī)模的收入效應，遷移次數(shù)越多的個體其未來的收入水平相對更高。這也意味著，遷移是個體提高自己的收入水平或者打破收入固化的重要可行途徑。結合列(2)的回歸結果，遷移在提高個體收入水平的同時也會加劇城市規(guī)模的差距；從這一角度而言，針對流動人口的相關政策制定是一個魚和熊掌不可兼顧的兩難問題。

表7 出生城市規(guī)模、現(xiàn)居城市規(guī)模與個體遷移結果

八、結論與政策建議

收入差距與城市分化是經(jīng)濟增長過程中伴隨出現(xiàn)并且必須克服的兩個重要問題。本文從出生地規(guī)模這一獨特的視角，基于個體選擇的微觀機制，綜合出生地規(guī)模對個體收入的時間效應、空間異化效應、代際傳遞效應和遷移效應，結合家庭特征和個體出生地特征，解釋了收入差距持久性的成因。出于家庭效用最大化的父輩對子女出生地的選擇，以及個體成年后根據(jù)出生地規(guī)模進行的遷移選擇則影響了城市的規(guī)模分化。本文的實證結果表明，出生地作為個體的初始稟賦對個體特質(性格、品格和能力)存在長期的持續(xù)性影響，并由此作用于個體收入。這一影響依據(jù)不同的城市特征產(chǎn)生“空間異化效應”；同時，伴隨個體在出生地的成長時長增強，即存在“時間效應”。上述實證結果支持了出生地規(guī)模對個體收入的正向顯著影響，也為收入差距持久性的成因提供了現(xiàn)實論據(jù)。

追溯出生地規(guī)模對個體收入的影響根源，實證結果表明父輩特征差異顯著影響出生地規(guī)模代際傳遞效應的強弱；另外，在改革開放之后接受高中教育的樣本，其出生地規(guī)模的收入效應明顯高于高中教育在改革開放前的樣本。討論出生地規(guī)模對個體收入的后續(xù)影響，實證結果表明，出生地規(guī)模與個體遷移概率和遷移目標城市規(guī)模都存在顯著的正相關關系；即出生地城市規(guī)模越大的個體遷移概率越大，并趨向遷移到比出生地規(guī)模更大的城市。與此同時，遷移個體的遷移次數(shù)越多，出生地規(guī)模收入效應越高；這體現(xiàn)了在相同的現(xiàn)居地下，遷移次數(shù)作為個體打破現(xiàn)狀的“努力”對其帶來的額外收入效應。因此，若個體均以家庭效用最大化為目標，基于出生地規(guī)模對個體未來收入的正向促進效應(12)即出生地規(guī)模越大，個體未來收入越高；個體在出生地的生活時間越長，出生地規(guī)模對個體收入的影響越強烈。，以及出生地的“代際傳遞效應”和遷移努力所帶來的額外收入效應，則無論個體是處于父母的角色還是對自身的擔當，總是趨于遷往規(guī)模更大的城市，這直接引起了城市規(guī)模分化的加劇。本文研究為收入差距持久存在的成因和城市規(guī)模分布提供了新的現(xiàn)實依據(jù)，并為相關政策制定提供啟示。

本文對人口政策具有特別啟示。根據(jù)本文研究，出生地規(guī)模對個體收入的影響會作用于收入差距和城市規(guī)模分化；一個更寬松的流動人口政策將有利于個體打破收入差距，但卻會加劇城市規(guī)模的分化，可能引致城市總體效率的降低(余壯雄、張明慧，2015)，此時的人口政策似乎面臨魚和熊掌不可兼得的困境。筆者認為，平衡城市規(guī)模和協(xié)調區(qū)域發(fā)展的過程中，不可違背市場規(guī)則，強行設置落戶門檻阻礙要素的流動必將損失經(jīng)濟效率。在運行良好的市場機制下，大城市激烈的競爭帶來的“選擇效應”和經(jīng)濟行為主體效用最大化下的成本收益分析將共同決定異質性勞動力的均衡城市分布。能力更強的勞動力可以在大城市獲得更多的溢出，創(chuàng)造更多的財富(梁文泉、陸銘，2016)，若通過行政指令強行阻斷了勞動在城市間的自由流動，必將引起效率損失。那么，如何解決由此帶來的城市規(guī)模分化問題呢？本文研究表明出生地規(guī)模的“空間異化效應”顯著，這意味著可通過中央財政的區(qū)域轉移和優(yōu)惠政策指引，通過基礎設施和人才政策的配套提高地區(qū)對人口的吸引力。由于出生地對個體的影響是長期且持續(xù)的，因此，看似一次性投入的基礎設施支出會對城市規(guī)模以及人口流動產(chǎn)生持久的影響。