资源禀赋和外商直接投资与城乡收入差距实证研究——基于西部12省区面板数据模型

孙丽萍，杨 筠

(1.曲靖师范学院 数学与统计学院，云南 曲靖 655011；2.内江师范学院 经济与管理学院，四川 内江 641112)

0 引 言

我国西部地区矿产资源丰富，矿产保有储量的总价值高达61.9万亿元，占全国的66.1%，天然气和煤炭储量，分别占全国的87.6%和39.4%.随着“一带一路”建设战略的实施，多个自贸区设立，西部重塑对外开放的新格局.2019年陆海新通道铁海联运班列开行923班，中欧班列(重庆)开行超过1500班，实际利用外资达1623亿美元以上，外商直接投资(FDI)年均增长率超过20%，进一步密切与东南亚和中亚地区的经贸合作，这十分有利于缩小东西部之间的发展差距，实现区域经济协调发展.然而西部地区城乡发展不平衡问题依然比较突出，2019年东部地区城乡收入比为2.28，而西部地区城乡收入比高达2.76，较东部地区高出0.48.西部地区如何在“一带一路”背景下利用好自身资源优势，扩大对外开放，并逐步缩小城乡收入差距，是当下需深入研究的重要课题.

关于地区资源禀赋的增长效应的探讨，目前尚存在较大争议，主要有以下三种不同观点：一是“资源诅咒”论，认为资源丰裕国家或者地区，经济发展水平反而不如经济贫瘠的国家，这些地区贫富差距更大，贫困、失业等问题更加突出.国外较具代表性研究有：Auty[1]、Sachs[2]、Ross[3]、Perdue和Pavela[4]等.国内学者韩卓群和吴相利[5]、丁从明等[6]、赵康杰和景普秋[7]、陈运平等[8]、李慧和康静[9]等通过实证研究，指出“资源诅咒假说”在我国不同区域内、不同种类资源上成立.二是“有条件资源诅咒”假说.张丽和盖国凤[10]通过对我国44个煤炭城市进行实证分析，指出煤炭产业依赖与全要素生产率增长之间存在有条件“资源诅咒”现象，两者呈倒U型关系；冯旭芳和班纬[11]分析认为，在低于门限值时，提高资源开采强度，可以有效增加地区生产总值，但超过门限值，资源开采强度的增加，反而会制约地区经济增长；邵帅等[12]也分析指出，资源产业依赖对于我国经济增长和TFP增长均呈现出显著的倒U型曲线关系，制造业发展和对外开放程度是对经济增长维度资源诅咒规避作用最强的两个因素.三是“资源祝福”论.王保乾和李靖雅[13]认为煤炭资源与经济增长正相关，梁斌和姜涛[14]利用DSGE模型，分析认为目前中国存在“资源祝福”而非“资源诅咒”，且自然资源存在产业结构红利；陈纪平[15]基于省际数据实证分析，认为自然资源影响经济发展，在经济较为落后的省份表现为资源福祉，对于经济较为发达的省份则表现为资源诅咒.学者们还对如何规避“资源诅咒”进行探讨，万建香和汪寿阳[16]、薛雅伟等[17]、宋德勇和杨秋月[18]等认为社会资本、技术创新、人力资本和环境规制能显著抑制“资源诅咒”.

关于资源依赖与城乡收入差距的研究，关春燕[19]、贺升杰[20]、刘娜日苏和张建江[21]等分析认为，资源依赖会扩大我国城乡收入差距；梁甄桥和李志[22]从社会会流动视角，分析认为矿产资源对农村居民代际流动的负向冲击远大于对城镇居民的影响；胡尧和严太华[23]利用全交互模型实证分析指出，资源依赖对增长减贫弹性存在负面影响，从而抑制了增长对农村贫困群体的涓滴效应.

对于外商直接投资与城乡收入差距的研究，戴枫和吕晓一[24]、盛斌和魏方[25]、冉光和和鲁钊阳[26]、郑磊和汪旭晖[27]分析认为，外资进入能缩小城乡收入差距，且在东部沿海地区尤为明显；张安驰和姜德波[28]分析江苏省FDI与城乡收入差距之间的关系，认为呈倒U形，且当FDI占GDP比重为3%左右时到达曲线的顶点.从现有研究来看，主要探讨资源依赖或者外商直接投资与城乡收入差距两者之间关系，较少将资源禀赋、FDI与城乡收入差距纳入统一框架内进行探讨，且研究对象多面向全国，针对西部进行研究较少.本文探讨资源禀赋、FDI与城乡收入差距内在机理及相互关系，有利于西部地区缩小城乡收入差距，实现城乡融合发展.

1 作用机理分析

资源依赖影响城乡收入差距，存在多种可能路径，本文聚焦于资源禀赋如何通过外商直接投资来影响城乡收入差距，重点考察外商直接投资的中介传导作用.

拥有丰富的自然资源，是吸引外商直接投资的重要条件之一，而要缩小城乡居民收入差距，其关键在于提高农民收入水平. 资源禀赋通过FDI影响城乡收入差距的作用机理见图1.

图1 资源禀赋通过FDI影响城乡收入差距的作用机理

根据“资源福音”论，一方面，大量外资进入我国的一些劳动密集型行业，提供一些技术含量要求不高的就业岗位，吸收我国大量的农业过剩劳动力进行就业，有助于提高农民收入，直接缩小城乡居民收入差距.另一方面，外资引进采掘业，有利于提升这些资源型部门的生产技术和经营管理水平，增强竞争力，提高企业的盈利能力，进而增加该地区的财政税收收入，可加大对农民的转移支付力度，间接缩小城乡居民收入差距.“资源诅咒”论则认为，依靠自然资源引进外资，多进入劳动密集型的采掘行业，长久以往，该地区形成资源依赖，产业结构单一，加剧该地区居民的贫困和失业，造成贫富悬殊，直接扩大了城乡居民收入差距.另外，由于这些资源型部门对人才、学历和技术的要求不高，导致该地区居民产生“教育无用论”的思想，特别是对于文化程度不高的农民，易形成教育投资上的“马太效应”，造成人力资本投资方面城乡差距，进而拉大了城乡居民收入差距.可见，资源禀赋如何通过外商直接投资影响城乡收入差距可能存在正反两方面的效应，其最后作用后果如何，还需进行实证检验.

2 实证分析

2.1 模型设定

下面建立计量模型实证检验资源禀赋对城乡收入差距的总效应，模型设计如下：

Ii,t=α0+α1×Ri,t+αj×∑lnCj,t+βy×∑Y+βa×∑A+εi,t

(1)

(1)式中，下标i表示西部12省(市)，t表示年份，I表示城乡收入差距，R表示资源禀赋，C为控制变量，Y表示时期固定效应，A表示地区固定效应，β表示相应变量系数，εi,t为随机扰动项.

2.2 变量选取

(1)被解释变量：常用衡量收入差距的指标为基尼系数，但省份统计数据缺失基尼系数，一般学者采用城乡收入绝对差距衡量，本文参照潘林伟和吴娅玲[29]、刘欢[30]等的研究，采用城乡收入比衡量城乡收入差距，即城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比，以Inequality来表示.

(2)核心解释变量：资源禀赋(Resource endowment)，包括劳动力、资本、技术和各种植物及矿产资源等等.结合西部具体实际，资源应具有可开采性.参考国内相关文献，普遍认同采矿业相关指标较具科学性和合理性.本文采用采矿业就业人数占总就业人数比重进行衡量地区资源禀赋，以R来表示；外商直接投资(Foreign investment),用外商直接投资占地区生产总值的比重衡量，用F表示.

(3)其他控制变量：影响城乡收入差距的因素较多，既有体制、政策等方面原因，也有市场化相关因素影响.本文选取的控制变量为①经济发展水平(Pgdp).随着市场化进程，我国经济实现近40年的高速增长，根据库兹尼茨倒U型曲线假说，收入差距随经济发展经历先增大后缩小的过程，经济发展水平是影响城乡收入差距的一个重要因素，以人均GDP对数衡量，用P表示.②结构优化(Structural optimization).随着我国经济进行新常态时期，结构调整成为推动经济可持续发展的主线条，目前，工业就业人数趋于稳定，人工智能迅猛发展甚至会导致工业吸收就业人口减少，今后大量农业过剩劳动力主要依靠第三产业即服务业发展吸收，服务业通过吸收大量农业过剩人口，提高农民收入水平，能缩小城乡居民收入差距，因此，结构优化是影响城乡收入差距的另一重要因素，在此，采用第三产业增加值与第二产业增加值比重衡量，用S表示.③政府干预程度(Government intervention).政府利用财政政策，在初次分配环节，对经济活动进行调控和干预，促进经济可持续发展，在再分配环节，通过转移支付，为低收入群体提供保障，维护社会公平，采用地方财政支出占地区生产总值比重衡量，用G表示.④城镇化水平(Urban).根据刘易斯二元结构理论，工业化带动城镇化，大批农业过剩人口进程务工，提高农民收入水平，对城乡收入差距产生较大影响，采用城镇常住人口与总人口比重衡量，用U表示.⑤人力资本水平(Hcapital).人力资本是推动科技创新和实现我国人口从数量型向质量型转变的关键，我国二元结构问题突出，城乡人力资本投资差距，是影响城乡居民收入差距的主要原因，采用普通高等学校在校学生数与总人口比重衡量，用H表示.

2.3 数据来源及描述

所有数据来源于《中国统计年鉴》、西部12省(市)统计年鉴、国家统计局网站、中经网统计数据库.分析时间段选择2008—2018年，变量的描述性统计分析见表1.

表1 主要变量及描述性统计

2.4 资源禀赋对城乡收入差距的总效应分析

根据Hausman检验，χ2统计量为172.47，对应的p为0.00，拒绝原假设，应设立固定效应模型.为克服省份差异所带来异方差影响，采用聚类稳健标准误差进行修正；为观察各控制变量影响和提高估计结果的可靠性，采用逐步添加的方法，估计结果见表2.

根据表2，模型(1)～(6)核心解释变量资源禀赋回归系数均通过1%或者10%的t检验，显著为正，这充分验证“资源诅咒”假说在西部地区存在性，资源禀赋造成城乡收入差距扩大，这与关春燕[19]、贺升杰[20]、刘娜日苏和张建江[21]等分析一致.从各控制变量来看，人均收入水平对数回归系数均通过1%的t检验，显著为负，表明自2008年以来，随着经济增长，城乡收入差距趋于收敛；结构升级对城乡收入差距影响为正，模型(3)～(4)结构升级回归系数显著为正，但模型(5)～(6)t检验不显著，随着控制变量的增加，回归系数变小，说明结构升级对城乡收入差距影响不明显；政府干预度回归系数为负，虽然未通过t检验，但表明财政支出增加，提高转移支付水平，缩小城乡收入差距，与现实符合；城镇化水平回归系数通过t检验，显著为正，随着城镇化推进，农民进城务工收入水平显著提升，较富裕的农民选择在城市定居，成为城市的居民，从而扩大贫富差距；人力资本水平回归系数均通过1%的t检验，显著为负，提升人力资本水平，能有效缩小城乡收入差距.

表2 基准回归结果

2.5 稳健性检验

为提高模型的精度及解释力，通过三种方式对模型进行稳健性检验.一是替换因变量，城镇居民总收入中，工资收入占比为60%，对于农民，工资收入占比40%，工资收入是城乡居民收入的主要来源，采用工资性城乡收入比替换原被解释变量；二是替换核心解释变量，核心解释变量采用能源固定资产投资占全社会固定资产投资比重代替；三是两阶段工具变量回归(2SLS)估计，由于资源禀赋、经济增长、产业升级、城镇化水平和人力资本等并不严格外生，为避免内生性，将各解释变量滞后一期作为工具变量，采用2SLS进行估计.估计结果显示，核心解释变量和各控制变量的回归系数与显著性均未发生明显变化，印证基准模型的回归结果.

3 FDI传导机制的检验

借鉴Baron和Kenny[31]的中介效应检验方法，建立递归模型，检验“资源禀赋一外商直接投资一城乡收入差距”这一传导机制是否存在.中介效应模型建立思路为，首先，将被解释变量与资源禀赋核心解释变量及控制变量进行回归，分析总效应；其次将FDI与资源禀赋及其他控制变量进行回归，分析资源禀赋对FDI的影响；最后，将城乡收入差距与资源禀赋和FDI及其他控制变量进行回归，分析FDI的直接效应和间接效应.在(1)式的基础上，建立如下模型：

Ii,t=β0+β1×Ri,t+βj×∑lnCj,t+εi,t

(2)

Ii,t=τ0+τ1×Ri,t+τ2×Fi,t+τj×∑lnCj,t+εi,t

(3)

系数α1代表资源禀赋对城乡收入差距的总效应，系数τ1为FDI对城乡收入差距的直接效应，中介效应的大小由β1τ2决定，一般用中介效应与总效应的比值反映中介效应的相对大小.检验步骤如下：①检验(1)式中α1是否显著，成立则进行②，不成立终止；②对模型(2)和(3)式进行回归，若β1和τ2均显著，继续③，若有一个不显著，进行④；③若τ1不显著，存在完全中介效应，若τ1显著，存在部分中介效应；④构建Sobel统计量检验中介效应的显著性.传导机制检验结果为表3.

表3 FDI对城乡收入差距的机制检验

由表3可知，(1)式资源禀赋在1%水平下显著为正，可以按中介效应处理，表明资源禀赋造成产业结构单一化和低端化，使该地区形成资源依赖，直接扩大了城乡收入差距.(2)式将中介变量FDI与资源禀赋进行回归，回归系数在5%水平上显著为正，说明资源禀赋有利于FDI的引进.接下来将城乡收入差距与FDI进行回归，在(3)式中，外商直接投资对城乡收入差距在1%的水平下显著为负，说明FDI对城乡收入差距存在部分中介效应，中介效应的大小为0.139，因此，资源禀赋通过引入FDI而缩小城乡收入差距的机制成立.

4 结论及启示

缩小城乡收入差距是实现城乡融合发展的关键，本文选取2008—2018年西部地区12省(市)为研究对象，实证分析资源禀赋、FDI与城乡收入差距的关系.研究结果表明：其一，在控制了经济增长、结构优化、政府干预等因素后，资源禀赋确实扩大西部地区城乡居民的收入差距，资源诅咒的存在性得以证明；其二，FDI进入能显著缩小城乡居民收入差距，且在资源禀赋影响城乡收入差距中起到部分中介的作用.根据以上结论，可以得到如下启示：第一，资源禀赋显著扩大城乡收入差距，原因在于资源依赖造成该地区产业结构的单一化和低端化，应逐步转变经济发展方式，大力发展高新制造业和服务业，形成多元化的产业结构，避免对资源的过渡依赖；第二，随着“一带一路”战略推进，多个自贸区设立，西部进一步加强开放合作，促进经济外向融合步伐，提高引进外资水平，是缩小城乡收入差距的重要途径之一；第三，重视人力资本的作用，不断提升农村人力资本投资水平，促进农业现代化发展，提高农民收入水平，拓展城乡居民收入差距缩小的路径.