通貨膨脹對我國城鄉收入差距影響的實證分析

王 凱，龐 震

（西安電子科技大學 馬克思主義學院，西安 710126）

0 引言

要切實有效地精準扶貧，必須先弄清楚城鄉收入差距擴大的主要原因。從已有文獻來看，國內學者從城鎮化水平、金融發展、產業結構、政府支出、國際貿易等不同視角對城鄉收入差距的影響進行了實證研究，但是從通貨膨脹視角對城鄉收入差距影響的研究相對較少。而宏觀經濟價格穩定與公平分配一直以來都是政府經濟調控的重要政策目標，二者關系著社會的穩定和諧。

學術界關于通貨膨脹與居民收入不平等關系的研究結論可以分為兩大類：第一類認為通貨膨脹加劇了收入不平等程度，大多數學者贊同這個觀點[1-5]。第二類觀點指出通貨膨脹對收入不平衡的影響并不確定，并不是傳統正相關或負相關線性關系，而是存在非線性門檻效應[6,7]。已有研究為本文提供了良好的理論基礎，但目前對于通貨膨脹和收入不平等的關系并沒有得出統一論斷。考慮到我國區域經濟發展的極度不平衡問題，本文引入空間計量經濟學，不僅可以測算通貨膨脹對本地區城鄉收入差距的直接影響系數，還可以進一步測算其對鄰近地區的間接影響系數（空間溢出效應），以期能更加客觀全面地反映經濟現實，為政府制定政策提供更為科學的理論依據和數據支持。

1 研究設計

1.1 變量選取

（1）被解釋變量。城鄉收入差距(gap)，我國城市居民可支配收入與農村居民純收入的比值。

（2）解釋變量。通貨膨脹(inflation)，以1978年為基期各地區GDP平減指數來衡量通貨膨脹。

（3）控制變量。城鎮化率(urban)：我國城市常住人口占總人口的比重；金融發展(fd)：我國金融機構人民幣存款額與人民幣貸款額總和與地區GDP的比值；財政支出(expen)：我國政府一般性公共預算的支出與地區GDP的比值；經濟開放度(open)：我國進口貨物貿易額與出口貨物貿易額的總和與地區GDP的比值；產業結構(tertiary)：我國第三產業增加值與地區GDP的比值；人力資本水平(education)：我國就業人員受教育程度中高中及高中以上人口所占的比重。

1.2 空間計量模型的設定

基于以上因變量、自變量和控制變量的設定，本文建立面板數據空間杜賓計量模型如式（1）所示：

式（1）中：i表示各省、市和自治區；t表示年份；W為空間權重矩陣；ρ為空間自回歸系數；μi為地區效應；φt為時間效應；ε為隨機誤差擾動項，服從期望均值為0；方差為σ2標準正態分布。

1.3 數據說明

根據經濟數據的可得性，本文選取2000—2016年我國31個省份宏觀經濟數據（無港澳臺數據），數據主要來源于《中國統計年鑒》、CCER經濟金融數據庫和《中國金融年鑒》。表1為各個變量的描述性統計。

表1 變量的描述性統計

2 空間自相關性檢驗

2.1 全局空間自相關程度測算

在計量經濟學中一般采用Moran’s I指數測算變量之間全局空間自相關性程度。式（2）中，Yi表示第i地區觀測值，Wij為第i行第j列空間權重值，當地區i與j相鄰時，Wij=1；反之Wij=0。當0＜Moran'sI≤1時，表示正空間自相關關系；如果-1≤Moran'sI＜0時，則表示負空間自相關關系；如果Moran'sI=0，則表示無空間自相關。

根據式（2）計算我國城鄉收入差距Moran’s I指數（見圖1）可知，2000—2016年Moran’s I全部大于零，在0.42～0.67之間波動，并且全部通過了1%的顯著性水平檢驗。其中，2000年我國城鄉收入差距Moran’s I指數為0.65，2001年為0.67，為樣本區間的最高值；2005年為0.53，2008年為0.56，2010年為0.53，2013年為0.51，最低值出現在2014年為0.42，2016年為0.44。總體上來看，全局Moran’s I指數呈現出逐年緩慢下降的趨勢，但是都在0.4以上，呈現很強的空間正相關關系，說明我國省級城鄉收入差距在空間上并非是毫無規律的隨機分布狀態，鄰近省份之間相似性較強，在地理上呈現空間集聚分布的現象。

圖1 Moran’s I指數

2.2 局部空間自相關程度測算

全局Moran’s I指數揭示了我國城鄉收入差距的全局空間自相關特征，但是具有一定的局限性。如果部分省份的城鄉收入差距存在正的空間自相關關系，而另一部分省份存在負的空間自相關關系，那么二者相抵后，就無法揭示不同省份之間的空間差異性和異質性，所以需要進一步使用Moran散點圖進行分析（見圖2）。由圖2可知（由于篇幅有限，僅以2016年為例），絕大部分省份位于第一象限和第三象限，進一步驗證全局Moran’s I指數結論。如湖南、內蒙古、貴州、寧夏、山西、廣西、云南、西藏、陜西、甘肅、新疆和青海12個省份在第一象限（如圖2右上方所示），表現為相似省份“高高集聚”，即城鄉收入差距比較高地區被同樣是城鄉收入比較高的地區所包圍，代表正空間自相關關系集群。

北京、湖北、江蘇、吉林、山東、浙江、福建、天津、安徽、黑龍江、河北、上海、江西、海南、河南和遼寧16個省份在第三象限（如圖2左下方所示），表現為相似省份的“低低集聚”：城鄉收入差距比較低的地區被同樣是城鄉收入差距比較低的地區所包圍，“低低集聚”也是正空間自相關關系，但是強度比第一象限要弱得多。廣東、重慶和四川3個省份為負空間自相關關系，四川和重慶在第二象限（如圖2左上方所示），表現為“低高集聚”：城鄉收入差距比較低的地區被城鄉收入差距比較高的地區所包圍。廣東在第四象限（如圖2下方所示），為“高低集聚”：城鄉收入差距高的地區被城鄉收入差距低的地區所包圍，空間集聚特征并不明顯。綜上所述，我國城鄉收入差距具有地理空間分布的差異性和異質性，90.3%省份呈現正空間自相關關系，9.7%省份呈現負空間自相關關系。

圖2 2016年Moran散點圖

3 實證檢驗

探索性空間分析Moran’s I指數和散點圖表明：我國地區城鄉收入差距存在正空間相關性，如果繼續采用傳統計量經濟學方法，很有可能導致模型估算結果有偏；相比之下空間計量模型是較好選擇。由于空間計量模型通過引入空間滯后項而拓展了變量之間的相關結構，其回歸系數包含觀測值的空間交互信息，所以回歸系數不再是回歸的彈性系數。將空間杜賓模型式（1）簡寫為式（3），然后將式（3）改寫為式（4），式（4）中R是包括截距項和誤差擾動項的剩余項；對應Y期望值的偏導數矩陣可以寫成式（5），式（5）中主對角線元素為直接效應系數，代表著解釋變量變動所引起的本地區被解釋變量的變動；非對角線元素為間接效應彈性系數，代表解釋變量的變動所引起的相鄰地區被解釋變量的變動，為空間溢出效應；總效應系數為直接效應彈性系數和間接效應彈性系數之和[8]，具體測算結果見表2。

表2 總效應分解：直接效應和間接效應測算（空間固定效應杜賓模型）

（1）通貨膨脹。通貨膨脹對我國城鄉收入差距的直接效應、間接效應和總效應彈性系數分別為2.13、2.427和4.557，全部通過了1%水平顯著性檢驗。我國通貨膨脹增加1%，則本地區的城鄉差距擴大2.13%，而相鄰地區城鄉差距增加2.427%，全部地區城鄉差距增加4.557%。說明通貨膨脹會加大本地區的城鄉收入差距，具有空間溢出效應，會擴大相鄰地區的城鄉收入差距。

主要原因在于不同收入群體受到通貨膨脹沖擊有較大差異：一方面，通貨膨脹被認為是持有貨幣的一種賦稅，具有稅收歧視特征，對于高收入群體稅收負擔較輕，但是對于低收入群體稅收負擔很重。因為城市高收入群體除了擁有工資等貨幣性收入以外，還有不動產等非貨幣性收入，有更多機會運用金融工具抵制通貨膨脹帶來的貨幣購買力下降風險，形成了規避通貨膨脹的財富門檻；而農村低收入群體主要依靠工資性收入和家庭經營性收入，他們的儲蓄以銀行存款為主。當通貨膨脹發生時，名義利率上升速度小于物價上漲速度，銀行實際利率其實是降低了，銀行存款也成為貨幣購買力下降的最大犧牲品，從而加大居民收入差距[5，9]。另一方面，當通貨膨脹發生時，不同行業產品和服務價格的上漲并不是同時的，有些壟斷行業和新興行業效益好、利潤高，其職工的工資性收入增長較快，因而抵御通貨膨脹能力也較強；而對于一些效益不高，且價格上漲滯后的傳統行業，比如建筑業和家政服務業，職工實際工資是下降了，而絕大多數農民工主要集中在這些行業，加大工資性收入差距。

（2）城鎮化。城鎮化發展水平對我國城鄉收入差距的直接效應、間接效應和總效應彈性系數分別為2.674、1.524和4.198，全部通過了1%水平的顯著性檢驗。城鎮化水平增加1%，則本地區城鄉差距擴大2.674%，相鄰地區增加1.524%，全部地區增加4.198%，說明城鎮化率提高會增加本地區及相鄰地區的城鄉收入差距。改革開放以來我國城鎮化進程增長迅速，城鎮化水平在1978年僅為17.9%，2011年首次超過50%后，2016年高達57.35%。在理論上，城市化對縮小城鄉收入差距是“雙刃劍”，積極影響和消極影響并存：一方面，在二元經濟結構中，城市收入比較高，社會福利好，必然導致農村剩余勞動力向城市流動。一定程度上帶動了城鄉勞動力要素報酬的均等化，提高了農村剩余勞動力的工資性收入，有助于降低城鄉收入差距。另一方面，城市化進程中農民逐漸失去土地，進入城市，但依然存在嚴重的“民工歧視”現象[10]，農民工無法成為城市的“市民”，更無法在城市享受公平的社會保障，仍然居于弱勢地位，因此提高城鎮化率也無法扭轉城鄉收入差距增大的局面。

（3）金融發展。金融發展對我國城鄉收入差距的直接效應、間接效應和總效應彈性系數分別為0.116、0.091和0.207，全部通過了1%水平的顯著性檢驗。金融發展水平增加1%，則本地區城鄉差距擴大0.116%，相鄰地區增加0.091%，全部地區增加0.207%，說明了金融發展會加大本地區及相鄰地區的城鄉收入差距，空間溢出效應顯著。原因在于由于我國金融體系發展并不完善，在金融抑制和金融資源有限的客觀條件下，城鄉金融資源配置不平衡的問題突出。而金融資本的趨利性特征使得城市居民對金融資源的獲取能力處于絕對優勢地位，農村儲蓄資金絕大部分被用于城市發展；農村低收入群體難以獲得金融服務，很難獲得進入信貸市場的機會，也未能享受到金融發展帶來的紅利，反而以凈貸款人的身份為城市經濟發展貢獻了大量的資金。

（4）政府財政支出。政府財政支出對我國城鄉收入差距的直接效應、間接效應和總效應彈性系數分別為-0.531、0.489和-0.042，但是間接效應系數沒有通過顯著性檢驗，說明政府財政支出的空間溢出效應并不顯著。直接效應系數和總效應系數通過了5%的顯著性水平檢驗，政府財政支出增加1%，則本地區城鄉差距降低0.531%，全部地區減少0.042%，驗證了政府財政支出是調節居民收入分配的有效手段，有利于緩解因市場失靈而導致的貧富分化問題，保障社會公平穩定。

（5）經濟開放度。經濟開放度對我國城鄉收入差距的直接效應、間接效應和總效應彈性系數分別為-0.06、-0.406和-0.466，全部通過了1%水平的顯著性檢驗；經濟開放度增加1%，則本地區城鄉差距收入降低0.060%，相鄰地區降低0.406%，全部地區降低0.466%，說明經濟開放度提高會降低本地區及相鄰地區的城鄉收入差距，空間溢出效應也比較顯著，進一步驗證了斯托爾帕一薩繆爾遜（S-S）定理在我國是適用的。S-S定理認為國際貿易自由化提高了發展中國家的經濟開放度，發展中國家非熟練勞動力獲得了更多的工作機會，他們的實際工資收入增加了，因而有能力消費更多的商品和服務，提升其經濟福利水平。因此發展中國家的低收入群體是經濟全球化和貿易自由化的最大受益者，有助于縮小發展中國家高收入群體和低收入群體的收入差距。

（6）產業結構狀況。產業結構升級對城鄉收入差距的直接效應、間接效應和總效應彈性系數分別為0.136、0.881和1.017，全部通過顯著性檢驗。即第三產業占國內生產總值的比重增加1%，則本地區城鄉收入差距擴大0.136%，相鄰地區擴大0.881%，全部地區增加1.017%。隨著我國經濟發展，產業結構發生了很大的變化，逐漸升級為“三二一”的格局，產業結構升級能夠吸引較多的農村剩余勞動力，從效率低的第一產業轉移到效率更高的第二產業和第三產業中，增加了農民的收入，在一定程度上會縮小城鄉收入差距。然而，由于戶籍分割制度和“重城市，輕農村”的非均衡戰略形成了城鄉之間的二元反差，絕大多數進城的農民工自身的教育水平和技術水平偏低，工資收入仍然比較低，導致產業結構的升級不僅不會縮小城鄉收入差距，反而加劇了本地區及鄰近省份的城鄉收入差距。

（7）人力資本水平。人力資本水平對城鄉收入差距的直接效應、間接效應和總效應彈性系數分別為-0.682、-0.329和-1.011，其中，間接效應系數沒有通過顯著性檢驗，原因可能在于人力資本具有明顯的地區競爭效應和虹吸效應，一個地區人才的增加會導致其他地區人才減少，因此人力資本的空間溢出效應不顯著。人力資本水平的直接效應系數和總效應系數通過了顯著性檢驗，人力資本水平增加1%，則本地區城鄉收入差距降低0.682%，全部地區降低1.011%，說明人力資本水平提升對降低城鄉收入差距具有顯著的積極作用，隨著我國勞動力的素質的優化，通過教育回報效應的內生傳導機制，最終弱化城鄉收入差距。

4 結論

本文基于省級面板數據實證檢驗了通貨膨脹對城鄉收入差距的影響，運用Moran指數和散點圖揭示城鄉收入差距的時空演變特征；利用空間杜賓模型測算通貨膨脹對城鄉收入差距的直接影響和空間溢出效應，主要得出如下結論：

（1）我國城鄉收入差距具有明顯的空間自相關性和區域異質性，呈現“高高集聚”和“低低集聚”特征，城鄉收入差距高省份與城鄉收入差距高省份相鄰，城鄉收入差距低省份與城鄉收入差距低省份相鄰，存在自我促進的影響，由空間途徑向周邊省份擴散；東部沿海地區城鄉收入差距水平普遍較低，中部地區次之，而西部地區普遍較大。

（2）我國通貨膨脹不僅加劇了本地區城鄉收入差距，而且空間溢出效應顯著，增加了鄰近地區城鄉收入差距。通貨膨脹被稱為“痛苦指數”，往往具有劫貧濟富的財富再分配效應，富人和窮人在抵御通貨膨脹的能力有很大異質性，對高收入群體來說，抵御通貨膨脹能力比較強，通貨膨脹甚至有可能是補貼；但是對于低收入群體來說更加殘酷，通貨膨脹往往是稅收，最終產生了貧者愈貧、富者愈富的兩極分化。

（3）我國政府財政支出的增加、經濟開放度提高和人力資本水平提升有利于地區縮小城鄉收入差距；而城鎮化水平的提高、金融發展水平提升和產業結構升級是導致地區城鄉收入差距擴大的因素。一方面，“重城市，輕農村”的非均衡發展戰略導致的“民工歧視”現象，使農民工無法成為城市的“市民”，無法享受城市社會福利；另一方面，由于城鄉金融資源配置不平衡，資金的趨利性特征促使農村地區的儲蓄資金絕大多數被用于城市工業化進展，城鄉收入差距進一步擴大。