城鄉收入差距、政府發展戰略與空間溢出效應
——基于長江經濟帶的實證研究

■

基于1978—2016年長江經濟帶11個省市的省級面板數據，利用動態Arellano-Bond面板數據和空間計量經濟學的方法，分析了長江經濟帶各省市城鄉收入差距的影響路徑與機制。研究發現：（1）長江經濟帶各省市的經濟與社會發展政策之間存在很強的空間關聯，且空間溢出效應為正；（2）城市偏向性的經濟與社會發展政策是導致城鄉收入差距擴大的主因，而工業部門優先發展的經濟戰略并不會顯著影響城鄉收入差距；（3）研究還進一步驗證了庫茲涅茨倒“U”假說的長期趨勢。因此，中西部省市應繼續堅持工業部門和制造業優先發展戰略，以實體經濟振興促進城鄉協調發展，縮小城鄉收入差距。

一、引 言

2018年4月在深入推動長江經濟帶發展的座談會上，習近平總書記指出推動長江經濟帶發展是黨中央作出的重大決策，是關系國家發展全局的重大戰略，對實現“兩個一百年”奮斗目標，實現中華民族偉大復興的中國夢具有重要意義。黨的十八屆五中全會提出要促進城鄉協調發展，全面建成小康社會。把握區域經濟發展規律，促進長江經濟帶沿江各省市協調發展，關鍵在于促進城鄉協調發展，縮小城鄉收入差距，同步邁入小康社會。截止到2016年末，長江經濟帶人口和生產總值均超過全國的40%，以20%的土地和資源承載了全國40%的人口與經濟。研究長江經濟帶的城鄉協調發展具有重要的理論和現實意義。

陳斌開、林毅夫等研究發現，鼓勵資本密集型工業發展戰略，或重工業發展戰略會導致城市部門就業需求下降，從而阻礙農民向城市轉移，擴大城鄉收入差距。［1］［2］［3］［4］在城鄉二元經濟體制以及城市偏向性政策方面，陸銘、陳釗等將城鄉收入差距擴大的原因歸結為政府偏向型政策和城鄉分割的行政管理制度。［5］［6］［7］［8］在人力資本和教育發展方面，張車偉等認為城鄉教育失衡，是導致城鄉收入差距擴大的主因。因而，促進城鄉教育的均衡發展在一定程度上能縮小城鄉收入差距。［9］［10］在城鎮化發展方面，余菊和劉新等認為城市化會擴大城鄉收入差距，而社會保障支出增加可以縮小城鄉收入差距。［11］在城鎮化發展方面，有學者認為城鎮化發展導致資源過度向城市集中，從而使得農村的資源和資本衰弱，會進一步擴大城鄉收入差距。［12］［13］姚洋和楊雷考察了中國的制度失衡對城鄉收入差距的影響。［14］萬海遠和李實分析了戶籍歧視對城鄉收入差距的影響。［15］葉志強、陳習定和張順明從金融發展的角度分析了城鄉收入差距的影響機制與路徑。［16］鈔小靜和沈坤榮分析了城鄉收入差距與勞動力質量對經濟發展的影響。［17］朱青等認為，絕大多數省市區持續拉大的收入差距是經濟增長的重要制約因素。［18］

但是，現有關于城鄉收入差距和協調發展的理論研究，絕大多數都沒有考慮到相鄰省份之間的空間關聯性。顯然，鄰近地區的偏向型政策、經濟開放度、政府參與度、教育發展水平會影響本地區的城鄉收入差距。以長江經濟帶為例，浙江的工業優先發展戰略或城市優先發展戰略，會導致大量的江西農民工到浙江務工，會進一步影響江西的城鄉收入差距。在實證檢驗過程中，通過空間加權矩陣，控制各個變量之間的空間關聯，可以準確估計出偏向型政策、經濟開放度、政府參與度、教育發展水平等經濟變量對長江經濟帶各省市城鄉收入差距影響的直接效應與空間溢出效應。

與現有研究不同，本文的特色主要表現在：第一，現有研究在選取資本密集型工業發展戰略代理變量時，使用的是“工業增加值地區GDP占比/工業就業人數地區占比”［1］。這一變量的比值越高，代表資本對勞動的替代越強，能很好地解釋資本對勞動的替代性。但同時，這一變量設置忽略了工業部門的聯系效應或互補性，即工業不僅僅可以促進工業部門就業，同時也可以帶動其他產業的發展，促進整個地區的經濟發展和勞動力就業。本文的變量選取進行了修改，在實證回歸分析中，我們將分子保持不變，繼續使用工業增加值占比來代表工業發展程度。但將分母中的“工業就業人口/總就業人口”換成“年末就業人口/總人口”，從而反映工業部門的發展對整個地區經濟發展和勞動就業的促進，這樣就可以涵蓋工業對其他行業的影響和聯系效應。第二，現有研究普遍沒有考慮我國各地區之間的空間溢出關聯效應。本文基于1978—2016年長江經濟帶11省市的面板數據，使用空間面板計量經濟學的分析方法，分析長江經濟帶城鄉協調發展的影響路徑與原因。本文不僅控制了政府的偏向型政策、經濟開放度、政府參與度、教育發展水平等經濟變量對長江經濟帶各省市城鄉收入差距的影響，還重點考察了長江經濟帶各省市政策與經濟發展戰略之間的空間溢出效應。此外，與現有的研究不同，本文在控制地區空間關聯效應之后卻發現，城市化發展戰略有助于縮小城鄉收入差距。

二、數據描述與基準模型

本文使用的數據范圍主要涵蓋長江經濟帶11個省市1978—2016年的數據，2000年以前的數據是非連續的觀測值，包括1978年、1980年、1985年、1990年和1995年，2000年及以后的數據觀測值是連續的。樣本數據主要來自歷年《中國統計年鑒》及長江經濟帶各省市統計年鑒，對于各省市統計口徑不同的地方我們也作了相應調整。具體而言：（1）重慶1997年升為直轄市，1997年以前的四川和重慶數據我們相應地分開處理；（2）2000、2010年數據為當年人口普查數據推算數，其余年份數據為年度人口抽樣調查推算數據，2005年起各地區數據為常住人口口徑；（3）上海1978—1992年的人均生產總值按戶籍人口計算，1993年以后按半年以上常住人口計算，2001—2009年的人均生產總值根據第六次人口普查結果調整后的年末常住人口數計算；（4）外貿進出口按經營單位所在地區分，1999年以前外貿進口、出口商品總額為外經貿委統計口徑，1999年以后為海關統計的上海企業進口、出口總額；（5）個別年份存在缺失值的情況，則采用均值插值法進行處理。

樣本數據主要包括年末常住人口（萬人）、年末城鎮人口（萬人）、地區GDP（億元）、人均GDP（元）、出口總額（億美元）、公共財政預算支出（億元）、城鎮居民可支配收入（元）、農民人均純收入（元）、高等學校在校學生人數（萬人）、高速公路里程（公里）和省市國土面積（萬平方公里），具體指標情況如表1所示。

表1 描述性統計變量

表1中，因變量income_diff表示城鄉收入差距，為城鎮居民可支配收入（元）與農民人均純收入的比值，本文用這一變量來作為衡量城鄉協調發展的指標。

變量gov_role表示政府經濟參與度，該變量為公共財政預算支出（億元）與地區GDP（億元）的比值，也有學者稱之為政府規模，包括政府在社會保障、教育醫療、產品定價、固定資產投資、戶籍管理、公共服務等多個方面的財政支出。中國過去40年的改革開放歷程，財政支出主要是用于城市基礎設施投資和公共服務建設，政府經濟參與度越高，這種趨勢越強，對要素市場和收入分配的扭曲就越強，理論上來說造成城鄉收入差距擴大的可能性就越強。

變量develop_path表示政府發展戰略路徑，這一變量在陳斌開和林毅夫的研究基礎上進行了修改［1］，其計算公式為：

該變量衡量的是地方政府的發展戰略是否與自己的比較優勢一致，如果地方政府發展偏離了自己比較優勢的產業，那么在其他條件不變的情況之下，由于工業是資本密集型產業，該戰略將導致本地區吸納就業的能力下降，從而阻礙人口流動和城鎮化進程。

變量lpop_d表示地區人口密度的對數值，該變量為地區年末常住人口（萬人）與地區國土面積（萬平方公里）比值的對數值。

變量open表示貿易開放度，該變量為出口總值（億美元）與地區GDP（億元）的比值，反映一個地市的經濟開放度。

變量urbanlization表示城鎮化率，代表人口流動對城鄉收入差距的影響。

變量edu_pop表示教育水平，該變量為高等學校在校學生人數（萬人）與地區年末常住人口的比值。

變量lgdp_per與lgdp_per2分別為地區人均GDP（億元）的對數值及其平方項，代表地區經濟發展程度，這兩個變量的設置主要是根據發展經濟學理論。變量ldistance與ldistance2分別表示長江經濟帶各省市到上海的高速公路距離的對數值及其平方項。

基于以上主要經濟變量指標以及長江經濟帶各省市之間的空間關聯性，本文構建基準空間面板計量模型如下：

其中，τn是一個常數向量，表明因變量城鄉收入差距的均值不為0。W是空間權重矩陣，X是解釋變量矩陣，包括我們設計的除因變量以外的所有經濟指標。以上所有變量均省略時間下標，并且令：

將上述（2）式和（3）代入（1）式并整理可得：

在（4）中，k代表解釋變量的個數，xr代表第r個解釋變量。我們再進一步將（4）式展開可得：

其中，n代表省市的數量，T代表時間，nT×nT矩陣Sr(W)的對角元素代表解釋變量對因變量影響的直接效應，非對角元素代表解釋變量對因變量影響的間接效應。

三、面板數據實證檢驗

我國改革開放取得了顯著的成績，農村居民的可支配收入也逐年穩步提高。但是，城鄉收入差距并沒有出現顯著的縮小，我們目前面臨的脫貧攻堅任務仍然很艱巨，農業和農村的發展仍然很弱，城鄉區域發展和收入分配差距依然較大。［19］為了檢驗政府經濟參與度與地區經濟發展程度對長江經濟帶各省市城鄉收入差距的影響，我們首先使用基準的混合OLS、固定效應、隨機效應和動態Arellano-Bond面板數據分析方法進行實證檢驗，結果如表2所示。

表2 基礎面板數據實證檢驗

表2中，混合OLS、固定效應、隨機效應和動態Arellano-Bond面板數據分析方法結果均顯示，地區人均GDP（lgdp_per）的系數顯著為正，地區人均GDP二次項（lgdp_per2）系數顯著為負，說明長江經濟帶11省市在過去幾十年的發展過程中，收入差距與經濟發展程度之間表現出先上升后下降的倒“U”型曲線關系，符合庫茲涅茨倒“U”假說。但是，地區人均收入二次項的回歸系數值非常小，取值范圍只有-0.038至-0.081。這說明，城鄉收入差距與人均收入至今雖然存在倒“U”型關系，但這種先擴大后降低的趨勢比較平緩，只有在長期中才能成立。

表2中，對于政府經濟參與度（gov_role）變量，除了固定效應估計結果不顯著，混合OLS和隨機效應分析結果都表明，政府經濟參與度提高會導致城鄉收入差距擴大。本文中政府經濟參與度變量代表政府的財稅、教育等方面的城市傾向性政策，政府經濟參與度變量估計系數顯著為正，說明過去四十年中，長江經濟帶各省市城市偏向性政策是導致城鄉收入差距擴大的主要原因。

相反，表2中工業部門優先發展戰略（develop_path）的估計系數則不顯著，且邊際效應為負，這說明工業部門優先發展戰略并不是影響城鄉收入差距擴大的主要因素。這和陳斌開、林毅夫的研究結論有些不同，主要原因是：在工業部門優先發展戰略變量（develop_path）計算公式的分母中，陳斌開和林毅夫使用的是“工業就業人口/總就業人口”［1］，而本文使用的是“年末就業人口/總人口”。這兩個分母的設計看似差異不大，但所包含的意義卻有很大的不同。陳斌開和林毅夫用工業就業人口數據，是沒有考慮到工業的聯系效應，即沒有考慮工業部門對其他部門就業的影響和對整個地區的經濟發展推動作用，因而高估了工業部門優先發展戰略對城鄉收入差距的影響。我們使用年末就業人口的數據，則考慮到工業部門的聯系效應，因而工業部門優先發展戰略對城鄉收入差距影響的邊際效應更小。

考慮到地區經濟發展程度與城鄉收入差距之間可能的內生性問題，結合長江經濟帶由西向東梯度經濟發展差異，我們采用省會城市到上海市的高速公路距離，作為替代各省市地區人均GDP的工具變量。①各省市到上海的距離是由地理條件決定的，是嚴格外生的，各省市與上海市的距離本身不會影響各省市內部的城鄉收入差距。但是，由于長江經濟帶由西向東特殊的梯度經濟結構，各省市與上海市的距離會影響各省市的經濟發展和經濟開放程度，進而間接影響城鄉收入差距。

表3 面板數據工具變量實證檢驗

表3中分別使用了混合OLS的2SLS工具變量估計、固定效應baltagi-chang工具變量估計、隨機效應baltagi-chang工具變量估計和動態Arellano-Bond工具變量估計方法。②

表3中，在使用工具變量檢驗之后，政府經濟參與度對城鄉收入差距的影響仍然顯著為正，但是工業部門優先發展戰略對城鄉收入差距的影響不顯著。因為政府的經濟參與度涉及教育醫療、社會保障、資產投資、產品定價、戶籍管理、基礎設施和公共服務等多個方面的干預，而且這種干預政策都是城市偏向性的，因而對城鄉收入差距的影響較大。而工業部門優先發展戰略雖然會擴大城鄉收入差距，但這種影響并沒有政府經濟參與度大，工業部門優先發展雖然會促進城市經濟發展水平，但農村居民也可以從人口流動或外出打工獲得一定的補償。

表3中，庫茲涅茨倒“U”假說仍然成立。地區人均GDP（lgdp_per）在固定效應和動態Arellano-Bond工具變量估計結果中，均在5%的水平下顯著。地區人均GDP二次項（lgdp_per2）回歸系數均為負值，并且固定效應和動態工具變量估計中在5%的水平下顯著。表明地區人均收入水平與城鄉收入差距之間的弱長期倒“U”型關系，長期中城鄉收入差距會隨著地區人均收入水平的提高而逐漸縮小。

四、基于空間面板計量的實證檢驗

在上文分析中，我們僅考慮了本地區的經濟發展程度、政府參與度、經濟發展戰略、人口密度、經濟開放度、教育發展和城鎮化水平對本地區的城鄉收入差距的影響，而忽略了長江經濟帶各省市的空間關聯。長江自古以來，就是中華民族灌溉運輸的重要渠道。在過去幾千年的歷史發展中，長江經濟帶各省市之間形成了獨特的山水相連和文化相通的發展格局，各省市之間的人口流動和商貿往來都非常頻繁。因而，忽略各省市之間的空間關聯，很有可能會導致變量的估計系數產生偏誤。表4給出了對城鄉收入差距影響的空間面板計量分析結果。

表4 城鄉收入差距的空間面板計量分析

表4中，分別使用了空間自相關面板回歸分析（MLE Spatial AutoCorrelation Panel Regression，SAC）、空間滯后面板回歸分析（MLE Spatial Lag Panel Regression，SAR）和空間杜賓面板回歸分析（MLE Spatial Durbin Panel Regression，SDM）。

表3和表2的實證分析中，因為沒有考慮到解釋變量與被解釋變量的空間關聯效應，因而高估了解釋變量對被解釋變量的影響。在使用空間面板計量實證檢驗之后，表4的實證結果表明：

第一，庫茲涅茨倒“U”假說仍然成立，并且表4的實證結果顯著性水平要高于表2。地區人均GDP二次項（lgdp_per2）回歸系數雖然顯著為負，但是估計值只有-0.03，說明庫茲涅茨倒“U”曲線比較平緩，城鄉收入差距隨著人均收入先上升后下降的趨勢，只有在長期中才能成立；

第二，政府的經濟參與度對城鄉收入差距的影響非常顯著，且邊際效應遠大于工業部門優先發展戰略（develop_path）。這說明造成城鄉收入差距擴大的主要原因是政府的城市偏向性政策，過多行政干預城市經濟發展，人為地造成城鄉二元分割的狀態，導致城鄉經濟不協調發展。相反，違背比較優勢的工業部門優先發展戰略對城鄉收入差距影響的邊際效應要小些，主要是因為工業部門的優先發展可以促進整個地區的經濟發展水平，進而促進地區就業。

第三，教育對城鄉收入差距的影響變得顯著。表4的結果表明，教育水平的提高可以顯著地縮小城鄉收入差距，而且結果均在1%的水平下顯著。因而，我們認為提高農村基礎教育水平和環境，是縮小城鄉收入差距擴大的主要手段之一。

為了準確地分析解釋變量對因變量的影響及其空間溢出效應，表5對空間面板回歸的邊際效應進行了空間分解。

表5 邊際效應的空間分解

表5中，解釋變量的總效應略小于表4中的回歸系數，并且被分解為直接效應和間接效應，其中間接效應則可以被理解為解釋變量的空間溢出效應。

根據表5的結果，我們可以發現對于長江經濟帶各省市的城鄉收入差距，各主要經濟變量的影響空間溢出效應非常大，基本與直接效應持平。這說明相鄰省份在政府經濟參與度、經濟發展戰略、經濟開放度、城鎮化、教育發展等方面的空間關聯度非常高。忽略這種空間關聯，直接對經濟變量之間進行回歸估計，必然會造成估計結果的偏誤和不穩健。

五、研究結論與政策建議

本文利用1978—2014年長江經濟帶各省市的省級面板數據，基于空間計量經濟學的方法，分析了長江經濟帶各省市城鄉收入差距的影響路徑與機制。研究發現：第一，城市偏向性政策是導致城鄉收入差距擴大的主要原因。政府在基礎設施、教育醫療、社會保障等方面對城市的支持，以及二元結構對農村的限制發展等政策會導致城鄉收入差距擴大；第二，工業部門優先發展經濟戰略不是導致城鄉收入差距擴大的主因。因為工業部門的聯系效應強，可以促進整個地區的經濟發展水平和人口就業，并且工業部門的發展也可以提高農村務工人員的工資水平，從而反哺農業農村農民發展；第三，從長期來看，庫茲涅茨倒“U”假說成立。隨著經濟發展水平的不斷提升，城鄉收入差距呈現出先擴大后下降的趨勢，但這種趨勢只有在長期中才能成立；第四，長江經濟帶各省市的經濟與社會發展政策之間存在很強的空間關聯效應；第五，教育水平的提高可以縮小城鄉收入差距；第六，經濟開放度對城鄉收入差距沒有顯著的影響。

從長期來看，盡管庫茲涅茨倒“U”假說成立，城鄉收入差距會隨著經濟發展水平的提高而逐漸降低。但短期而言，我國的城鄉收入差距仍然面臨著非常嚴峻的形勢。由于政府過去幾十年的城市偏向性政策，人為地造成了城鄉經濟的二元分割，使得城鄉協調發展的體制機制不健全，如果不能及時破解和修復，甚至可能阻礙農業農民農村的進一步發展。根據本文的實證分析結果，促進城鄉協調發展，縮小城鄉收入差距，我們建議政府從以下幾個方面著手：

第一，由于長江經濟帶各省市經濟與社會發展之間存在很強的空間關聯效應，建議建立長江經濟帶的區域協調組織，定期召開長江經濟帶區域協調會議，強化各省市區域合作和錯位發展，盡量避免相鄰省市之間產業同質化競爭造成的資源浪費和產能過剩，共同推動長江經濟帶城鄉協調發展。

第二，由于城市偏向性政策對城鄉協調發展影響顯著，建議各省市在未來若干年中，要不斷加強在農村基礎設施、教育醫療、社會保障、公共服務等方面的政策和資金支持，掃除城鄉分割的體制機制障礙，促進城鄉一體化和協調發展。

第三，由于工業優先發展戰略并不是影響城鄉收入差距擴大的主因，建議長江經濟帶各省市，尤其是中西部省市，還應繼續堅持工業部門和制造業優先發展戰略，以實體經濟發展促進城鄉協調發展。工業部門和制造業的聯系效應大，不僅可以促進區域經濟發展和就業水平，還可以促進農民工返鄉就業，進一步反哺農業，帶動農業現代化發展，不斷提升農民的非農收入，最終實現城鄉協調發展的目標。

注釋：

①重慶市則是采用中心城區到上海的距離；為了提高模型估計的有效性，上海到上海的距離我們沒有用0，而是采用10公里作為替代。

②參見Baltagi,B.H.Econometric Analysis of Panel Data.4th ed.New York:Wiley，2008。