經(jīng)濟(jì)“三重”開放與城鄉(xiāng)收入差距
——空間溢出及門檻特征

■陳作成，劉 越，鄭榮清

一、引言

伴隨中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長和經(jīng)濟(jì)開放水平不斷提高，城鄉(xiāng)居民的收入水平呈現(xiàn)出不斷上升趨勢。2020年，我國居民人均可支配收入為32188.8 元，其中城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為43834元，相比于1978年的343.4元，實際增長近128 倍；農(nóng)村居民人均可支配收入從1978年的133.6 元增長到2020年的17131 元，實際增長近128 倍。盡管城鄉(xiāng)居民收入水平呈現(xiàn)不斷提高的趨勢，但目前我國發(fā)展不平衡不充分、城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展和收入差距較大等問題依舊十分嚴(yán)峻。改革開放40年來城鄉(xiāng)收入比值呈現(xiàn)出先上升后下降的趨勢，2020年城鄉(xiāng)收入差距僅僅只是縮小到改革開放初期水平，城鄉(xiāng)收入差距較大問題依舊普遍存在于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的各個階段。

可見，經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展以及經(jīng)濟(jì)開放水平不斷提高的背后同樣也隱藏了城鄉(xiāng)發(fā)展非均衡、收入差距較大等結(jié)構(gòu)性扭曲。由此不禁引起深思，新發(fā)展階段下經(jīng)濟(jì)開放會如何影響城鄉(xiāng)收入差距呢？應(yīng)采取何種措施緩解甚至縮小城鄉(xiāng)收入差距呢？這不僅是現(xiàn)階段我國面臨的嚴(yán)峻現(xiàn)實挑戰(zhàn)以及學(xué)術(shù)界急需研究的重大課題，也是本文研究動機(jī)所在。

二、文獻(xiàn)綜述

經(jīng)濟(jì)開放作為城鄉(xiāng)收入差距變動的重要影響因素，國內(nèi)外學(xué)者就兩者關(guān)系做了大量的理論分析與實證研究，卻一直存有爭議。部分學(xué)者認(rèn)為經(jīng)濟(jì)開放會擴(kuò)大收入差距。以Krugman（2008）為代表的國際貿(mào)易領(lǐng)域?qū)W者認(rèn)為美國與發(fā)展中國家的貿(mào)易開放會拉大美國國內(nèi)的收入差距。Zakaria&Fida（2016）認(rèn)為自由貿(mào)易政策加劇了樣本國家的收入不平等。Agusalim &Pohan（2018）以印度尼西亞為研究對象發(fā)現(xiàn)從長期來看，貿(mào)易開放并未表現(xiàn)出能夠改善收入不平等問題的顯著效果。也有諸多學(xué)者提出了相反的觀點(diǎn)，Tee et al.（2017）基于庫茲涅茨曲線的開放性概念通過實證分析發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易開放有利于減少發(fā)展中國家的收入不平等，并提出政策制定者應(yīng)準(zhǔn)確預(yù)測貿(mào)易開放程度擴(kuò)大所帶來的潛在不利影響，使得貿(mào)易開放能有益于各國。此外，還有學(xué)者認(rèn)為二者之間的關(guān)系是非線性的抑或是不確定的。Khan&Nawaz（2019）基于跨國面板數(shù)據(jù)研究對外貿(mào)易與外商直接投資對收入差距的影響，研究結(jié)果表明對外貿(mào)易和外商直接投資均對收入差距產(chǎn)生了影響，且前者對收入差距產(chǎn)生倒“U”型影響。Mahler et al.（2016）從貿(mào)易和直接投資兩個方面去衡量經(jīng)濟(jì)開放程度，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易或投資開放與收入差距之間幾乎沒有顯著關(guān)系，經(jīng)濟(jì)全球化也并不是解釋西方國家收入差距的重要因素。

就國內(nèi)研究而言，經(jīng)濟(jì)開放與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系也未能形成一致的觀點(diǎn)。部分研究支持“擴(kuò)大”的觀點(diǎn)，如王少瑾（2007）以城鄉(xiāng)收入差距來衡量收入不平等，研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開放與外商直接投資均會擴(kuò)大我國收入差距，該結(jié)論也得到了張懿（2017）、李強(qiáng)（2019）等諸多學(xué)者研究的支持。同時也有研究支持“縮小”的觀點(diǎn)，袁冬梅等（2011）發(fā)現(xiàn)提高貿(mào)易開放水平有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，且外資流入也能對城鄉(xiāng)收入差距起到顯著的緩和作用。經(jīng)濟(jì)開放不僅會對不同國家的收入差距產(chǎn)生影響，對一國不同區(qū)域間的收入差距影響程度也存在顯著差異。張小溪和劉同山（2020）指出總體來說貿(mào)易與投資開放對我國城鄉(xiāng)收入差距存在縮小效應(yīng)，引入地區(qū)差異后投資開放對東、中、西部地區(qū)收入差距影響出現(xiàn)明顯分化現(xiàn)象。此外，魏浩和耿園（2015）發(fā)現(xiàn)對外貿(mào)易的發(fā)展會顯著影響我國城鄉(xiāng)收入差距，影響呈現(xiàn)出先降后升的“U”型變化趨勢，且會因不同階段或不同地區(qū)產(chǎn)生顯著差異，其影響程度與方向并非是確定，可能呈現(xiàn)動態(tài)變化的特征。周超等（2017）通過構(gòu)建空間滯后模型和門檻面板模型研究發(fā)現(xiàn)投資開放與城鄉(xiāng)收入差距存在著非線性空間關(guān)系。

上述研究為本文提供了堅實的理論基礎(chǔ)與實證參考，但大都從對外開放（貿(mào)易開放或投資開放）的單一視角深究其對城鄉(xiāng)收入差距的影響，僅考慮不同國家或區(qū)域之間經(jīng)濟(jì)開放對收入差距的影響，較少從多維度展開研究。鑒于此，本文研究創(chuàng)新在于：第一，基于我國省級面板數(shù)據(jù)從國際開放、省際開放及省內(nèi)開放的三個層面構(gòu)建經(jīng)濟(jì)開放評價體系，試圖從多維度評價我國經(jīng)濟(jì)開放水平，并就其對城鄉(xiāng)收入差距的影響進(jìn)行實證分析。第二，基于不同空間權(quán)重矩陣下我國各省份經(jīng)濟(jì)開放程度與城鄉(xiāng)收入差距的空間分布特征，通過構(gòu)建空間面板計量模型實證分析了經(jīng)濟(jì)開放與城鄉(xiāng)收入差距之間是否存在空間溢出效應(yīng)，還考慮了地區(qū)異質(zhì)性影響，這對我國實施因地制宜的經(jīng)濟(jì)開放政策提供了理論參考。第三，實證檢驗了經(jīng)濟(jì)“三重”開放與城鄉(xiāng)收入差距間可能存在的門檻效應(yīng)，更深入地探究了二者之間的內(nèi)在聯(lián)系。

三、理論模型與研究假說

考慮到經(jīng)濟(jì)開放能夠在一定程度上通過就業(yè)效應(yīng)、技術(shù)外溢效應(yīng)、經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)及收入分配效應(yīng)等作用路徑影響城鄉(xiāng)收入差距，因而本文基于已有的理論研究將經(jīng)濟(jì)開放引入城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)模型來深入分析經(jīng)濟(jì)開放對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

假定整個經(jīng)濟(jì)分為城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩個部門，勞動力分為城市勞動力和農(nóng)村勞動力；勞動力能夠在市場中自由流動，勞動力報酬（W）取決于勞動力市場的供求關(guān)系；經(jīng)濟(jì)開放能夠為城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩部門帶來就業(yè)規(guī)模的變化，兩部門就業(yè)規(guī)模之比為L/L。本文將經(jīng)濟(jì)開放作為一個變量納入城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)模型中，根據(jù)城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩部門就業(yè)規(guī)模比構(gòu)建經(jīng)濟(jì)開放水平（OPEN）的函數(shù)。

目前我國城鎮(zhèn)勞動力與農(nóng)村勞動力尚未進(jìn)入勞動力供給曲線向后彎曲的階段，即勞動供給量會隨著工資水平的上升而減少，故采用第一階段的勞動供給曲線，根據(jù)城鄉(xiāng)二元收入方程得出如下兩類勞動收入的表達(dá)式：

其中，式（1）表示在勞動力市場處于均衡狀態(tài)下城鎮(zhèn)居民的收入水平（W）與城鎮(zhèn)勞動力就業(yè)規(guī)模（L）的關(guān)系；式（2）表示在勞動力市場處于均衡狀態(tài)下農(nóng)村居民的收入水平（W）與農(nóng)村勞動力就業(yè)規(guī)模（L）的關(guān)系。

由于我國固有的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)特征，農(nóng)村勞動力主要以非熟練勞動力為主，城市勞動力主要以熟練勞動力為主。經(jīng)濟(jì)開放會使得資本、技術(shù)、勞動力等要素聚集在其偏好的產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域，如資本密集型產(chǎn)業(yè)、勞動密集型產(chǎn)業(yè)抑或是技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)等，這在一定程度上會影響企業(yè)對城鎮(zhèn)勞動力和農(nóng)村勞動力的派生需求，進(jìn)而對不同類型勞動力的就業(yè)及收入分配產(chǎn)生影響，最終影響城鄉(xiāng)居民收入水平。假設(shè)經(jīng)濟(jì)開放對城鎮(zhèn)勞動力與農(nóng)村勞動力所創(chuàng)造的就業(yè)規(guī)模之比L/L=l，令l=l（OPEN），其中OPEN表示經(jīng)濟(jì)開放水平，同理可得L=L（OPEN）。借鑒趙永平和徐盈之（2014）用城鄉(xiāng)居民收入的相對差距來定義城鄉(xiāng)收入差距，并將經(jīng)濟(jì)開放這一影響因素納入理論模型分析可得：

對上式關(guān)于OPEN求導(dǎo)可得：

根據(jù)L/L=l可得：L=l（OPEN）L（OPEN），對其關(guān)于OPEN求導(dǎo)可得：

由此將式（4）簡化為式（5）：

由式（5）可知，經(jīng)濟(jì)開放對城鄉(xiāng)收入差距的影響不僅取決于城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中勞動力市場的供給曲線，還受到經(jīng)濟(jì)開放對城鎮(zhèn)和農(nóng)村勞動力的就業(yè)需求偏好影響。因此，需要分情況進(jìn)行如下討論：

基于上述理論分析，提出研究假設(shè)：經(jīng)濟(jì)開放會顯著影響城鄉(xiāng)收入差距，但影響方向不確定。

四、變量說明與模型設(shè)定

（一）指標(biāo)選取

1.被解釋變量

選取城鄉(xiāng)居民人均可支配收入之比來衡量城鄉(xiāng)收入差距（GAP）。選取城鄉(xiāng)居民人均可支配收入之比作為被解釋變量，不僅能反映城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收入差距的相對水平，還能描述城鄉(xiāng)收入來源的動態(tài)變化情況。

2.解釋變量

選取經(jīng)濟(jì)開放度來衡量經(jīng)濟(jì)開放水平（OPEN）。經(jīng)濟(jì)開放度是衡量一國或地區(qū)經(jīng)濟(jì)開放程度的綜合性指標(biāo)，反映了本區(qū)域與區(qū)外經(jīng)濟(jì)互動程度的高低?，F(xiàn)階段我國所實行的開放政策涵蓋了國外開放與國內(nèi)開放兩個方面，注重國際國內(nèi)兩個市場實現(xiàn)有效的“雙循環(huán)”，即加強(qiáng)區(qū)外市場的開拓能力同時也要充分引入?yún)^(qū)外資源，為本區(qū)域注入新的發(fā)展動力。基于此，借鑒孫敬水和林嘵煒（2016）的做法，從國際開放、省際開放和省內(nèi)開放三個方面綜合評價經(jīng)濟(jì)開放度。國際開放度是指通過貿(mào)易交往、引進(jìn)外資和參與對外經(jīng)濟(jì)活動等形式提升省域的對外開放水平，選取對外貿(mào)易依存度、對外投資依存度以及國際旅游依存度等3 個基礎(chǔ)指標(biāo)來衡量；省際開放是指國內(nèi)各省之間持續(xù)推進(jìn)分工合作、要素自由流動和經(jīng)濟(jì)交往，選取省際貿(mào)易依存度、省際投資依存度、省際技術(shù)依存度及區(qū)際分工等4個基礎(chǔ)指標(biāo)來衡量；省內(nèi)開放主要以深化省內(nèi)市場為導(dǎo)向，打破省內(nèi)各區(qū)之間阻礙經(jīng)濟(jì)交流的市場準(zhǔn)入限制，進(jìn)而全面擴(kuò)寬省域內(nèi)市場化水平，選取省內(nèi)商品市場活躍度、省內(nèi)非國有經(jīng)濟(jì)占比、省內(nèi)公路網(wǎng)密度以及省內(nèi)技術(shù)市場活躍度等4 個基礎(chǔ)指標(biāo)來衡量。采用客觀賦權(quán)評價法中的熵值法來確定省域經(jīng)濟(jì)開放度各基礎(chǔ)指標(biāo)的權(quán)重。具體評價指標(biāo)體系和權(quán)重見表1。

表1 經(jīng)濟(jì)開放度綜合指標(biāo)評價體系

3.控制變量

一是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（LNAGDP），用人均生產(chǎn)總值來衡量，并對原始數(shù)據(jù)取自然對數(shù)；二是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（INS），用各省二、三產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷情況；三是城鎮(zhèn)化水平（UR），用各省年末城鎮(zhèn)人口占常住總?cè)丝诘谋戎貋砗饬?；三是地方財政支出水平（FE），用各省政府財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量；四是金融發(fā)展水平（FIR），參考劉玉光等（2013）用各省金融機(jī)構(gòu)存貸款余額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量。

4.數(shù)據(jù)來源及說明

選取2000—2019年我國30 個省份（西藏自治區(qū)由于數(shù)據(jù)大量缺失，故舍去）的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析。原始數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計年鑒》《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》，分省統(tǒng)計年鑒、EPS 數(shù)據(jù)庫和中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。

（二）模型設(shè)定

1.空間權(quán)重矩陣的選擇

選取地理距離空間權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣，既可以觀察基于不同空間權(quán)重矩陣下經(jīng)濟(jì)開放對城鄉(xiāng)收入差距的空間關(guān)聯(lián)關(guān)系，又能對模型回歸結(jié)果進(jìn)行對比分析，確保模型回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

地理距離空間權(quán)重矩陣記為W，它是基于區(qū)域間地理距離的測度方法，相比于鄰接矩陣能測度更遠(yuǎn)空間單元之間的空間關(guān)系。

其中，d是根據(jù)經(jīng)緯度坐標(biāo)測算的省會城市之間的地理距離；i=1，2，…，n；j=1，2，…，n，下同。地理距離空間權(quán)重矩陣僅考慮到距離越近的省份聯(lián)系越密切這一定律，而沒有將經(jīng)濟(jì)因素納入其中。因此，本文借鑒王永靜和李慧（2021）的做法，構(gòu)建了包含經(jīng)濟(jì)發(fā)展特征的經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣W，能夠很好地擬合我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)實狀況。其中W=W×E，矩陣E是主對角線元素為Y/Y的對角矩陣，Y表示第i 個省份的人均GDP 均值，Y 表示全國人均GDP均值。

2.空間面板計量模型的構(gòu)建

考慮到經(jīng)濟(jì)開放與城鄉(xiāng)收入差距的空間溢出特征，構(gòu)建空間面板計量模型對其關(guān)系進(jìn)行實證檢驗?？臻g面板計量模型的一般表達(dá)式如下：

其中，α表示公式截距項，y表示被解釋變量，ρ表示因變量空間自回歸系數(shù)，W 表示N×N的空間權(quán)重矩陣，x表示解釋變量，β表示解釋變量回歸系數(shù)，δ表示自變量空間自回歸系數(shù)，u表示隨機(jī)誤差項，τ表示空間誤差自回歸系數(shù)。

鑒于空間面板計量模型中包含空間滯后項，其回歸系數(shù)未能真實表示自變量對因變量的空間溢出效應(yīng)，為避免空間效應(yīng)檢驗結(jié)果出現(xiàn)偏誤，本文基于Pace 和Lesage（2009）的研究將解釋變量的空間效應(yīng)分為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)（溢出效應(yīng)）以及總效應(yīng)三個部分。具體計算方式如下：

其中，X′表示空間計量模型要決定的解釋變量，被解釋變量Y 對解釋變量X′求偏導(dǎo)得到如下矩陣：

式（9）中，直接效應(yīng)反映了解釋變量對本地區(qū)被解釋變量造成的平均影響，間接效應(yīng)反映了解釋變量對周邊地區(qū)被解釋變量造成的平均影響，總效應(yīng)則是直接效應(yīng)和間接效應(yīng)之和，根據(jù)矩陣中所有元素的均值計算得出。

五、實證分析

（一）空間相關(guān)性檢驗

表2為2000—2019年我國30個省份基于地理距離空間權(quán)重矩陣、經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣計算得到的經(jīng)濟(jì)開放度與城鄉(xiāng)收入差距的全局Moran’s I指數(shù)結(jié)果。由表2可知，經(jīng)濟(jì)開放度與城鄉(xiāng)收入差距的Moran’s I 指數(shù)均在5%的顯著性水平下顯著為正，說明我國各地區(qū)經(jīng)濟(jì)開放度與城鄉(xiāng)收入差距均呈現(xiàn)出顯著的正向空間相關(guān)性。且發(fā)現(xiàn)采用地理距離空間權(quán)重矩陣計算的Moran’s I指數(shù)均大于采用經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣計算的Moran’s I 指數(shù)，表明相比于經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，地理距離因素加強(qiáng)了各區(qū)域經(jīng)濟(jì)開放與城鄉(xiāng)收入差距的空間相關(guān)性。

表2 2000—2019年我國各省份經(jīng)濟(jì)開放度與城鄉(xiāng)收入差距的全局Moran’s I指數(shù)

（二）空間計量模型的選擇

由表3可知，基于地理距離空間權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣，LM 檢驗、LR 檢驗以及Wald檢驗均在1%的顯著性水平下顯著為正，表明選擇空間杜賓模型（SDM）更為合理；并且兩種空間權(quán)重矩陣下Hausman檢驗也均在1%顯著性水平下顯著為正，檢驗結(jié)果表明應(yīng)當(dāng)選擇固定效應(yīng)模型。

（三）實證檢驗與分析

1.空間杜賓模型結(jié)果分析

根據(jù)模型選擇結(jié)果，選取空間杜賓模型（SDM）和固定效應(yīng)模型對經(jīng)濟(jì)開放與城鄉(xiāng)收入差距的空間效應(yīng)進(jìn)行實證分析，并考慮到2008年金融危機(jī)帶來的巨大沖擊會對區(qū)域間經(jīng)貿(mào)往來產(chǎn)生影響，故以2008年為界將全樣本分為2000—2008年和2009—2019年兩個階段進(jìn)行空間計量估計。表3 報告了基于地理距離和經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣的空間杜賓模型（SDM）的估計結(jié)果。

由表3估計結(jié)果可知，在地理距離空間權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣下城鄉(xiāng)收入差距的空間自回歸系數(shù)（ρ）均在1%的顯著性水平下顯著為正，說明我國省域城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)出顯著的空間集聚特性，選擇空間杜賓模型進(jìn)行回歸估計是合理的。不同空間權(quán)重矩陣下的估計結(jié)果一致，說明本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。從全樣本估計結(jié)果看，列（1）和列（4）核心解釋變量經(jīng)濟(jì)開放的系數(shù)分別為-1.169和-1.108，均在1%的顯著性水平下顯著為負(fù)。表明從長期看經(jīng)濟(jì)開放可以顯著縮小我國城鄉(xiāng)收入差距，且經(jīng)濟(jì)開放水平高的省份城鄉(xiāng)收入差距相對較小，經(jīng)濟(jì)開放已然成為我國解決城鄉(xiāng)收入差距的重要突破口。一國或地區(qū)在擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)開放的過程中會出現(xiàn)貿(mào)易與外資的溢出效應(yīng)、就業(yè)效應(yīng)等經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，促使資本、勞動力、技術(shù)等要素在不同地區(qū)不同行業(yè)間進(jìn)行雙向流動，農(nóng)村剩余勞動為追求勞動報酬或就業(yè)機(jī)會勢必會出現(xiàn)由農(nóng)村流向城鎮(zhèn)的現(xiàn)象，從而有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。從分階段估計結(jié)果看，基于W和W下2000—2008年經(jīng)濟(jì)開放度的系數(shù)分別為1.029和0.758，均通過了10%的顯著性檢驗，表明處于該階段時經(jīng)濟(jì)開放會擴(kuò)大我國城鄉(xiāng)收入差距。但2009—2019年經(jīng)濟(jì)開放的估計系數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著為負(fù)，其估計系數(shù)分別為-1.932和-1.880，表明處于該階段時經(jīng)濟(jì)開放可以顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距。從短期來看，經(jīng)濟(jì)開放對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在著顯著的階段性特征?？赡艿脑蚴牵?000—2008年經(jīng)濟(jì)開放程度的擴(kuò)大更多存在于經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的城鎮(zhèn)，要素流動也存在偏向性，使得我國城鄉(xiāng)地區(qū)發(fā)展兩極分化，絕大多數(shù)農(nóng)村剩余勞動力出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性失業(yè)，從而導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大；而2008年全球金融危機(jī)過后，隨著我國逐漸深入經(jīng)濟(jì)全球化浪潮，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及開放程度大幅提高，開始追求質(zhì)量而非數(shù)量，民生問題也成為重點(diǎn)關(guān)注對象，資金、技術(shù)等要素的雙向流動為農(nóng)村勞動提供大量就業(yè)機(jī)會，推動了農(nóng)村閑置要素生產(chǎn)率的提高，有助于提高農(nóng)村居民收入水平，進(jìn)而有效縮小城鄉(xiāng)收入差距。上述實證分析結(jié)果驗證了本文的研究假設(shè)，經(jīng)濟(jì)開放將會顯著影響城鄉(xiāng)收入差距，但影響方向是不確定的。

表3 空間杜賓模型估計結(jié)果

從控制變量看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與政府財政支出的全樣本估計系數(shù)均通過了1%的顯著性檢驗且顯著為負(fù)，說明經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展以及政府財政支出結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化可以顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距。城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響也表現(xiàn)出明顯的階段性特征，城鎮(zhèn)化在2000—2008年的估計系數(shù)無論在W還是W下均顯著為正，說明2000—2008年城鎮(zhèn)化水平的提高會擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距?？赡苁怯捎诹魅氤擎?zhèn)地區(qū)的農(nóng)村剩余勞動力因戶籍制度的限制無法享受與城市居民同等的基本公共服務(wù)，基于我國典型的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)背景下，強(qiáng)調(diào)“地”的城鎮(zhèn)化未能起到縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用；2009年后隨著各地區(qū)間不斷加強(qiáng)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系以及新型城鎮(zhèn)化概念的提出，我國更加注重“人”的城鎮(zhèn)化，各地方政府相繼發(fā)布了多項包括保障農(nóng)村公共服務(wù)、解決“三農(nóng)”問題等政策，使得進(jìn)城農(nóng)村居民享有同等的權(quán)利與福利，因而處于第二個時間段城鎮(zhèn)化發(fā)展縮小了城鄉(xiāng)收入差距。金融發(fā)展水平在全樣本回歸中估計系數(shù)均顯著為正，2000—2008年時間段估計系數(shù)均為正，但不顯著，2009—2019年時間段估計系數(shù)均顯著為正，說明金融發(fā)展水平會擴(kuò)大區(qū)域城鄉(xiāng)差距。主要是因為我國金融資源在城鄉(xiāng)地區(qū)分配不均衡，農(nóng)村金融市場與金融體制不完善，從而導(dǎo)致農(nóng)村居民無法享受到金融服務(wù)和相應(yīng)的投資回報，收入差距由此逐漸擴(kuò)大。

2.空間效應(yīng)分解

由于空間面板計量模型的自變量回歸系數(shù)不能完全解釋核心解釋變量對被解釋變量的影響，其中可能包含反饋效應(yīng)。所以為更準(zhǔn)確地識別空間效應(yīng)，將空間杜賓模型的空間效應(yīng)通過求偏導(dǎo)分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)（溢出效應(yīng)）兩個方面展開分析，具體空間效應(yīng)分解結(jié)果如表4所示。

表4 空間效應(yīng)分解結(jié)果

全樣本空間效應(yīng)分解結(jié)果。從直接效應(yīng)看，在W和W下經(jīng)濟(jì)開放對城鄉(xiāng)收入差距的直接效應(yīng)系數(shù)分別為-0.999和-0.962，估計系數(shù)分別在5%和1%的顯著水平下顯著為負(fù)。即經(jīng)濟(jì)開放每提高1%，本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距會相應(yīng)縮小0.999%和0.962%，說明經(jīng)濟(jì)開放水平的提高能夠縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。從間接效應(yīng)看，在W和W下經(jīng)濟(jì)開放對城鄉(xiāng)收入差距的間接效應(yīng)系數(shù)分別為-2.748和-2.433，估計系數(shù)均在5%顯著性水平下顯著為正。即經(jīng)濟(jì)開放每提高1%，鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距會相應(yīng)縮小2.748%和2.433%，表明經(jīng)濟(jì)開放水平的提高也能夠縮小其鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。通過對比可以發(fā)現(xiàn)，無論在W還是W下，一個地區(qū)經(jīng)濟(jì)開放對其鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距的縮小作用要大于本地區(qū)，表明一個地區(qū)擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)開放程度對周邊地區(qū)改善城鄉(xiāng)收入差距問題的貢獻(xiàn)率更大。該結(jié)果可能是由于在擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)開放的過程中，城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展是不平衡的，城市地區(qū)發(fā)展往往會優(yōu)先于農(nóng)村地區(qū)。由此便會出現(xiàn)要素資源偏向于經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為發(fā)達(dá)鄰近地區(qū)，也更好地驗證了城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)“高—高”“低—低”聚集空間分布特征。

分階段空間效應(yīng)分解結(jié)果。2000—2008年階段，經(jīng)濟(jì)開放對本地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的直接效應(yīng)系數(shù)分別為0.994 和0.752，估計系數(shù)均在1%顯著性水平下顯著為正，表明經(jīng)濟(jì)開放會擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距，經(jīng)濟(jì)開放對城鄉(xiāng)收入差距的間接效應(yīng)系數(shù)為負(fù)，但結(jié)果不顯著；2009—2019年階段，在W和W下經(jīng)濟(jì)開放對本地區(qū)及鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距的直接效應(yīng)系數(shù)分別為-1.939 和-1.898，間接效應(yīng)系數(shù)分別為-0.394和-0.645，所有估計系數(shù)均在5%顯著性水平下顯著為負(fù)，表明經(jīng)濟(jì)開放對本地區(qū)及其鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距都起到顯著縮小的作用。綜上所述，經(jīng)濟(jì)開放對區(qū)域城鄉(xiāng)收入差距的影響存在顯著的階段性特征，可能受到國家宏觀經(jīng)濟(jì)政策及經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，不同時間段內(nèi)經(jīng)濟(jì)開放度對區(qū)域城鄉(xiāng)收入差距的影響是不同的，但從長期看，經(jīng)濟(jì)開放起到了改善區(qū)域城鄉(xiāng)收入差距的作用。

分地區(qū)空間效應(yīng)分解結(jié)果。受到地理位置、自然環(huán)境、國家開放政策等諸多因素的影響，要素流動呈現(xiàn)明顯的東中西階梯式深入特征，因而本文將全樣本分為東中西部三個地區(qū)，探討經(jīng)濟(jì)開放對不同地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響，回歸結(jié)果如表5 所示。研究結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)開放對城鄉(xiāng)收入差距的空間效應(yīng)存在明顯的區(qū)域差異。具體而言，在W和W下中部和西部地區(qū)的空間效應(yīng)均通過了10%的顯著性檢驗，但影響方向顯著不同。中部地區(qū)的空間效應(yīng)均顯著為負(fù)，表明經(jīng)濟(jì)開放會縮小西部地區(qū)及其鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，且經(jīng)濟(jì)開放對西部地區(qū)鄰近地區(qū)的影響程度更大。西部地區(qū)的直接效應(yīng)顯著為正，而間接效應(yīng)顯著為負(fù)，表明經(jīng)濟(jì)開放會擴(kuò)大西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，卻會縮小其鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。這可能是由于西部地區(qū)地處偏遠(yuǎn)、深居內(nèi)陸，無論是貿(mào)易還是投資都處于擴(kuò)張階段，且大都集中在大中城市工業(yè)或服務(wù)業(yè)，大多鄉(xiāng)縣地區(qū)所獲資源有限且存在激烈競爭，大部分農(nóng)村剩余勞動力主要從事外地勞務(wù)獲取受益。在W下東部地區(qū)的直接效應(yīng)通過了1%的顯著性檢驗，而間接效應(yīng)不顯著，在W下東部地區(qū)的空間效應(yīng)均通過了10%的顯著性檢驗，但結(jié)果均為正，表明經(jīng)濟(jì)開放會擴(kuò)大東部地區(qū)及其鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。東部地區(qū)存在這種現(xiàn)象主要是因為東部地區(qū)農(nóng)村勞動者從事高端制造業(yè)或服務(wù)行業(yè)等領(lǐng)域中的非熟練技術(shù)性工作，依舊以勞動作為收入來源，在該地區(qū)并不具備收入優(yōu)勢。因而很難改變現(xiàn)有收入差距困境，而且受到國際經(jīng)濟(jì)形勢及本國經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略調(diào)整的影響，經(jīng)濟(jì)開放對東部地區(qū)影響正逐步減弱。由分析結(jié)果可知，我國經(jīng)濟(jì)開放對不同地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距存在非均衡影響。若要從根本上消除區(qū)域發(fā)展差距，需要各地區(qū)充分發(fā)揮自身比較優(yōu)勢，進(jìn)一步提高經(jīng)濟(jì)開放水平，合理利用經(jīng)濟(jì)開放所帶來的勞動力、資本、技術(shù)等生產(chǎn)要素，增強(qiáng)東中西地區(qū)的雙向互動性和協(xié)同性，從整體上縮小區(qū)域發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距。

表5 分地區(qū)空間效應(yīng)分解結(jié)果

六、門檻效應(yīng)分析

（一）模型設(shè)定

借鑒周超等（2017）、董黎明和滿清龍（2017）的做法，選取經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和地方財政支出水平作為門檻變量，設(shè)定如下門檻模型：

其中，LNAGDP、FE 為門檻變量；γ，γ，…，γ表示待估計的LNAGDP 門檻值；φ，φ，…，φ表示待估計的FE 門檻值；I（·）表示示性函數(shù)；CONTROL表示前述控制變量。

（二）檢驗結(jié)果分析

當(dāng)門檻變量為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（LNAGDP）時，單一門檻通過了1%的顯著性檢驗，但雙重門檻檢驗不顯著，即存在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的單一門檻。當(dāng)門檻變量為地方財政支出水平（FE）時，單一門檻通過了5%的顯著性檢驗，但雙重門檻檢驗不顯著，即存在地方財政支出的單一門檻。上述結(jié)果表明經(jīng)濟(jì)開放與城鄉(xiāng)收入差距之間并非簡單遞增或遞減的線性關(guān)系。

門檻變量為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（LNAGDP）時，由表6可知，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的單一門檻對應(yīng)的門檻值為9.989。當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平小于9.989時，經(jīng)濟(jì)開放對城鄉(xiāng)收入差距的估計系數(shù)為6.614，在1%的顯著性水平下顯著為正；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平大于9.989 時，經(jīng)濟(jì)開放對城鄉(xiāng)收入差距的估計系數(shù)為-2.51，在10%的顯著性水平下顯著為負(fù)。表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，經(jīng)濟(jì)開放越能夠起到縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用。主要原因是一國或地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平處于不同階段時，其經(jīng)濟(jì)開放水平、勞動力水平的不同會對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生不同程度的影響。當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低時，經(jīng)濟(jì)開放所吸收的外資、技術(shù)、勞動力等要素相對有限且存在激烈競爭，要素大都在城市地區(qū)流動，使得城市居民收入不斷提高，進(jìn)而逐漸拉大城鄉(xiāng)收入差距。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平日漸提高，社會主要矛盾會發(fā)生轉(zhuǎn)變，政府轉(zhuǎn)而更加注重解決“民生”問題，期望農(nóng)村居民能夠享受到與城鎮(zhèn)居民同等醫(yī)療服務(wù)、就業(yè)、教育等基本公共服務(wù)，所以經(jīng)濟(jì)開放帶來的要素資源能夠更多地惠及農(nóng)村偏遠(yuǎn)地區(qū)，此時的經(jīng)濟(jì)開放可以起到縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用。

門檻變量為地方財政支出水平（FE）時，由表6可知，地方財政支出水平的單一門檻對應(yīng)的門檻值為0.146。當(dāng)?shù)胤截斦С鏊叫∮?.146 時，經(jīng)濟(jì)開放對城鄉(xiāng)收入差距的估計系數(shù)為-14.641，在1%的顯著性水平下顯著為負(fù)；當(dāng)?shù)胤截斦С鏊酱笥?.146 時，經(jīng)濟(jì)開放對城鄉(xiāng)收入差距的估計系數(shù)為-2.833，在1%的顯著性水平顯著為負(fù)。地方財政支出水平處于不同水平下經(jīng)濟(jì)開放對城鄉(xiāng)收入差距的估計系數(shù)均顯著為負(fù)，但彈性大小顯著不同，且地方財政支出水平越高經(jīng)濟(jì)開放對城鄉(xiāng)收入差距的縮小效應(yīng)越弱。表明經(jīng)濟(jì)開放對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在明顯的地方財政支出水平效應(yīng)，地方財政支出水平不斷提高，經(jīng)濟(jì)開放縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用卻在不斷減弱?？赡艿脑蚴俏覈青l(xiāng)收入差距盡管從2009年起呈現(xiàn)出不斷下降的趨勢，但仍存在明顯的“城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)”的結(jié)構(gòu)特征，地方財政支出長期表現(xiàn)出“重城市，輕農(nóng)村”的政策偏向，所以盲目地擴(kuò)大地方財政支出的規(guī)模不僅不能起到縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用，反而還會加劇城鄉(xiāng)收入差距。盡管近幾年新型城鎮(zhèn)化愈加重視三農(nóng)問題，但經(jīng)濟(jì)開放的資源集聚還是會先集中于城鎮(zhèn)地區(qū)，地方財政支出水平與經(jīng)濟(jì)開放政策不充分協(xié)調(diào)配合，最終會導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)開放縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用效應(yīng)呈現(xiàn)出下降的趨勢。

表6 門檻值及參數(shù)估計

七、研究結(jié)論與建議

本文基于經(jīng)濟(jì)“三重”開放視角，利用我國2000—2019年省際面板數(shù)據(jù)構(gòu)建空間杜賓模型和門檻面板模型，實證分析了經(jīng)濟(jì)開放對城鄉(xiāng)收入差距的影響。研究結(jié)果顯示：經(jīng)濟(jì)開放和城鄉(xiāng)收入差距具有明顯的空間相關(guān)性，在空間分布上具有較強(qiáng)地理相關(guān)性和溢出特性?？臻g杜賓模型（SDM）估計結(jié)果顯示，在總體上經(jīng)濟(jì)開放能夠縮小本地區(qū)及其鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，但存在顯著的階段性特征與區(qū)域差異。門檻面板模型估計結(jié)果顯示經(jīng)濟(jì)開放對城鄉(xiāng)收入差距存在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與地方財政支出水平的門檻效應(yīng)，表明經(jīng)濟(jì)開放與城鄉(xiāng)收入差距之間存在非線性關(guān)系；伴隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平跨越門檻值，經(jīng)濟(jì)開放對城鄉(xiāng)收入差距的作用效應(yīng)由擴(kuò)大變?yōu)榭s?。话殡S地方財政支出水平跨越門檻值，經(jīng)濟(jì)開放縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用效應(yīng)趨于下降。

基于上述研究結(jié)論，提出以下幾點(diǎn)建議：第一，持續(xù)推動雙向開放，完善我國對外開放的區(qū)域格局。充分利用東部地區(qū)優(yōu)勢，逐漸將對外貿(mào)易與投資重點(diǎn)轉(zhuǎn)向農(nóng)村地區(qū)，提升農(nóng)村勞動者熟練技能及信息技術(shù)應(yīng)用能力。中部地區(qū)應(yīng)發(fā)揮承東啟西的核心作用，積極推進(jìn)“中歐班列”品牌國際效應(yīng)，逐步完善交通物流等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，努力打造內(nèi)陸開放型經(jīng)濟(jì)高地。西部地區(qū)應(yīng)充分利用其與東亞國家接壤的區(qū)位優(yōu)勢，擴(kuò)大邊境加工貿(mào)易發(fā)展規(guī)模，抓緊“一帶一路”倡議發(fā)展機(jī)遇，積極主動加強(qiáng)與沿線國家的貿(mào)易投資合作。中西部地區(qū)應(yīng)通力合作承接?xùn)|部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，提升由東向中西部地區(qū)貿(mào)易投資開放的深度和廣度，逐漸縮小東、中、西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距。第二，擴(kuò)大要素市場開放程度，促進(jìn)勞動力、技術(shù)、資金、信息等要素的雙向流動。通過不斷加強(qiáng)對外經(jīng)貿(mào)投資合作，放寬資源流動限制措施，推進(jìn)優(yōu)質(zhì)要素流向欠發(fā)達(dá)地區(qū)，鼓勵經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)地區(qū)的勞動密集型產(chǎn)業(yè)向欠發(fā)達(dá)地區(qū)轉(zhuǎn)移。同時加速推進(jìn)高素質(zhì)人才流向欠發(fā)達(dá)鄉(xiāng)縣地區(qū)，提升當(dāng)?shù)氐图寄軇趧恿?，推進(jìn)農(nóng)村剩余力轉(zhuǎn)向勞動密集型產(chǎn)業(yè)，農(nóng)村熟練勞動力可以向發(fā)達(dá)地區(qū)轉(zhuǎn)移從事高附加值行業(yè)，改善就業(yè)現(xiàn)狀的同時促進(jìn)欠發(fā)達(dá)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，持續(xù)推動要素在省際省內(nèi)的雙向流動，實現(xiàn)各類要素效用最大化。第三，調(diào)整城鄉(xiāng)財政支出結(jié)構(gòu)，實現(xiàn)城鄉(xiāng)共享均等福利?？紤]城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異，增加農(nóng)村傾向的地方財政支出。根據(jù)各地經(jīng)濟(jì)政策，調(diào)整投入農(nóng)村地區(qū)的財政支出結(jié)構(gòu)，做到省際省內(nèi)財政資源分配的合理公平。完善農(nóng)村社會保障機(jī)制，不斷縮小城鄉(xiāng)公共服務(wù)差距，推動城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設(shè)施一體化的發(fā)展，著重解決農(nóng)村地區(qū)的民生短板問題，進(jìn)一步縮小城鄉(xiāng)收入差距。