制造业集聚对城乡收入差距的影响研究

况佩杰， 张宝兵， 王佳玉

(安徽财经大学 国际经济贸易学院，安徽 蚌埠 233030)

我国城乡收入差距的影响研究历来是学者关注的重点，目前关于产业集聚对城乡收入差距的研究主要从以下角度展开。曾鹏等基于23个城市群数据发现产业集聚能够缩小城乡差距并且存在地区差异性[1]。分行业来看，乔海曙等(2009)分析发现金融发展与收入不平等之间存在倒“U”型的非线性关系[2]；李健旋等(2018)发现金融集聚是扩大城市内部城乡收入差距的关键因素[3]。俞彤晖(2018)分析得出流通产业集聚有助于缓解城乡收入差距[4]；罗福周等(2019)基于门槛模型发现流通产业集聚与城乡收入差距之间存在非线性关系[5]。在制造业方面，谢里等(2012)通过选取中国制造业的数据，认为在全国整体层面和东部地区的产业集聚水平提高有利于缩小收入差距而在中西部地区反而会扩大收入差距[6]；常远、吴鹏(2018)研究发现制造业集聚有利于缩小收入分配差距并存在地区差距和阶段性特征[7]。

总体来看，关于产业集聚与城乡收入差距的关系研究已十分丰富，但仍有亟待思考的问题。如：部分文献关于金融集聚、流通业集聚对城乡收入差距的研究结论不一致等。此外，目前文献关于制造业集聚的收入分配效应研究仍缺乏针对性。基于此，本文拟系统地考察制造业集聚与城乡收入差距的动态关联，丰富已有的理论研究。

一、指标选取、数据说明和模型构建

(1) 指标选取 城乡收入差距为被解释变量。衡量城乡收入差距的指标有城乡收入比和城乡收入泰尔指数。本文用欧阳志刚[8]对城乡收入差距的测量方法。城乡收入泰尔指数的表达式如下：

(1)

其中，theili,j表示i地区在t年份的泰尔指数值，j取1和2分别代表城镇与农村地区；mij表示i地区城镇或农村居民收入，mi表示i地区居民总收入；nij表示i地区城镇或者农村人口数量，ni表示i地区的总人口。

制造业集聚水平为解释变量。目前对集聚水平的测量方法有多种，如区位熵、赫芬达尔-赫希曼指数、EG指数以及空间基尼系数等方法。考虑到数据的可获得性与实际操作性，选取区位熵作为测度全国制造业集聚水平。即：

(2)

其中，ki,j表示某地区制造业的生产总值，kj表示某地区的生产总值；ki表示全国制造业生产总值之和，k表示全国的生产总值。aggit反映了各地区制造业的集聚水平，aggit越大表示该地区的制造业集聚水平越高；反之亦然。

除制造业集聚之外,本文还结合以往的文献研究，选用其他控制变量，具体包括以下变量：

一是城镇化率(urban)。城镇化发展过程中带来劳动力、资本和人才的迁移，因此把城镇化作为城乡收入差距的影响因素进行研究显得十分必要。本文采取城镇人口占总人口的比重作为衡量城镇化率的指标。二是产业结构(cyjg)。本文用徐德云(2008)对产业结构的测度方法[9]。公式如下：

(3)

其中,xi表示第i产业占GDP比重；cyjg表示产业结构升级系数,cyjg的取值范围是1≤cyjg≤3,cyjg值越大,表明产业结构升级程度越高。三是经济发展水平(pgdp)。考虑到地区差异和生产要素的影响，选用各省份人均GDP与全国平均值之比来表示地区经济在全国范围内的发展水平。四是对外开放水平(fdi)。本文选用各省市的外商直接投资额占各省市GDP比重表示对外开放水平，其中实际外商投资额用当年平均汇率转化为人民币。 五是政府力量(gov)。政府宏观政策对产业发展起到引导和支撑作用，有效促进制造业发展。同时，由于地方政府受到发展地方经济的激励，发展城市是目前地方政府的优先选择[10]，这也进一步影响城乡收入差距。本文选取地方政府一般财政支出占地区生产总值的比重来表示政府发挥的作用。

采用SPSS 22.0统计学软件对所得数据进行分析研究。计量资料采用(±s)表示,以t值检验;计数资料采用%表示,以x2检验。当P<0.05时,对比差异具有统计学意义。

(2) 数据说明 考虑到数据的完整性与可获得性，本文实证样本选取2005-2016年全国31个省份(不含港、澳、台)的面板数据进行分析。所用的原始数据均来自《中国统计年鉴》和各省统计年鉴。

(3) 模型构建 为了方便分析，本文通过构建两组模型进行对比检验。一组是不考虑空间效应的，直接考察制造业集聚对城乡收入差距的影响。另一组则是加入制造业集聚的空间溢出，重新验证二者之间的关系，考察制造业集聚的溢出效应对城乡收入差距的影响。

第一个模型为一般函数，即不考虑制造业集聚的空间效应，设定如下：

(4)

其中，theil表示城乡收入差距；agg表示制造业集聚水平，agg2表示制造业集聚指标的平方项；x表示影响城乡收入差距的其他变量；β0表示制造业集聚对城乡收入差距的影响程度和方向，μi和t分别表示个体和时间固定效应，假设随机误差项εit是服从正态分布。

第二个模型将制造业集聚的空间溢出考虑纳入模型中。参考LeSage[11]构建空间杜宾模型，设定如下：

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

(5)

其中，i表示各省市(直辖区)；t代表年份；W为空间权重矩阵;αi和νi分别表示个体和时间固定效应，εit为随机扰动项;theil为城乡收入差距;agg表示制造业集聚;X为影响城乡收入差距的其他影响因素(如城镇化、对外开放等)。本文采用的空间权重矩阵Wij为当前比较常用的地理邻近空间权重矩阵，为31×31矩阵。若两个省域相邻,则Wij=1;否则Wij=0。

二、计量检验和结果

1.静态面板回归

对全国地区、东部、中部、西部地区进行Hausman检验，检验结果见表1。从表1可以得出经Hausman检验全国模型和中部模型都在1%的显著性水平下拒绝了随机效应，因此选择固定效应模型。而东部模型和西部模型的Hausman检验未通过1%的显著性水平，因此选择随机效应模型。

表1 静态面板检验结果

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平；括号内表示稳健标准误；FE、RE分别表示固定效应回归和随机效应回归；被

解释变量为theil。下同。

在中、西部地区模型中制造业集聚指标的一次项与平方项分别为正值和负值并通过显著性检验，与全国模型的结果一致。但是东部地区的制造业集聚指标的一次项与平方项分别为负值和正值并通过显著性检验，表明制造业集聚对城乡收入差距的倒“U”型影响集中在中西部地区，而在东部地区却是“U型”影响。这可能是因为我国的东部地区相较于中西部制造业集聚程度高，且原来在东部地区的劳动力密集型制造业逐渐向中西部转移，东部地区制造业逐渐由劳动密集型向技术密集型升级。这一过程中对劳动力的技术和知识的要求对于乡村劳动力形成壁垒并在某种程度上扩大了城乡收入差距。而随着制造业升级，地区经济得到快速发展并导致市场规模扩大从而带动更多乡村劳动力就业并缩小城乡收入差距。

在分地区的面板模型中，城镇化和政府力量的影响系数为负并通过显著性检验。这表明城镇化水平的不断提升会缩小城乡收入的差距，地方政府对于资源合理配置和市场经济的宏观调整有力带来地区经济的发展并通过乡村振兴建设乡村基础设施，并为乡村劳动力提供岗位，缩小城乡收入差距。产业结构的估计系数在中部地区显著为负而东部地区和西部地区的估计系数分别为负和正且均未通过显著性检验。这表明我国中部地区的产业结构程度相比于东部地区对于缩小城乡收入差距的作用更大，而西部地区的产业结构较低，对城乡收入差距起到放大作用。此外，地区经济发展的估计系数在西部地区显著为正而在东中部地区都未通过显著性检验并负。这可能因为地方经济发展水平低无法为乡村居民提供更好的生活条件和工作条件并导致扩大城乡收入差距。对外开放的估计系数在西部地区显著为负在东中部地区为正。这可能因为外资企业对于经济发展水平不高的地区进行劳动密集型产业投资会有助于提高乡村居民的就业机会和增加居民的收入途径，从而缩小城乡收入差距。

在静态面板模型中未考虑空间因素影响，未把制造业集聚的空间相关性对城乡收入差距的影响纳入模型，因此在下面进行空间模型检验。

2.空间面板模型估计

(1) 空间相关性分析 为了验证制造业集聚与城乡收入差距的空间相关性，本文分别采用全局自相关和局部自相关指数进行检验。其中Global Moran’s I的指数计算公式如下：

(6)

表2 2005-2016 年环境规制和经济增长的全局Moran’s I表

在表2中可以看出，在临界权重矩阵下，制造业集聚和城乡收入差距的全局Moran’s I均为正，且大部分都通过了5%显著性水平检验,表明我国城乡收入差距与制造业集聚都存在较强的空间相关性，且都具有空间溢出效应。

(2) 局部空间自相关分析 局部自相关采用局部Moran’s I指数来衡量，公式如下：

(7)

(3) 空间面板模型 空间面板模型一般包含空间滞后模型、空间误差模型和空间杜宾模型。为检验空间杜宾模型是否合适，使用极大似然法(MLE)进行估计，用似然比(LR)检验空间杜宾模型是否退化空间滞后和空间误差模型(H0∶θ=0和H0∶θ+ρβ=0)。且上述两个假设都被拒绝即LR检验显著地拒绝原假设[13]。Wald检验和LR检验显著地拒绝空间杜宾模型转为空间滞后模型和空间误差模型。同时Hausman检验表明模型应为固定效应模型。表3是各模型在邻接权重矩阵下的检验结果。

表3 空间计量估计结果

续表

结果显示，在空间面板模型中制造业集聚一次项和二次项的影响系数分别为正值和负值且通过1%显著性检验，这与静态面板得出结论一致。同时制造业集聚一次项和二次型空间滞后系数也分别为正值和负值，表明随着制造业集聚水平的不断提升，制造业集聚不仅降低了本地区的城乡收入，还通过溢出效应降低相邻地区的城乡收入差距。原因可能在于相邻地区制造业集聚水平的提高，会为本地区经济发展带来示范效应，而本地区的制造业集聚程度的不断加大会吸引更多的乡村劳动力就业，因此降低本地区城乡收入差距。由于空间杜宾模型的回归系数不能直接反映制造业集聚对城乡收入差距的影响，因此需要计算出直接效应、间接效应和总效应才能得出结果。上述三种效应的具体值见表4。

表4 SDM模型的直接效应、间接效应和总效应

表4结果同样证明了制造业集聚与城乡收入差距存在倒“U”型曲线关系，制造业集聚指标的直接效应和间接效应均显著正，表明制造业集聚不仅具有明显的直接效应，其所引致的空间溢出效应对城乡收入差距亦具有显著的降低作用。且制造业集聚的间接效应和总效应相比，制造业集聚所带来的空间溢出效应占总效应的50%以上，这印证出制造业集聚对城乡收入差距的影响。与静态面板的估计系数相比较，空间杜宾模型的制造业集聚指标的一次项和二次项的直接效应更小，这也说明了静态面板估计由于未考虑空间效应而高估了制造业集聚的直接效应。

三、结 语

(1) 研究结论 本文基于全国2005-2016年31个省级面板数据，运用静态面板回归和空间面板模型考察制造业集聚对城乡收入差距的影响。研究结果显示：第一，在全国层面和中、西部地区上制造业集聚与城乡收入差距之间存在倒“U”型关系，而东部地区制造业集聚与城乡收入差距是“U”型关系。随着制造业集聚水平不断提升，不仅会降低本地区城乡收入差距，还降低相邻地区的城乡收入差距。第二，随着我国各地区的城镇化水平和经济发展水平不断提高，城乡收入差距也在逐渐减小。第三，地方的产业结构升级和扩大对外开放也对城乡收入差距的缩小起到促进作用。

(2) 对策建议 首先各地区应充分利用自身资源条件，充分发挥差异性竞争优势来促进制造业集聚和缩小城乡收入差距。随着东部地区的制造业逐渐由劳动密集型向资本密集型和技术密集型升级，中西部地区应积极承接东部转移的劳动密集型产业，有效解决当地低技术劳动力和农村剩余劳动力的就业问题。其次，深化经济体制改革，特别是户籍制度改革。打破城乡二元结构，促进生产要素在城乡之间的自由流动，加快融合城市和农村的市场，由市场主导生产要素的流动，促进城乡收入一体化，实现城乡一体化均衡发展。最后，加快新型城镇化建设步伐，提升新型城镇化发展的质量。提高城乡基础设施互联互通和高效便捷水平，完善社会福利保障机制、公共福利体系和城乡劳动力就业服务。