肖向東，羅能生

（湖南大學 經(jīng)濟與貿(mào)易學院，湖南 長沙 410079）

一 引 言

改革開放的實施，釋放了巨大的改革紅利，國民經(jīng)濟迅猛發(fā)展，“時間就是金錢，效率就是生命”的思想深入人心，然而，過度地追求效率而忽視公平帶來了很多社會問題，城鄉(xiāng)收入差距擴大就是最為顯著的問題。據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)，我國城鄉(xiāng)收入基尼系數(shù)1978年為0．317，低于黃金分割律水平，到2013年時，這一指標值達到了0．473，超出了國際警戒線，表明城鄉(xiāng)居民收入差距十分明顯。在中國目前的城鄉(xiāng)二元分割體制下，如果考慮城鄉(xiāng)基礎設施建設水平、醫(yī)療水平、教育水平等差異，城鄉(xiāng)居民收入實際差距將更大。從分省數(shù)據(jù)來看，2010年基尼系數(shù)最大的貴州（0．4756）遠遠高出基尼系數(shù)最小的北京（0．2739）①，省際差異明顯。城鄉(xiāng)居民收入巨大差距的存在，對我國經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展和社會主義公平構成了巨大的壓力，因此，對城鄉(xiāng)收入差距的省際差異進行測度和分析，為制定有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距的區(qū)域經(jīng)濟政策提供重要的借鑒便具有重要的意義。

以往學者對城鄉(xiāng)收入差距的區(qū)域差異已經(jīng)做過一定研究。李小麗等認為從全國三大區(qū)域來看，城鄉(xiāng)居民收入差距由東向西逐漸擴大并在時間序列變化上表現(xiàn)出不同步性［1］。羅守貴和高汝熹利用1978～2003年的數(shù)據(jù)計算了地區(qū)人均GDP、城鎮(zhèn)居民可支配收入、農(nóng)村居民人均純收入這三個指標的區(qū)域基尼系數(shù)，發(fā)現(xiàn)均存在較明顯的區(qū)域差異，東部地區(qū)內(nèi)部差異水平得益于經(jīng)濟開放以及較好的資源與基礎設施條件而常年低于中西部地區(qū)［2］。隨著時間的推移，三大地帶內(nèi)部城鄉(xiāng)差距呈明顯拉大趨勢［3］。從省際層面看，王少平和歐陽志剛利用泰爾指數(shù)測算了我國的城鄉(xiāng)收入差距水平，發(fā)現(xiàn)自1978年以來，我國的泰爾指數(shù)呈現(xiàn)出階段性波動特征，并表現(xiàn)出明顯的省際差異［4］。

學者們對城鄉(xiāng)收入差距的影響因素也進行了不同角度的探討。在城市化及城市偏向的政策對城鄉(xiāng)收入差距的影響方面，陸銘、陳釗和趙永平分別利用1987～2001、2000～2011年間的省際面板數(shù)據(jù)分析了城市化、城市傾向的政策與城鄉(xiāng)收入差距之間的關系，發(fā)現(xiàn)城市化對降低城鄉(xiāng)收入差距有顯著的作用，而地方政府實施的帶有城市傾向的經(jīng)濟政策持續(xù)地擴大了中國的城鄉(xiāng)收入差距［5］［6］。程開明和李金昌則利用1978～2004年的時序數(shù)據(jù)動態(tài)分析得出了相反的結論，即城市化與城市偏向的政策均對擴大城鄉(xiāng)收入差距有正向沖擊［7］。周少甫、亓壽偉和盧忠寶在前人的基礎上，利用門檻面板模型分析指出城市化水平對城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的門檻效應：當城市化水平低于0．456時，其對城鄉(xiāng)收入差距的作用并不顯著；如果超過了這一值，城市化的提高會顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距［8］。

關于金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響，陸銘和陳釗在控制了其他變量之后，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展對我國城鄉(xiāng)收入差距并沒有顯著的影響。姚耀軍指出這只是短期的結果，并認為我國的金融發(fā)展和收入分配正處于Greenwood ＆Jovanovic倒“U”型理論的初期階段，從長期來看，金融發(fā)展效率的提高是有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距的［9］。

在經(jīng)濟發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的關系上，王少平和歐陽志剛利用面板協(xié)整模型分析城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟增長的影響，發(fā)現(xiàn)我國城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長的長期穩(wěn)定關系對短期經(jīng)濟增長具有抑制作用，但對短期城鄉(xiāng)收入差距的擴大具有刺激效應。

此外，學者們還從社會等級關系和市場經(jīng)濟相互作用形成的分配關系［10］、生育率的城鄉(xiāng)差異［11］、人口流動［12］、要素分配的時空差異［13］等角度分別分析了各因素對城鄉(xiāng)收入差距的影響，并取得了一定的成果?？v觀以往學者對于城鄉(xiāng)收入差距區(qū)域差異的探究及其原因分析，往往忽視了城鄉(xiāng)收入差距的空間相關性。事實上，正如城市化水平的發(fā)展具有空間依賴性與空間異質(zhì)性［14］一樣，城鄉(xiāng)收入差距也可能表現(xiàn)出省際差異及空間依賴性。故本文從空間相關性的角度出發(fā)，利用省級面板數(shù)據(jù)動態(tài)考察城鄉(xiāng)收入差距的省際差異并分析其原因，為政策制定者制定差異化的城鄉(xiāng)發(fā)展戰(zhàn)略提供可行的理論實證支撐。

二 我國城鄉(xiāng)居民收入差距的省際差異

（一）城鄉(xiāng)收入差距的測度

描述城鄉(xiāng)居民收入差距的指標主要有兩種：一是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的比值；二是泰爾指數(shù)。其中泰爾指數(shù)的計算公式如下：

其中，T指泰爾指數(shù)；j的取值為1和2，j＝1代表城鎮(zhèn)；j＝2代表農(nóng)村 ；Pij，t指t時期第i個省份城鎮(zhèn)或農(nóng)村的人口；Pi，t指t時期第i個省份的總人口；Iij，t指t時期第i個省份城鎮(zhèn)的人均可支配收入或農(nóng)村的人均純收入；Ii，t指t時期第i個省份城鎮(zhèn)的人均可支配收入與農(nóng)村的人均純收入的總和。圖1給出了2000年至2012年中國31個省、直轄市、自治區(qū)（除港澳臺）的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的比值以及泰爾指數(shù)。從圖中可以看出，北京、天津、上海、遼寧、吉林、黑龍江、浙江、江蘇、廣東、福建、海南、內(nèi)蒙古等12個省份的城鄉(xiāng)收入差距最低，每年的值均低于0.2；山東、山西、江西、湖北、重慶、青海、寧夏等7個省份的城鄉(xiāng)收入差距次低，每年的值均低于0.4；河北、河南、安徽、湖南、廣西、四川、陜西、新疆等7個省份次高，每年的值均低于0.6；貴州、云南、甘肅、西藏等4個省份最高，每年的值均低于1。城鄉(xiāng)收入差距基本呈現(xiàn)出“東部沿海地區(qū)最低，中部中等，西部最高”的空間分布格局。

（二）城鄉(xiāng)居民收入差距的省際差異

通過給出泰爾指數(shù)的四分位圖來區(qū)分各個省域歸屬的類別，如圖2所示。四分位圖是空間統(tǒng)計學中用來對空間單元的觀測值進行分類的直觀明了的圖形：顏色越深代表其值越高，顏色最深的兩類代表高于全國的平均值；顏色最淺的兩類代表低于全國平均值。受篇幅所限，本文只展示了2000年、2006年、2012年城鄉(xiāng)收入差距泰爾指數(shù)的四分位圖，可以看到，近些年來，我國省際城鄉(xiāng)居民收入差距泰爾指數(shù)的空間分布格局并未有太大變化，整體上呈現(xiàn)出“東北及東部沿海地區(qū)最低，中部地區(qū)中等，西部地區(qū)最高”的分布特征，從2000年到2012年，西部地區(qū)的新疆的城鄉(xiāng)收入差距從中等變?yōu)樽罡?，東部沿海地區(qū)的廣東從中等變成最低，相鄰的陜西和山西分別下降和上升了一個層次，表明相鄰省份之間的城鄉(xiāng)收入差距泰爾指數(shù)可能存在有空間溢出效應，需要在下文作進一步分析。

圖1 2000～2012年中國31個省、直轄市、自治區(qū)（除港澳臺）① 由于數(shù)據(jù)的可獲得性受限及統(tǒng)計口徑的差異，本文暫且不考察港澳臺的情況，只選擇大陸31個省、直轄市、自治區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距泰爾指數(shù)進行分析，下同。的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的比值及其泰爾指數(shù)

圖2 2000年、2006年、2012年城鄉(xiāng)收入差距泰爾指數(shù)的四分位圖

（三）城鄉(xiāng)居民收入差距的空間探索性分析

本文從空間自相關的角度來探索城鄉(xiāng)居民收入差距的省際差異?？臻g自相關分析是用一系列空間統(tǒng)計量來檢驗空間單元之間是否存在顯著的空間依賴或空間異質(zhì)性的方法［15］，包括全局空間自相關分析和局部空間自相關分析。

1.全局空間自相關分析

全局空間自相關分析是用一系列空間統(tǒng)計量來檢驗空間自相關，以發(fā)現(xiàn)全局空間單元之間是否存在顯著的空間依賴或空間異質(zhì)性的方法，通?？梢杂萌諱oran’s I指數(shù)測度，測算公式［16］如下：

其中ωij為空間權重矩陣，當空間單元i與j相鄰時，其值為1，否則為0；Z（I）為標準化的 Moran’s I值，當0＜I＜1且Z（I）顯著時，存在空間正自相關，相似的值所對應的空間單元趨于集聚；當－1＜I＜0且Z（I）顯著時，存在空間負自相關，相似的值所對應的空間單元趨于分散。

本文測度了2000～2012年全國31個省、直轄市、自治區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距在一階累積Queen權重矩陣下的Moran’s I指數(shù)（圖3）。受篇幅所限，圖3只給出了2000年、2006年、2012年 Moran’s I的值，分別為0．4401、0．4618、0．3444（均在0．05的顯著性水平下顯著），表明城鄉(xiāng)收入差距確實存在省際空間依賴性，即一個地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距會受到周圍地區(qū)的影響，具有相似泰爾指數(shù)的省份表現(xiàn)出地理上的集聚特征。

圖3 泰爾指數(shù)2000、2006、2012年的 Moran’s I統(tǒng)計值

2．局部空間自相關分析

局部空間自相關分析的出現(xiàn)否定了全局空間自相關分析中關于整體內(nèi)部所有的空間單元同質(zhì)的假定，事實上這個假定也是不符合現(xiàn)實的。局部空間自相關分析通過一系列空間統(tǒng)計量的測算來檢驗整體內(nèi)部是否存在局域空間集聚或空間分散的空間布局模式。主要的局部空間自相關統(tǒng)計量包括局域Moran’s I指數(shù)、LISA統(tǒng)計量等，本文主要通過LISA顯著性地圖來尋找中國城鄉(xiāng)收入差距的省際差異規(guī)律，其結果見圖4，顏色最深區(qū)域表示高值被高值包圍；顏色最淺區(qū)域表示低值被低值包圍；顏色次深區(qū)域表示高值被低值包圍；顏色次淺區(qū)域表示低值被高值包圍；淺灰色區(qū)域表示獨立的島嶼；白色區(qū)域表示集聚不明顯的地區(qū)。受篇幅所限，本文只給出了2000年、2006年、2012年城鄉(xiāng)收入差距泰爾指數(shù)的LISA聚集地圖，從圖中可以看出，自2000年以來，城鄉(xiāng)居民收入差距的空間格局并未發(fā)生太大變化，高值集聚主要出現(xiàn)在西部地區(qū)，低值集聚先發(fā)生在東北地區(qū)，隨著時間的推移，長三角地區(qū)也現(xiàn)了城鄉(xiāng)收入差距的低值集聚，另外兩種集聚型態(tài)并不顯著。①LISA聚集地圖各類聚集型態(tài)的集聚區(qū)域不僅包括其本身，還包括其周圍相鄰的區(qū)域。

圖4 2000年、2006年、2012年城鄉(xiāng)收入差距泰爾指數(shù)的LISA聚集地圖

總體而言，我國城鄉(xiāng)收入差距泰爾指數(shù)整體上呈現(xiàn)出“東北及東部沿海地區(qū)最低，中部地區(qū)中等，西部地區(qū)最高”的分布特征；從局域來看，西部地區(qū)的高值集聚較為顯著，東部地區(qū)與中部地區(qū)內(nèi)部的集聚現(xiàn)象并不明顯。存在空間自相關意味著要把空間變量引入到對省際城鄉(xiāng)收入差距的分析中來。

三 我國城鄉(xiāng)居民收入差距省際差異產(chǎn)生的實證分析

（一）模型設定

本文首先利用線性固定／隨機效應模型對我國城鄉(xiāng)居民收入差距省際差異產(chǎn)生各影響因素進行實證分析，隨后將空間要素引入到模型中來，建立空間面板的滯后或誤差模型。各類模型的通用表達形式如下：1.線性對數(shù)固定／隨機效應模型

2.空間面板滯后／誤差模型

空間面板計量模型有兩種：空間面板自回歸模型和空間面板誤差模型，其通用形式可以表達如下：其中Xit為各解釋變量；W1和W2為空間權重矩陣，分別與因變量的空間自回歸過程和干擾項εit的空間自回歸過程相關，可以是Rook、Queen鄰近矩陣或者是距離權重矩陣；當ρ≠0且λ＝0時，為空間面板滯后模型；當ρ＝0且λ≠0時，為空間面板誤差模型。

（二）變量說明及數(shù)據(jù)來源

1．變量說明

本文在綜合前人研究的基礎上，從以下四個方面構建了解釋我國城鄉(xiāng)居民收入差距的指標體系：

（1）經(jīng)濟水平與結構：一個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平越高，經(jīng)濟結構越合理，則其城鄉(xiāng)收入差距越小。本文以人均GDP和城鎮(zhèn)人口占總人口的比重代表一個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平，以第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)與第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)之比和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)個數(shù)分別代表一個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構及城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)結構，其中：

1）人均GDP（億元）（Pgdp）：在改革開放初期，經(jīng)濟發(fā)展主要依靠工農(nóng)產(chǎn)品價格的“剪刀差”，一方面通過壓低農(nóng)產(chǎn)品價格，另一方面又人為地抬高工業(yè)產(chǎn)品的價格來拉動工業(yè)的增長，從而發(fā)展經(jīng)濟，故這一階段，城鄉(xiāng)居民收入差距會隨著人均GDP的增加而增大。之后國家出臺了工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)的發(fā)展戰(zhàn)略，政府通過減免農(nóng)業(yè)稅、發(fā)放農(nóng)業(yè)補貼、設定農(nóng)產(chǎn)品收購價格下限等保護農(nóng)業(yè)及農(nóng)民的政策使得農(nóng)產(chǎn)品價格回升，增加農(nóng)民的收入，試圖縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，然而相比起工業(yè)部門，農(nóng)業(yè)部門的工資水平增長是有限的，農(nóng)村人均GDP的增加對城鄉(xiāng)收入差距的影響還有待進一步的實證檢驗。

2）第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)與第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)（第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)＝100）之比（St）：該值越高，意味著第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)高于第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)，由于從事第二產(chǎn)業(yè)的勞動者大多來自農(nóng)村，故該值越高城鄉(xiāng)居民收入差距會越低。

3）城鎮(zhèn)人口占總人口的比重即城市化率（%）（Urb）：根據(jù)陸銘、陳釗等的觀點，當一個人從農(nóng)村戶口變?yōu)槌擎?zhèn)戶口時，其收入水平?jīng)Q定了是否拉大或縮小城鄉(xiāng)收入差距。故農(nóng)村居民收入水平的提高會使得城市化對城鄉(xiāng)居民收入差距產(chǎn)生負效應。本文認為，現(xiàn)階段，我國農(nóng)村居民生活水平較改革開放前有了很大的提高，故可推測城市化對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響是負的。

4）鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)個數(shù)（個）（Te）：鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)越多，表明吸納的農(nóng)民勞動力越多，在有農(nóng)業(yè)勞動力剩余的地區(qū)，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)可以吸收這些剩余的農(nóng)業(yè)勞動力；在農(nóng)業(yè)勞動力剩余不足的地區(qū)，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)更高的勞動邊際報酬會使農(nóng)業(yè)勞動力自發(fā)地流向鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)，農(nóng)業(yè)部門的勞動邊際報酬也會隨之提高。以上兩種情形均會增加農(nóng)民收入，故會縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。

（2）經(jīng)濟開放水平：一個地區(qū)的經(jīng)濟開放程度越高，城市會越受益，故城鄉(xiāng)居民收入差距會越大。經(jīng)濟開放程度由以下兩個指標表示：

5）FDI／GDP（%）（Fdigdp）：外商直接投資主要投資于交通更為便利的城市，會拉動城市經(jīng)濟增長，擴大城鄉(xiāng)居民收入差距。

6）貨物進出口總額／GDP（%）（Xmgdp）：貨物進出口貿(mào)易往往發(fā)生在交通便捷的城市，會拉動城市經(jīng)濟增長，所以同樣會擴大城鄉(xiāng)居民收入差距。

（3）財政與金融的發(fā)展

7）財政支出／GDP（%）（expgdp）：這是一個市場化程度的衡量指標，其值越高說明政府對經(jīng)濟的參與程度越高，故城鄉(xiāng)居民收入差距是擴大還是縮小在于政府的發(fā)展戰(zhàn)略是偏向于城市還是偏向于農(nóng)村。

表1 變量描述性統(tǒng)計

8）農(nóng)業(yè)支出／財政支出（%）（Farmexp）：財政支出如果更多地用于農(nóng)業(yè)發(fā)展或基礎設施建設，則其值越高，城鄉(xiāng)居民收入差距越?。蝗舾嗟赜糜诎l(fā)展第二、三產(chǎn)業(yè)，則會拉大城鄉(xiāng)居民收入差距。

9）城鄉(xiāng)居民儲蓄存款（萬元）（Savings）：在中國，儲蓄機構就好像是一個轉移的機器，把農(nóng)民的儲蓄轉移到城市，進行城市建設，發(fā)展城市的經(jīng)濟，故會擴大城鄉(xiāng)收入差距。

（4）其他

10）人均城市道路面積（平方米）（Road）：代表城市的基礎設施水平。通常城市的基礎設施建設工作都是由農(nóng)民工完成的，故城市人均道路面積的增加會降低城鄉(xiāng)居民收入差距。

11）每十萬人擁有的大專以上人口（人）（Edu）：教育對農(nóng)村居民收入的影響要看其教育的回報：

假設城市居民為n，平均收入為x；農(nóng)村居民為m，平均收入為y，則初始的城鄉(xiāng)收入差距為。現(xiàn)在一農(nóng)村學生上了大學，留在城市工作，并擁有了城市戶口，假設其年均收入為t，沒考上大學的虛擬收入設為農(nóng)村居民收入的平均值y，此時的城鄉(xiāng)居民收入差距為：Gap＝，若城鄉(xiāng)居民收入差距變大，則，即t＞，隨著城市化率的增大、城市居民平均收入的增加，t值越難滿足，城鄉(xiāng)居民收入差距會越來越小。

2．數(shù)據(jù)來源

本文選取了全國大陸31個內(nèi)陸省份（不含港澳臺）作為觀測對象，動態(tài)分析了2000年到2012年城鄉(xiāng)居民收入差距的省際差異特征，并實證分析了與差異有關的影響因素。本文的數(shù)據(jù)均來自2000年到2012年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國教育年鑒》、《中國人口與勞動就業(yè)統(tǒng)計年鑒》以及各省的統(tǒng)計年鑒。本文源地圖下載自國家基礎地理信息系統(tǒng)，為了分析方便暫時去除了港澳臺、南沙群島、西沙群島及附屬島嶼和釣魚島。本文所選變量及數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計見表1。

（三）計量結果及分析

根據(jù)前文分析，本文構建以下模型：

1．線性對數(shù)隨機／固定效應模型：

本文所選控制變量的數(shù)值統(tǒng)計單元較多，故選用對數(shù)模型來消除因數(shù)值統(tǒng)計單元不同而帶來的過大的結果差異。通過Hausman檢驗發(fā)現(xiàn)需要采用隨機效應模型，回歸結果見表2。從表中可以看出F值在0．05的顯著性水平下顯著，說明所選模型能較好地反映泰爾指數(shù)的影響因素。

在衡量經(jīng)濟水平與結構對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響時，就業(yè)結構與城市化率均對泰爾指數(shù)表現(xiàn)出負向影響，與本文的假設一致，城市化率的增加意味著大批農(nóng)村勞動力轉移到城市，其中的大多數(shù)人又是從事體力勞動要求高的第二產(chǎn)業(yè)的工作，如城市基礎設施建設、房地產(chǎn)建設、城市市容建設與維護等，從而縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距。從經(jīng)濟的開放程度來測度其對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響時發(fā)現(xiàn)，兩者的符號均為正，表明經(jīng)濟開放程度越高，城鄉(xiāng)居民收入差距就會越大，但是只有貨物進出口總額占GDP的比重對泰爾指數(shù)的影響是顯著的，有可能是因為外商直接投資對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響并不是直接的，或者是因為其對城市的影響具有滯后作用，而這一滯后作用包含在隨機誤差項中。另外財政支出與金融發(fā)展對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響并不顯著，其結果同陸銘、陳釗的一致［5］。此外，人均城市道路面積與每十萬人擁有的大專及以上學歷人數(shù)對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響均為負，前者與我們的假設一致，后者的負向影響表明我國城市人均收入水平達到了一定的高度（因為全國的城市化率剛過50%），這也是我國城鄉(xiāng)居民收入差距存在的根本原因：城市居民人均可支配收入遠遠大于農(nóng)村居民人均純收入。

從可決系數(shù)來看，經(jīng)典的回歸模型對城鄉(xiāng)居民收入差距的解釋程度只有50．58%，因此可能存在遺漏變量情況，故下文將利用空間計量模型進行實證分析。

2.面板數(shù)據(jù)空間滯后模型：空間滯后模型是把經(jīng)典模型中未能考慮到的因素用因變量的滯后項表示的一種空間計量模型。因變量的滯后項有三種類型：1）Theili－1，t：即用本期除i地區(qū)以外的其他地區(qū)的泰爾指數(shù)作為滯后項；2）Theili，t－1：即用i地區(qū)前一期的泰爾指數(shù)作為滯后項；3）Theili－1，t－1：即用前一期除i地區(qū)以外的其他地區(qū)的泰爾指數(shù)作為滯后項。根據(jù)前面的分析可知，我國的城鄉(xiāng)收入差距受政府政策的影響較大，故本文選用Theili－1，t作滯后項來代表其他因素對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響，模型表達式如下：

其中i＝1，2....31，t＝2000，2001，…2012，Theilit為403×1階矩陣，Theili－1，t是指t期除本地區(qū)以外的其他地區(qū)的泰爾指數(shù)對本地區(qū)的影響，Xit為403×403的自變量矩陣，εit為403×1的矩陣，λ為空間滯后因子。本文采用Queen鄰接權重矩陣作空間計量分析。

表2 我國城鄉(xiāng)居民收入差距省際差異產(chǎn)生的原因計量分析結果

從表2中可以看出空間滯后因子λ為正且顯著表明存在正的空間自相關，相似的觀測值在空間上表現(xiàn)出集聚現(xiàn)象，解釋了上文的四分位圖表現(xiàn)出的我國城鄉(xiāng)收入差距泰爾指數(shù)整體上呈現(xiàn)出“東北及東部沿海地區(qū)最低，中部地區(qū)中等，西部地區(qū)最高”的分布特征。

在空間滯后模型的計量結果中，經(jīng)濟發(fā)展水平與經(jīng)濟結構都表現(xiàn)出負向影響，其中人均GDP依然表現(xiàn)出不顯著，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)具有負向的影響，表明鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)對農(nóng)業(yè)勞動力的吸收增加了農(nóng)村居民收入水平，縮小了城鄉(xiāng)收入差距。經(jīng)濟開放程度的影響為負但不再顯著，可能是因為近些年來受金融危機和沿海工資過高的影響，越來越多的外資企業(yè)和出口企業(yè)將工廠地址遷往郊區(qū)或內(nèi)地，而且現(xiàn)階段我國的外資企業(yè)與出口企業(yè)多屬勞動密集型，一方面勞動密集型企業(yè)的勞動邊際報酬要高于農(nóng)業(yè)部門，故會吸引大量來自農(nóng)村的勞動力；另一方面雇傭一個城市勞動力的成本要明顯高于農(nóng)村勞動力，綜上原因，外資企業(yè)或出口企業(yè)的增多會縮小城鄉(xiāng)收入差距。財政支出中的農(nóng)業(yè)支出比重與農(nóng)村居民的儲蓄存款余額對城鄉(xiāng)居民收入差距表現(xiàn)出消極的影響，表明農(nóng)村居民的儲蓄存款主要被用于農(nóng)業(yè)支出，即取之于農(nóng)還之于農(nóng)，從而保證了農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。人均城市道路面積的影響仍然為負，但每十萬人擁有的大專及以上學歷人數(shù)的影響為正，可能是因為目前我國城市化水平尚低，一個受過高等教育的農(nóng)村人口成為城市戶口的門檻條件較低，從而擴大了城鄉(xiāng)居民收入差距。

四 結論與政策建議

本文以全國31個省、直轄市、自治區(qū)作觀測對象，運用空間探索性分析揭示了我國城鄉(xiāng)居民收入差距的省際差異空間特質(zhì)，并且利用面板滯后模型動態(tài)對2000年到2012年我國城鄉(xiāng)居民收入差距進行了實證分析，結論如下：借鑒泰爾指數(shù)測度了我國城鄉(xiāng)居民收入差距發(fā)現(xiàn)，我國城鄉(xiāng)收入差距泰爾指數(shù)整體上呈現(xiàn)出“東北及東部沿海地區(qū)最低，中部地區(qū)中等，西部地區(qū)最高”的分布特征。在對影響我國城鄉(xiāng)居民收入差距的因素進行實證分析時得出：第一，在經(jīng)濟發(fā)展水平與經(jīng)濟結構方面：經(jīng)濟發(fā)展水平越高、城市化水平越高、就業(yè)結構越傾向于第二產(chǎn)業(yè)以及吸收農(nóng)村勞動力的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)越多，則城鄉(xiāng)收入差距越低；第二，在經(jīng)濟開放程度方面：外資企業(yè)和出口企業(yè)受金融危機和沿海工資水平上漲的影響，紛紛遷至內(nèi)地或沿海郊區(qū)，其對城市發(fā)展不再產(chǎn)生巨大的影響，故其影響不顯著；第三，在財政支出與金融發(fā)展方面：財政支出與金融發(fā)展對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響取決于政府發(fā)展戰(zhàn)略的傾向，若政府發(fā)展戰(zhàn)略傾向于城市則擴大城鄉(xiāng)收入差距，反之則縮小城鄉(xiāng)收入差距；第四，城市基礎設施建設越好，城鄉(xiāng)居民收入差距越??；此外，我國現(xiàn)階段由于接受高等教育的農(nóng)村戶籍人口成為城市戶籍人口的幾率增大，拉大了城鄉(xiāng)居民收入差距。

縮小城鄉(xiāng)收入差距，對于統(tǒng)籌城鄉(xiāng)一體化發(fā)展，實現(xiàn)社會主義公平具有重要意義。2012年，黨在十八大報告中確立了“2020年實現(xiàn)國內(nèi)生產(chǎn)總值和城鄉(xiāng)中低收入者的人均收入比2010年翻一番”的戰(zhàn)略目標，并提出實現(xiàn)收入倍增的三個途徑：一是轉變經(jīng)濟增長方式；二是實現(xiàn)高質(zhì)量的就業(yè)；三是抓好收入分配?；诖?，結合我國的國情和前文的研究，本文提出以下政策建議：（1）充分發(fā)揮政府在縮小城鄉(xiāng)收入差距中的作用，通過提供稅收減免、信貸優(yōu)惠、科技幫扶等政策，鼓勵農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)的規(guī)模化、專業(yè)化生產(chǎn)和農(nóng)產(chǎn)品的深加工，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，提升農(nóng)產(chǎn)品的附加值，增加農(nóng)民的農(nóng)業(yè)收入；（2）通過優(yōu)惠政策和優(yōu)化環(huán)境，大力鼓勵和幫助農(nóng)村農(nóng)民發(fā)展中小企業(yè)，同時，引導城市資本到農(nóng)村申辦符合農(nóng)村條件和利益的企業(yè)，有效吸納農(nóng)業(yè)部門剩余勞動力，讓農(nóng)民在當?shù)孬@取工資收入；（3）要積極創(chuàng)造條件，鼓勵和幫助農(nóng)民發(fā)展以“農(nóng)家樂”為代表的鄉(xiāng)村旅游業(yè)，以及其他農(nóng)村和農(nóng)業(yè)服務業(yè)的發(fā)展，廣泛開拓農(nóng)村居民增收的渠道。（4）外出打工是近十幾年來農(nóng)民增加收入的主要渠道之一，各地政府應該創(chuàng)造更好的條件和提供更優(yōu)的服務，幫助農(nóng)民更好、更多去農(nóng)村和農(nóng)業(yè)外獲取收入。（5）我國傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)力單薄、生產(chǎn)風險高、生產(chǎn)效率低下，極大地阻礙了農(nóng)民收入的增加，應加大對農(nóng)業(yè)中農(nóng)業(yè)基礎設施建設以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術、品種改良等提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率方面支出的財政支持力度。（6）發(fā)展農(nóng)村和增加農(nóng)民收入，需要大量在農(nóng)村奮斗的人才。近年來，大學生就業(yè)難的問題越來越突出，各級政府應該通過提供優(yōu)惠政策和條件，鼓勵農(nóng)村出去的大學生回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，以所學知識推動農(nóng)業(yè)進步，帶動農(nóng)村發(fā)展，增加農(nóng)民收入。

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