信息、交通基礎設施與城鄉收入差距的關系研究

張靜 劉威

摘 要：基于2002—2017年漢江生態經濟帶地級市面板數據，采用空間自相關分析和空間面板模型，對基礎設施與城鄉收入差距的關系進行實證研究。基于結論，提出注重因地制宜、加強分類施策，加大設施投資、優化交互效應，統籌各類要素、提升發展質量，建立協調機制、形成區域合力等對策建議。

關鍵詞：漢江生態經濟帶;基礎設施;城鄉收入差距;空間計量模型

中圖法分類號：F124.7;F126.2? ? ? ? 文獻標志碼：A? ? ?DOI：10.19679/j.cnki.cjjsjj.2020.0309

1? 引言與文獻綜述

改革開放以來，我國城鄉居民收入穩步提升，同時城鄉居民收入差距仍然較大。縮小城鄉收入差距是全面建成小康社會、實現城鄉融合發展的根本目的，也是釋放發展動能、激發區域活力的重要途徑。受新冠肺炎疫情影響，2020年第一季度，我國城鎮居民人均可支配收入實際下降3.9%，農村居民可支配收入實際下降4.7%。后疫情時期，以基礎設施一體化、公共服務一體化等為主要內容的城鄉融合發展大有可為。近年來，漢江生態經濟帶城鄉收入差距呈逐漸下降趨勢，2002—2017年，漢江生態經濟帶城鄉收入差距從3.08下降到2.4，且在空間分布上呈現非均衡性，2017年，漢江生態經濟帶湖北段城鄉收入差距平均為2.2，河南段為2.37，陜西段為2.97。《漢江生態經濟帶發展規劃》提出：“統籌城鄉一體化發展”。在此背景下，研究如何縮小漢江生態經濟帶城鄉收入差距具有現實意義。

城鄉收入差距影響因素研究一直是學界關注的熱點問題。國內外學者分別從經濟發展（Kuznets，1955）[1]、社會保障（Diamond，1997）[2]、外商直接投資（Feenstra & Hanson，1997）[3]、教育投入（陳斌開，2010）[4]、戶籍制度（萬海遠，2013）[5]、城市化（曹裕，2010）[6]、財政分權（陳安平，2010）[7]、產業結構（鄭萬吉，2015）[8]、金融發展（姚耀軍，2005）[9]、基本公共服務供給（姜曉萍，2017）[10]、所有制結構（王全景，2018）[11]和對外開放（夏龍，2012）[12]等多個角度分析考察城鄉收入差距形成原因與機理。

基礎設施是影響城鄉收入差距的關鍵要素。相關研究：一是探究基礎設施對城鄉收入差距的影響機理。Straszheim[13]（1972）認為基礎設施通過降低運輸成本，導致產品和服務價格下降，從而刺激需求增加，促進經濟增長，間接增加農村居民收入。Lewis[14]（1954）、任曉紅[15]（2013）和劉曉光[16]（2015）等學者認為基礎設施通過降低運輸成本，促進農業勞動力向非農部門轉移，提高農村部門邊際勞動生產率和農村居民收入，進而縮小城鄉收入差距。部分學者認為基礎設施會擴大城鄉收入差距。駱永民[17]（2010）認為城鄉基礎設施投資差距會擴大城鄉收入差距。Banerjee[18]（2012）指出交通基礎設施增加促進農村資本和熟練勞動力遷入城市地區，從而使農村居民收入增加有限。二是針對不同基礎設施對城鄉收入差距關系的實證分析。Demurger[19]（2001）指出交通基礎設施是影響中國各地區經濟發展不平衡的最重要因素。Fan[20]等（2002）認為不同等級道路對減少貧困的影響不同。羅能生[21]（2016）綜合研究比較了各等級公路對改善城鄉收入差距的作用大小，高速公路、鐵路和各等級公路的效應大小依次遞減。康繼軍[22]（2014）認為公路交通基礎設施顯著縮小城鄉收入差距，而鐵路交通基礎設施需要達到一定規模后才能顯著降低城鄉收入差距。邵燕斐[23]（2015）基于空間溢出視角，認為公路交通基礎設施對周圍地區的城鄉收入差距沒有顯著作用，而鐵路交通基礎設施能抑制周圍地區城鄉收入差距的擴大。楊茜[24]（2019）發現以鐵路提速為代表的交通基礎設施質量提升會縮小城鄉收入差距。近年來，學者重視信息基礎設施的影響效應。王煒[25]（2018）認為信息基礎設施能夠顯著促進區域經濟增長。范曉莉[26]（2018）考察發現交通基礎設施和信息基礎設施均能縮小城鄉收入差距。

上述相關研究為本課題的開展奠定了堅實的理論和資料基礎，同時仍有諸多問題值得進一步探索：一是已有研究多基于交通基礎設施視角，對信息基礎設施與城鄉收入差距的研究相對較少。當前信息基礎設施發展迅速，信息基礎設施在降低交易成本、促進經濟增長方面的作用不可忽視，需要將交通、信息基礎設施納入同一分析框架探討其收入分配效應。二是探討基礎設施和城鄉收入差距問題需考慮到相鄰地區之間存在的空間溢出效應，如若忽略地區之間的相關性會給估計結果帶來偏誤。三是已有研究較多是從省級層面考慮，也有部分文獻具體研究了某一區域 [27]。目前學界對漢江流域關注較少，本文基于空間面板模型考察漢江生態經濟帶交通和信息基礎設施以及交互作用對城鄉收入差距的影響。

2? 研究方法與數據說明

2.1? 模型設立

部分學者在Lewis的二元經濟結構—勞動轉移模型基礎上，構建基礎設施與勞動力轉移成本的一般均衡模型，論證基礎設施會縮小城鄉收入差距（劉曉光，2015）。但未能進一步討論基礎設施對城鄉收入差距的縮小效應是否遞減，以及不同基礎設施之間交互作用可能對城鄉收入差距的影響。本文在此基礎上擴展分析。

假設總體經濟含有兩個生產部門，農業部門a和非農部門b，分別是農業部門和非農部門的工資水平。由于非農部門工資水平高于農業部門，勞動力不斷從農業部門轉移到非農部門，直至兩部門工資相等。但是由于轉移成本的存在，農業勞動力轉移往往不充分，而基礎設施可以降低轉移成本，促進勞動力流動。假設代表性家庭最大化一生的效用，即滿足世代交疊模型：

其中和為第1期和第2期的消費，為第2期的利率水平，β為貼現因子;為家庭第一期的工資收入。設定為勞動力跨部門轉移所面臨的成本，受基礎設施水平的影響，且假設滿足以下條件。

第二，該類基礎設施水平較低時，基礎設施降低轉移成本的作用大小至少不會遞減，甚至可能遞增;但當該類基礎設施水平發展到一定程度，繼續提升基礎設施水平，其降低轉移成本的作用開始遞減。即：時，有;時，有同理。

第三，當不同基礎設施之間發展協調時，則表現為相互促進降低轉移成本的作用發揮，即;反之基礎設施之間發展不協調，則表現為相互抑制降低轉移成本的作用發揮，即。

然后求解家庭效用最大化問題，一階條件滿足：

勞動力轉移過程中會面臨轉移成本，因此勞動力轉移會達到一個均衡，在均衡下，農業部門人口無異于轉移與否，即有：

因此，轉移成本越大，城鄉居民收入差距就越大。由于不同基礎設施的衡量單位不一，為方便比較與衡量，從彈性角度分析各類基礎設施的影響：

定理1：基礎設施水平提高可以縮小城鄉收入差距，但影響可能是非線性。

證明：由于，易得：

因此基礎設施水平提高可以縮小城鄉收入差距。

進一步有：

該式符號不確定，當水平較低時，該式符號為負，說明該類基礎設施處于邊際效應遞增階段;反之當水平較高時，該式符號為正，說明處于邊際效應遞減階段。同理可得上述結論。

定理2：不同類型的基礎設施縮小城鄉收入差距的作用大小不一致。

證明：由于不同類型的基礎設施建設水平、對經濟社會的重要程度、降低轉移成本的作用方式不同，從而一般有和;進而有。說明各類基礎設施縮小城鄉收入差距的作用大小不相等。

定理3：基礎設施之間的交互作用影響復雜，具有不確定性;如果基礎設施之間相互協調發展，則交互作用表現為縮小城鄉差距;反之則抑制原基礎設施的縮小效應。

證明

上式符號不確定，說明基礎設施之間的交互作用影響復雜具有不確定性。如果基礎設施之間相互協調發展，表現為負，則公式符號取負，認為交互作用表現為縮小城鄉收入差距;反之符號為正，則公式符號取正，認為交互作用表現為抑制原基礎設施的縮小作用。

由于空間依賴性的存在，采用空間計量模型有利于準確地研究基礎設施對城鄉收入差距的影響效應，其中空間滯后模型SAR、空間誤差模型SEM是使用較為廣泛的空間計量模型形式。結合上述定理分別設立空間計量模型SAR和SEM，對應公式（3）-（4）：

式中：是被解釋變量城鄉收入差距，是個體效應，是空間滯后項回歸系數，是空間誤差項回歸系數，x為基礎設施，z為控制變量，為0-1空間權重矩陣，和是隨機擾動項。

2.2? 變量選擇

被解釋變量。城鄉居民收入差距，目前官方和學界對城鄉居民收入差距的衡量指標分兩類：一是衡量絕對收入差距，如城鄉居民收入之差;二是衡量相對收入差距，如泰爾指數法、城鄉居民收入之比和基尼系數法。其中城鄉居民收入之比指標簡單易行，且能比較準確真實地反映城鄉收入差距水平。故選用各地級市的城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均純收入之比來衡量。該指標值越大，說明城鄉居民收入差距越大;反之差距越小。

核心解釋變量。信息基礎設施涵蓋郵電、通信、互聯網等領域，郵電業務總量是反映多領域信息基礎設施產出的綜合性指標，涵蓋了郵政基礎設施、長途電話、交換機容量、局用交換機總量、移動電話交換機總量以及互聯網接入端口等，故選用人均郵電業務量綜合衡量信息基礎設施水平;交通基礎設施主要包括公路、鐵路、內河航道以及民航。由于數據的可得性，不同研究層面采用的衡量指標不同。省級層面的研究多采用公路密度和鐵路密度指標，市州層面則用貨運量、公共汽車擁有量等指標。本研究采用公路貨運量、水路貨運量分別作為公路基礎設施和水路基礎設施代理變量。公路運輸在中國交通運輸中居重要地位，2017年，鄂豫陜公路貨運量占三省總貨運量的82%（數據來源于《湖北統計年鑒》《河南統計年鑒》《陜西統計年鑒》，根據公路貨運量/總貨運量衡量）。漢江生態經濟帶水資源豐富，《規劃》重點提出“提升漢江水運功能，加快漢江航道整治，加強港口建設”。本研究選用公路和水路貨運量總和衡量交通基礎設施。

控制變量。結合現有對城鄉收入差距影響因素研究的文獻，選擇經濟發展、金融發展、產業結構、政府干預等關鍵要素。經濟發展采用人均地區生產總值來衡量，經濟水平的提升會帶來城鄉居民收入水平的增加;金融發展采用年末金融機構存貸款余額與地區生產總值的比值來衡量。金融發展一方面促進城市充足多余的資本流向農村地區，提高農村地區要素報酬，從而縮小城鄉居民收入差距。另一方面導致農村地區的資本流向城市地區，不利于縮小城鄉居民收入差距;產業結構采用第二、三產業增加值與地區GDP的比值來衡量。產業結構的升級對城市收入增長效應大于對農村收入增長效應，表現為擴大城鄉收入差距;政府干預采用一般公共預算支出與地區GDP的比值來衡量。財政支出一方面可以通過政府干預的形式縮小城鄉居民收入差距，另一方面也可能存在政府干預失靈現象，抑制微觀經濟主體的經濟決策行為，從而擴大城鄉收入差距。具體變量詳見表1。

3? 實證結果

3.1? ?空間相關性分析

從空間格局看，漢江生態經濟帶城鄉居民收入差距具有非均衡性和集聚特征。據統計，漢江各地級市城鄉居民收入差距從小到大依次為荊門市（1.82）、隨州市（1.82）、襄陽市（1.96）、孝感市（2.05）、武漢市（2.08）、三門峽市（2.11）、南陽市（2.29）、駐馬店市（2.42）、洛陽市（2.66）、 漢中市（2.88）、安康市（3.00）、 商洛市（3.03）和十堰市（3.04），其中城鄉收入差距最低的5個地級市均位于湖北省，差距最大的4個地級市也在空間上相鄰（見表2）。

為進一步驗證漢江各地級市城鄉收入差距的空間關聯形式，采用 Moran's I，公式如下：

式中：I為全局莫蘭指數，、分別為第i、j個地級市城鄉收入差距值，n為選取樣本個數，為所有樣本觀測值均值。I的取值范圍為[-1，1];如果I>0說明總體上存在空間正相關關系，如果I<0說明存在空間負相關關系;I絕對值越大，說明空間相關性越強。為空間權重矩陣，本文根據地理邊界是否相鄰設定0-1空間權重矩陣，即：

被解釋變量的空間相關性檢驗是空間計量分析的前提。考慮到以漢江生態經濟帶13個地級市作為樣本難以得出令人信服的結論。將漢江生態經濟帶置入鄂陜豫三省范圍內，從更為宏觀的角度來考察漢江生態經濟帶。運用stata15.0軟件計算（下文的面板單位根檢驗和空間計量分析均使用軟件stata15.0）2002—2017年全局莫蘭指數，得表3。發現兩樣本結果一致，城鄉收入差距全局莫蘭指數顯著為正，存在顯著的正空間相關性。各地級市城鄉收入差距整體呈現出“同質集聚”的特征，表現為高差距區之間相鄰、低差距區之間相鄰。

基于樣本1計算局部莫蘭指數并繪制莫蘭散點圖可分析各個地區城鄉收入差距的局部分布態勢，從而分析各地區與鄰近地區關系。選取2002年、2007年、2012年和2017年為代表年份繪制莫蘭散點圖。如圖1所示，各地級市主要分布在第一象限和第三象限，印證全局空間正相關。利用Geoda軟件生成代表年份的局部空間LISA聚集圖，如圖2所示，漢江生態經濟帶存在顯著的局部自相關。2002年，漢江生態經濟帶處于高—高集聚區的地級市有分別是商洛、安康、十堰和三門峽，處于低—低區為孝感市。2017年，高—高集聚區地級市分別是漢中、安康和商洛，低—低區地級市分別是孝感、武漢、荊門和隨州。

3.2? 空間面板模型估計結果

為避免虛假回歸，回歸分析前需對各個變量進行平穩性檢驗。首先對所有變量進行對數變換以降低異方差（部分地級市的水路貨運量為0，所以該指標向右平移一單位再進行對數變換），然后對交互項去中心化避免多重共線性。本文采用常見的LLC檢驗來驗證各變量的平穩性。如表4所示，各變量數據平穩，說明可進行回歸分析。本文首先考察信息、交通基礎設施對城鄉收入差距的影響，估計結果見表5;然后考察信息、公路、水路基礎設施對城鄉收入差距的影響，得到表6。

最優模型的確定。表5中，模型1—4基于空間滯后模型SAR單獨考察信息、交通基礎設施;模型5—6綜合考察信息、交通基礎設施;模型7—8基于空間誤差模型SEM綜合考察信息、交通基礎設施。比較模型1—6，發現模型3—4交通基礎設施及其二次項不顯著，這可能是受遺漏變量的影響;在加入信息基礎設施之后（即模型5—6），交通基礎設施影響顯著。比較模型5-8，根據LM檢驗結果，LM-lag和LM-robust-lag統計量的顯著性均優于LM-error和LM-robust-error統計量。說明：一方面空間計量模型要優于普通面板模型，本文建立空間模型分析基礎設施與城鄉收入差距的關系是合理的;另一方面空間滯后模型SAR要優于空間誤差模型SEM。根據空間滯后模型SAR的Hausman檢驗，應選擇固定效應模型。綜上所述，本研究確定模型5為最優模型（固定效應空間滯后模型SAR）。

控制變量和空間自回歸項。（1）經濟發展和金融發展存在顯著的負向影響，說明經濟發展和金融發展均縮小城鄉收入差距;產業結構存在顯著正向影響，說明產業結構升級擴大了城鄉收入差距;政府干預未通過顯著性檢驗。（2）空間滯后項系數顯著為正，說明漢江生態經濟帶城鄉收入差距存在顯著的正向溢出效應，鄰近地區城鄉收入差距的擴大會引起自身城鄉收入差距的擴大。

基礎設施影響。（1）信息基礎設施的回歸系數顯著為負，二次項回歸系數顯著為正，說明信息基礎設施能顯著縮小城鄉收入差距且效應遞減。（2）交通基礎設施的回歸系數顯著為負，二次項回歸系數顯著為正，說明交通基礎設施能顯著縮小城鄉收入差距且效應遞減。（3）信息基礎設施與交通基礎設施交互項的系數顯著為負，說明兩類基礎設施之間的交互作用表現為縮小城鄉收入差距，即基礎設施一方面直接影響城鄉收入差距，另一方面與其他基礎設施交互作用間接影響城鄉收入差距。

進一步考察公路、水路和信息基礎設施對城鄉收入差距的影響。如表6所示，模型1—4基于空間滯后模型SAR綜合考察信息、公路和水路基礎設施;模型5—8基于空間誤差模型SEM綜合考察信息、公路和水路基礎設施。

模型選擇。在考慮水路基礎設施二次項情況下（模型1—2和模型5—6），發現水路基礎設施一次項系數不顯著，二次項的系數僅在SAR模型中顯著，說明結果不穩健;剔除水路基礎設施二次項情況下（模型3—4和模型7—8），水路基礎設施一次項系數顯著且結果穩健。基于此，本研究選擇剔除水路基礎設施二次項。根據LM檢驗結果，結論與上文一致：空間滯后模型SAR優于空間誤差模型SEM。模型3的Hausman檢驗結果為負值，由于隨機效應模型過于理想化，較難符合真實世界，故常見做法是建立固定效應模型。而且模型3—4各變量系數的符號、顯著性完全一致，系數大小基本一致，說明固定效應模型和隨機效應模型對變量影響的解釋基本一致。所以本研究選擇基于模型3（固定效應空間滯后模型SAR）說明各變量的影響。

控制變量與空間自回歸項。（1）控制變量影響與上文結論一致：經濟發展和金融發展存在顯著負向影響;產業結構存在顯著正向影響;政府干預存在正向影響但不顯著。（2）空間自回歸項與上文結論一致：系數顯著為正。

基礎設施的影響。（1）信息基礎設施一次項系數顯著為負，二次項系數顯著為正，該結論與上文分析一致：信息基礎設施顯著縮小城鄉收入差距且效應遞減。（2）公路基礎設施一次項系數顯著為負，二次項系數顯著為正，說明公路基礎設施顯著縮小城鄉收入差距且效應遞減。（3）水路基礎設施一次項系數顯著為負，說明水路基礎設施顯著縮小城鄉收入差距，且遞減效應尚未顯現。可能是水路基礎設施發展水平較低，而只有要素的投入達到一定規模時才表現出遞減效應。（4）比較基礎設施一次項的系數大小，說明三類基礎設施的影響效應存在大小差異（信息基礎設施為-0.309、公路基礎設施為-0.270、水路基礎設施為-0.0209）。公路基礎設施的效應低于信息基礎設施，這可能是因為公路基礎設施現有建設水平已達一定規模，繼續提高公路基礎設施水平帶來轉移成本的下降程度低于信息基礎設施，相比而言信息基礎設施提升空間更大。水路基礎設施的效應最低，這因為公路運輸貨運量、客運量占重要地位，即使水路基礎設施能降低轉移成本從而促進要素流動，且尚未表現效應遞減趨勢，但是其縮小作用仍會較低。

基礎設施交互作用影響。（1）信息基礎設施與公路基礎設施交互項系數顯著為負，說明信息基礎設施與公路基礎設施發展協調，相互促進間接放大了基礎設施縮小城鄉收入差距作用的發揮。（2）信息基礎設施與水路基礎設施交互項、公路基礎設施與水路基礎設施交互項的系數均未通過顯著性檢驗。

3.3? 空間異質性分析

由于漢江各分段省情不同，有必要從空間異質性角度探討各分段基礎設施的影響。表7為各省份分段的回歸結果，其中模型1-2是漢江湖北分段，模型3—4是河南分段，模型5—6是陜西分段。模型1的Hausman檢驗結果不顯著，選擇建立隨機效應模型;模型2—6的Hausman檢驗結果為負，選擇建立固定效應模型。根據LM檢驗，湖北分段和河南分段表現為空間滯后模型SAR優于空間誤差模型SEM，陜西分段是空間誤差模型SEM優于空間滯后模型SAR。下文將基于模型1、模型3和模型6解釋各變量的影響。

控制變量和空間自回歸項（或空間自相關項）。（1）各省份分段經濟發展的系數均在1%置信水平下顯著為負，說明經濟發展縮小城鄉收入差距;各省份分段產業結構系數均在1%置信水平下顯著為正，說明產業結構擴大城鄉收入差距;陜西分段金融發展顯著為負，湖北分段和河南分段不顯著;湖北分段政府干預不顯著，河南分段顯著為負，陜西分段顯著為正。（2）各省分段空間溢出項的系數均在1%置信水平下顯著為正，說明各省分段均存在正向空間溢出效應。

基礎設施的影響。（1）信息基礎設施。湖北分段的信息基礎設施一次項系數符號為負，但未能通過顯著性檢驗，這可能是因為樣本量太少（該系數的p值為0.119）。陜西分段一次項系數顯著為負，二次項系數顯著為正，說明陜西分段信息基礎設施顯著縮小城鄉收入差距，且效應遞減。令人意外的是，河南分段的一次項系數顯著為正，二次項系數顯著為負，說明河南分段信息基礎設施表現為擴大城鄉收入差距且效應遞減，可能是因為河南分段的信息基礎設施發展存在城鄉空間格局不平衡，對城鎮居民收入效應大于農村居民收入效應，最終表現為擴大城鄉收入差距。（2）公路基礎設施。各省份分段公路基礎設施的影響均顯著縮小城鄉收入差距且效應遞減。（3）水路基礎設施。湖北分段水路基礎設施系數在1%置信水平下顯著為負，河南分段和陜西分段表現不顯著，可能是河南和陜西分段的水運發展比較落后，未能實現規模效應，無法顯著縮小城鄉收入。這與三省水運發展差異情況相符合。

基礎設施交互作用影響。（1）信息基礎設施與公路基礎設施交互項系數在湖北分段和陜西分段顯著為負，河南分段則不顯著。說明湖北分段和陜西分段的信息基礎設施與公路基礎設施發展協調，表現為相互促進間接縮小城鄉收入差距。（2）信息與水路基礎設施交互項系數在湖北和陜西分段顯著為正，在河南分段則不顯著。說明各省分段的信息基礎設施與水路基礎設施發展不協調，未能表現出相互促進作用。（3）公路與水路基礎設施交互項系數在各省份分段均顯著為負。注意的是，上文漢江全域分析中認為公路與水路基礎設施交互作用的影響不顯著。結合此處分析，本文可以認為公路與水路基礎設施交互項系數顯著為負，相互作用間接縮小了城鄉收入差距。

4? 結論與建議

4.1? 結論

對漢江生態經濟帶城鄉收入差距社會經濟根源的準確識別，是縮小城鄉差距、實現城鄉協調發展的前提條件。本文使用空間計量方法分析信息基礎設施和交通基礎設施對城鄉收入差距的影響。實證結果表明。

第一，從時空演變來看，漢江生態經濟帶城鄉收入差距在時間上呈現縮小趨勢，在空間上表現正相關性。高城鄉收入差距“俱樂部”成員主要集中于漢江上游地區——陜南漢中、安康、商洛三市;城鄉收入差距較低的地級市主要集中在漢江中下游地區——武漢、荊門、隨州、孝感。從空間溢出效應看，漢江全域和漢江各分段均顯著正，說明空間上的鄰近對本地區城鄉收入差距具有顯著影響，鄰近地區城鄉收入差距縮小會縮小本地區城鄉收入差距，反之鄰近地區城鄉收入差距擴大會引起本地區城鄉收入差距擴大。

第二，從基礎設施的影響看，信息、交通、公路和水路基礎設施均顯著縮小城鄉收入差距，僅水路基礎設施的遞減效應尚未顯現。基礎設施影響從大到小依次為信息、公路和水路基礎設施。從各省份分段看，公路基礎設施在各分段均顯著縮小城鄉收入差距且效應遞減;信息基礎設施在湖北、陜西分段縮小城鄉收入差距，在河南分段表現為擴大城鄉收入差距;水路基礎設施僅在湖北分段表現縮小城鄉收入差距，在河南分段和陜西分段影響不顯著。

第三，從基礎設施之間交互作用的影響看，信息、交通基礎設施交互作用顯著縮小城鄉收入差距。具體而言，信息、公路基礎設施交互作用影響顯著，而信息與水路基礎設施交互作用影響不顯著。從各省份分段看，信息、公路基礎設施的交互作用僅在河南分段不顯著，在湖北分段和陜西分段顯著縮小城鄉收入差距;信息、水路基礎設施交互作用影響在湖北、陜西分段顯著擴大城鄉收入差距，在河南分段影響不顯著;公路、水路基礎設施相互作用在各省份分段均顯著縮小城鄉收入差距。

第四，從控制變量來看，經濟發展縮小城鄉收入差距;產業結構擴大城鄉收入差距;金融發展僅在陜西分段表現為縮小城鄉收入差距，在湖北分段和河南分段影響不顯著;政府干預在河南分段顯著縮小城鄉收入差距，在陜西分段擴大城鄉收入差距，在湖北分段影響不顯著。

4.2? 政策建議

一是注重因地制宜、加強分類施策。根據城鄉收入差距程度和不同區域之間的特征差異進行全局規劃，實行有所側重的區域縮小城鄉差距策略。研究顯示，城鄉收入差距存在明顯的空間集聚特征，因此，可以根據城鄉收入差距以及局部空間集聚特征，將縮小城鄉差距劃為三類區域：第一類為漢中、安康和商洛的高—高型集聚區，視為縮小城鄉差距的重點區域;第二類為高—低型區域，這類地區有著具有成為高—高型“俱樂部”的趨勢，可視為縮小城鄉差距的次重點區域;第三類則是低—高型區域，這類地區有著受到附近高城鄉收入差距地區通過空間溢出效應的風險，視為警示區域。這三類地區都面臨城鄉收入差距過大的困擾，但是考慮到其城鄉收入差距程度的差異和鄰近區域的不同，應該實行因地制宜的區域縮小城鄉差距方案。

二是加大設施投資，優化交互效應。基礎設施一方面可以直接影響城鄉收入差距，另一方面通過與其他類型基礎設施交互作用間接影響城鄉收入差距。漢江生態經濟帶應不斷完善各類基礎設施，促進基礎設施之間協調發展。搶抓國家新基建機遇，加快鄉村信息基礎設施建設，縮小城鄉間“數字鴻溝”。優化公路建設，升級改造沿漢江國省干線，建設縣鄉連通路、山區扶貧路，發揮路網效益。提升漢江水運功能，積極整治漢江航道，消除漢江通航瓶頸。在湖北分段和陜西分段，協調水路基礎設施與信息基礎設施發展，避免基礎設施之間相互抑制。在河南分段，信息基礎設施反而擴大城鄉收入差距，需重點改善農村地區基礎設施，緩解城鄉基礎設施不平衡，發揮其在縮小城鄉收入差距和農村扶貧脫貧的作用。

三是統籌各類要素，提升發展質量。以漢江生態經濟高質量發展為核心，建立產業協同發展機制，加強產業統籌協調，優化產業空間格局，協同布局企業總部、研發基地、生產基地，加快上中下游產業鏈深度融合;加快市場體系建設，清理廢除妨礙統一市場和公平競爭的各種規定和做法，激發各類市場主體活力，支持民營企業發展，推動勞動力、資本、技術、數據等要素自由流動和優化配置;進一步提高金融效率，發展農村金融，活躍投融資市場，開展新型農民專業合作社聯社試點，支持設立村鎮銀行、小額貸款公司等機構，促進農村地區資產、金融等資源要素流動。

四是建立協調機制，形成區域合力。目前漢江全域城鄉收入差距存在顯著的空間正向溢出效應，一個地區縮小城鄉收入差距的同時也會促進鄰近地區城鄉收入差距的縮小，因此，有必要加強漢江生態經濟帶地方政府之間合作。建立省際、市際協調合作機制和常態化工作推進機制，研究協調“完善基礎設施網絡、推進產業分工協調、推動城鄉融合發展”等跨省、跨市重大事項，打破區域壁壘，消除各市之間的地方保護和市場分割，共同縮小城鄉收入差距。同時，建立公共服務資源共建共享機制，推動教育、衛生、社會保障和人才等資源城鄉共享，實現漢江全域協調發展。

參考文獻：

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