我國居民收入結(jié)構(gòu)不平等的空間分布特征及影響效應(yīng)

章貴軍，饒嘉雯，王開科

（1.福建師范大學(xué) 數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，福建 福州 350117；2.江西財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)學(xué)院，江西 南昌 330013；3.山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250011）

一、引言

改革開放以來，我國政府采取的東部地區(qū)先行先試的策略在為中西部地區(qū)積累發(fā)展經(jīng)驗(yàn)的同時(shí)，也造成了經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的不平衡。雖然中西部地區(qū)居民收入近幾年已取得較快增長，但與東部地區(qū)間差距依然較大，東部地區(qū)居民人均可支配收入為中部地區(qū)的1.52倍，為西部地區(qū)的1.62倍。①2021年習(xí)近平同志闡述富裕的重要意義時(shí)強(qiáng)調(diào)，“我們決不能允許貧富差距越來越大、窮者愈窮富者愈富，決不能在富的人和窮的人之間出現(xiàn)一道不可逾越的鴻溝”。為探索縮小貧富差距、發(fā)展共同富裕的策略，大量學(xué)者對(duì)收入不平等的空間特征進(jìn)行了研究。然而，傳統(tǒng)的收入不平等測度過程中并沒有反映收入分配中不同的收入來源，導(dǎo)致收入不平等掩蓋了收入結(jié)構(gòu)不平等，忽略了財(cái)富分配的公平性。社會(huì)財(cái)富分配的公平性不再僅體現(xiàn)在收入水平上，需進(jìn)一步擴(kuò)展至要素收入的均衡上，這是收入分配研究中常被忽略的內(nèi)容。黨的十九大報(bào)告關(guān)于2035年、2050年發(fā)展目標(biāo)的闡述都鮮明地體現(xiàn)了改善人民生活、縮小差距、實(shí)現(xiàn)共同富裕的要求。為了達(dá)到這一要求，“十四五”規(guī)劃建議中明確指出，要“多渠道增加城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入，提高農(nóng)民土地增值收益分享比例，完善上市公司分紅制度，創(chuàng)新更多適應(yīng)家庭財(cái)富管理需求的金融產(chǎn)品”。顯然，居民收入分配中的要素收入內(nèi)容已受到政府部門的高度重視。

目前，學(xué)術(shù)界對(duì)要素領(lǐng)域的居民收入分配的研究尚處在起步階段，主要體現(xiàn)在三個(gè)方面。第一，在數(shù)據(jù)處理上，國內(nèi)相關(guān)研究對(duì)要素收入的處理還不夠精細(xì)。陳斌開等（2009）[1]在研究勞動(dòng)收入時(shí)直接將勞動(dòng)收入視為工資性收入，未考慮到經(jīng)營性收入中的勞動(dòng)成分。朱子云（2014）[2]、焦音學(xué)和柏培文（2020）[3]等的研究則忽略了經(jīng)營性收入中的資本成分，將資本收入等同于財(cái)產(chǎn)性收入。柏培文和李相霖（2020）[4]雖然對(duì)經(jīng)營性收入中的資本成分和勞動(dòng)成分進(jìn)行了剝離，但仍未把個(gè)體收入完全分解為勞動(dòng)收入和資本收入。

第二，側(cè)重于收入水平的不平等研究，忽略了要素收入在個(gè)人收入中分布是否均勻的問題。孫殿明和韓金華（2010）[5]指出，建國60年來我國居民收入分配差距呈現(xiàn)出先縮小后擴(kuò)大的“V字型”或“U字型”演變軌跡。萬廣華等（2008）[6]認(rèn)為，自20世紀(jì)90年代中期以來，農(nóng)村收入不平等程度一直在提高，且我國東、中、西部地區(qū)的收入差距擴(kuò)大速度要快于三大區(qū)域內(nèi)部的收入差距擴(kuò)大速度，區(qū)域間收入不平等的貢獻(xiàn)率在上升，其比重已高達(dá)60%以上。陳斌開等（2009）[1]研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)過程中的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷和技術(shù)進(jìn)步導(dǎo)致了1990—2005年間的我國城鎮(zhèn)居民收入差距擴(kuò)大。陳釗等（2010）[7]的研究表明，行業(yè)因素對(duì)城鎮(zhèn)居民收入不平等的影響正不斷提高，其貢獻(xiàn)率已由1988年的1.03%上升至1995年的3.02%，之后又進(jìn)一步提高到2002年的10.07%。儲(chǔ)德銀和張婷（2016）[8]指出，財(cái)政分權(quán)水平的提升有利于減少收入不平等，其政策效果表現(xiàn)為總體居民收入不平等<農(nóng)村居民收入不平等<城鎮(zhèn)居民收入不平等。然而，上述研究忽略了要素收入在不同收入群體中的分布不平等，不能從收入結(jié)構(gòu)角度揭示收入不平等產(chǎn)生的原因。Atkinson（2000）[9]的研究指出，收入分布中處于較高位置的個(gè)體收入來源主要是資本收入，處于較低位置的個(gè)體收入來源主要是勞動(dòng)收入，增加勞動(dòng)收入一般會(huì)縮小居民收入分配差距。因此，考慮要素收入在居民收入中的分布情況有利于從收入結(jié)構(gòu)角度有針對(duì)性地提出改進(jìn)收入分配不平等的政策建議。

第三，側(cè)重于從收入不平等分解方面或宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異方面探尋縮小收入差距的研究，忽略了要素收入分配和個(gè)人收入分配之間的聯(lián)系。陳斌開和林毅夫（2012）[10]、汪晨等（2020）[11]的研究均表明，窮人面對(duì)的“機(jī)會(huì)不平等”使其財(cái)富增長更慢，甚至陷入貧困陷阱。朱子云（2014）[2]利用雙層分解模型研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)出分配率差異、城鄉(xiāng)養(yǎng)老支付差異加劇和農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)遷徙是導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的原因。焦音學(xué)和柏培文（2020）[3]基于新古典模型的研究認(rèn)為，第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異導(dǎo)致了城鄉(xiāng)內(nèi)部及總體收入差距，三次產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)收入份額與經(jīng)濟(jì)增長呈“U”型趨勢。江克忠和劉生龍（2017）[12]基于不平等的收入來源分解，發(fā)現(xiàn)工資性收入對(duì)收入不平等的貢獻(xiàn)最高，之后是經(jīng)營性收入、轉(zhuǎn)移性收入和財(cái)產(chǎn)性收入。張志超等（2014）[13]指出，當(dāng)逆向財(cái)政程度大于13.87%時(shí)，財(cái)政支農(nóng)力度會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距，反之，財(cái)政支農(nóng)力度對(duì)城鄉(xiāng)收入差距縮小有明顯作用。胡宗義等（2013）[14]基于誤差修正模型研究得出，金融發(fā)展會(huì)加劇市場中資源分配的不公平，農(nóng)村居民收入差距會(huì)隨之?dāng)U大。然而，Schlenker和Schmid（2015）[15]的研究則認(rèn)為，資本要素份額變動(dòng)對(duì)個(gè)體收入分配的影響依賴于資本收入本身的集中度。Adams等（2014）[16]的研究表明，整體不平等取決于資本和勞動(dòng)要素內(nèi)部與要素間收入不平等以及高薪勞動(dòng)者與高資本收入者的高相關(guān)性。Milanovic（2016）[17]認(rèn)為，在資本要素份額不斷上升的背景下，當(dāng)資本收入高度不平等時(shí)，資本富裕者和總體收入富裕者之間存在高度正相關(guān)會(huì)加劇收入不平等的程度。Atkinson（2009）[18]的研究強(qiáng)調(diào)，忽略要素收入和個(gè)人收入分配的聯(lián)系不能很好地反映收入分配的公平性和合理性。

鑒于現(xiàn)有研究的不足，本文利用2011—2017年的中國家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey，CHFS）數(shù)據(jù)，采用要素收入集中指數(shù)對(duì)我國居民收入結(jié)構(gòu)不平等進(jìn)行測度，并分析我國居民收入結(jié)構(gòu)不平等的特征和驅(qū)動(dòng)因素，之后以省市為單位構(gòu)建面板數(shù)據(jù)，基于莫蘭指數(shù)和動(dòng)態(tài)空間杜賓模型探索我國居民收入結(jié)構(gòu)不平等的空間分布特征和影響效應(yīng)。本文研究的意義在于，為我國居民收入結(jié)構(gòu)不平等的相關(guān)研究提供信息和數(shù)據(jù)支撐，有助于我國在新的歷史階段消除兩極分化，促進(jìn)社會(huì)財(cái)富分配的公平公正，減少社會(huì)分化和利益沖突，繼續(xù)探索實(shí)現(xiàn)共同富裕的有效途徑。

二、收入結(jié)構(gòu)不平等理論

（一）收入結(jié)構(gòu)不平等內(nèi)涵

“收入結(jié)構(gòu)不平等”一詞源自于英文“Income Composition Inequality”，由Ranaldi（2021）[19]提出，通過要素收入集中指數(shù)來度量。收入結(jié)構(gòu)不平等是指任何一對(duì)組合收入在收入分配中分布不均勻的程度，該組合收入既可以由勞動(dòng)收入和資本收入構(gòu)成，也可以由凈收入和稅負(fù)構(gòu)成，還可以由儲(chǔ)蓄和消費(fèi)構(gòu)成。由于側(cè)重研究收入的來源，故將總收入分解為勞動(dòng)收入和資本收入，則收入結(jié)構(gòu)不平等反映的是勞動(dòng)收入與資本收入在收入分配中分布不均勻的程度。

當(dāng)位于收入分配底層和頂層的群體分別賺取兩種不同類型的收入時(shí)，也就是說當(dāng)一種收入集中在低收入人群手中，另一種收入集中在高收入群體手中時(shí)，勞動(dòng)收入和資本收入將呈現(xiàn)出明顯的兩極分化態(tài)勢，收入結(jié)構(gòu)不平等最大。當(dāng)經(jīng)濟(jì)體中所有個(gè)體都賺取兩種類型的收入且收入結(jié)構(gòu)比例相同時(shí)，收入結(jié)構(gòu)不平等最小?？紤]到資本收入和勞動(dòng)收入存在相互依賴性，用其中一種收入來源描述即可。以資本收入為例，當(dāng)所有個(gè)體的資本收入在總收入中所占比重一致時(shí)，收入結(jié)構(gòu)不平等最小。在這種情況下，個(gè)體資本收入在總資本收入中所占比重等于個(gè)體勞動(dòng)收入在總勞動(dòng)收入中所占比重，表明勞動(dòng)收入與資本收入在收入分配中是均勻的，且個(gè)體的勞動(dòng)收入和資本收入是協(xié)調(diào)的。為了更好地說明這個(gè)概念，假設(shè)有一個(gè)由甲和乙兩個(gè)個(gè)體組成的經(jīng)濟(jì)體，其中甲的月收入為6 000元，乙的月收入為30 000元。分情況來看：如果甲的收入全部來自勞動(dòng)收入，而乙的收入全部來自資本收入，這時(shí)經(jīng)濟(jì)體中的收入結(jié)構(gòu)不平等程度最大；如果甲的資本收入為5 000元，勞動(dòng)收入為1 000元，而乙的資本收入為25 000萬元，勞動(dòng)收入為5 000元，此時(shí)經(jīng)濟(jì)體中的收入結(jié)構(gòu)不平等最小。不難發(fā)現(xiàn)，即使在收入結(jié)構(gòu)不平等最小的時(shí)候，經(jīng)濟(jì)體中收入不平等的問題也存在，這是因?yàn)槭杖氩黄降确从车氖强偸杖朐趥€(gè)體分配中是否均衡，收入結(jié)構(gòu)不平等反映的則是個(gè)體分配到的組合收入是否均衡。

值得注意的是，研究收入結(jié)構(gòu)不平等問題的最終目的不是實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)收入與資本收入的完全協(xié)調(diào)，而是相對(duì)協(xié)調(diào)，消除勞動(dòng)收入與資本收入的兩極分化，使得各收入群體的收入來源多元化，以期將收入結(jié)構(gòu)不平等控制在合理范圍內(nèi)，從而促進(jìn)收入均衡增長，形成較為穩(wěn)定的收入結(jié)構(gòu)。

（二）收入結(jié)構(gòu)不平等的測度方法

借鑒Ranaldi（2021）[19]的方法，將個(gè)體i的收入記為表示整個(gè)經(jīng)濟(jì)體中的總收入，則個(gè)體i在整個(gè)經(jīng)濟(jì)體中的收入相對(duì)份額表示為以此類推，若將總收入分為資本收入和勞動(dòng)收入，個(gè)體i的資本收入和勞動(dòng)收入分別記為Πi和Wi，則和分別表示經(jīng)濟(jì)體中的勞動(dòng)收入和資本收入，個(gè)體i在經(jīng)濟(jì)體中的資本收入和勞動(dòng)收入的相對(duì)份額分別記為和。用分別表示資本要素份額和勞動(dòng)要素份額，則個(gè)體i的收入可以分解為如下形式：

1.要素收入集中程度的度量。將個(gè)體按照收入或收入相對(duì)份額進(jìn)行升序排列，即yi≤yi+1（i=1，…，n-1）且y0=0。和為收入小于等于yi的個(gè)體比例，表示對(duì)應(yīng)于收入y的洛倫茲曲線。進(jìn)一步，根據(jù)個(gè)體收入排序?qū)ο鄳?yīng)收入來源z的相對(duì)份額進(jìn)行累積，從而得到收入來源z的偽洛倫茲曲線（Fei et al.，1978）[20]，將偽洛倫茲曲線按收入來源z的要素份額縮小，即得到收入來源z的實(shí)際集中曲線。由此，對(duì)應(yīng)于收入來源z的實(shí)際集中曲線如式（2）所示：

關(guān)于式（2）中的ηj，有，后文不再贅述。需要注意的是，由于存在收入較低個(gè)體占有較高資本份額的可能，資本相對(duì)份額較低的個(gè)體的收入排序可能位于資本份額較高的個(gè)體之前。

根據(jù)個(gè)體的收入分解，對(duì)于任意的p，收入洛倫茲曲線L（y，p）都可以分解為資本收入和勞動(dòng)收入的實(shí)際集中曲線的總和，如式（3）所示：

由于資本收入和勞動(dòng)收入可能分別集中在收入較高和收入較低的個(gè)人手中，為了準(zhǔn)確評(píng)估資本收入和勞動(dòng)收入在收入分配中的兩極分化程度，引入收入來源零集中和最大集中兩個(gè)概念。

當(dāng)所有個(gè)體擁有的資本相對(duì)份額和勞動(dòng)相對(duì)份額相等時(shí)（αi=βi），兩類不同的收入在經(jīng)濟(jì)體中是零集中的，此時(shí)收入結(jié)構(gòu)不平等最小。由此定義收入來源z的零集中曲線Le（z，p），如式（4）所示：

當(dāng)處于收入分配底層p的個(gè)體收入僅由收入來源z_（z_=1-z）組成，而處于收入分配頂層1-p的個(gè)體收入僅由收入來源z組成時(shí)，兩個(gè)收入來源在整個(gè)經(jīng)濟(jì)體中最大集中，此時(shí)收入結(jié)構(gòu)不平等最大。我們定義收入來源z的最大集中曲線Lmax（z，p）如下所示：

其中，L（y，p′）=z，L（y，p′′）=1-z。此外，為了確定收入來源z的最大集中曲線，需進(jìn)行如下判斷：如果那么Lmax（z，p）=LM（z，p）；如果，那么Lmax（z，p）=Lm（z，p）。簡單來說，當(dāng)實(shí)際集中曲線面積大于零集中曲線面積時(shí)，Lmax（z，p）=LM（z，p），而當(dāng)實(shí)際集中曲線面積小于零集中曲線面積時(shí)，Lmax（z，p）=Lm（z，p）。

2.要素收入集中指數(shù)的構(gòu)建。為反映不同來源收入的分布是否均勻，根據(jù)前文引入的實(shí)際集中曲線、零集中曲線與最大集中曲線，依據(jù)基尼系數(shù)的構(gòu)造思想，構(gòu)建對(duì)應(yīng)收入來源z的收入要素集中指數(shù)（Income-Factor Concentration Index，IFC）I（z），以此來準(zhǔn)確度量收入結(jié)構(gòu)不平等的程度。

其中，A（z）表示收入來源z的零集中曲線和實(shí)際集中曲線之間的面積，Bmax（z）表示零集中曲線和最大集中曲線之間的面積。顯然，要素收入集中指數(shù)的取值范圍為[-1，1]。假定總收入由資本收入和勞動(dòng)收入構(gòu)成，z_表示勞動(dòng)收入，z表示資本收入，當(dāng)位于收入分配底層的個(gè)體僅擁有勞動(dòng)收入，而位于頂層的個(gè)體僅擁有資本收入時(shí)，I（z）取值為1；當(dāng)位于收入分配底層的個(gè)體僅擁有資本收入，而位于頂層的個(gè)體僅擁有勞動(dòng)收入時(shí)，I（z）取值為-1；當(dāng)所有個(gè)體的資本收入和勞動(dòng)收入相對(duì)份額相同時(shí)，或零集中曲線面積和實(shí)際集中曲線面積相等時(shí)，I（z）取值為0，此時(shí)，認(rèn)為收入結(jié)構(gòu)絕對(duì)平等。另外，經(jīng)過計(jì)算可知I（z）=-I（z_），故z的選擇無論是勞動(dòng)收入還是資本收入，其結(jié)果表示的意義都是一致的。

為考察收入結(jié)構(gòu)不平等分布的動(dòng)態(tài)變化，引入一個(gè)更簡潔的要素收入集中指數(shù)表達(dá)式，如式（9）所示：

3.要素收入分配與個(gè)人收入分配的聯(lián)系。為了對(duì)要素收入分配和個(gè)人收入分配之間的關(guān)系進(jìn)行深入探究，需考慮收入洛倫茲曲線面積和基尼系數(shù)之間的關(guān)系。由于收入洛倫茲曲線的面積等于收入來源z和z_的實(shí)際集中曲線面積之和，則基尼系數(shù)可以表示為和的函數(shù)，如下所示：

對(duì)上式求導(dǎo)，得到基尼系數(shù)G對(duì)要素份額z的偏導(dǎo)數(shù):

三、研究設(shè)計(jì)

（一）空間相關(guān)性檢驗(yàn)

1.全局空間自相關(guān)性?？臻g相關(guān)性是進(jìn)行空間計(jì)量分析的前提和保證，全局相關(guān)性是用來考察整個(gè)地區(qū)整體的空間相關(guān)程度。本文采用全局Moran's I指數(shù)（Anselin，1988）[21]進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)，計(jì)算公式如下所示：

2.局部空間自相關(guān)性。全局Moran's I指數(shù)體現(xiàn)了全國地區(qū)的空間相關(guān)性，對(duì)于局部地區(qū)，可通過局部Moran's I指數(shù)來檢驗(yàn)是否存在顯著局部空間聚集現(xiàn)象。

Ii是空間單元i的局部Moran's I指數(shù)，表示空間單元i與相鄰空間單元間的關(guān)聯(lián)程度。若以（xi-）為橫坐標(biāo)，以為縱坐標(biāo)，將平面區(qū)域分為四個(gè)象限，則每個(gè)象限均象征相鄰單元間的特定關(guān)系，由此得到局部Moran's I指數(shù)散點(diǎn)圖。其中，第一象限表示當(dāng)?shù)睾袜彽厥杖虢Y(jié)構(gòu)不平等均較高，為“高-高聚集”地區(qū)；第二象限表示當(dāng)?shù)厥杖虢Y(jié)構(gòu)不平等較低而鄰地較高，為“低-高聚集”地區(qū)；第三象限表示兩地收入結(jié)構(gòu)不平等均較低，為“低-低聚集”地區(qū)；第四象限表示當(dāng)?shù)厥杖虢Y(jié)構(gòu)不平等較高而鄰地較低，為“高-低聚集”地區(qū)。

同時(shí)，通過計(jì)算各地區(qū)收入結(jié)構(gòu)不平等的局部Moran's I指數(shù)并進(jìn)行顯著性水平檢驗(yàn)，可考察不同地區(qū)對(duì)鄰近地區(qū)的輻射效應(yīng)。在考察地區(qū)通過顯著性檢驗(yàn)的前提下，若該地區(qū)屬于“高-高聚集”，則表明該地區(qū)對(duì)鄰近地區(qū)存在正向帶動(dòng)效應(yīng)，若該地區(qū)屬于“低-低聚集”，則說明該地區(qū)對(duì)鄰近地區(qū)存在明顯的負(fù)向帶動(dòng)作用。

（二）空間計(jì)量模型設(shè)定

考慮到我國各地區(qū)間存在頻繁的經(jīng)濟(jì)互動(dòng)，收入結(jié)構(gòu)不平等可能會(huì)受到空間因素的影響，而空間計(jì)量模型就充分考慮了各地區(qū)間的空間依賴性。一個(gè)地區(qū)的收入結(jié)構(gòu)不平等不僅會(huì)受到當(dāng)?shù)叵嚓P(guān)因素的影響，還可能會(huì)受到鄰近區(qū)域相關(guān)因素的影響，本文設(shè)定空間杜賓模型進(jìn)行分析，見式（15）。之所以選用空間杜賓模型，原因在于該模型能夠更有效地控制可能存在空間溢出行為的變量，從而提高估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性（Yu et al.，2013）[22]。在實(shí)證分析時(shí)，需進(jìn)行固定效應(yīng)檢驗(yàn)與模型退化檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)定的正確性。

其中，被解釋變量Yt為收入結(jié)構(gòu)不平等程度；Xt為相關(guān)解釋變量；ρ為空間回歸系數(shù)，表示鄰近地區(qū)被解釋變量對(duì)當(dāng)?shù)乇唤忉屪兞康挠绊?；W為空間權(quán)重矩陣；β和θ為空間解釋變量的系數(shù)，分別表示當(dāng)?shù)亟忉屪兞亢袜徑貐^(qū)解釋變量對(duì)當(dāng)?shù)乇唤忉屪兞康挠绊懗潭龋沪翞閭€(gè)體效應(yīng)，λt為時(shí)間效應(yīng)，ιn為n×1且每個(gè)元素都為1的列向量，εt為隨機(jī)誤差向量；τ為時(shí)間滯后項(xiàng)系數(shù)，ψ為空間滯后項(xiàng)系數(shù)。當(dāng)τ=0且ψ=0時(shí)，該模型為靜態(tài)空間杜賓模型；當(dāng)τ≠0且ψ=0時(shí)，為動(dòng)態(tài)時(shí)間滯后杜賓模型；當(dāng)τ=0且ψ≠0時(shí)，為動(dòng)態(tài)空間滯后杜賓模型；當(dāng)τ≠0且ψ≠0時(shí)，為動(dòng)態(tài)時(shí)空滯后杜賓模型。

由于復(fù)合型權(quán)重矩陣包含空間單元間相互作用的經(jīng)濟(jì)關(guān)系和距離影響，可以使區(qū)域間的空間聯(lián)系得到更全面準(zhǔn)確的反映。基于此，本文借鑒林光平等（2005）[23]的方法將地理距離型權(quán)重矩陣與經(jīng)濟(jì)距離型權(quán)重矩陣進(jìn)行組合以構(gòu)建復(fù)合型權(quán)重矩陣，并在實(shí)證分析前對(duì)其進(jìn)行行標(biāo)準(zhǔn)化處理。其中，地理距離型權(quán)重矩陣為空間單元i和j間距離平方的倒數(shù)，經(jīng)濟(jì)距離型權(quán)重矩陣為空間單元i和j市場化程度平均值間差異程度的倒數(shù)，采用王小魯?shù)龋?019）[24]測算的市場化指數(shù)作為市場化程度的衡量指標(biāo)。

（三）變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)通過微觀和宏觀兩種途徑來收集，其中收入結(jié)構(gòu)不平等（ifc）、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（income）、資本收入份額（rate_c）數(shù)據(jù)均由微觀數(shù)據(jù)CHFS2011—2017年中相應(yīng)省市樣本計(jì)算得出，失業(yè)率（unemp）、對(duì)外開放水平（fdi）、去工業(yè)化程度（indus）、人力資本水平（edu）、城鎮(zhèn)化水平（urban）等樣本數(shù)據(jù)則來自相應(yīng)年份的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》、國家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站和各省市的統(tǒng)計(jì)年鑒。本文選取CHFS數(shù)據(jù)的原因在于，該數(shù)據(jù)庫中家庭收入具體構(gòu)成等問題的涉及更為詳盡，而其他數(shù)據(jù)庫中所涉及的財(cái)產(chǎn)性收入可能不夠全面，或是未包括家庭股票、基金、債券等金融產(chǎn)品的收入信息，或是收入數(shù)據(jù)信息不明確，多輪調(diào)查沒有相應(yīng)的指導(dǎo)性文件，導(dǎo)致無法界定收入類別。本文研究對(duì)象為2011—2017年均參與調(diào)查的省市，同時(shí)考慮到部分省市樣本量不足100，其樣本代表性可能較差，故予以剔除。

1.被解釋變量：收入結(jié)構(gòu)不平等（ifc）。由于研究需將家庭收入完全分解為資本收入和勞動(dòng)收入，因此參考Ranaldi（2021）[19]對(duì)資本收入和勞動(dòng)收入的定義，經(jīng)過與CHFS數(shù)據(jù)庫中的四大分項(xiàng)收入②的子項(xiàng)收入進(jìn)行詳細(xì)比對(duì)，以樣本家庭的平均工資收入為門檻進(jìn)行分類。若經(jīng)營性收入小于等于平均工資收入，則將該經(jīng)營性收入全都?xì)w為勞動(dòng)收入，若經(jīng)營性收入大于平均工資收入，則將多余的經(jīng)營性收入歸入資本收入，最終將工資性收入、轉(zhuǎn)移性收入和經(jīng)營性收入中的勞動(dòng)成分歸為家庭勞動(dòng)收入，將財(cái)產(chǎn)性收入和經(jīng)營性收入中的資本成分歸為家庭資本收入（Ranaldi，2021；Glyn，2009）[19,25]。之所以將轉(zhuǎn)移性收入納入勞動(dòng)收入的定義，原因有二：第一，有助于分析收入再分配對(duì)收入結(jié)構(gòu)不平等的影響，如Parolin和Gornick（2021）[26]指出轉(zhuǎn)移性收入有力地塑造了發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的包容性增長；第二，選擇涵蓋個(gè)人所有收入來源的福利概念有助于我們明確能夠真正從資本收入中受益的群體。針對(duì)樣本中的缺失值問題需要說明的是：對(duì)于部分存在缺失值的變量，CHFS對(duì)其進(jìn)行了插值處理，本文所用數(shù)據(jù)均經(jīng)過了插值處理；由于部分問題只有在特定的邏輯條件下才需要回答，對(duì)于不需要回答導(dǎo)致的缺失問題屬于合理邏輯范圍下的合理缺失，對(duì)此進(jìn)行相應(yīng)處理即可；若經(jīng)過前兩步處理后樣本仍存在缺失，本文將采取直接剔除的方法進(jìn)行處理。同時(shí)，考慮到需要計(jì)算資本收入占總收入的比值和勞動(dòng)收入占總收入的比值，將家庭總收入小于等于0和四大分項(xiàng)收入小于0的樣本予以剔除。為了降低極端值對(duì)本文結(jié)果的影響，剔除數(shù)據(jù)中總收入位于1%分位數(shù)以下和99%分位數(shù)以上的樣本。在估算要素收入和整理數(shù)據(jù)之后，根據(jù)收入結(jié)構(gòu)不平等的測度方法計(jì)算相應(yīng)的要素收入集中指數(shù)。

2.解釋變量。（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（income），本文以2010年為基期，通過CPI換算得出各年份各經(jīng)濟(jì)體具有可比性的人均收入，即實(shí)際人均收入，測度各經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。（2）資本收入份額（rate_c），學(xué)者們?cè)谘芯恳厥杖敕峙鋵?duì)收入不平等的影響時(shí)得出了一致結(jié)論，即資本收入份額的上升會(huì)拉大個(gè)人收入差距，因此本文用一個(gè)經(jīng)濟(jì)體中資本收入占總收入的比重嘗試探究要素收入分配對(duì)收入結(jié)構(gòu)不平等的影響。（3）失業(yè)率（unemp），考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文采用城鎮(zhèn)登記失業(yè)率這一指標(biāo)來表示失業(yè)率，盡管城鎮(zhèn)登記失業(yè)率并不能全面反映總體的就業(yè)狀況，但仍可以在一定程度上反映勞動(dòng)力市場的情況。（4）對(duì)外開放水平（fdi），隨著我國開放程度的不斷提高，外商直接投資的外溢效應(yīng)逐漸顯現(xiàn)，本文將實(shí)際使用的外商直接投資通過相應(yīng)年份的匯率換算成當(dāng)年的人民幣，進(jìn)而采用外商直接投資占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來度量地區(qū)對(duì)外開放水平。（5）去工業(yè)化程度（indus），去工業(yè)化是指工業(yè)化進(jìn)程中工業(yè)比重下降的過程，根據(jù)Rodrik（2016）[27]的研究可知工業(yè)化程度可用制造業(yè)增加值占GDP的比重度量，但由于各省份制造業(yè)增加值數(shù)據(jù)的獲取受限，故本文使用工業(yè)增加值代替制造業(yè)增加值，用1-工業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量去工業(yè)化程度。（6）人力資本水平（edu），已有研究表明就業(yè)人員的受教育程度與其收入狀況息息相關(guān)，本文參考曹遠(yuǎn)征和丁攀（2019）[28]的研究選用就業(yè)人員中受高等教育人口占總就業(yè)人口的比重作為人力資本水平的衡量指標(biāo)。（7）城鎮(zhèn)化水平（urban），盡管衡量城鎮(zhèn)化的指標(biāo)有多種，但考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和操作的可行性，本文采用人口城鎮(zhèn)化率來衡量我國城鎮(zhèn)化發(fā)展水平，即以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎刈鳛槌擎?zhèn)化水平的衡量指標(biāo)。為緩解數(shù)據(jù)的波動(dòng)性及可能存在的異方差問題，在進(jìn)行實(shí)證分析前對(duì)所有解釋變量進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。表1為各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）收入結(jié)構(gòu)不平等的測度結(jié)果

表2報(bào)告了2010—2016年全國地區(qū)和各省市的要素收入集中指數(shù)。從全國地區(qū)來看，觀察期內(nèi)我國居民要素收入集中指數(shù)遠(yuǎn)大于0，說明我國資本收入主要集中在高收入群體手中，大部分低收入群體難以獲得資本收入，主要依賴于勞動(dòng)收入，表現(xiàn)出了“窮人擁有勞動(dòng)收入，富人擁有資本收入”的特征。同時(shí)，根據(jù)樣本計(jì)算的我國2016年居民要素收入集中指數(shù)為0.574，高于同時(shí)期歐洲主要發(fā)達(dá)國家的平均水平0.526，③意味著我國收入結(jié)構(gòu)不平等程度相對(duì)嚴(yán)重。這說明，我國要素收入分配與個(gè)人收入分配之間的聯(lián)系更為密切，資本收入份額和勞動(dòng)收入份額的波動(dòng)對(duì)收入不平等的影響較大。

表2 2010—2016年各地區(qū)要素收入集中指數(shù)

（續(xù)表2）

表2數(shù)據(jù)還表明，在2010—2016年間，我國居民要素收入集中指數(shù)呈現(xiàn)出“倒U型”趨勢，具體表現(xiàn)為：2010—2014年的收入結(jié)構(gòu)不平等程度逐漸增加，2014—2016年的收入結(jié)構(gòu)不平等呈減小趨勢。結(jié)合圖1不難看出：在2010—2014年間，全國居民資本收入的偽洛倫茲曲線面積幾乎不變，而勞動(dòng)收入的偽洛倫茲曲線面積呈上升趨勢，表明在此期間居民的勞動(dòng)收入持續(xù)向低收入群體流動(dòng)，進(jìn)而導(dǎo)致收入結(jié)構(gòu)不平等加??；在2014—2016年間，居民資本收入和勞動(dòng)收入的偽洛倫茲曲線面積均呈緩慢上升趨勢，說明居民資本收入和勞動(dòng)收入都向低收入群體流動(dòng)，且前者的流動(dòng)趨勢更大，從而使得收入結(jié)構(gòu)不平等得到改善。由上述分析可知，2010—2016年間我國收入結(jié)構(gòu)不平等變化的驅(qū)動(dòng)因素是勞動(dòng)收入，資本收入的貢獻(xiàn)較小。

圖1 2010—2016年各地區(qū)資本收入和勞動(dòng)收入的偽洛倫茲曲線面積

從省市層面來看，除河北以外，2010—2016年北京、天津、遼寧、上海、江蘇、浙江、山東和廣東等東部地區(qū)的要素收入集中指數(shù)平均值均低于0.54，除了山西和吉林以外的中西部地區(qū)的要素收入集中指數(shù)平均值均高于0.60，同時(shí)東、中、西部三大地區(qū)的要素收入集中指數(shù)平均值分別為0.460、0.641和0.632，說明東部地區(qū)的收入結(jié)構(gòu)不平等遠(yuǎn)低于中西部地區(qū)，中西部地區(qū)的收入結(jié)構(gòu)不平等較為嚴(yán)重。值得一提的是，2010年北京市的要素收入集中指數(shù)小于0，根據(jù)樣本數(shù)據(jù)可知其高收入群體幾乎沒有經(jīng)營性收入，導(dǎo)致資本收入較低，使得勞動(dòng)收入集中在收入分配的頂層。結(jié)合實(shí)際情況來看，北京作為我國的政治中心、文化中心、國際交往中心和科技創(chuàng)新中心，具備強(qiáng)大的人力資本，因此這一高收入群體可能主要是高學(xué)歷人群，一般而言高學(xué)歷人群的勞動(dòng)收入份額較高。

根據(jù)圖1可知，東部地區(qū)的資本收入偽洛倫茲曲線面積明顯大于中西部地區(qū)，而東中西部地區(qū)的勞動(dòng)收入偽洛倫茲曲線面積差距較小，說明東部地區(qū)由于低收入群體獲得了更多的資本收入份額，促使居民的資本相對(duì)份額向勞動(dòng)相對(duì)份額靠近，從而縮小了收入結(jié)構(gòu)不平等。孫武軍等（2013）[29]的研究表明，東部地區(qū)和中西部地區(qū)的金融聚集差異較大，且金融資源向東部地區(qū)聚集。結(jié)合前文分析結(jié)論，東部地區(qū)和中西部地區(qū)的金融聚集差異促使居民獲得的資本收入份額也產(chǎn)生了差異，進(jìn)一步導(dǎo)致收入結(jié)構(gòu)不平等也產(chǎn)生了區(qū)域性差異。

（二）空間相關(guān)性分析

1.全局空間特征：聚集效應(yīng)。考慮到地理距離型權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)距離型權(quán)重矩陣僅是從空間的單一維度考察空間單元間的相互關(guān)系，本文采用復(fù)合型權(quán)重矩陣進(jìn)行測度，并使用經(jīng)濟(jì)距離型權(quán)重矩陣進(jìn)行驗(yàn)證。表3的計(jì)算結(jié)果表明，在復(fù)合型權(quán)重矩陣下，我國居民收入結(jié)構(gòu)不平等的全局Moran's I指數(shù)呈現(xiàn)出“U型”趨勢，即從2010年的0.621下降到2012年的0.443，后又上升至2016年的0.619，且均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，意味著我國各省域間居民收入結(jié)構(gòu)不平等的空間相關(guān)性先減弱而后逐漸增強(qiáng)。在經(jīng)濟(jì)距離型權(quán)重矩陣下，全局Moran's I指數(shù)仍表現(xiàn)出“U型”變化趨勢，表明計(jì)算結(jié)果穩(wěn)健。

表3 收入結(jié)構(gòu)不平等的全局Moran's I指數(shù)

總體而言，各省域間居民收入結(jié)構(gòu)不平等存在顯著的正向空間自相關(guān)性，表明居民收入結(jié)構(gòu)不平等的空間分布并非完全隨機(jī)，而是存在顯著的空間聚集效應(yīng)，相似收入結(jié)構(gòu)不平等水平的省份呈現(xiàn)出了聚集現(xiàn)象。因此，有必要建立空間計(jì)量模型來深入探索收入結(jié)構(gòu)不平等的空間影響效應(yīng)。

2.局部空間特征：輻射效應(yīng)。表4反映了2010—2016年我國居民收入結(jié)構(gòu)不平等的局部Moran's I指數(shù)散點(diǎn)圖中各象限所包括的區(qū)域。可見，大部分省份處于第一象限和第三象限，表明2010—2016年間省域間居民收入結(jié)構(gòu)不平等存在顯著的空間正相關(guān)性，與全局檢驗(yàn)結(jié)論相同。分區(qū)域看，河北、黑龍江、江西、河南、湖北、湖南、重慶、甘肅等地區(qū)一直處于局部Moran's I指數(shù)散點(diǎn)圖的第一象限。部分省份表現(xiàn)不太穩(wěn)定，如山東在2010年處于第一象限，但在2012年處于第二象限，遼寧在2010—2012年間均處于第二象限，在2014年之后則轉(zhuǎn)入第一象限。不難看出，隨著中國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)改善和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化，屬于“高-高聚集”區(qū)域的省份在減少。北京、天津、上海和浙江等地表現(xiàn)較為穩(wěn)定，始終在第三象限中。廣東和江蘇在2010—2012年間由第四象限轉(zhuǎn)至第三象限，但在2014年后又回到第三象限。

表4 2010—2016年局部Moran's I指數(shù)散點(diǎn)圖對(duì)應(yīng)省市

總體而言，我國居民收入結(jié)構(gòu)不平等的空間聚集效應(yīng)顯著，整體表現(xiàn)為東部地區(qū)呈“低-低聚集”特征，中西部地區(qū)呈“高-高聚集”特征，再次驗(yàn)證了東部地區(qū)的居民收入結(jié)構(gòu)不平等低于中部和西部地區(qū)。同時(shí)，從空間聚集的變化趨勢來看，省域收入結(jié)構(gòu)不平等的空間聚集存在優(yōu)化趨勢，不斷由高聚集轉(zhuǎn)變?yōu)榈途奂唧w表現(xiàn)為“高-高聚集”型地區(qū)逐漸減少而“低-低聚集”型地區(qū)不斷增加。

表5中列出了通過顯著性檢驗(yàn)的省市及其局部Moran's I指數(shù)。在“高-高聚集”區(qū)域中，2014年江西和湖南的局部Moran's I指數(shù)較高，表明江西和湖南的極化效應(yīng)較為明顯，即這兩地對(duì)推高鄰近地區(qū)居民收入結(jié)構(gòu)不平等的帶動(dòng)作用明顯。從“低-低聚集”的省市來看，第一象限的省份從2010年的三個(gè)增加到2016年的六個(gè)，說明空間聚集對(duì)減小我國居民收入結(jié)構(gòu)不平等的積極作用在不斷擴(kuò)大。其中，北京和天津一直處于“低-低聚集”區(qū)域且輻射作用顯著，說明這兩地對(duì)改善鄰近地區(qū)居民收入結(jié)構(gòu)不平等的帶動(dòng)作用強(qiáng)烈。然而，在2010—2016年間，北京和天津的局部Moran's I指數(shù)分別從4.035和4.164下降到2.223和2.291，說明這兩地的輻射效果存在減弱趨勢。

表5 2010—2016年局部Moran's I指數(shù)

（三）空間計(jì)量分析

1.空間計(jì)量模型的確定。在建立空間面板模型之前，需要進(jìn)行LM檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果表明無法支持模型的非空間性。為了選擇合適的空間面板模型，需要進(jìn)行Husman檢驗(yàn)，結(jié)果通過了1%顯著性水平的檢驗(yàn)，拒絕隨機(jī)效應(yīng)的假設(shè)，選擇固定效應(yīng)模型。空間滯后模型和空間誤差模型均為空間杜賓模型的特例，對(duì)此本文借鑒Lesage和Pace（2009）[30]的研究根據(jù)LR檢驗(yàn)和Wald檢驗(yàn)選擇合適的空間計(jì)量模型，結(jié)果均拒絕了空間杜賓模型可退化為空間滯后模型的原假設(shè)，說明應(yīng)選擇空間杜賓模型。另外，由于前一期的收入結(jié)構(gòu)不平等可能會(huì)對(duì)當(dāng)期的收入結(jié)構(gòu)不平等產(chǎn)生顯著影響，為驗(yàn)證這種動(dòng)態(tài)效應(yīng)是否存在，需進(jìn)一步構(gòu)建動(dòng)態(tài)空間杜賓模型。而且，使用動(dòng)態(tài)空間杜賓模型能夠避免其他未被納入模型的影響因素可能造成的內(nèi)生性問題。在表6中，分別構(gòu)建動(dòng)態(tài)時(shí)間滯后杜賓模型、動(dòng)態(tài)空間滯后杜賓模型和動(dòng)態(tài)時(shí)空滯后杜賓模型等三種不同類型的動(dòng)態(tài)空間杜賓模型，結(jié)果顯示AIC和BIC準(zhǔn)則篩選出的最優(yōu)模型均是動(dòng)態(tài)空間滯后杜賓模型。

表6 動(dòng)態(tài)空間杜賓模型估計(jì)

由動(dòng)態(tài)空間滯后杜賓模型的估計(jì)結(jié)果可知，空間滯后系數(shù)rho顯著為正，表明在考慮動(dòng)態(tài)效應(yīng)后，鄰近地區(qū)收入結(jié)構(gòu)不平等每增長1單位，本地區(qū)收入結(jié)構(gòu)不平等會(huì)提高0.438單位。要素收入集中指數(shù)空間滯后項(xiàng)（W*ifc）的回歸系數(shù)為0.122，且未通過顯著性檢驗(yàn)，表明上一期鄰近地區(qū)的收入結(jié)構(gòu)不平等對(duì)本地區(qū)收入結(jié)構(gòu)不平等存在正向效應(yīng)，但影響不顯著。同時(shí)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和去工業(yè)化程度對(duì)收入結(jié)構(gòu)不平等的影響程度相對(duì)較大，且均通過了顯著性檢驗(yàn)。其中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（ln income）及其空間滯后項(xiàng)（W*ln income）的估計(jì)系數(shù)分別為-0.362和-0.622，且均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展既有利于改進(jìn)本地區(qū)居民的收入結(jié)構(gòu)不平等，又能夠顯著降低鄰近地區(qū)居民的收入結(jié)構(gòu)不平等。去工業(yè)化程度（ln indus）及其空間滯后項(xiàng)（W*ln indus）的估計(jì)系數(shù)分別為0.548和-0.802，且分別通過了5%和10%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明去工業(yè)化程度對(duì)當(dāng)?shù)厥杖虢Y(jié)構(gòu)不平等存在顯著的正向效應(yīng)，但對(duì)鄰近地區(qū)收入結(jié)構(gòu)不平等存在顯著的負(fù)向效應(yīng)。這意味著，去工業(yè)化程度的深化會(huì)導(dǎo)致當(dāng)?shù)鼐用竦氖杖虢Y(jié)構(gòu)不平等擴(kuò)大，但卻能夠有效抑制鄰近地區(qū)居民的收入結(jié)構(gòu)不平等上升，且去工業(yè)化程度的加深對(duì)擴(kuò)大居民收入結(jié)構(gòu)不平等的影響最大。

2.空間影響效應(yīng)分析。表7空間效應(yīng)的分解結(jié)果表明，從短期溢出效應(yīng)來看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（ln income）的直接溢出效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為-0.286，間接溢出效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為-0.403，且分別通過了10%和5%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高不僅會(huì)促進(jìn)當(dāng)?shù)鼐用竦氖杖虢Y(jié)構(gòu)不平等縮小，還會(huì)推動(dòng)鄰近地區(qū)的居民收入結(jié)構(gòu)不平等縮小。究其原因，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，居民的理財(cái)意識(shí)逐漸增強(qiáng)，有更多的資金進(jìn)行投資活動(dòng)，促使資本收入向收入分配的底層流動(dòng)，進(jìn)而減小居民收入結(jié)構(gòu)不平等。此外，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之所以能夠顯著降低鄰近地區(qū)的居民收入結(jié)構(gòu)不平等，主要得益于發(fā)展水平較高省份對(duì)鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)的輻射帶動(dòng)作用。

表7 動(dòng)態(tài)空間杜賓模型的長、短期溢出效應(yīng)估計(jì)

去工業(yè)化（ln indus）的直接溢出效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為0.732，間接溢出效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為-0.890，且分別通過了1%和5%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明去工業(yè)化程度的加深既會(huì)通過直接效應(yīng)對(duì)當(dāng)?shù)鼐用竦氖杖虢Y(jié)構(gòu)不平等產(chǎn)生促進(jìn)效果，又能夠通過間接效應(yīng)抑制鄰近地區(qū)居民收入結(jié)構(gòu)不平等的擴(kuò)大。究其原因：第一，在由工業(yè)轉(zhuǎn)向服務(wù)業(yè)的去工業(yè)化過程中，服務(wù)業(yè)中的金融業(yè)、信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)等高收入部門興起，使得資本收入集中在收入分配的頂層，加劇了收入結(jié)構(gòu)不平等；第二，去工業(yè)化會(huì)導(dǎo)致原本在工業(yè)部門可以獲得高薪的人群被迫流向服務(wù)業(yè)中相對(duì)低薪的部門（劉來會(huì)、安素霞，2020）[31]。簡而言之，去工業(yè)化會(huì)使得勞動(dòng)收入向收入分配的底層流動(dòng)，擴(kuò)大居民收入結(jié)構(gòu)不平等。另外，由于區(qū)域內(nèi)去工業(yè)化程度的加深會(huì)導(dǎo)致就業(yè)機(jī)會(huì)大幅度縮減，進(jìn)一步引致大量勞動(dòng)力向鄰近地區(qū)流動(dòng)，從而降低勞動(dòng)收入在收入分配底部的集中度，縮小鄰近地區(qū)居民的收入結(jié)構(gòu)不平等。

人力資本水平（ln edu）直接溢出效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為-0.094，間接溢出效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為0.395，且分別通過了10%和1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明人力資本水平越高，當(dāng)?shù)鼐用袷杖虢Y(jié)構(gòu)不平等程度越低，并使得鄰近地區(qū)居民的收入結(jié)構(gòu)不平等相對(duì)較高。這可能是因?yàn)椋阂环矫?，隨著受高等教育人數(shù)的增加，能夠獲取高勞動(dòng)收入的人群增多，從而使得勞動(dòng)收入流向收入分配的頂層；另一方面，受教育程度較高的人更有可能使個(gè)人收入來源多樣化，拓寬資本收入渠道，進(jìn)而降低資本收入在收入分配頂層的相對(duì)份額。這兩種機(jī)制均可能使得當(dāng)?shù)鼐用袷杖虢Y(jié)構(gòu)不平等下降。一個(gè)地區(qū)受過高等教育的勞動(dòng)力比例越高，意味著鄰近地區(qū)就可能存在優(yōu)質(zhì)勞動(dòng)力缺失的問題，進(jìn)而使得鄰近地區(qū)的居民收入結(jié)構(gòu)不平等擴(kuò)大。結(jié)合我國實(shí)際情況，東部地區(qū)從中西部地區(qū)吸引了大量的高素質(zhì)人才，導(dǎo)致西部地區(qū)居民收入結(jié)構(gòu)不平等加劇。

失業(yè)率（ln unemp）直接溢出效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為0.088，間接溢出效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為0.089，但后者未通過顯著性檢驗(yàn)，意味著失業(yè)率的增加會(huì)引起當(dāng)?shù)鼐用袷杖虢Y(jié)構(gòu)不平等增加，但對(duì)鄰近地區(qū)的影響不顯著?？赡艿脑蛟谟冢I(yè)人群獲得的失業(yè)救濟(jì)金屬于勞動(dòng)收入，并且失業(yè)救濟(jì)金的額度遠(yuǎn)小于原本工作可獲得的勞動(dòng)收入，導(dǎo)致勞動(dòng)收入更加集中在收入分配的底層，進(jìn)而增大居民收入結(jié)構(gòu)不平等。

資本收入份額（ln rate_c）直接溢出效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為0.310，間接溢出效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為-0.011，但后者未通過顯著性檢驗(yàn)，表明資本收入份額的增加會(huì)引起當(dāng)?shù)鼐用袷杖虢Y(jié)構(gòu)不平等上升，但不會(huì)對(duì)鄰近地區(qū)的居民收入結(jié)構(gòu)不平等產(chǎn)生顯著影響。由于社會(huì)資本收入份額增加時(shí)，富人會(huì)獲得整個(gè)社會(huì)中絕大部分的資本收入，使得資本收入集中在收入分配的頂層，從而加劇收入結(jié)構(gòu)不平等，這與傳統(tǒng)的研究認(rèn)為勞動(dòng)收入份額與收入不平等存在關(guān)系的結(jié)論相一致，即國民收入分配向勞動(dòng)要素傾斜將改善整體收入分配狀況（周明海、楊粼炎，2017）[32]。

從長期溢出效應(yīng)來看，影響居民收入結(jié)構(gòu)不平等因素的顯著性與短期溢出效應(yīng)基本一致。其中，不論是直接溢出效應(yīng)還是間接溢出效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的長期效應(yīng)均明顯大于短期效應(yīng)，同時(shí)失業(yè)率的長期直接溢出效應(yīng)大于短期直接溢出效應(yīng)，人力資本水平的長期間接溢出效應(yīng)大于短期間接溢出效應(yīng)，表現(xiàn)出了“長期效果強(qiáng)于短期效果”的時(shí)效性。去工業(yè)化程度的長期溢出效應(yīng)均小于短期溢出效應(yīng)，資本收入份額的長期直接溢出效應(yīng)小于短期直接溢出效應(yīng)，二者表現(xiàn)出了“短期效果強(qiáng)于長期效果”的時(shí)效性。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，本部分將復(fù)合型權(quán)重矩陣替換成經(jīng)濟(jì)距離型權(quán)重矩陣進(jìn)行分析，結(jié)果如表8所示?？傮w來看，穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果與表6中動(dòng)態(tài)空間杜賓模型的結(jié)果基本一致，表明動(dòng)態(tài)空間杜賓模型得到的估計(jì)結(jié)果比較穩(wěn)健。

表8 動(dòng)態(tài)空間杜賓模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（續(xù)表8）

五、結(jié)論

為了揭示收入分配存在的短板，本文就我國居民收入結(jié)構(gòu)不平等的空間分布特征及影響效應(yīng)進(jìn)行了研究。本文基于CHFS2011—2017年的數(shù)據(jù)，從全國和省市的角度對(duì)2010—2016年我國居民收入結(jié)構(gòu)不平等進(jìn)行了測度和特征比較，并運(yùn)用全局Moran's I指數(shù)和局部Moran's I指數(shù)及其散點(diǎn)圖，從空間聚集效應(yīng)和輻射效應(yīng)兩個(gè)角度研究了我國居民收入結(jié)構(gòu)不平等的空間分布特征，之后進(jìn)一步運(yùn)用動(dòng)態(tài)空間杜賓模型和空間效應(yīng)分解對(duì)其影響因素進(jìn)行了探究，最后得出了四點(diǎn)結(jié)論。

第一，我國資本收入主要集中在高收入群體中，大部分低收入群體難以獲取資本收入，主要依賴于勞動(dòng)收入，表現(xiàn)出“窮人擁有勞動(dòng)收入，富人擁有資本收入”的特征。根據(jù)樣本計(jì)算的我國2016年居民要素收入集中指數(shù)遠(yuǎn)高于同時(shí)期歐洲主要發(fā)達(dá)國家的平均水平，意味著我國居民收入結(jié)構(gòu)不平等程度相對(duì)較嚴(yán)重，也說明我國要素收入分配與個(gè)人收入分配之間的聯(lián)系更為密切，資本收入份額和勞動(dòng)收入份額的波動(dòng)對(duì)收入不平等的影響較大。

第二，在2010—2016年間，我國居民要素收入集中指數(shù)呈“倒U型”趨勢，峰值出現(xiàn)在2014年。從勞動(dòng)收入和資本收入偽洛倫茲曲線面積的角度分析得出，2010—2014年間居民的勞動(dòng)收入持續(xù)向低收入群體流動(dòng)，導(dǎo)致收入結(jié)構(gòu)不平等加劇，之后在2014—2016年間居民的資本收入和勞動(dòng)收入都向低收入群體流動(dòng)，且前者的流動(dòng)趨勢更大，使得收入結(jié)構(gòu)不平等得到改善。因此，我國居民收入結(jié)構(gòu)不平等變化的驅(qū)動(dòng)因素是勞動(dòng)收入，而資本收入的貢獻(xiàn)則較小。

第三，收入結(jié)構(gòu)不平等存在地區(qū)異質(zhì)性。我國居民收入結(jié)構(gòu)不平等的空間聚集效應(yīng)顯著，其中東部地區(qū)呈現(xiàn)出“低-低聚集”特征，中西部地區(qū)呈現(xiàn)出“高-高聚集”特征。從空間聚集的變化趨勢來看，我國居民收入結(jié)構(gòu)不平等的空間聚集存在優(yōu)化趨勢，即不斷由高聚集轉(zhuǎn)變?yōu)榈途奂?，具體表現(xiàn)為“高-高聚集”型地區(qū)逐漸減少而“低-低聚集”型地區(qū)不斷增加。在“高-高聚集”區(qū)域中，江西和湖南兩地對(duì)推高鄰近地區(qū)居民收入結(jié)構(gòu)不平等的帶動(dòng)作用明顯。北京和天津一直處于“低-低聚集”區(qū)域且輻射作用顯著，說明這兩地對(duì)降低鄰近地區(qū)居民收入結(jié)構(gòu)不平等的帶動(dòng)作用強(qiáng)烈。

第四，基于動(dòng)態(tài)空間杜賓模型對(duì)我國居民收入結(jié)構(gòu)不平等影響因素的研究表明，鄰近地區(qū)的居民收入結(jié)構(gòu)不平等對(duì)當(dāng)?shù)鼐用袷杖虢Y(jié)構(gòu)不平等有促進(jìn)作用，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)居民收入結(jié)構(gòu)不平等具有顯著的抑制作用，去工業(yè)化程度對(duì)居民收入結(jié)構(gòu)不平等具有推動(dòng)作用，且去工業(yè)化程度的加深對(duì)擴(kuò)大居民收入結(jié)構(gòu)不平等的影響最大。同時(shí)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和去工業(yè)化程度具有負(fù)的空間溢出效應(yīng)，其中經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平表現(xiàn)出了“長期效果強(qiáng)于短期效果”的時(shí)效性，而去工業(yè)化程度則表現(xiàn)出了“短期效果強(qiáng)于長期效果”的時(shí)效性。

注釋：

①來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒-2021》。

②四大分項(xiàng)收入的計(jì)算方法來自中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)庫官方文件《CHFS2017綜合變量計(jì)算說明》。

③歐洲主要發(fā)達(dá)國家收入結(jié)構(gòu)不平等的測算結(jié)果來源于Ranaldi（2021）[19]。