對外開放、交通便利度與城鄉收入差距關系的實證研究*——基于絲綢之路經濟帶沿線9省區的面板數據分析

李泉 王占學

改革開放36年特別是近10年來，中國城鄉居民收入取得了突破性增長，城鄉居民生活水平得到了顯著提高。李克強總理《政府工作報告》的數據顯示，2014年城鎮居民人均可支配收入實際增長7%，農村居民人均純收入實際增長9.3%，城鄉居民收入差距繼續縮小。然而時至今日，長期阻礙中國經濟可持續發展的城鄉二元體制結構形態仍未得到徹底改變，城鄉收入差距仍然是顯著制約中西部地區城鄉區域協同跨越發展的關鍵因素。盡管西部大開發戰略已進入深入推進的“第二季”，西部地區的基礎設施建設、生態環境條件和科教文衛事業等有了明顯改善，對外開放程度也得到進一步加深，但是與之相應的是，西部地區的城鄉收入差距仍然存在繼續拉大的趨勢。2013年9月，絲綢之路經濟帶戰略構想的提出，為沿線各省區帶來了新的發展機遇。絲綢之路經濟帶的構想直接對接中亞、延伸至南亞和歐洲，有助于建成連接南亞、中亞和西亞的跨區域交通運輸與經濟發展網絡，使中國和西亞、中亞和南亞各國之間形成大尺度的經濟合作區域。就國內而言，絲綢之路經濟帶沿線地區大多為中國西部經濟相對落后的省區，存在著經濟地理差異巨大、民族多元文化并存、區域內發展不均衡等諸多問題。絲綢之路經濟帶這一國家戰略構想的提出，必將促進沿線區域開放程度的進一步提升、區域分工合作的進一步加強和沿線區域基礎設施網絡的進一步完善。在絲綢之路經濟帶建設巨大的政策紅利背景下，對外開放、交通條件會對沿線區域城鄉收入差距產生哪些影響，需要我們立足現實進行系統研究和深入探討。通過對2002-2012年絲綢之路經濟帶沿線9 省區面板數據的實證分析，以期對此重要問題做以事實性描述和理論闡釋。

一、已有研究文獻回顧與分析工具評述

城鄉區域發展問題是人類社會發展中最基本和最重要的問題，也是發展經濟學、區域經濟學和經濟地理學中關于現代化理論研究和當今社會不同領域的人們致力于探討的關鍵和核心問題?；谡J識背景和研究目標的差異，不同學者、階層對城鄉差距問題的探討融入了不同的內容并形成不同的理解?？v觀國內外學者關于城鄉收入差距影響因素的研究歷程，從分析工具的角度來看，可以將其簡要劃分為以下三個階段。

第一階段是線性回歸模型階段。這一階段的學者大多數認為城鄉收入差距及其影響因素之間的關系是直線型的，并且采用普通最小二乘法對部分地區的截面數據進行實證分析。其中，具有代表性的學者有：Aghion 和 Bolton［1］通過相關實證研究得出資本積累與收入不平等之間存在倒U關系，即在資本積累的前期，收入不平等會加大，經過一段時間的原始積累，資本積累達到某一存量之后，收入分配差距會變小。李子奈等［2］采用部分地區截面數據對農村居民、城鎮居民收入差異與經濟發展水平之間的關系進行實證研究的結果表明，農村居民收入與經濟發展呈倒U關系，而城鎮居民收入與經濟發展的倒U 關系較弱。線性回歸模型在學者們研究城鄉收入差距的過程中曾起到過重要的作用，然而這個模型的理論缺陷是沒有考慮到時間序列的非平穩問題。大多數的時間序列是非平穩的，而用非平穩變量進行回歸分析會降低檢驗的功效，最終導致虛假回歸的問題。

圖1 絲綢之路經濟帶沿線九省城鄉收入比

第二階段是單純時序分析階段。在這個階段，學者們為了避免偽回歸問題，開始采用單位根檢驗、協整模型和誤差修正模型來消除時間序列的非平穩性，確?；貧w能夠真實地反映城鄉收入差距及其影響因素之間存在的均衡關系。如程開明、李金昌［3］利用1978-2004年的時序數據進行計量分析后發現，城市化和城市偏向是導致城鄉收入差距擴大的原因。但是，單純時間序列分析存在的問題是樣本十分有限，并且過于突出時間因素而不考慮外界的因素影響，存在著預測誤差的缺陷，當遇到外界發生較大變化，往往會產生較大偏差，大大降低了檢驗結果的可靠性。

第三階段是面板數據分析階段。面板數據可以同時反映城鄉收入差距在時間和截面單元兩個方向上的變化規律以及不同時間、不同單元的特性，克服了時間序列分析中的多重共線性的問題，提高了單位根檢驗和協整檢驗的準確度，從而使面板數據模型逐漸成為近代學者用來分析城鄉收入差距影響因素的主要方法。Clark［4］等首次對全球90 多個國家的金融發展和收入差距之間的關系進行了實證研究，結果表明金融發展會顯著降低收入差距。劉榮添［5］基于1978-2004年全國30個省份的面板數據，對城鄉居民收入差距、人均GDP 和人均GDP 對數這三個變量分別進行GMM 的自回歸分析，發現全國及東中西三大地區的城鄉居民收入差距與人均GDP 之間呈庫茲涅茨倒U 變化。楊新銘和周云波［6］則運用1995-2005年分省數據進行面板分析，發現技術進步向城鎮低人力資本傾斜、有利于縮小城鄉收入差距的結論。闞大學和羅良文［7］運用1990-2010年省級面板數據，實證研究了人力資本對FDI與城鄉收入差距的影響。潘希宏［8］等使用1997-2009年中國30個省級行政區的數據，研究了財產性收入和市場化進程對于我國城鄉收入差距的影響。

反思和檢討以上各類分析工具，針對城鄉收入差距問題的研究，本文在選取對外開放程度指標時并沒有單純選取外商直接投資或者對外貿易，而是選取了兩者在區域經濟中的比重作為解釋變量。同時，本文根據絲綢之路經濟帶沿線的省區發展實際以及絲綢之路經濟帶引致的交通紅利，引入交通便利度這一指標來研究區域交通發展對于區域城鄉收入差距的影響。

二、指標選取

對于反映城鄉居民收入差距的指標，主要包括絕對指標和相對指標。在絕對指標中，大多數學者選擇城鎮居民可支配收入和農村居民純收入之差來衡量。但是，城鎮居民可支配收入僅僅只是城鎮居民收入的一部分，并沒有包括城鎮居民享有的住房、醫療等隱性福利，因而用城鎮居民可支配收入作為衡量城鎮居民收入的標準，顯然低估了這一收入。另一方面，農村居民純收入并沒有扣除農村居民來年用于生產的投入和成本，因而高估了農村居民收入。因此，使用絕對指標衡量城鄉居民收入差距是不合適的。另一種指標是相對指標，相對指標主要包括城鄉居民收入比、城鄉居民收入差距基尼系數等。王少平、歐陽志剛［9］指出，城鄉居民收入比指標沒有反映城鄉人口所占的比重，不能準確度量城鄉居民收入差距；城鄉居民基尼系數指標的主要缺點在于其不能反映個別收入階層的收入分配變動情況，對于衡量低收入階層的收入比重的變化不夠敏感。相對于這兩個指標，泰爾指數指標對兩端收入的變動比較敏感，因而能更好地度量城鄉收入差距。本文選取泰爾指數作為衡量城鄉居民收入分配差距的指標，泰爾指數是各地區的收入份額與人口份額之比的對數的加權和，權數為收入份額。用代數形式表達即為：

其中：TLit表示i地區t時期的泰爾指數，Incij.t是i地區城鎮和農村的收入（當j=1 表示城鎮、j=2 表示農村），Inci.t是i 地區t 時期的總收入。相應的Poptj.t是i地區t時期城鎮和鄉村的人口（j=1表示城鎮、j=2表示農村），Popi.t是i地區t時期的總人口。

針對對外開放程度的衡量，本文摒棄了之前學者僅僅采用FDI或者對外貿易額度作為對外開放程度的衡量指標，選取進出口貿易總額與外商直接投資于地區國內生產總值之間的比值作為衡量該地區對外開放程度的指標，這樣可以更全面的反映區域對外開放程度。公式如下：

其中，Openit表示i 地區t年的對外開放程度。代表i 地區t年度對外貿易總額與接受外商直接投資總額之和。GDPit代表i 地區t年國內生產總值。這一指標間接地表示了，這一地區經濟增長中的外部依賴度，近似的表示了對外開放程度。

對于交通通達度的衡量指標，本文參照封志明［10］提出的方法，選取絲綢之路經濟帶沿線九省的交通通達度作為關鍵指標。出于分省數據獲得性的考慮，此處選擇了樣本各省區交通密度指數指標用來衡量其交通通達度水平。其代數表達式如下：

其中，Traspit用來衡量交通通達度對于城鄉收入差距的影響。Xit1、Xit2、Xit3分別表示示i地區 t時期的鐵路、公路、航運總里程，Areait表示i 地區的區域面積。α、β、γ分別表示鐵路、公路、航運的權重。

三、模型建立與實證分析

選取絲綢之路經濟帶沿線西部9 省區2002-2012年的面板數據，以城鄉收入差距的自然對數LnTLit作為被解釋變量，來度量i橫截面上的城鄉收入差距。選取對外開放程度的自然對數值LnOpenit作為其中一個關鍵解釋變量，以此度量經濟的對外開放程度和對外依存度，其對應的斜率系數反映因對外開放程度的相對變化而導致的城鄉收入差距的相應變化。以交通通達度的自然對數LnTraspit為另一個關鍵變量，以此度量該地區的交通通達性，其對應的斜率系數反映由于交通設施因素的相對變化而導致城鄉收入差距的相應變化。由于對外開放程度對城鄉財產性收入差距的效應依賴于地區的交通通達程度，故定義對外開放程度與交通通達度的交互項作為解釋城鄉收入差距的自變量之一?？紤]到對外開放和交通通達度對于城鄉收入差距的非完全線性影響，此處引入兩個關鍵變量的平方項。由于對外開放程度對城鄉財產性收入差距的效應依賴于地區的交通通達程度，因此，我們定義市場化程度與經濟增長的交互項作為解釋城鄉收入差距的變量之一。建立如下面板數據模型：

表1 鐵路、公路、航運占比權重

其中，αi代表固定效應，LnTLit表述i 地區 t年泰爾指數的對數，反映了城鄉收入差距。LnOpenit表示i 地區t年對外開放程度的對數。LnTraspit表示i地區t年交通通達水平的對數。εit為殘差項。

表2 主要變量的描述性統計

（一）面板單位根檢驗

為了避免由于非平穩的經濟時間序列往往表現出共同的變化趨勢，而這些序列間本身不一定有直接的關聯，此時對這些數據進行回歸，盡管有較高的R平方，但其結果可能沒有任何實際意義的偽回歸問題，必須先對各面板序列的平穩性進行檢驗。此處使用LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher方法進行面板單位根檢驗。

表3 面板數據單位根檢驗

面板單位根檢驗的結果表明，所有變量的一階差分都在1%的顯著水平下通過了檢驗，說明所有變量都是一階單整變量。

（二）面板協整檢驗與估計

根據協整理論，如果兩個非平穩序列是同階單整的且存在協整關系，則這兩個非平穩序列之間就存在長期穩定的關系。由單位根檢驗的結果可知，雖 然 變 量 LnTLit 與 變 量 LnOpenit、LnTraspit、LnOpenit2、LnTraspit2和 變 量 LnOpenit*LnTraspit 的原序列不是平穩的，但是其一階差分是平穩的，因而可以通過協整檢驗來確定它們之間是否存在長期均衡關系。采用 Pedroni 和Kao［11］提出的面板數據檢驗方法對數據進行協整檢驗。該檢驗方法包括7 個面板數據協整檢驗統計量，4 個組內統計量panel v-stat、Panel rho-stat、panel pp-stat、panel adf-stat 和 3 個組間統計量 group prho-stat、Group pp-stat、group adf-stat。在小樣本中（T＜20）panel adf-stat 和group adf-stat 的檢驗效果最好，而panel v-stat 和group rho-stat 的檢驗效果最差。因而，當兩者的檢驗結果不一致時，一般以前者作為標準。因此采用panel adf-stat 和group adf-stat 作為統計量，其余五個僅作參考。

表4 面板數據協整檢驗

表4給出了絲綢之路經濟帶沿線9省區的城鄉收入差距對對外開放程度、交通通達度、對外開放程度的二次方項、交通通達度的二次方項及對外開放程度和交通通達度的交互項進行回歸的檢驗結果。從回歸的檢驗結果來看，所有回歸模型擬合良好，Panel ADF-stat 和 Group ADF-Stat 統計量均在1%的顯著水平上拒絕“不存在協整關系”的原假設，說明對外開放程度和交通通達度以及他們的二次方項和交互項同城鄉收入差距之間存在長期的均衡關系。與此同時，Kao 面板協整檢驗的結果也表明在1%的顯著水平上拒絕原假設，進一步支持了變量之間存在面板協整關系的結論。

（三）面板協整方程的估計

協整檢驗結果表明變量LnTLit與變量LnOpenit、LnTraspit、LnOpenit2、LnTraspit2和變量LnOpenit*LnTraspit之間存在長期穩定的均衡關系，并且模型回歸殘差是平穩的，排除了偽回歸的可能，從而可以對面板數據進行回歸。

面板數據模型的選擇通常有三種形式，即混合估計模型、固定效應模型和隨機效應模型。在面板數據模型形式的選擇上，此處采用F檢驗的方法來決定是選用混合模型還是選用固定效應模型，然后再用Hausman 檢驗的方法來確定是應該建立隨機效應模型還是建立固定效應模型。由檢驗結果可知，F 統計量為151.863364。而檢驗準則是：當F＞Fα（T-1，NT-T-k），α=0.01、0.05 或0.1 時，拒絕原假設。根據這個準則，應該建立個體固定效應模型。

表5給出了絲綢之路經濟帶沿線9省區的個體固定效應面板數據模型的回歸結果。從結果上看，對外開放程度LnOpenit的估計系數的符號是正值，為1.446767，并且這一回歸系數在統計上是顯著的。這表明，在絲綢之路經濟帶沿線各省區的對外開放程度每增加1%，這些地區的城鄉收入差距也會相應增加1.446767%。這是由于絲綢之路經濟帶建設給沿線九省區帶來的政策紅利會更多地傾向于城市，而不是農村。一旦這9 省區對外開放程度提高，對外貿易中的外商直接投資的增加必然會引起城市區域的外資部門的產業升級、就業增加和資本積累，進而會推動制造業以及與貿易有關的服務業有關的發展，而這些相關產業主要集中于城鎮地區。而與城市相對應的農村，則會出現大量低素質勞動力和低端產業的聚集。雙重作用的結果就是，擴大中國西部的對外開放程度主要有利于提高城鎮居民的收入，即在城鄉要素積累的差距和城市偏好政策這一大背景下的影響下，對外開放程度的提高，只會使西部9 省區城鄉收入差距進一步擴大。回歸方程中對外開放程度平方項的回歸系數也為正值，說明對外開放程度對城鄉收入差距的影響呈現遞增效應，即在長期內，對外開放程度的進一步改善會加速城鄉收入差距的擴大。

交通通達度LnTraspit的估計系數符號是負值，為-1.937668，但是交通通達度的二次項LnTraspit2的系數卻是正值，約為0.299。這表明在短期內，交通通達度的增加有利于縮小城鄉收入差距。但是，當交通通達度增加到一定程度時，隨著交通通達度的進一步增加，交通通達度對城鄉收入差距的縮減效應會得到延緩，即交通通達度和城鄉收入差距之間呈倒U型曲線的關系。這主要是因為：交通便利程度增加，有利于絲綢之路經濟帶沿線的西部9 省區區域內的資本、資源、先進技術等要素流入鄉村，也有利于農村的勞動力進入城市尋找更多的就業機會，增強了城鄉互動，推動貧窮落后的西部農村地區更好地鏈接現代經濟中心，促進分工和專業化生產，提高西部農村的發展水平和農民的收入水平，一定程度上降低西部9省區的城鄉收入差距。但是在長期內，絲綢之路經濟帶建設后期，隨著西部地區城鄉之間的基礎設施建設尤其是交通基礎設施建設的完善，西部城鄉間緊密的交通運輸網絡的建成，資源、勞動力、資本和技術等各種要素能在西部城鄉間自由流動。此時，交通通達度的增加對城鄉收入差距的縮減效應便會減弱。

表5 面板數據回歸結果

最后，對外開放程度與交通通達度的交互項LNOPEN*LNTRASP 的回歸系數為負值，表明交通發展遏制了對外開放程度對于城鄉收入差距的擴張效應，最終縮小了城鄉收入差距。這主要是因為隨著交通通達度的提高，城鄉之間投資機遇差別得到一定程度的改善，交通便利度與對外開放程度相結合，將有利于縮小城鄉收入差距。

四、結論與啟示

利用絲綢之路經濟帶沿線9省區2002-2012年的省際面板數據，通過實證研究對外開放程度和交通便利度對西部9 省區的城鄉收入差距的影響，可得出以下結論：1.單獨的對外開放程度的加深會加劇城鄉收入差距的擴大。2.單獨的交通通達度的增加也加劇了城鄉收入差距。3.在交通通達度增加與對外開放程度加深兩者的共同作用下，城鄉收入差距呈現出相反的變動趨勢。這表明，西部地區需要將提高對外開放水平與增加交通通達度相結合，以達到減少城鄉收入差距的目的。

針對交通基礎設施便利度與開放程度對于促進城鄉差距的相互作用這一研究結論，我們提出如下政策性建議：1.絲綢之路經濟帶沿線區域必須著力解決制約經濟持續健康發展的交通基礎設施建設等基礎性瓶頸問題，輔之以產業結構調整和農村剩余勞動力轉移，這對于該區域深化對外開放和形成區域核心競爭力具有重要影響。2.進一步深化西部地區農村經濟體制改革，必須與創造城鄉機會均等的社會環境、逐步改變西部地區城鄉分割的二元經濟體制以及加大財政政策向農村傾斜的力度等相結合，創造機會使居民收入增長和經濟發展同步、勞動報酬增長和勞動生產率提高同步。3.加快絲綢之路經濟帶沿線新型城鎮化建設步伐，加快完善區域城鄉發展一體化體制機制，促進城鄉要素平等交換和公共資源均衡配置，形成以工促農、以城帶鄉、工農互惠、城鄉一體的新型工農、城鄉關系，最終讓城鄉居民平等參與現代化進程、共享現代化成果。

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