制造業(yè)集聚對城鄉(xiāng)收入差距的影響研究

況佩杰， 張寶兵， 王佳玉

(安徽財經(jīng)大學(xué) 國際經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

我國城鄉(xiāng)收入差距的影響研究歷來是學(xué)者關(guān)注的重點，目前關(guān)于產(chǎn)業(yè)集聚對城鄉(xiāng)收入差距的研究主要從以下角度展開。曾鵬等基于23個城市群數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚能夠縮小城鄉(xiāng)差距并且存在地區(qū)差異性[1]。分行業(yè)來看，喬海曙等(2009)分析發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與收入不平等之間存在倒“U”型的非線性關(guān)系[2]；李健旋等(2018)發(fā)現(xiàn)金融集聚是擴大城市內(nèi)部城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)鍵因素[3]。俞彤暉(2018)分析得出流通產(chǎn)業(yè)集聚有助于緩解城鄉(xiāng)收入差距[4]；羅福周等(2019)基于門檻模型發(fā)現(xiàn)流通產(chǎn)業(yè)集聚與城鄉(xiāng)收入差距之間存在非線性關(guān)系[5]。在制造業(yè)方面，謝里等(2012)通過選取中國制造業(yè)的數(shù)據(jù)，認為在全國整體層面和東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚水平提高有利于縮小收入差距而在中西部地區(qū)反而會擴大收入差距[6]；常遠、吳鵬(2018)研究發(fā)現(xiàn)制造業(yè)集聚有利于縮小收入分配差距并存在地區(qū)差距和階段性特征[7]。

總體來看，關(guān)于產(chǎn)業(yè)集聚與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系研究已十分豐富，但仍有亟待思考的問題。如：部分文獻關(guān)于金融集聚、流通業(yè)集聚對城鄉(xiāng)收入差距的研究結(jié)論不一致等。此外，目前文獻關(guān)于制造業(yè)集聚的收入分配效應(yīng)研究仍缺乏針對性?；诖耍疚臄M系統(tǒng)地考察制造業(yè)集聚與城鄉(xiāng)收入差距的動態(tài)關(guān)聯(lián)，豐富已有的理論研究。

一、指標(biāo)選取、數(shù)據(jù)說明和模型構(gòu)建

(1) 指標(biāo)選取 城鄉(xiāng)收入差距為被解釋變量。衡量城鄉(xiāng)收入差距的指標(biāo)有城鄉(xiāng)收入比和城鄉(xiāng)收入泰爾指數(shù)。本文用歐陽志剛[8]對城鄉(xiāng)收入差距的測量方法。城鄉(xiāng)收入泰爾指數(shù)的表達式如下：

(1)

其中，theili,j表示i地區(qū)在t年份的泰爾指數(shù)值，j取1和2分別代表城鎮(zhèn)與農(nóng)村地區(qū)；mij表示i地區(qū)城鎮(zhèn)或農(nóng)村居民收入，mi表示i地區(qū)居民總收入；nij表示i地區(qū)城鎮(zhèn)或者農(nóng)村人口數(shù)量，ni表示i地區(qū)的總?cè)丝凇?/p>

制造業(yè)集聚水平為解釋變量。目前對集聚水平的測量方法有多種，如區(qū)位熵、赫芬達爾-赫希曼指數(shù)、EG指數(shù)以及空間基尼系數(shù)等方法?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性與實際操作性，選取區(qū)位熵作為測度全國制造業(yè)集聚水平。即：

(2)

其中，ki,j表示某地區(qū)制造業(yè)的生產(chǎn)總值，kj表示某地區(qū)的生產(chǎn)總值；ki表示全國制造業(yè)生產(chǎn)總值之和，k表示全國的生產(chǎn)總值。aggit反映了各地區(qū)制造業(yè)的集聚水平，aggit越大表示該地區(qū)的制造業(yè)集聚水平越高；反之亦然。

除制造業(yè)集聚之外,本文還結(jié)合以往的文獻研究，選用其他控制變量，具體包括以下變量：

一是城鎮(zhèn)化率(urban)。城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中帶來勞動力、資本和人才的遷移，因此把城鎮(zhèn)化作為城鄉(xiāng)收入差距的影響因素進行研究顯得十分必要。本文采取城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎刈鳛楹饬砍擎?zhèn)化率的指標(biāo)。二是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(cyjg)。本文用徐德云(2008)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的測度方法[9]。公式如下：

(3)

其中,xi表示第i產(chǎn)業(yè)占GDP比重；cyjg表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級系數(shù),cyjg的取值范圍是1≤cyjg≤3,cyjg值越大,表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級程度越高。三是經(jīng)濟發(fā)展水平(pgdp)?？紤]到地區(qū)差異和生產(chǎn)要素的影響，選用各省份人均GDP與全國平均值之比來表示地區(qū)經(jīng)濟在全國范圍內(nèi)的發(fā)展水平。四是對外開放水平(fdi)。本文選用各省市的外商直接投資額占各省市GDP比重表示對外開放水平，其中實際外商投資額用當(dāng)年平均匯率轉(zhuǎn)化為人民幣。 五是政府力量(gov)。政府宏觀政策對產(chǎn)業(yè)發(fā)展起到引導(dǎo)和支撐作用，有效促進制造業(yè)發(fā)展。同時，由于地方政府受到發(fā)展地方經(jīng)濟的激勵，發(fā)展城市是目前地方政府的優(yōu)先選擇[10]，這也進一步影響城鄉(xiāng)收入差距。本文選取地方政府一般財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來表示政府發(fā)揮的作用。

采用SPSS 22.0統(tǒng)計學(xué)軟件對所得數(shù)據(jù)進行分析研究。計量資料采用(±s)表示,以t值檢驗;計數(shù)資料采用%表示,以x2檢驗。當(dāng)P<0.05時,對比差異具有統(tǒng)計學(xué)意義。

(2) 數(shù)據(jù)說明 考慮到數(shù)據(jù)的完整性與可獲得性，本文實證樣本選取2005-2016年全國31個省份(不含港、澳、臺)的面板數(shù)據(jù)進行分析。所用的原始數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》和各省統(tǒng)計年鑒。

(3) 模型構(gòu)建 為了方便分析，本文通過構(gòu)建兩組模型進行對比檢驗。一組是不考慮空間效應(yīng)的，直接考察制造業(yè)集聚對城鄉(xiāng)收入差距的影響。另一組則是加入制造業(yè)集聚的空間溢出，重新驗證二者之間的關(guān)系，考察制造業(yè)集聚的溢出效應(yīng)對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

第一個模型為一般函數(shù)，即不考慮制造業(yè)集聚的空間效應(yīng)，設(shè)定如下：

(4)

其中，theil表示城鄉(xiāng)收入差距；agg表示制造業(yè)集聚水平，agg2表示制造業(yè)集聚指標(biāo)的平方項；x表示影響城鄉(xiāng)收入差距的其他變量；β0表示制造業(yè)集聚對城鄉(xiāng)收入差距的影響程度和方向，μi和t分別表示個體和時間固定效應(yīng)，假設(shè)隨機誤差項εit是服從正態(tài)分布。

第二個模型將制造業(yè)集聚的空間溢出考慮納入模型中。參考LeSage[11]構(gòu)建空間杜賓模型，設(shè)定如下：

theilit=α0+ρWtheilit+α1aggit+θ1Waggit+θ2WXit+αi+νi+εit

(5)

其中，i表示各省市(直轄區(qū))；t代表年份；W為空間權(quán)重矩陣;αi和νi分別表示個體和時間固定效應(yīng)，εit為隨機擾動項;theil為城鄉(xiāng)收入差距;agg表示制造業(yè)集聚;X為影響城鄉(xiāng)收入差距的其他影響因素(如城鎮(zhèn)化、對外開放等)。本文采用的空間權(quán)重矩陣Wij為當(dāng)前比較常用的地理鄰近空間權(quán)重矩陣，為31×31矩陣。若兩個省域相鄰,則Wij=1;否則Wij=0。

二、計量檢驗和結(jié)果

1.靜態(tài)面板回歸

對全國地區(qū)、東部、中部、西部地區(qū)進行Hausman檢驗，檢驗結(jié)果見表1。從表1可以得出經(jīng)Hausman檢驗全國模型和中部模型都在1%的顯著性水平下拒絕了隨機效應(yīng)，因此選擇固定效應(yīng)模型。而東部模型和西部模型的Hausman檢驗未通過1%的顯著性水平，因此選擇隨機效應(yīng)模型。

表1 靜態(tài)面板檢驗結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；括號內(nèi)表示穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；FE、RE分別表示固定效應(yīng)回歸和隨機效應(yīng)回歸；被

解釋變量為theil。下同。

在中、西部地區(qū)模型中制造業(yè)集聚指標(biāo)的一次項與平方項分別為正值和負值并通過顯著性檢驗，與全國模型的結(jié)果一致。但是東部地區(qū)的制造業(yè)集聚指標(biāo)的一次項與平方項分別為負值和正值并通過顯著性檢驗，表明制造業(yè)集聚對城鄉(xiāng)收入差距的倒“U”型影響集中在中西部地區(qū)，而在東部地區(qū)卻是“U型”影響。這可能是因為我國的東部地區(qū)相較于中西部制造業(yè)集聚程度高，且原來在東部地區(qū)的勞動力密集型制造業(yè)逐漸向中西部轉(zhuǎn)移，東部地區(qū)制造業(yè)逐漸由勞動密集型向技術(shù)密集型升級。這一過程中對勞動力的技術(shù)和知識的要求對于鄉(xiāng)村勞動力形成壁壘并在某種程度上擴大了城鄉(xiāng)收入差距。而隨著制造業(yè)升級，地區(qū)經(jīng)濟得到快速發(fā)展并導(dǎo)致市場規(guī)模擴大從而帶動更多鄉(xiāng)村勞動力就業(yè)并縮小城鄉(xiāng)收入差距。

在分地區(qū)的面板模型中，城鎮(zhèn)化和政府力量的影響系數(shù)為負并通過顯著性檢驗。這表明城鎮(zhèn)化水平的不斷提升會縮小城鄉(xiāng)收入的差距，地方政府對于資源合理配置和市場經(jīng)濟的宏觀調(diào)整有力帶來地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展并通過鄉(xiāng)村振興建設(shè)鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設(shè)施，并為鄉(xiāng)村勞動力提供崗位，縮小城鄉(xiāng)收入差距。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的估計系數(shù)在中部地區(qū)顯著為負而東部地區(qū)和西部地區(qū)的估計系數(shù)分別為負和正且均未通過顯著性檢驗。這表明我國中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)程度相比于東部地區(qū)對于縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用更大，而西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)較低，對城鄉(xiāng)收入差距起到放大作用。此外，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的估計系數(shù)在西部地區(qū)顯著為正而在東中部地區(qū)都未通過顯著性檢驗并負。這可能因為地方經(jīng)濟發(fā)展水平低無法為鄉(xiāng)村居民提供更好的生活條件和工作條件并導(dǎo)致擴大城鄉(xiāng)收入差距。對外開放的估計系數(shù)在西部地區(qū)顯著為負在東中部地區(qū)為正。這可能因為外資企業(yè)對于經(jīng)濟發(fā)展水平不高的地區(qū)進行勞動密集型產(chǎn)業(yè)投資會有助于提高鄉(xiāng)村居民的就業(yè)機會和增加居民的收入途徑，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距。

在靜態(tài)面板模型中未考慮空間因素影響，未把制造業(yè)集聚的空間相關(guān)性對城鄉(xiāng)收入差距的影響納入模型，因此在下面進行空間模型檢驗。

2.空間面板模型估計

(1) 空間相關(guān)性分析 為了驗證制造業(yè)集聚與城鄉(xiāng)收入差距的空間相關(guān)性，本文分別采用全局自相關(guān)和局部自相關(guān)指數(shù)進行檢驗。其中Global Moran’s I的指數(shù)計算公式如下：

(6)

表2 2005-2016 年環(huán)境規(guī)制和經(jīng)濟增長的全局Moran’s I表

在表2中可以看出，在臨界權(quán)重矩陣下，制造業(yè)集聚和城鄉(xiāng)收入差距的全局Moran’s I均為正，且大部分都通過了5%顯著性水平檢驗,表明我國城鄉(xiāng)收入差距與制造業(yè)集聚都存在較強的空間相關(guān)性，且都具有空間溢出效應(yīng)。

(2) 局部空間自相關(guān)分析 局部自相關(guān)采用局部Moran’s I指數(shù)來衡量，公式如下：

(7)

(3) 空間面板模型 空間面板模型一般包含空間滯后模型、空間誤差模型和空間杜賓模型。為檢驗空間杜賓模型是否合適，使用極大似然法(MLE)進行估計，用似然比(LR)檢驗空間杜賓模型是否退化空間滯后和空間誤差模型(H0∶θ=0和H0∶θ+ρβ=0)。且上述兩個假設(shè)都被拒絕即LR檢驗顯著地拒絕原假設(shè)[13]。Wald檢驗和LR檢驗顯著地拒絕空間杜賓模型轉(zhuǎn)為空間滯后模型和空間誤差模型。同時Hausman檢驗表明模型應(yīng)為固定效應(yīng)模型。表3是各模型在鄰接權(quán)重矩陣下的檢驗結(jié)果。

表3 空間計量估計結(jié)果

續(xù)表

結(jié)果顯示，在空間面板模型中制造業(yè)集聚一次項和二次項的影響系數(shù)分別為正值和負值且通過1%顯著性檢驗，這與靜態(tài)面板得出結(jié)論一致。同時制造業(yè)集聚一次項和二次型空間滯后系數(shù)也分別為正值和負值，表明隨著制造業(yè)集聚水平的不斷提升，制造業(yè)集聚不僅降低了本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入，還通過溢出效應(yīng)降低相鄰地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。原因可能在于相鄰地區(qū)制造業(yè)集聚水平的提高，會為本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展帶來示范效應(yīng)，而本地區(qū)的制造業(yè)集聚程度的不斷加大會吸引更多的鄉(xiāng)村勞動力就業(yè)，因此降低本地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距。由于空間杜賓模型的回歸系數(shù)不能直接反映制造業(yè)集聚對城鄉(xiāng)收入差距的影響，因此需要計算出直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)才能得出結(jié)果。上述三種效應(yīng)的具體值見表4。

表4 SDM模型的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)

表4結(jié)果同樣證明了制造業(yè)集聚與城鄉(xiāng)收入差距存在倒“U”型曲線關(guān)系，制造業(yè)集聚指標(biāo)的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著正，表明制造業(yè)集聚不僅具有明顯的直接效應(yīng)，其所引致的空間溢出效應(yīng)對城鄉(xiāng)收入差距亦具有顯著的降低作用。且制造業(yè)集聚的間接效應(yīng)和總效應(yīng)相比，制造業(yè)集聚所帶來的空間溢出效應(yīng)占總效應(yīng)的50%以上，這印證出制造業(yè)集聚對城鄉(xiāng)收入差距的影響。與靜態(tài)面板的估計系數(shù)相比較，空間杜賓模型的制造業(yè)集聚指標(biāo)的一次項和二次項的直接效應(yīng)更小，這也說明了靜態(tài)面板估計由于未考慮空間效應(yīng)而高估了制造業(yè)集聚的直接效應(yīng)。

三、結(jié) 語

(1) 研究結(jié)論 本文基于全國2005-2016年31個省級面板數(shù)據(jù)，運用靜態(tài)面板回歸和空間面板模型考察制造業(yè)集聚對城鄉(xiāng)收入差距的影響。研究結(jié)果顯示：第一，在全國層面和中、西部地區(qū)上制造業(yè)集聚與城鄉(xiāng)收入差距之間存在倒“U”型關(guān)系，而東部地區(qū)制造業(yè)集聚與城鄉(xiāng)收入差距是“U”型關(guān)系。隨著制造業(yè)集聚水平不斷提升，不僅會降低本地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距，還降低相鄰地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。第二，隨著我國各地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平和經(jīng)濟發(fā)展水平不斷提高，城鄉(xiāng)收入差距也在逐漸減小。第三，地方的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和擴大對外開放也對城鄉(xiāng)收入差距的縮小起到促進作用。

(2) 對策建議 首先各地區(qū)應(yīng)充分利用自身資源條件，充分發(fā)揮差異性競爭優(yōu)勢來促進制造業(yè)集聚和縮小城鄉(xiāng)收入差距。隨著東部地區(qū)的制造業(yè)逐漸由勞動密集型向資本密集型和技術(shù)密集型升級，中西部地區(qū)應(yīng)積極承接?xùn)|部轉(zhuǎn)移的勞動密集型產(chǎn)業(yè)，有效解決當(dāng)?shù)氐图夹g(shù)勞動力和農(nóng)村剩余勞動力的就業(yè)問題。其次，深化經(jīng)濟體制改革，特別是戶籍制度改革。打破城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，促進生產(chǎn)要素在城鄉(xiāng)之間的自由流動，加快融合城市和農(nóng)村的市場，由市場主導(dǎo)生產(chǎn)要素的流動，促進城鄉(xiāng)收入一體化，實現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化均衡發(fā)展。最后，加快新型城鎮(zhèn)化建設(shè)步伐，提升新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的質(zhì)量。提高城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設(shè)施互聯(lián)互通和高效便捷水平，完善社會福利保障機制、公共福利體系和城鄉(xiāng)勞動力就業(yè)服務(wù)。