共同富裕背景下生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響
——基于生產(chǎn)要素的空間計(jì)量和門(mén)檻效應(yīng)分析

梁坤麗 ，劉維奇

（1.山西財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山西 太原 030006；2.晉中學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理系，山西 晉中 030600）

一、引 言

《中華人民共和國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和2035 年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》的第四十八章“優(yōu)化收入分配結(jié)構(gòu)”中提出，“持續(xù)提高低收入群體收入、擴(kuò)大中等收入群體，更加積極有為地促進(jìn)共同富?！?。城鄉(xiāng)收入差距縮小可以作為衡量共同富裕實(shí)現(xiàn)的指標(biāo)之一。2020年我國(guó)人均GDP已超1萬(wàn)美元，高于世界中等收入國(guó)家平均水平［1］；但是2020 年我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入比仍達(dá)2.56，同時(shí)存在較大的區(qū)域差異，如2020 年浙江省和江蘇省城鄉(xiāng)居民收入比分別是1.96和2.19，而青海和甘肅則高達(dá)2.88 和3.27。雖然近年來(lái)我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距呈不斷縮小的趨勢(shì)，但是城鄉(xiāng)收入差距仍較大，推進(jìn)共同富裕的任務(wù)艱巨。

實(shí)現(xiàn)共同富裕，縮小城鄉(xiāng)差距，關(guān)鍵在于增加農(nóng)民的收入，提高他們的增收能力。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)銜接城市和農(nóng)村，是一二三產(chǎn)業(yè)的粘合劑［2］。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展不僅可以增加城市和農(nóng)村居民收入，而且隨著其規(guī)模擴(kuò)大，可以進(jìn)一步促進(jìn)生產(chǎn)要素在產(chǎn)業(yè)間和城鄉(xiāng)間流動(dòng)。根據(jù)劉易斯二元經(jīng)濟(jì)理論，若生產(chǎn)要素能自由流動(dòng)，城鄉(xiāng)勞動(dòng)生產(chǎn)率便會(huì)趨同，最終將消除城鄉(xiāng)居民收入差距。因此，基于生產(chǎn)要素角度研究生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，對(duì)促進(jìn)共同富裕有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

已有研究表明，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)是鄉(xiāng)村振興的新引擎［2］，通過(guò)產(chǎn)業(yè)興旺助力鄉(xiāng)村振興［3］，有利于城鄉(xiāng)融合［4-5］。但是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距嗎？這是本文關(guān)注的焦點(diǎn)。

現(xiàn)有文獻(xiàn)已關(guān)注到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)能促進(jìn)農(nóng)民增收［6］，縮小城鄉(xiāng)收入差距［7］，存在空間溢出效應(yīng)；隨著城鎮(zhèn)化的推進(jìn)，城鄉(xiāng)收入差距將呈現(xiàn)先縮小后擴(kuò)大的趨勢(shì)［8］。這些文獻(xiàn)均基于中觀產(chǎn)業(yè)層面，采用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)值或占比分析其對(duì)城鄉(xiāng)收入的影響，但從微觀要素視角切入的研究較少。

生產(chǎn)要素是決定經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的基礎(chǔ)［9］，也是分析城鄉(xiāng)收入差距的抓手。目前關(guān)于城鄉(xiāng)收入差距原因的研究主要集中于兩個(gè)視角：一是要素投入類(lèi)，如勞動(dòng)、資本、土地及技術(shù)等；二是非要素類(lèi)，如政策、制度或市場(chǎng)等［10-11］。前者研究要素投入對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的直接影響；后者則是非要素原因引起要素配置變化導(dǎo)致要素相對(duì)收入的變化，間接影響城鄉(xiāng)收入差距。兩者均會(huì)導(dǎo)致城鄉(xiāng)要素配置差異，在影響城鄉(xiāng)收入的眾多因素中，要素配置差異對(duì)城鄉(xiāng)收入起決定性作用［11］。

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)通過(guò)要素投入改變城鄉(xiāng)要素配置，如勞動(dòng)力質(zhì)量提升、資本深化、技術(shù)創(chuàng)新、技術(shù)和資本替代效應(yīng)等，進(jìn)而改變農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)部門(mén)的居民收入［12-14］，這一過(guò)程對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響通常會(huì)有雙重效應(yīng)。一方面，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)要素投入會(huì)縮小城鄉(xiāng)收入差距。要素投入通過(guò)提高農(nóng)業(yè)效率和產(chǎn)出，較大增加農(nóng)業(yè)部門(mén)收入而縮小城鄉(xiāng)收入差距。另一方面，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)要素投入會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。要素投入和集聚對(duì)農(nóng)業(yè)部門(mén)要素產(chǎn)生虹吸效應(yīng)、高級(jí)要素對(duì)低級(jí)要素產(chǎn)生替代和擠出效應(yīng)等，增加非農(nóng)業(yè)部門(mén)收入進(jìn)而擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。

然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)仍存在以下不足：一是結(jié)論顯性，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)直接服務(wù)于農(nóng)業(yè)［6，8，15］，可快速提高農(nóng)民收入，縮小城鄉(xiāng)收入差距；二是忽視其影響城鄉(xiāng)收入差距的深層原因，更不能從生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)要素投入數(shù)量和結(jié)構(gòu)優(yōu)化方向給出針對(duì)性建議。

基于以上分析，本文對(duì)已有文獻(xiàn)進(jìn)行以下拓展：一是以生產(chǎn)要素為研究視角，從理論上分析生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的非線性影響；二是明確影響機(jī)制的要素差異和區(qū)域差異。

二、理論分析與研究假設(shè)

在要素流動(dòng)存在障礙的發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)理論基礎(chǔ)上［16-17］，假定經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中存在農(nóng)業(yè)、非農(nóng)業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)三個(gè)部門(mén)，且每個(gè)部門(mén)僅投入勞動(dòng)和資本。農(nóng)業(yè)分布在農(nóng)村，非農(nóng)業(yè)分布在城市，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在城市和農(nóng)村均有分布。其中，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)內(nèi)部分低端和高端部門(mén)（1），其差異主要表現(xiàn)為資本深化程度，居民收入則由勞動(dòng)收入和資本收入構(gòu)成。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)部門(mén)可看作城鄉(xiāng)融合的中間部門(mén)，除自身發(fā)展需要要素投入外，還為農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)提供要素轉(zhuǎn)移服務(wù)［16］。該部門(mén)的服務(wù)具有外部性，會(huì)加速或減緩生產(chǎn)要素的轉(zhuǎn)移。若要素集聚引起生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚而產(chǎn)生外部經(jīng)濟(jì)，會(huì)進(jìn)一步加速生產(chǎn)要素的流動(dòng)；若存在市場(chǎng)摩擦則會(huì)減緩生產(chǎn)要素轉(zhuǎn)移。生產(chǎn)要素流動(dòng)的差異會(huì)引起經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的差異，進(jìn)而導(dǎo)致收入差異。

（一）生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)生產(chǎn)要素投入對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的非線性影響

首先，城鄉(xiāng)居民勞動(dòng)收入變化非線性。不同產(chǎn)業(yè)由于技術(shù)差異和產(chǎn)品替代彈性差異，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移方向有差異。如果產(chǎn)品間替代彈性大于1，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，勞動(dòng)力技術(shù)增長(zhǎng)慢的部門(mén)會(huì)轉(zhuǎn)型到技術(shù)增長(zhǎng)快的部門(mén)，反之則是相反的轉(zhuǎn)移［16］。農(nóng)業(yè)與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)相比，技術(shù)水平低，產(chǎn)品間替代彈性較大，勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，城鄉(xiāng)勞動(dòng)收入差距擴(kuò)大［18］；但生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)內(nèi)部，產(chǎn)品間替代彈性相對(duì)較小，勞動(dòng)力更容易轉(zhuǎn)移到低端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，而低端的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)多分布于農(nóng)村［19］，城鄉(xiāng)勞動(dòng)收入差距縮小。勞動(dòng)力存在異質(zhì)性，農(nóng)村更多為低技能勞動(dòng)力，而城市更多為高技能勞動(dòng)力，非農(nóng)業(yè)及生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的高端部門(mén)對(duì)勞動(dòng)力的需求，更偏向高技能，從而進(jìn)一步擴(kuò)大城鄉(xiāng)勞動(dòng)收入差距。

其次，城鄉(xiāng)居民資本收入變化非線性。無(wú)論是否存在資源錯(cuò)配，居民資本收入占比均呈現(xiàn)“倒U”型趨勢(shì)［20］。非農(nóng)產(chǎn)業(yè)較農(nóng)業(yè)資本深化水平更高，城鎮(zhèn)居民資本收入更高；生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)內(nèi)部，城市更偏向高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)部門(mén)，即資本深化水平更高的部門(mén)，企業(yè)會(huì)使用成本較低的資本。隨著生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展，其集聚和虹吸效應(yīng)會(huì)加劇農(nóng)業(yè)部門(mén)資本短缺，擠出農(nóng)業(yè)資本，農(nóng)民資本收入進(jìn)一步降低，城市居民資本收入進(jìn)一步增加，擴(kuò)大城鄉(xiāng)資本收入差距。另外，城市資本積累又帶來(lái)了異質(zhì)勞動(dòng)力流動(dòng)性差異，間接擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距［21］。

最后，根據(jù)收入需求效應(yīng)，隨著城市居民收入增加，對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)的需求越多，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)將生產(chǎn)要素更多地配置在城市，進(jìn)一步擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入的差距。

從以上三個(gè)方面分析得出：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)生產(chǎn)要素投入導(dǎo)致的城鄉(xiāng)收入差距并非線性擴(kuò)大或縮小，而是呈非線性。

基于以上分析，本文提出假設(shè)1。

H1：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)生產(chǎn)要素投入對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響呈非線性，考慮勞動(dòng)和資本對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響不同，城鄉(xiāng)收入差距的非線性影響存在要素差異。

（二）市場(chǎng)化程度異質(zhì)性影響

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的集聚實(shí)質(zhì)是要素空間的集聚，要素集聚除受初始稟賦的制約［22］，還受市場(chǎng)化程度、城鎮(zhèn)化水平、政策、營(yíng)商環(huán)境等的影響［2］，這些因素影響生產(chǎn)要素流動(dòng)，進(jìn)而改變要素空間分布規(guī)模和結(jié)構(gòu)，最終影響要素收益率。以市場(chǎng)化程度為例，市場(chǎng)化程度存在區(qū)域差異，生產(chǎn)要素在流動(dòng)中面臨的制約不同，導(dǎo)致生產(chǎn)要素在城鄉(xiāng)間規(guī)模、結(jié)構(gòu)和收益率方面存在差異，這些差異會(huì)因城鄉(xiāng)居民所擁有的要素種類(lèi)和份額不同進(jìn)一步分化，即市場(chǎng)的不完全導(dǎo)致城鄉(xiāng)生產(chǎn)要素不能自由流動(dòng)和組合，最終不能實(shí)現(xiàn)要素報(bào)酬趨同［23］，若考慮要素資源配置的區(qū)域和要素差異性［24-25］，最終導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距變化會(huì)存在區(qū)域和要素差異。

基于以上分析，本文提出假設(shè)2。

H2：生產(chǎn)要素對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響因區(qū)域市場(chǎng)化程度而呈現(xiàn)異質(zhì)性。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2005—2019 年我國(guó)30 個(gè)省份（不包括西藏和港澳臺(tái)地區(qū)）面板數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，其原始數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)中心、各省份統(tǒng)計(jì)年鑒、EPS 數(shù)據(jù)庫(kù)、《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》等。其中，不同地區(qū)GDP、城鄉(xiāng)收入、固定資產(chǎn)投資均以2005 年為基期，根據(jù)GDP 平減指數(shù)、城市和農(nóng)村CPI 及固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)折算為實(shí)際水平。

（二）模型選擇與設(shè)定

1.模型選擇

本文基于生產(chǎn)要素研究生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的城鄉(xiāng)收入分配效應(yīng)，由于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的空間溢出效應(yīng)，因此采用考慮空間交互作用的空間計(jì)量模型更適合。目前，常用的空間計(jì)量模型有三種形式，分別為空間誤差模型（SEM）、空間滯后模型（SAR）和空間杜賓模型（SDM），三者在一定條件下可以相互轉(zhuǎn)化，三者的差異在于分別考量了誤差滯后項(xiàng)、被解釋變量的滯后項(xiàng)以及解釋變量和被解釋變量的空間效應(yīng)。

本文借鑒王西貝、馬薇（2019）［26］的方法，同時(shí)考慮經(jīng)濟(jì)權(quán)重和地理權(quán)重，構(gòu)造經(jīng)濟(jì)地理權(quán)重矩陣。具體方法是將經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣和地理權(quán)重矩陣按照1∶1比例相加得到經(jīng)濟(jì)地理矩陣，其中，經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣為2005—2019年兩地人均GDP平均值之差的絕對(duì)值的倒數(shù)，地理權(quán)重矩陣為兩地之間地理距離的倒數(shù)。具體構(gòu)造方法如下：

2.模型設(shè)定

為分析生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)生產(chǎn)要素投入對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響及非線性關(guān)系，建立空間計(jì)量模型1和模型2（模型2 是在模型1 的基礎(chǔ)上引入解釋變量的二次項(xiàng)），具體如下：

其中：Gap、PF 分別為城鄉(xiāng)收入差距和生產(chǎn)要素（production factor）；μi、υt為空間固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)；W為空間權(quán)重矩陣。

為了檢驗(yàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)生產(chǎn)要素對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響機(jī)制，借鑒溫忠麟、葉寶娟（2014）［27］的方法構(gòu)建中介效應(yīng)模型，具體如下：

其中：ηi為個(gè)體固定效應(yīng)；γt為時(shí)間固定效應(yīng)。

（三）變量選擇

1.被解釋變量

本文采用學(xué)者使用較多的城鄉(xiāng)居民人均可支配收入之比來(lái)衡量城鄉(xiāng)收入差距，需要說(shuō)明的是，2013年前使用農(nóng)村居民家庭人均純收入，之后由于不再統(tǒng)計(jì)該指標(biāo)，使用農(nóng)村居民人均可支配收入替代。

2.解釋變量

解釋變量分別是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的勞動(dòng)、資本投入及要素平方項(xiàng)。由于目前缺乏該行業(yè)資本存量投入的具體數(shù)據(jù)，本文借鑒張軍等（2004）［28］的方法，使用永續(xù)盤(pán)存法計(jì)算省域資本存量，并按所涉及各細(xì)分行業(yè)固定資產(chǎn)投資加總占全社會(huì)固定資產(chǎn)投資比重來(lái)表示資本投入。為消除量綱，對(duì)解釋變量取對(duì)數(shù)處理?？紤]要素所產(chǎn)生的非線性影響，引入要素的平方項(xiàng)。

3.控制變量

控制變量分別為非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展、政府行為、區(qū)域開(kāi)放程度和教育差距，這些因素均從不同角度影響城鄉(xiāng)居民收入。其中，反映開(kāi)放程度的各年份進(jìn)出口總額全部按照2019年度平均匯率予以折算。

各變量說(shuō)明及描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1所列。

表1 變量說(shuō)明及描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析

（一）空間自相關(guān)檢驗(yàn)與計(jì)量模型選擇

為分析生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)中生產(chǎn)要素投入對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的空間效應(yīng)，通常使用莫蘭指數(shù)（Moran'sI）進(jìn)行檢驗(yàn)，包括全域自相關(guān)檢驗(yàn)和局域自相關(guān)檢驗(yàn)。

其一，城鄉(xiāng)收入差距存在顯著的全域空間相關(guān)性。由表2可知，全域Moran'sI均大于0且通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，表明省域?qū)用娴某青l(xiāng)收入差距呈現(xiàn)正向空間集聚性，即各地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距對(duì)周邊地區(qū)有顯著的空間溢出效應(yīng)，但呈遞減趨勢(shì)。

表2 2005—2019年全國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距全局Moran's I檢驗(yàn)

其二，省域?qū)用娉青l(xiāng)收入差距存在局域正向相關(guān)性。如圖1所示，2019年，只有重慶、廣西、四川、湖北和河南五省位于第二象限，其他地區(qū)均落在第一、三象限，表明我國(guó)省域城鄉(xiāng)收入差距存在顯著正向空間相關(guān)性。

省域?qū)用娉青l(xiāng)收入差距存在局域差異性。城鄉(xiāng)收入差距較小的是北京、天津、上海、江蘇和浙江等區(qū)域，而城鄉(xiāng)收入差距較大的是甘肅、貴州、青海、寧夏和云南等區(qū)域。從圖1可以看出，2005年和2019年，城鄉(xiāng)居民收入差距，在其他省域有局部變化，但在上述兩大極端區(qū)域分布并未發(fā)生明顯變動(dòng)。

圖1 2005年、2019年全國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距局部Moran's散點(diǎn)圖

綜上，基于全域Moran'sI和局部Moran's散點(diǎn)圖可知，各省域城鄉(xiāng)收入差距存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)。因此，可以采用空間計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

對(duì)于空間計(jì)量模型的選擇，首先根據(jù)LM 和LMLR-robust 檢驗(yàn)，選擇空間效應(yīng)模型，結(jié)合LR、Wald 檢驗(yàn)結(jié)果，SDM 模型不能退化為SAR 和SEM模型；其次根據(jù)Hausman 檢驗(yàn)，拒絕了隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)，應(yīng)選擇具有固定效應(yīng)的空間計(jì)量模型；最后進(jìn)行聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)，拒絕了時(shí)間固定效應(yīng)和個(gè)體固定效應(yīng)。因此，本文最終選擇時(shí)間固定和空間固定的SDM模型。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3所列。

表3 空間計(jì)量模型基本檢驗(yàn)

（二）空間計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果

首先，通過(guò)Fisher-PP和IPS方法對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，然后，通過(guò)pedroni、Kao 進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，各變量一階平穩(wěn)且解釋變量與被解釋變量間存在協(xié)整關(guān)系。

1.基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果分析

表4 所列模型1 顯示，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)勞動(dòng)力投入對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響不顯著，但引入勞動(dòng)力投入的二次項(xiàng)后（見(jiàn)表4所列模型2），勞動(dòng)力投入和資本投入的一次項(xiàng)系數(shù)均為負(fù)，二次項(xiàng)系數(shù)均為正，且通過(guò)了5%的顯著性水平檢驗(yàn)。由此表明，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)勞動(dòng)力投入和資本投入與城鄉(xiāng)收入差距之間均存在“U”型非線性關(guān)系，初步證實(shí)了H1。

表4 基準(zhǔn)模型回歸

續(xù)表4

（1）核心解釋變量。首先，生產(chǎn)要素投入的一次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，意味著隨著生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)生產(chǎn)要素投入的增加，城鄉(xiāng)收入差距是縮小的；而生產(chǎn)要素的平方項(xiàng)為正，說(shuō)明隨著生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的增加，城鄉(xiāng)收入差距是擴(kuò)大的，由于 | -0.317 |＞| 0.018|、|-0.425 |＞| 0.025|，一次項(xiàng)系數(shù)的絕對(duì)值大于平方項(xiàng)系數(shù)的絕對(duì)值，說(shuō)明當(dāng)生產(chǎn)要素投入較小時(shí)，線性關(guān)系占主導(dǎo)，要素投入能縮小城鄉(xiāng)收入差距；而隨著生產(chǎn)要素投入的增大，平方項(xiàng)占主導(dǎo)，即此時(shí)生產(chǎn)要素投入會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。其次，分別計(jì)算轉(zhuǎn)折點(diǎn)，可得勞動(dòng)力投入轉(zhuǎn)折點(diǎn)為8.806。根據(jù)樣本數(shù)據(jù)，勞動(dòng)力平均數(shù)為10.50，最大值為12.462，最小值為6.236，能覆蓋轉(zhuǎn)折點(diǎn)；資本投入的轉(zhuǎn)折點(diǎn)為8.500，根據(jù)樣本數(shù)據(jù)，資本投入平均數(shù)為7.402，最大值9.178，最小值為4.354，也能覆蓋拐點(diǎn)。由此再次表明，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)勞動(dòng)力投入和資本投入與城鄉(xiāng)收入差距之間均存在“U”型非線性關(guān)系。

（2）控制變量?？刂谱兞扛飨禂?shù)符號(hào)基本符合預(yù)期，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府支農(nóng)行為和區(qū)域開(kāi)放度均能一定程度上縮小城鄉(xiāng)收入差距，這些因素通過(guò)不同途徑提高農(nóng)民的農(nóng)業(yè)和非農(nóng)收入，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距；教育差距的增加會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民收入差距，教育主要通過(guò)人力資本質(zhì)量來(lái)影響居民收入，農(nóng)村較城市集聚更多低學(xué)歷低技能的群體。

2.空間溢出效應(yīng)分析

表5 的效應(yīng)分解結(jié)果表明，某地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距不僅受本地相關(guān)因素的直接影響，還受到具有經(jīng)濟(jì)地理聯(lián)系的周邊地區(qū)相關(guān)因素的間接影響。表6 所列空間滯后系數(shù)顯著且為正，說(shuō)明本地生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)生產(chǎn)要素投入對(duì)經(jīng)濟(jì)地理聯(lián)系緊密的區(qū)域有顯著的空間溢出效應(yīng)。

表5 城鄉(xiāng)收入差距的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)及總效應(yīng)

（1）生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)勞動(dòng)力投入對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的效應(yīng)不盡相同。勞動(dòng)力投入一次項(xiàng)系數(shù)遠(yuǎn)大于平方項(xiàng)各系數(shù)，一次項(xiàng)雖有負(fù)向直接效應(yīng)，但總體上是不利于縮小本地區(qū)及周邊地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的，原因可能是農(nóng)村資本的缺乏，農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)受限、質(zhì)量不高等，這一情況在經(jīng)濟(jì)和地理聯(lián)系緊密的區(qū)域趨同。

（2）同理，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)資本投入的一次項(xiàng)和平方項(xiàng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距有顯著的負(fù)向直接效應(yīng)和正向溢出效應(yīng)，即資本投入能縮小本地城鄉(xiāng)收入差距。但由于要素的集聚效應(yīng)，對(duì)經(jīng)濟(jì)和地理聯(lián)系緊密地區(qū)的生產(chǎn)要素形成虹吸效應(yīng)，不利于這些地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的縮小。

（3）控制變量中，區(qū)域開(kāi)放程度和教育差距對(duì)城鄉(xiāng)收入差距縮小具有空間溢出效應(yīng)，即增加區(qū)域開(kāi)放程度能有效縮小本地和周邊地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距。但是教育差距不僅不利于本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距縮小，還會(huì)制約周邊地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的縮??；政府支農(nóng)水平僅在本地直接效應(yīng)顯著，即本地政府支農(nóng)水平提高僅能縮小本地城鄉(xiāng)收入差距。非農(nóng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響均不顯著。

3.穩(wěn)健性和內(nèi)生性檢驗(yàn)

其一，穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為確保實(shí)證結(jié)果的可靠性，本文分別采用了以下方法進(jìn)行檢驗(yàn)：一是基準(zhǔn)模型更換空間權(quán)重矩陣，采用鄰接矩陣和地理矩陣作為空間權(quán)重矩陣進(jìn)行再次分析；二是使用泰爾指數(shù)作為被解釋變量，基于經(jīng)濟(jì)地理權(quán)重進(jìn)行回歸。由表6 結(jié)果可知。與表4 基準(zhǔn)模型2 相比，其核心解釋變量影響結(jié)果基本一致，系數(shù)大小有些許差異?？刂谱兞繉?duì)被解釋變量的影響一致，但不同的空間權(quán)重矩陣下顯著性有差異，總體上能說(shuō)明基準(zhǔn)模型2比較穩(wěn)健。

其二，內(nèi)生性問(wèn)題。為緩解內(nèi)生性問(wèn)題，一是借鑒梁向東、闕啟越（2021）［4］的方法，引入被解釋變量的一階滯后項(xiàng)再次分析，各變量的符號(hào)和顯著性與基準(zhǔn)模型一致，各解釋變量系數(shù)均不同程度下降，再次說(shuō)明基準(zhǔn)模型比較穩(wěn)健。由表6 也不難發(fā)現(xiàn)：一是滯后一期系數(shù)為0.746，說(shuō)明當(dāng)期城鄉(xiāng)收入差距受上一期的影響較大，城鄉(xiāng)居民收入差距存在連續(xù)性和長(zhǎng)期性［7］；二是政府支農(nóng)的影響系數(shù)較小且不顯著（-0.123），即直接政府支農(nóng)行為對(duì)解決城鄉(xiāng)收入差距問(wèn)題不會(huì)立竿見(jiàn)影；三是資本的一次項(xiàng)系數(shù)較政府支農(nóng)的系數(shù)大且顯著，因此政府應(yīng)更多實(shí)施影響城鄉(xiāng)生產(chǎn)要素配置的政策。

表6 穩(wěn)健性及內(nèi)生性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

（三）進(jìn)一步探討：影響機(jī)制和異質(zhì)性分析

上文已證明了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)要素投入對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響呈現(xiàn)非線性，根據(jù)理論分析，這種非線性變化的原因是生產(chǎn)要素的邊際收益和邊際成本的變化，其中市場(chǎng)化程度差異、城鎮(zhèn)化水平等均能引起生產(chǎn)要素流動(dòng)，進(jìn)而影響其邊際收益和邊際成本。因此，下面將著重探討這種非線性變化如何通過(guò)市場(chǎng)化程度和城鎮(zhèn)化水平來(lái)體現(xiàn)。

1.基于市場(chǎng)化程度的門(mén)限效應(yīng)分析

本文將市場(chǎng)化指數(shù)和城鎮(zhèn)化率分別作為門(mén)檻，考察生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)生產(chǎn)要素投入對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的門(mén)檻效應(yīng)。其中市場(chǎng)化指數(shù)選用樊綱指數(shù)，2017—2019 年的數(shù)據(jù)用灰色關(guān)聯(lián)度計(jì)算所得。

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)勞動(dòng)投入對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距存在顯著的二重門(mén)檻效應(yīng)，即在不同的市場(chǎng)化程度下，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)勞動(dòng)投入對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距存在差異，具體結(jié)果見(jiàn)表7所列和圖2所示。

圖2 以勞動(dòng)投入為解釋變量的市場(chǎng)化指數(shù)二重門(mén)檻估計(jì)值

表7 以勞動(dòng)投入為解釋變量的市場(chǎng)化指數(shù)門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

結(jié)合表8 和表9，當(dāng)市場(chǎng)化指數(shù)小于4.51 時(shí)，勞動(dòng)力投入系數(shù)為0.061，此時(shí)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)勞動(dòng)力投入對(duì)城鄉(xiāng)收入差距有顯著的正向影響；當(dāng)市場(chǎng)化指數(shù)處于4.51～6.25 時(shí)，勞動(dòng)力投入系數(shù)為0.046，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)勞動(dòng)力投入對(duì)城鄉(xiāng)收入差距有顯著的正向影響；當(dāng)市場(chǎng)化指數(shù)大于6.25 時(shí)，勞動(dòng)力投入系數(shù)為0.033，此時(shí)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)勞動(dòng)力投入對(duì)城鄉(xiāng)收入差距有正向影響，但不顯著。同時(shí)，本文也分析了不同市場(chǎng)化指數(shù)下，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)資本投入對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響不同，其負(fù)向影響顯著，并呈現(xiàn)先遞減后遞增的趨勢(shì)，但門(mén)檻效應(yīng)不顯著。總體上看，隨著市場(chǎng)化指數(shù)的提高，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)勞動(dòng)力投入對(duì)城鄉(xiāng)收入差距有正向影響，但這種影響在不斷遞減；生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)資本投入對(duì)城鄉(xiāng)收入差距有負(fù)向影響，即可以縮小城鄉(xiāng)收入差距。該實(shí)證結(jié)果進(jìn)一步支持了H2。

表8 以勞動(dòng)投入為解釋變量的市場(chǎng)化指數(shù)門(mén)檻的估計(jì)值與置信區(qū)間

表9 以勞動(dòng)投入為解釋變量的市場(chǎng)化指數(shù)門(mén)檻的系數(shù)及檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)表9

此外，以城鎮(zhèn)化水平作為門(mén)限，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)中勞動(dòng)和資本要素投入對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響不顯著且不具有規(guī)律性。

2005—2019 年我國(guó)各地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)勞動(dòng)投入的市場(chǎng)化指數(shù)門(mén)檻值分布情況，若以市場(chǎng)化指數(shù) 6.25 為臨界，大于 6.25 的地區(qū)北方（2）占比僅為27.35%，可見(jiàn)南北地區(qū)市場(chǎng)化程度差異非常明顯，那么南北地區(qū)生產(chǎn)要素對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的非線性關(guān)系也應(yīng)有所差異，具體見(jiàn)表10所列。

表10 2005-2019年我國(guó)各地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)勞動(dòng)投入的市場(chǎng)化指數(shù)門(mén)檻值分布情況

2.異質(zhì)性及影響機(jī)制分析

根據(jù)前文分析可知，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)中要素投入對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響呈現(xiàn)非線性，其中市場(chǎng)化程度可有效降低勞動(dòng)力投入對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，但市場(chǎng)化程度南北差異較大。因此，本文選擇市場(chǎng)化指數(shù)中非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，進(jìn)一步檢驗(yàn)市場(chǎng)化程度在調(diào)節(jié)生產(chǎn)要素方面對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響機(jī)制。同時(shí)選擇非國(guó)有企業(yè)就業(yè)比率作為非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展的代理變量（下文稱之為私營(yíng)經(jīng)濟(jì)活躍度），分別進(jìn)行全國(guó)、南方和北方地區(qū)的影響機(jī)制分析，結(jié)果見(jiàn)表11和表12所列。

根據(jù)全國(guó)模型（見(jiàn)表11 所列），勞動(dòng)力投入Bootstrap 的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，置信區(qū)間不含0，且在1%水平上顯著，表明私營(yíng)經(jīng)濟(jì)活躍度在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)中勞動(dòng)力投入與城鄉(xiāng)收入差距之間的直接效應(yīng)不顯著，但間接效應(yīng)顯著，即只有中介效應(yīng)；區(qū)域差異性（見(jiàn)表12 所列），私營(yíng)經(jīng)濟(jì)活躍度僅在北方有中介效應(yīng)，在南方存在遮掩效應(yīng)［29］。

表11 影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果1：要素差異

表12 影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果2：區(qū)域差異和要素差異

具體來(lái)講，私營(yíng)經(jīng)濟(jì)活躍度在全國(guó)和北方的中介效應(yīng)表現(xiàn)為：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)勞動(dòng)力投入主要通過(guò)私營(yíng)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距形成影響（系數(shù)為正，且分別在降低），通過(guò)私營(yíng)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)可以不斷降低城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的態(tài)勢(shì)；在南方的遮掩效應(yīng)表現(xiàn)為：在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)勞動(dòng)力投入直接縮小城鄉(xiāng)收入差距，通過(guò)私營(yíng)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，會(huì)進(jìn)一步加大其對(duì)城鄉(xiāng)收入差距縮小的影響（系數(shù)顯著為負(fù)，且從0.021上升至0.033）。

根據(jù)資本投入Bootstrap的檢驗(yàn)結(jié)果，置信區(qū)間不含0，且在1%水平上顯著，資本投入系數(shù)在三個(gè)方程中均顯著。由此可以判斷，在全國(guó)層面，私營(yíng)經(jīng)濟(jì)活躍度在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)中資本對(duì)城鄉(xiāng)收入差距之間的直接效應(yīng)顯著，并存在部分中介效應(yīng)。雖然中介效應(yīng)較小，只有9.33%，但資本仍然通過(guò)私營(yíng)經(jīng)濟(jì)活躍度減少了對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。區(qū)域差異性方面，南方同全國(guó)的結(jié)果一致，私營(yíng)經(jīng)濟(jì)活躍度在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)中資本對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的直接效應(yīng)顯著，并存在部分中介效應(yīng)；但北方私營(yíng)經(jīng)濟(jì)活躍度表現(xiàn)為中介效應(yīng)。北方（25.38%）的中介效應(yīng)遠(yuǎn)高于南方（4.37%）和全國(guó)（9.33%）平均水平，即北方的資本通過(guò)私營(yíng)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)較大地減少了對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。

根據(jù)影響機(jī)制分析，可以再次驗(yàn)證H2，同時(shí)不難發(fā)現(xiàn)：一是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)勞動(dòng)力投入通過(guò)私營(yíng)經(jīng)濟(jì)活躍度能縮小城鄉(xiāng)收入差距，但影響存在區(qū)域差異。在南方，勞動(dòng)力投入系數(shù)為負(fù)，顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距，通過(guò)私營(yíng)經(jīng)濟(jì)活躍度能顯著降低城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的態(tài)勢(shì)；在北方，勞動(dòng)力投入對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響為正，但通過(guò)私營(yíng)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，該系數(shù)在降低，因此，北方可進(jìn)一步提高私營(yíng)經(jīng)濟(jì)活躍度以縮小城鄉(xiāng)收入差距。二是資本投入能縮小城鄉(xiāng)收入差距，但是隨著私營(yíng)經(jīng)濟(jì)活躍度的增加，這種遞減趨勢(shì)在減弱，這一點(diǎn)在北方體現(xiàn)得更為明顯。

五、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

本文基于2005—2019 年中國(guó)省域面板數(shù)據(jù)，從生產(chǎn)要素角度采用空間計(jì)量模型分析生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。首先從理論上分析了影響機(jī)理；其次從實(shí)證角度驗(yàn)證了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)生產(chǎn)要素投入對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的非線性影響；最后探討了非線性關(guān)系的影響機(jī)制，并對(duì)生產(chǎn)要素和區(qū)域異質(zhì)性予以考察。得到如下結(jié)論：①中國(guó)省域城鄉(xiāng)收入差距存在顯著的空間溢出效應(yīng)。②生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)勞動(dòng)力投入和資本投入與城鄉(xiāng)收入差距之間均存在“U”型關(guān)系。③隨著市場(chǎng)化程度的提高，勞動(dòng)力對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的正向影響不斷遞減，資本對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的負(fù)向影響呈現(xiàn)先遞減后遞增的趨勢(shì)。④機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)勞動(dòng)力和資本投入通過(guò)私營(yíng)經(jīng)濟(jì)活躍度均能縮小城鄉(xiāng)收入差距，但影響存在區(qū)域差異和要素差異。在南方，勞動(dòng)力投入直接縮小城鄉(xiāng)收入差距；但在北方，勞動(dòng)力投入會(huì)降低城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的趨勢(shì)。而資本投入，在南方和北方均能直接縮小城鄉(xiāng)收入差距，但通過(guò)私營(yíng)經(jīng)濟(jì)活躍度城鄉(xiāng)差距縮小的趨勢(shì)在下降。

（二）啟示

進(jìn)一步提高非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重、加大政府財(cái)政支農(nóng)力度、增加區(qū)域間的開(kāi)放程度以及縮小教育差距，均能不同程度縮小城鄉(xiāng)收入差距，但從生產(chǎn)要素角度看，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)縮小城鄉(xiāng)收入差距的政策措施主要有：

第一，繼續(xù)完善生產(chǎn)要素市場(chǎng)。增加生產(chǎn)要素的流動(dòng)性，特別是促進(jìn)農(nóng)村資本市場(chǎng)建設(shè)，吸引資本下鄉(xiāng)，加大農(nóng)村生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的投資力度，提高資本深化水平，同時(shí)建立投資事前、事中和事后監(jiān)測(cè)，防止投資行為快進(jìn)快出。值得注意的是，農(nóng)村生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)資本深化水平的提高，確實(shí)有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，但投資行為在私營(yíng)部門(mén)的擴(kuò)張速度不能太快，否則會(huì)適得其反。此外，農(nóng)村生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)除受資本市場(chǎng)制約，還面臨用地難、技術(shù)進(jìn)步緩慢等問(wèn)題。因此，生產(chǎn)要素市場(chǎng)完善還包括農(nóng)村土地利用制度的完善［30］。

第二，提高農(nóng)村勞動(dòng)力質(zhì)量。縮小城鄉(xiāng)收入差距，關(guān)鍵在于提高農(nóng)村低收入群體增加收入的能力。具體來(lái)講：長(zhǎng)期持續(xù)完善農(nóng)村教育體系，包括基礎(chǔ)教育和職業(yè)教育，從根本上提升勞動(dòng)力質(zhì)量；短期舉辦適應(yīng)市場(chǎng)和行業(yè)需要的各類(lèi)職業(yè)培訓(xùn)，提高農(nóng)村勞動(dòng)力干中學(xué)的能力。

第三，提高生產(chǎn)要素的市場(chǎng)化程度，尤其是北方的勞動(dòng)力市場(chǎng)。一是破除體制機(jī)制障礙，如逐步解除影響勞動(dòng)力流動(dòng)的戶籍制度、社保制度、公共服務(wù)不足等，提升生產(chǎn)要素市場(chǎng)的活躍度，減少勞動(dòng)力市場(chǎng)制度摩擦；二是配套土地要素市場(chǎng)改革制度，促進(jìn)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移；三是加大輿論營(yíng)造，解放思想束縛，鼓勵(lì)高素質(zhì)勞動(dòng)力選擇私營(yíng)部門(mén)就業(yè)。

第四，政府機(jī)構(gòu)要不斷完善和提升放管服水平。促進(jìn)政策中性、服務(wù)中性及競(jìng)爭(zhēng)中性，提高生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)私營(yíng)經(jīng)濟(jì)的活躍度，做好企業(yè)發(fā)展的店小二［31］。鑒于各區(qū)域生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的差異、生產(chǎn)要素稟賦及私營(yíng)經(jīng)濟(jì)活躍度的差異，各地區(qū)應(yīng)有差別地實(shí)施相關(guān)政策以促進(jìn)生產(chǎn)要素流動(dòng)，進(jìn)而縮小城鄉(xiāng)收入差距。

注 釋：

（1）本文將生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)劃分為：交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)，批發(fā)和零售業(yè)，信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)，金融業(yè)，科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)共6類(lèi)，其中前3類(lèi)為低端部門(mén)，后3類(lèi)為高端部門(mén)［19］。

（2）北方地區(qū)包括黑龍江、吉林、遼寧、內(nèi)蒙古、河北、北京、天津、山西、陜西、寧夏、甘肅、青海、新疆13 個(gè)省份，其他地區(qū)為南方地區(qū)。