程開明,劉書成
(浙江工商大學(xué)a.統(tǒng)計與數(shù)學(xué)學(xué)院;b.統(tǒng)計數(shù)據(jù)工程技術(shù)與應(yīng)用協(xié)同創(chuàng)新中心,浙江 杭州 310018)
全球范圍內(nèi)貧富差距呈現(xiàn)持續(xù)擴大態(tài)勢,貧富分化已然成為困擾世界各國經(jīng)濟發(fā)展與社會穩(wěn)定的一大難題[1]。共同富裕是社會主義的本質(zhì)特征,中國長期致力于消除貧困、促進共同富裕。隨著“十三五”時期全面建成小康社會取得決定性成就,中共十九屆六中全會進一步強調(diào)“全面深化改革開放,促進共同富裕”。共同富裕要求在“富裕”的基礎(chǔ)上實現(xiàn)“共享”,包括收入水平提高和收入公平分配兩方面[2]。共同富裕注重城鄉(xiāng)和地區(qū)間協(xié)調(diào)發(fā)展,努力縮小城鄉(xiāng)、地區(qū)及群體三大差距。為推動實現(xiàn)共同富裕的遠(yuǎn)景目標(biāo),2021 年5 月20日,中共中央、國務(wù)院印發(fā)了《關(guān)于支持浙江高質(zhì)量發(fā)展建設(shè)共同富裕示范區(qū)的意見》??梢?,如何改善社會收入分配格局,實現(xiàn)共同富裕,是未來政策的一個重要關(guān)注點。
改革開放以來,中國經(jīng)濟高速增長,城鎮(zhèn)化進程持續(xù)推進。2021 年,中國城鎮(zhèn)常住人口比重達(dá)到64.72%,城鎮(zhèn)戶籍人口比重為46.7%。理論上,城鎮(zhèn)化與共同富裕具有內(nèi)在一致性,共同富裕要求區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展,降低收入不均等程度[3];城鎮(zhèn)化既有利于提高資源配置效率,又是促進區(qū)域差距縮小的重要途徑[4]。隨著共同富裕遠(yuǎn)景目標(biāo)的提出,城鎮(zhèn)化進程必然要求服務(wù)于全體人民共同富裕。盡管如此,已有研究仍未就“城鎮(zhèn)化能否促進共同富?!边@一問題給出清晰答案。由此,值得深思的問題是:城鎮(zhèn)化發(fā)展如何影響城鄉(xiāng)差距及地區(qū)差距?城鎮(zhèn)化進程能否改善社會收入分配格局,促進共同富裕?為嘗試回答上述問題,本文基于收入差距視角,明晰城鎮(zhèn)化影響城鄉(xiāng)及地區(qū)間差距的機制及效應(yīng),并進一步探究城鎮(zhèn)化與總體收入差距之間的關(guān)系,闡釋城鎮(zhèn)化影響共同富裕的現(xiàn)實意義。
城鎮(zhèn)化對收入差距的影響效應(yīng)一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的重點問題。國外學(xué)者通過理論分析及實證檢驗一致證明城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)居民收入差距具有顯著影響。Lewis(1954)[5]認(rèn)為,在城市化進程中,農(nóng)業(yè)部門的大量剩余勞動人口會向報酬更高的城市工業(yè)部門流動,使農(nóng)村居民收入得到較大提高,城鄉(xiāng)相對收入差距顯著縮??;然而,Barro 和Sala-i-Martin(1992)[6]基于人口遷移視角發(fā)現(xiàn),城市化無助于縮小城鄉(xiāng)收入差距;Kanbur和Zhuang(2013)[7]考察了亞洲各國的城市化進程,發(fā)現(xiàn)城市化與城鄉(xiāng)收入差距之間存在“倒U”型關(guān)系,城市化率門檻值大致為36%;Su 等(2015)[8]認(rèn)為,城市化對城鄉(xiāng)收入差距具有“即時緩解效應(yīng)”,短期能夠給農(nóng)民帶來更多收益,但長期可能加劇收入不平等。截至目前,國外有關(guān)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間關(guān)系的研究尚未得到一致結(jié)論。國內(nèi)學(xué)者研究由于測度方法和時間跨度的選擇不同,形成了三種觀點:①城鎮(zhèn)化會導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距拉大[9-10];②城鎮(zhèn)化有利于城鄉(xiāng)收入差距收斂[11-12];③城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間呈現(xiàn)“倒U”型關(guān)系[13-14]??梢?,城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間究竟存在何種關(guān)系,仍有待進一步探討。
相對于城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的廣泛探討,學(xué)者對城鎮(zhèn)化與地區(qū)間收入差距的關(guān)注相對較少。區(qū)域經(jīng)濟學(xué)理論證明,城鎮(zhèn)化進程中的區(qū)域發(fā)展政策通常會影響地區(qū)收入差距[15]?,F(xiàn)有文獻多基于勞動力流動視角解析城鎮(zhèn)化對地區(qū)間收入差距的影響效應(yīng),存在擴大論[16-17]、縮小論[18-19]和折中論[20-21]三種觀點。其中,新經(jīng)濟地理學(xué)是擴大論的主要代表;新古典經(jīng)濟學(xué)構(gòu)成縮小論的核心范式;折中論則是基于跨國數(shù)據(jù)或區(qū)域數(shù)據(jù)展開實證分析,發(fā)現(xiàn)勞動力流動對地區(qū)差距的影響存在異質(zhì)性??傮w上看,已有研究缺乏城鎮(zhèn)化與地區(qū)間收入差距之間關(guān)系的機制探究,對城鎮(zhèn)化影響地區(qū)間收入差距具體效應(yīng)的實證分析也相對不足。
盡管已有文獻對城鎮(zhèn)化與收入差距之間關(guān)系的研究較為豐富,但鮮有文獻以共同富裕為背景全面系統(tǒng)探究城鎮(zhèn)化對收入差距的影響機理及效應(yīng)。本文在明晰城鎮(zhèn)化影響收入差距機制及路徑的基礎(chǔ)上,利用我國省域面板數(shù)據(jù)多角度實證考察城鎮(zhèn)化的收入分配效應(yīng)。本文的邊際貢獻在于:①重點關(guān)注城鄉(xiāng)收入差距和地區(qū)間收入差距,從理論層面解析城鎮(zhèn)化影響城鄉(xiāng)及地區(qū)間收入差距的路徑機制;②考慮城鎮(zhèn)化的空間溢出效應(yīng),構(gòu)建空間杜賓模型實證檢驗城鎮(zhèn)化影響收入差距的具體效應(yīng);③多角度深入探究城鎮(zhèn)化進程對總體居民收入差距的影響,闡釋城鎮(zhèn)化促進共同富裕的現(xiàn)實意義。
城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下,城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距理論上具有雙向影響機制,意味著城鎮(zhèn)化發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系可能并非線性。
從城鎮(zhèn)化縮小城鄉(xiāng)收入差距的積極效應(yīng)來看,主要存在四種路徑。一是競爭效應(yīng)。城鄉(xiāng)期望收入差距的存在吸引大量農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)流動,城鎮(zhèn)勞動力豐富帶來的競爭壓力導(dǎo)致要素報酬均等化,一方面,城市勞動力供給增加會加劇勞動力市場競爭,降低城市工資水平;另一方面,勞動力向城市流動導(dǎo)致農(nóng)村人口減少,從而提高農(nóng)村人均收入,縮小城鄉(xiāng)收入差距[11]。二是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變效應(yīng)。隨著大量農(nóng)村剩余勞動力向城市轉(zhuǎn)移,農(nóng)村人均土地?fù)碛辛棵黠@增加,這將有效促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的規(guī)模化和產(chǎn)業(yè)化,提高農(nóng)村勞動生產(chǎn)率和邊際報酬。三是要素回流效應(yīng)。城鎮(zhèn)化進程的中后期,城市土地資源日益匱乏,一些產(chǎn)業(yè)為降低用地成本而向農(nóng)村轉(zhuǎn)移,使得資金“回流”農(nóng)村;同時,一部分流向城市的勞動力將學(xué)習(xí)到的新知識和新技術(shù)帶回農(nóng)村,用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),有利于提高農(nóng)民收入。四是農(nóng)產(chǎn)品需求效應(yīng)。城鎮(zhèn)化進程中勞動力的城鄉(xiāng)轉(zhuǎn)移促使城市數(shù)量增加和規(guī)模擴大,而城市的集聚效應(yīng)和輻射效應(yīng)擴大了農(nóng)產(chǎn)品市場需求,促進農(nóng)業(yè)發(fā)展和農(nóng)民增收[22]。
從城鎮(zhèn)化不利于縮小城鄉(xiāng)收入差距的消極效應(yīng)來看,主要有三條路徑。一是人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變效應(yīng)。由于農(nóng)村中率先向城市轉(zhuǎn)移的往往是相對富裕或擁有較高知識技能的人群,這將導(dǎo)致農(nóng)村地區(qū)資金和人力資本的外流,擴大城鄉(xiāng)收入差距。二是城市偏向效應(yīng)。城鎮(zhèn)化建設(shè)初期,基礎(chǔ)設(shè)施、公共服務(wù)、財政稅收等方面的支持政策具有明顯的“城市偏向”,城鄉(xiāng)福利待遇差距顯著,導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴大。三是產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)。城鎮(zhèn)化會帶來更為強勁的集聚經(jīng)濟效應(yīng),吸引農(nóng)村生產(chǎn)要素流入城市,導(dǎo)致農(nóng)村與城市之間勞動生產(chǎn)率差異明顯,進而拉大城鄉(xiāng)收入差距[23]。
總體上看,城鎮(zhèn)化影響城鄉(xiāng)收入差距的凈效應(yīng)取決于其積極效應(yīng)與消極效應(yīng)的力量對比,需通過理論模型和實證檢驗加以考察。
鑒于我國城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀,假定社會由城鎮(zhèn)與農(nóng)村兩部門構(gòu)成,以泰爾指數(shù)作為城鄉(xiāng)收入差距的測度指標(biāo),依據(jù)泰爾指數(shù)定義構(gòu)建城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間關(guān)系的理論模型[24]。泰爾指數(shù)公式為:
其中:N1表示城鎮(zhèn)人口,N2表示農(nóng)村人口,總?cè)丝跒镹=N1+N2;I1表示城鎮(zhèn)總收入,I2表示農(nóng)村總收入,地區(qū)總收入為I=I1+I2;urban=N1/N為人口城鎮(zhèn)化率,(1-urban)為農(nóng)村人口占比。
城鎮(zhèn)和農(nóng)村人均收入分別記作PIU和PIR,假定城鎮(zhèn)和農(nóng)村內(nèi)部不存在收入差距。為簡化模型,將農(nóng)村人均收入標(biāo)準(zhǔn)化為1。將城鎮(zhèn)總收入和農(nóng)村總收入分解為相應(yīng)的人口數(shù)量與人均收入之積,代入泰爾指數(shù)公式可得:
進一步地,為考察城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系,對城鎮(zhèn)化率(urban)求導(dǎo)得:
H1:城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生擴大和縮小兩方面的效應(yīng),使得兩者之間呈現(xiàn)“倒U”型關(guān)系。
與城鎮(zhèn)化影響城鄉(xiāng)收入差距的理論機制類似,城鎮(zhèn)化也從兩個方向?qū)Φ貐^(qū)間收入差距產(chǎn)生影響。
短期來看,城鎮(zhèn)化發(fā)展易造成地區(qū)間收入差距擴大,主要存在兩方面原因。一是虹吸效應(yīng)。發(fā)達(dá)地區(qū)在成長期主要依靠集聚周邊地區(qū)的生產(chǎn)要素快速發(fā)展,人才、資本等要素逐漸向發(fā)達(dá)地區(qū)聚集勢必給周邊地區(qū)發(fā)展造成消極影響。隨著發(fā)達(dá)地區(qū)迅速發(fā)展,優(yōu)質(zhì)的醫(yī)療、教育和基礎(chǔ)設(shè)施高度聚集,區(qū)域競爭力凸顯,吸引人才、資金等優(yōu)質(zhì)資源持續(xù)流入,從而造成馬太效應(yīng),加劇地區(qū)間收入差距。二是產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)。根據(jù)比較優(yōu)勢理論,城鎮(zhèn)化推動優(yōu)勢要素向經(jīng)濟效率高的地區(qū)流動,形成規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng),拉大地區(qū)間生產(chǎn)率差距,從而擴大地區(qū)間收入差距。
長期來看,城鎮(zhèn)化主要依賴四條渠道促進地區(qū)間收入差距的縮小。一是勞動報酬均衡效應(yīng)。在勞動力自由流動的條件下,生產(chǎn)率和勞動報酬高的發(fā)達(dá)地區(qū)吸引勞動力凈流入,導(dǎo)致市場競爭加劇,產(chǎn)出又被更多的勞動者分享,致使人均收入降低;欠發(fā)達(dá)地區(qū)由于勞動力凈流出,產(chǎn)出由更少的勞動者分享,致使人均收入提高。二是生產(chǎn)率提升效應(yīng)。隨著欠發(fā)達(dá)地區(qū)的勞動力減少,有利于實現(xiàn)傳統(tǒng)生產(chǎn)部門的規(guī)模化和集約化經(jīng)營,促進邊際勞動生產(chǎn)率的提升,從而提高收入水平。三是知識溢出效應(yīng)。發(fā)達(dá)地區(qū)與欠發(fā)達(dá)地區(qū)之間存在顯著的技術(shù)水平落差,流入發(fā)達(dá)地區(qū)的工人通過“干中學(xué)”積累生產(chǎn)經(jīng)驗并學(xué)習(xí)先進管理理念,有利于傳統(tǒng)部門與現(xiàn)代部門之間的溝通交流,推動欠發(fā)達(dá)地區(qū)的生產(chǎn)技術(shù)和經(jīng)營理念創(chuàng)新,提高生產(chǎn)效率,實現(xiàn)產(chǎn)出與收入的雙贏。四是收入分享效應(yīng)。流向高生產(chǎn)率和高工資水平的發(fā)達(dá)地區(qū)的勞動者,可獲得更高的收入并將部分收益匯回戶籍地,促使欠發(fā)達(dá)地區(qū)分享發(fā)達(dá)地區(qū)的發(fā)展成果,縮小地區(qū)差距。
理論分析表明,城鎮(zhèn)化對地區(qū)間收入差距兼具擴張力與收縮力,在不同階段綜合效應(yīng)可能存在差異。長期來看,城鎮(zhèn)化對于縮小收入差距的促進作用可能更為突出,即城鎮(zhèn)化發(fā)展最終有利于地區(qū)間收入差距的收斂?;诖?,本文提出研究假設(shè)2。
H2:城鎮(zhèn)化對地區(qū)間收入差距存在雙重影響效應(yīng),但長期看城鎮(zhèn)化有助于縮小地區(qū)間收入差距。
1.基準(zhǔn)模型
為驗證H1和H2,設(shè)定基準(zhǔn)面板計量模型為:
其中:i表示不同省份;t表示年份;被解釋變量中,Theilit表示城鄉(xiāng)收入差距,RILit表示地區(qū)間收入差距;Urbanit、Urban2it分別表示核心解釋變量城鎮(zhèn)化水平及其二次項;Xit為控制變量;μi、ξt分別為個體效應(yīng)和時間效應(yīng);εit為隨機誤差項。
2.空間計量模型
根據(jù)人口推拉理論,城鎮(zhèn)化進程中勞動力流動不僅取決于收入預(yù)期和遷移成本,還受到具有空間鄰近性的語言文化等因素的影響[25],使城鎮(zhèn)化發(fā)展具有空間溢出效應(yīng)??紤]地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展水平差異,城鄉(xiāng)收入差距和地區(qū)間收入差距可能存在空間依賴性,忽視其空間溢出效應(yīng)易造成估計系數(shù)偏誤。因此,本文運用空間計量模型以準(zhǔn)確識別城鎮(zhèn)化影響收入差距的實際效應(yīng)。
設(shè)定空間計量模型之前,采用全局莫蘭指數(shù)(Moran'sI)檢驗變量的空間自相關(guān)性?;诮?jīng)緯度坐標(biāo)構(gòu)造反地理距離的空間權(quán)重矩陣(W),為盡可能保留空間權(quán)重矩陣的主要特征和避免權(quán)重矩陣因距離衰減而失去經(jīng)濟學(xué)解釋,利用矩陣最大特征根進行標(biāo)準(zhǔn)化處理。檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)變量均存在顯著的空間自相關(guān)性:城鄉(xiāng)收入差距的莫蘭指數(shù)處于0.3~0.5之間,地區(qū)間收入差距的莫蘭指數(shù)處于0.1~0.3之間,均在1%水平上顯著,說明城鄉(xiāng)及地區(qū)間收入差距存在顯著的空間依賴性,呈現(xiàn)“高—高”和“低—低”的空間集聚態(tài)勢;城鎮(zhèn)化水平的莫蘭指數(shù)在1%顯著性水平上處于0.2~0.3之間;除極個別年份外,控制變量的莫蘭指數(shù)基本在5%水平上顯著。上述結(jié)果表明變量均存在顯著的空間自相關(guān)性,有必要運用空間計量模型開展實證分析。
本文選取更具一般性的空間杜賓模型(SDM)進行實證分析,利用LR檢驗和Wald檢驗考察其能否簡化為空間滯后模型或空間誤差模型。在式(4)、式(5)的基礎(chǔ)上,設(shè)定空間杜賓模型為:
其中:W為標(biāo)準(zhǔn)化的反地理距離空間權(quán)重矩陣;WTheilit表示城鄉(xiāng)收入差距的空間滯后項;WRILit表示地區(qū)間收入差距的空間滯后項;ρ為被解釋變量的空間滯后系數(shù);WUrbanit、WUrban2itt分別表示城鎮(zhèn)化水平及其二次項的空間滯后項;WX為控制變量的空間滯后項;其他變量含義與式(4)、式(5)相同。
1.被解釋變量
(1)城鄉(xiāng)收入差距。國內(nèi)學(xué)者常采用基尼系數(shù)、城鄉(xiāng)收入比和泰爾指數(shù)來衡量城鄉(xiāng)收入差距,但只有泰爾指數(shù)將城鄉(xiāng)人口所占比重考慮在內(nèi),更適用于準(zhǔn)確測度我國城鄉(xiāng)收入差距[26]。本文選用更具針對性的城鄉(xiāng)收入泰爾指數(shù)作為城鄉(xiāng)收入差距的測度指標(biāo),以有效反映城鄉(xiāng)收入的變化及差距。在計算時先將城鎮(zhèn)人均可支配收入與城鎮(zhèn)人口數(shù)、農(nóng)村人均可支配收入與農(nóng)村人口數(shù)相乘,得到城鎮(zhèn)和農(nóng)村總收入,進一步計算得到城鄉(xiāng)收入泰爾指數(shù)。泰爾指數(shù)值越大,說明城鄉(xiāng)收入不均衡程度越高。
(2)地區(qū)間收入差距。借鑒Griffith等(2004)[27]提出的以非前沿地區(qū)與前沿地區(qū)之比測度技術(shù)差距的方法以及Bourlès等(2013)[28]提出的以最優(yōu)行業(yè)與其他行業(yè)之比衡量生產(chǎn)率差距的方法,鑒于上海市人均可支配收入在研究期內(nèi)始終高居首位,選取上海市作為前沿地區(qū),以各地區(qū)人均可支配收入與前沿地區(qū)人均可支配收入的比值(即相對收入水平)作為地區(qū)間收入差距的測度指標(biāo)。相對收入水平的取值范圍在0~1 之間,相對收入水平越低,說明該地區(qū)與前沿地區(qū)的收入差距越大;反之,說明地區(qū)間收入差距越小。
2.解釋變量
有關(guān)城鎮(zhèn)化水平的測度指標(biāo)主要有兩種:一是非農(nóng)業(yè)就業(yè)人口占總就業(yè)人口的比重,即就業(yè)城鎮(zhèn)化率;二是城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎?,即人口城?zhèn)化率。依據(jù)泰爾指數(shù)定義和數(shù)據(jù)可獲取性,本文選取常住人口城鎮(zhèn)化率(城鎮(zhèn)常住人口/總?cè)丝冢┖饬砍擎?zhèn)化水平。同時,在模型中引入城鎮(zhèn)化水平的二次項以識別城鎮(zhèn)化與收入差距之間的非線性關(guān)系。
3.控制變量
根據(jù)收入差距的相關(guān)理論,本文選取以下5個可能對收入差距造成影響的控制變量。
(1)經(jīng)濟發(fā)展水平。采用人均GDP 衡量,利用消費者價格指數(shù)進行縮減。在我國城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)條件下,經(jīng)濟發(fā)展會對收入差距產(chǎn)生深刻影響。
(2)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù)測度,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化帶來新的工作崗位,吸引大量勞動力流入;同時,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級會淘汰一些夕陽產(chǎn)業(yè),提高對勞動力素質(zhì)的要求,從而影響收入分配差距。借鑒藍(lán)慶新和陳超凡(2013)的做法[29],定義產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù)為:
其中:Ii(i=1,2,3)分別代表三次產(chǎn)業(yè)的增加值所占比重;Indu的取值范圍在1~3之間,越趨近于1說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次越低,越趨近于3說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次越高。
(3)人力資本水平。采用勞動從業(yè)人員平均受教育年限來代表,大量實證研究表明,人力資本投資通過改進勞動力質(zhì)量來提高勞動生產(chǎn)率,成為影響收入差距的重要因素[30]。
(4)經(jīng)濟開放度。采用進出口總額與GDP 的比值衡量,反映貿(mào)易的全球化水平。張漢林和袁佳(2011)[31]研究了經(jīng)濟全球化對中國收入分配的影響,認(rèn)為貿(mào)易全球化短期內(nèi)會加劇收入分配失衡,長期則有助于抑制居民收入差距的擴大。
(5)政策干預(yù)度。以財政支出占GDP 的比重測度,國家及地方政府實施的各項經(jīng)濟政策也對收入分配格局造成一定影響。
研究數(shù)據(jù)來源于中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(CNRDS)、歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國城市統(tǒng)計年鑒》,涵蓋2000—2020 年我國31 個省份(不包括港澳臺地區(qū))數(shù)據(jù)。2013年,國家統(tǒng)計局實施了城鄉(xiāng)一體化住戶調(diào)查制度,對農(nóng)村居民收入的統(tǒng)計口徑進行了調(diào)整,以農(nóng)村人均可支配收入作為農(nóng)村人均純收入的替代指標(biāo)。由于無法對農(nóng)村居民收入的統(tǒng)計口徑作出合理修正,故將兩個指標(biāo)結(jié)合使用。2000—2004 年常住人口城鎮(zhèn)化率數(shù)據(jù)參考林堅(2010)[32]的做法,利用人口普查數(shù)據(jù)修正后得到。
各變量的基本描述性統(tǒng)計見表1所列。
表1 變量描述性統(tǒng)計
為準(zhǔn)確估計城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng),需判斷空間杜賓模型的合理性。先估計不包含空間依賴性的面板模型作為基準(zhǔn)模型,再計算LM統(tǒng)計量和LR統(tǒng)計量,穩(wěn)健的LM檢驗在1%顯著性水平上拒絕了沒有空間自相關(guān)和空間誤差項的原假設(shè);根據(jù)LR檢驗結(jié)果,空間固定效應(yīng)模型和時間固定效應(yīng)模型在1%的顯著性水平上都拒絕原假設(shè),說明適合選用時空固定效應(yīng)模型。Wald 檢驗和LR檢驗在1%的顯著性水平均拒絕原假設(shè),表明空間杜賓模型不適合簡化為空間滯后模型和空間誤差模型。Hausman檢驗在1%的顯著性水平上拒絕隨機效應(yīng)模型,進一步證明選用固定效應(yīng)的空間杜賓模型較為合適。
在模型估計過程中,采用極大似然估計法以盡量減少內(nèi)生性問題引致的估計偏差。對于時空固定效應(yīng)模型,當(dāng)樣本量和時間跨度都較大時估計結(jié)果可能有偏差,故對基于似然函數(shù)最大化的參數(shù)估計結(jié)果進行偏誤修正[33]。本文報告了空間杜賓模型的估計結(jié)果,并進一步測算了直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng),具體見表2所列。
表2 城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的估計結(jié)果
城鄉(xiāng)收入差距的空間滯后系數(shù)(ρ)在1%水平上顯著為正,表明城鄉(xiāng)收入差距具有空間依賴性和空間溢出效應(yīng),鄰近省份較小的城鄉(xiāng)收入差距有利于縮小本省的城鄉(xiāng)收入差距。鑒于城鎮(zhèn)化水平與城鄉(xiāng)收入差距可能存在“倒U”型曲線關(guān)系,模型中引入城鎮(zhèn)化水平的二次項加以識別。在5%水平上,城鎮(zhèn)化水平對城鄉(xiāng)收入差距的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均顯著為正;城鎮(zhèn)化水平二次項的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均顯著為負(fù),表明考慮空間自相關(guān)性后,城鎮(zhèn)化對本地區(qū)及周邊地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)符合“倒U”型特征,與理論分析結(jié)論相一致。
Lind 和Mehlum(2010)[34]指出,僅通過考察一次項和二次項的系數(shù)來判定“倒U”型關(guān)系是不夠嚴(yán)謹(jǐn)?shù)模蔬M一步依據(jù)其提出的檢驗“倒U”型關(guān)系的三個標(biāo)準(zhǔn),對城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間“倒U”型關(guān)系的真實性進行驗證。檢驗結(jié)果表明:城鎮(zhèn)化水平的總效應(yīng)門檻值為46.5%,95%的置信區(qū)間為[41.3%,51.1%],處于城鎮(zhèn)化水平的樣本取值范圍[19.3%,89.6%]內(nèi);城鎮(zhèn)化水平—城鄉(xiāng)收入差距曲線斜率在樣本取值的最小處和最大處均足夠陡峭;同時,檢驗結(jié)果在1%顯著性水平上拒絕了“城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間表現(xiàn)為單調(diào)或‘U’型關(guān)系”的原假設(shè)。綜上,意味著在城鎮(zhèn)化“積極效應(yīng)”和“消極效應(yīng)”的共同作用下,城鄉(xiāng)收入差距的確經(jīng)歷一個先擴大后縮小的“倒U”型曲線變化過程,H1得以證實。
控制變量的直接效應(yīng)顯示,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和人力資本水平的提升能夠顯著縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距,而經(jīng)濟發(fā)展水平和政策干預(yù)度的提高則會擴大本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。從間接效應(yīng)來看,經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟開放度都有顯著的空間溢出效應(yīng),表明其不僅直接影響本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距,對周邊地區(qū)也具有溢出效應(yīng)。
以反映地區(qū)收入差距的相對收入水平作為被解釋變量,空間杜賓模型的估計結(jié)果見表3 所列。空間自相關(guān)系數(shù)通過1%的顯著性水平檢驗,穩(wěn)健的LM檢驗在1%顯著性水平上拒絕了不具備空間自相關(guān)和空間誤差項的原假設(shè);LR檢驗在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè),說明空間杜賓模型的擬合效果更好。同樣,對基于似然函數(shù)最大化的參數(shù)估計結(jié)果進行偏誤修正。為保證經(jīng)濟含義的一致性,控制變量均以相對水平形式(各地區(qū)與前沿地區(qū)的比值)加入模型。
表3 城鎮(zhèn)化與地區(qū)間收入差距的估計結(jié)果
地區(qū)相對收入水平的空間滯后系數(shù)(ρ)在1%水平上顯著為正,表明地區(qū)間收入差距存在空間溢出效應(yīng),鄰近省份的相對收入水平提高有助于提升本省的相對收入水平。城鎮(zhèn)化水平系數(shù)和直接效應(yīng)均在1%水平上顯著為正,直接效應(yīng)為0.392,意味著城鎮(zhèn)化水平提高1%,本地區(qū)相對收入水平將提高0.392%,即地區(qū)間收入差距縮小0.392%。這說明城鎮(zhèn)化水平的提高有利于提高本地區(qū)相對于前沿地區(qū)的收入水平,縮小地區(qū)間收入差距,與理論分析結(jié)論相一致。究其原因,主要在于城鎮(zhèn)化引致的勞動報酬均衡效應(yīng)、生產(chǎn)率提升效應(yīng)、知識溢出效應(yīng)和收入分享效應(yīng)的綜合作用。城鎮(zhèn)化水平的間接效應(yīng)顯著為負(fù),表明城鎮(zhèn)化發(fā)展具有降低周邊地區(qū)相對收入水平的傾向,這與地區(qū)間勞動力市場的激烈競爭有關(guān)。與此同時,城鎮(zhèn)化水平的總效應(yīng)在1%水平上顯著為正,表明城鎮(zhèn)化影響本地區(qū)及周邊地區(qū)相對收入水平的平均效應(yīng)呈現(xiàn)積極態(tài)勢,總體上有利于縮小地區(qū)間收入差距。由此,長期來看,城鎮(zhèn)化導(dǎo)致地區(qū)間收入差距的“收縮效應(yīng)”終將超越“擴張效應(yīng)”,從而有利于地區(qū)間收入差距的收斂,H2得以證實。
控制變量的直接效應(yīng)顯示,經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和人力資本水平的提升能夠顯著提高本地區(qū)的相對收入水平,而經(jīng)濟開放度的提升會降低本地區(qū)的相對收入水平。此外,經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和政策干預(yù)度都具有顯著的間接效應(yīng),說明其不僅直接影響本地區(qū)的相對收入水平,對周邊地區(qū)也具有溢出效應(yīng)。
本文采用雙向固定效應(yīng)的空間杜賓模型有利于緩解由遺漏變量引致的內(nèi)生性問題??紤]城鄉(xiāng)收入差距和地區(qū)間收入差距可能對城鎮(zhèn)化進程存在反向作用,進一步導(dǎo)致內(nèi)生性問題,參考姚玉祥和吳普云(2019)的做法[35],選取地形起伏度作為工具變量,采用系統(tǒng)廣義矩估計法(System-GMM)進行估計檢驗。地形起伏度作為自然形成的、客觀存在的外生變量,會對交通運輸和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)產(chǎn)生影響,與城鎮(zhèn)化發(fā)展存在明顯的相關(guān)性[36],是一個合適的工具變量。根據(jù)LM檢驗和Hansen J檢驗結(jié)果,通過“不可識別”檢驗和“過度識別”檢驗,證明了工具變量的有效性。
進一步采用兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗。一是替換被解釋變量的測度指標(biāo),將城鄉(xiāng)收入差距的測度指標(biāo)由泰爾指數(shù)替換為城鄉(xiāng)實際收入比(城鎮(zhèn)人均實際可支配收入/農(nóng)村人均實際可支配收入)(1);由于地區(qū)間收入差距可能受直轄市的特殊地位影響,剔除4 個直轄市后,選取浙江省作為前沿地區(qū)構(gòu)造新的相對收入水平指標(biāo)(各地區(qū)人均可支配收入/浙江省人均可支配收入),重新進行估計檢驗。二是替換空間權(quán)重矩陣,利用(0,1)鄰接關(guān)系和反經(jīng)濟距離(2)的形式代替反地理距離方式分別構(gòu)造空間權(quán)重矩陣,重新進行估計檢驗。內(nèi)生性與穩(wěn)健性檢驗結(jié)果見表4所列。
表4 內(nèi)生性處理與穩(wěn)健性檢驗的主要估計結(jié)果
引入工具變量后,城鎮(zhèn)化水平的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)的估計結(jié)果與前述結(jié)果基本一致,系數(shù)在5%水平上通過顯著性檢驗,表現(xiàn)出較強的穩(wěn)健性,證明研究結(jié)論較為可靠。替換城鄉(xiāng)收入差距的測度指標(biāo)并未影響城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U”型關(guān)系,估計得到城鎮(zhèn)化水平的總效應(yīng)門檻值為49.3%,95%的置信區(qū)間為[44.1%,54.3%],“倒U”型關(guān)系較為穩(wěn)健。替換地區(qū)收入差距的測度指標(biāo)后,城鎮(zhèn)化水平的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)都顯著為正,表明城鎮(zhèn)化水平的提高有利于提升本地區(qū)及周邊地區(qū)的相對收入水平,縮小地區(qū)間收入差距。變換空間權(quán)重矩陣后,模型中各變量的系數(shù)符號基本未變,證明了估計結(jié)果的穩(wěn)健性。
結(jié)合我國實際數(shù)據(jù),考察城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距、地區(qū)間收入差距之間的關(guān)系。利用省域面板數(shù)據(jù)計算2000—2020年全國城鄉(xiāng)收入泰爾指數(shù)和地區(qū)相對收入水平的均值,結(jié)合城鎮(zhèn)化水平,觀察其動態(tài)變化規(guī)律。本文分別呈現(xiàn)了城鎮(zhèn)化與泰爾指數(shù)、城鎮(zhèn)化與相對收入水平之間的關(guān)系,如圖1所示。
圖1 城鎮(zhèn)化與收入差距之間關(guān)系的實際考察
隨著城鎮(zhèn)化水平的不斷提高,城鄉(xiāng)收入泰爾指數(shù)的變動大體符合“倒U”型曲線特征,城鄉(xiāng)收入差距由擴大轉(zhuǎn)為縮小的城鎮(zhèn)化率門檻值大致位于2007年的45.8%,這與空間杜賓模型估計出的城鎮(zhèn)化率總效應(yīng)門檻值46.5%較為接近。城鎮(zhèn)化率與地區(qū)相對收入水平之間呈現(xiàn)明顯的正相關(guān)關(guān)系,意味著隨著城鎮(zhèn)化水平的不斷提高,地區(qū)相對收入水平逐步拉近,城鎮(zhèn)化有利于地區(qū)間收入差距的收斂。
基于我國實際數(shù)據(jù)的考察,同樣驗證了城鎮(zhèn)化進程與城鄉(xiāng)收入差距之間的“倒U”型關(guān)系,以及城鎮(zhèn)化對于促進地區(qū)間收入差距收斂的積極作用,進一步證明了研究結(jié)論的可信度和有效性。截至2019年,我國除西藏外30個省份(不包括港澳臺地區(qū))的城鎮(zhèn)化率均突破城鄉(xiāng)收入差距由升轉(zhuǎn)降的門檻值,意味著城鎮(zhèn)化的進一步推進將持續(xù)縮小城鄉(xiāng)收入差距;同時,長期來看,城鎮(zhèn)化有利于改善地區(qū)間收入不均衡狀況,推進收入分配視角的共同富裕。
在刻畫城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)及地區(qū)間收入差距影響效應(yīng)的基礎(chǔ)上,對城鎮(zhèn)化與總體收入差距之間的關(guān)系進行拓展分析。由于反映社會整體收入差距的基尼系數(shù)為時序數(shù)據(jù),直接建立計量模型容易造成偽回歸問題,故采用省域總體居民收入基尼系數(shù)進行分析。從城鄉(xiāng)視角看,該指標(biāo)涵蓋了農(nóng)村內(nèi)部、城市內(nèi)部及城鄉(xiāng)之間收入差距;從地區(qū)視角看,包含了地區(qū)內(nèi)部、地區(qū)之間的收入差距。因此,基尼系數(shù)能夠全面綜合地反映居民收入分配均衡狀況,即共同富裕的實現(xiàn)程度。本文以基尼系數(shù)衡量總體居民收入差距,借鑒田衛(wèi)民(2012)[37]的測算方法,先計算出各省份城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的收入基尼系數(shù),再利用分組加權(quán)法計算出總體收入基尼系數(shù)。
依據(jù)前文分析,城鄉(xiāng)收入差距和地區(qū)間收入差距都存在顯著的空間自相關(guān)性,總體收入差距同樣可能存在明顯的空間依賴性。本文構(gòu)建空間杜賓模型考察城鎮(zhèn)化對總體收入差距的影響效應(yīng),引入城鎮(zhèn)化水平二次項以識別潛在的非線性關(guān)系,估計結(jié)果見表5所列。
表5 空間杜賓模型的估計結(jié)果
城鎮(zhèn)化水平直接效應(yīng)和總效應(yīng)的一次項及二次項系數(shù)均通過5%的顯著性水平檢驗,一次項系數(shù)為正,二次項系數(shù)為負(fù),表明城鎮(zhèn)化與總體居民收入差距之間存在著“倒U”型關(guān)系。隨著城鎮(zhèn)化進程的推進,其對總體居民收入差距的影響存在一個拐點,在城鎮(zhèn)化初期會加大居民收入的不均等程度,當(dāng)城鎮(zhèn)化達(dá)到較高水平后有利于改善社會收入分配格局。根據(jù)Lind 和Mehlum(2010)的檢驗標(biāo)準(zhǔn)[34],城鎮(zhèn)化水平總效應(yīng)的拐點大致為53.8%,95%的置信區(qū)間為[49.1%,58.3%],說明城鎮(zhèn)化影響本地區(qū)及周邊地區(qū)總體收入差距的平均效應(yīng)呈現(xiàn)先抑制后改善的變動態(tài)勢。原因在于:城鎮(zhèn)化初期,城鄉(xiāng)收入差距在總體收入差距中所占比重較高[35],城鄉(xiāng)收入差距的拉大將導(dǎo)致社會整體收入分配失衡;隨著城鎮(zhèn)化進程的不斷深入,城鎮(zhèn)化對縮小收入差距的積極效應(yīng)愈發(fā)凸顯,城鄉(xiāng)收入差距和地區(qū)間收入差距均呈現(xiàn)收斂態(tài)勢,從而有助于縮小總體收入差距。實際上,2014 年中國城鎮(zhèn)化水平已達(dá)到54.7%,跨越了這一拐點值,意味著現(xiàn)階段中國城鎮(zhèn)化進程已處于總體收入差距下行的通道,能夠起到促進收入分配均等化的積極作用。
為進一步驗證城鎮(zhèn)化與總體收入差距之間“倒U”型關(guān)系的真實性,仍需考察不同總體收入差距水平下城鎮(zhèn)化的影響效應(yīng)。在分位數(shù)模型的基礎(chǔ)上,將總體收入差距的空間滯后項引入解釋變量中,構(gòu)建空間分位數(shù)模型進行分析。為緩解內(nèi)生性問題,采用兩階段分位數(shù)回歸法(2SQR)進行估計[38]。設(shè)定具體模型為:
其中:Giniit表示總體居民收入差距,采用基尼系數(shù)測度,該值越大說明總體收入不均等程度越高;Qτ(Giniit)為總體居民收入差距的τ分位數(shù);ρτ為空間滯后項的τ分位數(shù)系數(shù);β1τ、β2τ分別為城鎮(zhèn)化水平和控制變量的τ分位數(shù)系數(shù);W為標(biāo)準(zhǔn)化的反地理距離空間權(quán)重矩陣;其他變量含義與式(5)相同。
空間分位數(shù)模型估計結(jié)果見表6 所列。可以發(fā)現(xiàn),空間滯后項(ρ)在各個分位點上均通過5%水平的顯著性檢驗,說明總體居民收入差距存在較強的空間溢出效應(yīng),不考慮空間自相關(guān)性會導(dǎo)致估計結(jié)果偏誤。在空間分位數(shù)模型中,不同分位點下城鎮(zhèn)化對總體居民收入差距的影響效應(yīng)呈現(xiàn)異質(zhì)性。在25%~50%分位點上,城鎮(zhèn)化水平系數(shù)顯著為正且系數(shù)呈下降態(tài)勢;在75%~90%分位點上,該系數(shù)顯著為負(fù)且系數(shù)絕對值呈上升態(tài)勢。
表6 空間分位數(shù)模型的估計結(jié)果
為更直觀地反映城鎮(zhèn)化對總體居民收入差距影響的變動趨勢,繪制城鎮(zhèn)化水平系數(shù)隨分位點的變動趨勢圖,如圖2所示。
圖2 城鎮(zhèn)化影響總體居民收入差距的空間分位數(shù)回歸趨勢
由圖2可見,城鎮(zhèn)化水平系數(shù)呈現(xiàn)波動下降態(tài)勢,大致在50%分位點處由正轉(zhuǎn)負(fù)。起初在收入均衡程度較高時,城鎮(zhèn)化對總體收入差距是正向影響,城鎮(zhèn)化進程會顯著擴大總體收入差距;隨著收入不均衡程度的加大,城鎮(zhèn)化的影響效應(yīng)逐步下降并最終由正轉(zhuǎn)負(fù),逐漸起到縮小總體收入差距的積極作用??梢?,城鎮(zhèn)化與總體居民收入差距之間確實存在“倒U”型關(guān)系,城鎮(zhèn)化水平的進一步提升將有利于改善社會收入分配格局,促進共同富裕。
本文遵循“理論機制—實證檢驗”的邏輯主線,基于收入差距視角力圖回答“城鎮(zhèn)化能否促進共同富?!边@一焦點問題。研究結(jié)果表明:第一,城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間存在穩(wěn)健的“倒U”型關(guān)系,城鎮(zhèn)化影響城鄉(xiāng)收入差距的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均符合“倒U”型特征,城鄉(xiāng)收入差距由擴大轉(zhuǎn)為縮小的城鎮(zhèn)化率總效應(yīng)門檻值為46.5%;第二,城鎮(zhèn)化影響地區(qū)間收入差距的直接效應(yīng)和總效應(yīng)顯著為正,間接效應(yīng)顯著為負(fù),表明城鎮(zhèn)化發(fā)展具有提高本地區(qū)相對收入水平和降低周邊地區(qū)相對收入水平的傾向,總體上有利于促進地區(qū)間收入差距的收斂;第三,城鎮(zhèn)化進程與總體居民收入差距之間存在“倒U”型關(guān)系,拐點出現(xiàn)在53.8%的城鎮(zhèn)化率附近,表明城鎮(zhèn)化初期會擴大總體收入差距,當(dāng)城鎮(zhèn)化到達(dá)較高水平后有利于改善社會收入分配格局,促進共同富裕。
基于以上研究結(jié)論,本文提出如下對策建議:其一,合理化解阻礙勞動力自由流動的制度難題,有效發(fā)揮城鎮(zhèn)化縮小收入差距的促進作用。有序引導(dǎo)農(nóng)村剩余勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移,讓欠發(fā)達(dá)地區(qū)的居民能夠充分自由地選擇到收入最大化的地方去就業(yè)和生活,促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的集約化、規(guī)模化發(fā)展。其二,探索構(gòu)建區(qū)域間利益共享機制,充分發(fā)揮地區(qū)比較優(yōu)勢。實施城市群、大都市圈等區(qū)域一體化戰(zhàn)略,逐步形成區(qū)域協(xié)作網(wǎng)絡(luò),不斷優(yōu)化生產(chǎn)要素空間配置,強化中心大城市的輻射帶動作用。其三,堅持以人為核心的發(fā)展理念,城鎮(zhèn)化發(fā)展速度與質(zhì)量并舉。合理化解城鎮(zhèn)化進程中的戶籍歧視與就業(yè)歧視,加快農(nóng)村轉(zhuǎn)移人口市民化,努力實現(xiàn)效率與公平兼容,推動實現(xiàn)全體人民共同富裕。