趙莎莎 張東輝 司傳寧

內(nèi)容提要：該文采用DEA-Malmquist指數(shù)法測(cè)算出各省市2000-2016年全要素生產(chǎn)率(TFP)、技術(shù)效率指數(shù)(Effch)和技術(shù)進(jìn)步指數(shù)(Tech)，并以TFP作為新的視角，實(shí)證分析城鎮(zhèn)化水平結(jié)合TFP的動(dòng)態(tài)變化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。結(jié)果表明：(1) TFP、Effch和Tech的動(dòng)態(tài)變化存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性；(2) 城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響存在顯著倒U型關(guān)系；加入TFP等因素，分別對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生顯著的同向效應(yīng)，顯著提高了城鎮(zhèn)化水平的拐點(diǎn)值，符合實(shí)際；Effch和Tech同向效應(yīng)也存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性；(3) 城鎮(zhèn)化水平結(jié)合TFP的交互效應(yīng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生顯著的同向效應(yīng)；且隨城鎮(zhèn)化水平提高此交互效應(yīng)程度顯著減弱。

一、 引 言

2000年以來城鎮(zhèn)化逐漸成為我國(guó)發(fā)展的重頭戲，城鎮(zhèn)化水平從2000年的36.2%，快速上升到2016年的57.4%[注]引言原始數(shù)據(jù)來源《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，經(jīng)作者計(jì)算整理得出。。同時(shí)城鎮(zhèn)化過程由早期圈地?cái)U(kuò)容、蓋樓建房的“土地城鎮(zhèn)化”，調(diào)整為解決三農(nóng)問題的“新型城鎮(zhèn)化”。城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響備受學(xué)者關(guān)注。已有研究從城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的線性研究，發(fā)展到非線性研究。如圖1所示：隨著城鎮(zhèn)化水平的提高，泰爾指數(shù)在2007年時(shí)達(dá)到最高點(diǎn)，拐點(diǎn)處的城鎮(zhèn)化率為45.9%；而城鄉(xiāng)實(shí)際收入比在2009年時(shí)達(dá)到最高點(diǎn)，拐點(diǎn)處的城鎮(zhèn)化率為48.3%。伴隨大量的經(jīng)濟(jì)資源和生產(chǎn)要素不斷向城鎮(zhèn)集聚，兩者在城鄉(xiāng)間得到重新配置。此過程引致了全要素生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)變化，然而其對(duì)城鄉(xiāng)收入差距所產(chǎn)生影響在已有文獻(xiàn)中常常被遺漏。從“十五”計(jì)劃開始，我國(guó)政府積極推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變，實(shí)施城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略。那么，在城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略下全要素生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)變化存在哪些區(qū)域異質(zhì)性？其對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生了怎樣的技術(shù)效應(yīng)？不同的城鎮(zhèn)化水平結(jié)合全要素生產(chǎn)率又會(huì)產(chǎn)生怎樣的交互效應(yīng)？本文以全要素生產(chǎn)率作為新的視角，實(shí)證分析城鎮(zhèn)化的推進(jìn)結(jié)合TFP的動(dòng)態(tài)變化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，為研究城鄉(xiāng)收入差距變動(dòng)趨勢(shì)及原因，提供了一個(gè)新的分析視角。

二、 文獻(xiàn)綜述

有關(guān)城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的成果非常豐碩。早在1954年，經(jīng)濟(jì)學(xué)家劉易斯提出城鎮(zhèn)化過程實(shí)質(zhì)是剩余勞動(dòng)力從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門不斷向現(xiàn)代化的城市部門轉(zhuǎn)移的過程。而驅(qū)使農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力進(jìn)城的主要?jiǎng)訖C(jī)是城鄉(xiāng)預(yù)期收入差距(Todaro，1969)。隨著更多的農(nóng)村居民進(jìn)入城市，農(nóng)村勞動(dòng)力開始稀缺，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)報(bào)酬逐漸增加，城鄉(xiāng)收入差距轉(zhuǎn)而縮小，呈現(xiàn)出倒U型發(fā)展趨勢(shì)(Ranis，1961)。基于我國(guó)實(shí)際情況，城鎮(zhèn)化的初期由于存在戶籍制度的制約，勞動(dòng)力并不能自由流動(dòng)，只有條件較好、較為富裕的農(nóng)村居民才可能轉(zhuǎn)變成為城鎮(zhèn)人口，而我國(guó)對(duì)于城鄉(xiāng)收入差距的統(tǒng)計(jì)是以戶籍為基礎(chǔ)的，在所有居民收入不變的條件下，會(huì)在統(tǒng)計(jì)上擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距(阮楊等，2002)。隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)一步推進(jìn)，城鄉(xiāng)間勞動(dòng)力的流動(dòng)通過要素報(bào)酬的均等化來縮小城鄉(xiāng)收入差距(陸銘和陳釗，2004)；伴隨城鄉(xiāng)間資源流動(dòng)信息化差異等因素也對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生影響(劉維奇和韓媛媛，2013；譚燕芝等，2017)。同時(shí)已有研究也開始關(guān)注城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距存在的非線性影響(楊森平等，2015；李子葉等，2016)。

圖1 2000-2016年城鄉(xiāng)收入差距隨城鎮(zhèn)化發(fā)展的變動(dòng)趨勢(shì)圖

相反，有關(guān)技術(shù)水平對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的研究比較少。Krugman(1994)認(rèn)為技能的創(chuàng)新會(huì)導(dǎo)致工人間生產(chǎn)率的變化，從而擴(kuò)大工人間工資的差距。具體來講，技術(shù)進(jìn)步在技術(shù)密集型的部門有利于增加熟練工人的工資，而在勞動(dòng)密集型部門技術(shù)進(jìn)步有利于非熟練工人工資的增加(Leamer，2000)。國(guó)外學(xué)者Barro and Sala-I-Martin(1997)提出了一個(gè)技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)模仿的內(nèi)生技術(shù)模型，認(rèn)為模仿的成本低于創(chuàng)新成本?；谖覈?guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)情，經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程存在顯著的二元經(jīng)濟(jì)特征，城鎮(zhèn)現(xiàn)代化部門的技術(shù)水平遠(yuǎn)高于傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門。假設(shè)城鎮(zhèn)現(xiàn)代化部門為技術(shù)創(chuàng)新部門，而傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門為技術(shù)模仿部門；那么隨著“技術(shù)進(jìn)步”到“技術(shù)收斂”的過程，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門技術(shù)水平不斷向城鎮(zhèn)現(xiàn)代化部門收斂，技術(shù)進(jìn)步的動(dòng)態(tài)變化直接影響著城鄉(xiāng)間收入差距，同時(shí)在省份收入差距中，技術(shù)進(jìn)步對(duì)省份間收入差距也起著關(guān)鍵決定作用(彭國(guó)華，2005)。

通過梳理相關(guān)文獻(xiàn)，鮮有文獻(xiàn)關(guān)注全要素生產(chǎn)率對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。為此，借鑒前人的研究成果，深入探討城鎮(zhèn)化推進(jìn)中全要素生產(chǎn)率對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生的具體影響。本文首先采用DEA-Malmquist指數(shù)法測(cè)算出各省市2000-2016年全要素生產(chǎn)率、技術(shù)效率指數(shù)和技術(shù)進(jìn)步指數(shù)，分析其在城鎮(zhèn)化推進(jìn)下的動(dòng)態(tài)變化及區(qū)域異質(zhì)性，然后分別構(gòu)建倒U型模型以及交互項(xiàng)模型，實(shí)證檢驗(yàn)城鎮(zhèn)化水平和全要素生產(chǎn)率等因素對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生影響的方向路徑、實(shí)際效應(yīng)和交互效應(yīng)。

三、 全要素生產(chǎn)率的測(cè)算與區(qū)域異質(zhì)性

1. 全要素生產(chǎn)率的測(cè)算

測(cè)算全要素生產(chǎn)率普遍采用非參數(shù)法中的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(DEA)，具體Malmquist指數(shù)法的公式：

(1)

公式中i表示第i個(gè)決策單位，(xit，yit)和(xit+1，yit+1)分別表示第t期和第t+1期的投入產(chǎn)出集，xit=X(Ki,t,Li,t)表示第i個(gè)省份第t期資本存量K以及勞動(dòng)投入L的向量；yit為對(duì)應(yīng)決策單位的產(chǎn)出向量，以2000年為基期核算的實(shí)際GDP表示。Dit(xit，yit)和Dit+1(xit+1，yit+1)分別是第t期和t+1期技術(shù)效率水平，Mi,t+1為t期到t+1期的全要素生產(chǎn)率的變化，同時(shí)分解為技術(shù)效率指數(shù)(Effch)和技術(shù)進(jìn)步指數(shù)(Tech)。

資本存量K：采用永續(xù)盤存法進(jìn)行估算，公式為：Kt=Kt-1-Dt+It/Pt，其中Kt為當(dāng)期的資本存量，Kt-1為上一期的資本存量，It為當(dāng)期的固定資本形成額，Pt為當(dāng)期固定資本價(jià)格指數(shù)，直接采用收入法核算固定資產(chǎn)折舊數(shù)據(jù)Dt，并剔除價(jià)格因素，便于比較區(qū)域異質(zhì)性；具體核算方法借鑒單豪杰(2008)、張軍(2004)、李健和衛(wèi)平(2015)。

勞動(dòng)投入L：考慮到勞動(dòng)力受教育程度的地區(qū)差異，采用各省市歷年統(tǒng)計(jì)年鑒中分三次產(chǎn)業(yè)的總從業(yè)人數(shù)乘以當(dāng)年的平均教育年限來計(jì)算。平均教育年限計(jì)算公式：humit=6pit+9jit+12sit+16cit，其中p、j、s、c分別表示小學(xué)、初中和職中、高中和中專、大專及以上學(xué)歷的人口占總?cè)丝诘谋壤?/p>

2. 全要素生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)變化及區(qū)域異質(zhì)性

運(yùn)用DEAP 2.1軟件，由上文具體的產(chǎn)出和投入數(shù)據(jù)，測(cè)算各省市TFP、Effch和Tech。在選取的2000-2016年間，分三個(gè)年度段來分析其動(dòng)態(tài)變化及區(qū)域異質(zhì)性，具體結(jié)果如表1所示。由于全要素生產(chǎn)率均為某省市年度之間的環(huán)比改進(jìn)指數(shù)，當(dāng)其值大于1時(shí)，則表示當(dāng)期相對(duì)于前一期有所改善；相反，當(dāng)其值小于1時(shí)，則代表當(dāng)期相對(duì)于前一期有所收斂。

表1 2000-2016年間各省市TFP、Effch和Tech的動(dòng)態(tài)變化

續(xù)表

觀察表1，各省市TFP、Effch和Tech的動(dòng)態(tài)變動(dòng)存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性。首先從橫向省市數(shù)據(jù)來看：① 在2000-2005年間，共有 12個(gè)省市的TFP值大于1；東部地區(qū)的Tech值全部大于1，說明東部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)主要是由技術(shù)進(jìn)步推動(dòng)的；東部地區(qū)中Effch和Tech均大于1的省市，只有天津、黑龍江、江蘇和廣東，說明這四個(gè)省市的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)來源于技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率共同改善的結(jié)果。中西部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)情況不容樂觀，TFP值大于1的省市，分別為重慶4.7%、陜西0.4%、新疆0.6%，其余省市的全要素生產(chǎn)率平均指數(shù)小于1，這說明其余省市主要受到技術(shù)效率或技術(shù)進(jìn)步的制約。② 在2005-2010年間，僅有5個(gè)省市的TFP值大于1；東部地區(qū)的Tech值除了黑龍江，均大于1，說明東部地區(qū)技術(shù)進(jìn)步增長(zhǎng)顯著，但是除了天津、上海和廣東以外，其他地區(qū)的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)來自技術(shù)進(jìn)步的改善難以抵消技術(shù)效率惡化的制約。中西部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率有所收斂，主要是受到技術(shù)效率或技術(shù)進(jìn)步兩方面的制約。③ 2010-2016年間，只有 8個(gè)省市的TFP值大于1；Effch和Tech均大于1的省市，只有天津、內(nèi)蒙古、江蘇和重慶。東部地區(qū)的北京、遼寧和上海以及西部地區(qū)的青海，這四個(gè)省市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)來自技術(shù)進(jìn)步的改善。

其次，從縱向時(shí)間數(shù)據(jù)來看：2000-2005年間，東部地區(qū)技術(shù)進(jìn)步增長(zhǎng)顯著，成為推動(dòng)區(qū)域全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿?，反映出該區(qū)域經(jīng)濟(jì)從粗放型向集約型轉(zhuǎn)型，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式從效率增長(zhǎng)向技術(shù)推動(dòng)轉(zhuǎn)變。中西部地區(qū)TFP增長(zhǎng)主要受技術(shù)效率的制約，地區(qū)經(jīng)濟(jì)仍主要依靠要素投入的粗放型經(jīng)濟(jì)為主。在2005-2010年間，隨著國(guó)內(nèi)資源短缺和環(huán)境約束的制約以及國(guó)外經(jīng)濟(jì)環(huán)境的影響，國(guó)內(nèi)技術(shù)效率不斷惡化，導(dǎo)致國(guó)內(nèi)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)整體情況逐漸收斂。在2010-2016年間，隨著區(qū)域技術(shù)進(jìn)步增長(zhǎng)顯著，國(guó)內(nèi)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)整體情況逐漸改善，但是技術(shù)進(jìn)步到一定程度后，缺乏強(qiáng)大的可持續(xù)性驅(qū)動(dòng)力，不能抵消來自技術(shù)效率制約的影響。

綜上所述，鑒于TFP動(dòng)態(tài)變動(dòng)的區(qū)域異質(zhì)性，本文將東部和東北部的省市設(shè)為東部樣本集，中部和西部的省市設(shè)為中西部樣本集，分別進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

四、 實(shí)證檢驗(yàn)與分析

1. 實(shí)證模型設(shè)定

本文采用Panel Data 模型，具體的計(jì)量模型形式如下：

(2)

(3)

(4)

模型中，下標(biāo)i和t分別代表省市和年份；βn為第n個(gè)核心解釋變量的系數(shù)；Cit代表不同的控制變量集；γm為第m個(gè)控制變量系數(shù)；c為常數(shù)項(xiàng)；ui代表不隨時(shí)間變化的個(gè)體特征效應(yīng)；εit表示與解釋變量無關(guān)的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2. 變量解釋與描述性統(tǒng)計(jì)

(1) 被解釋變量：泰爾指數(shù)(Theil)在衡量城鄉(xiāng)收入差距時(shí)能夠分解出城鎮(zhèn)內(nèi)部收入差距、鄉(xiāng)村內(nèi)部收入差距及城鄉(xiāng)收入差距對(duì)總收入差距的貢獻(xiàn)，具體公式：

(5)

其中，下標(biāo)i和t分別代表省市和年份，j=1或2分別表示城鎮(zhèn)或農(nóng)村，Pijt表示各省市t時(shí)期城鎮(zhèn)或農(nóng)村的人口數(shù)量，Pit表示t時(shí)期各省市總?cè)丝冢琁ijt表示各省市t時(shí)期城鎮(zhèn)或農(nóng)村的收入總額，Iit表示t時(shí)期各省市總收入，均消除價(jià)格影響。

(2) 解釋變量：城鎮(zhèn)化水平(ur)：結(jié)合國(guó)內(nèi)統(tǒng)計(jì)口徑，用各省市年末城鎮(zhèn)人口占其年末總?cè)丝诘谋嚷蕘砗饬?。模型中加入城?zhèn)化水平的平方項(xiàng)(ur2)來考察城鄉(xiāng)收入差距隨城鎮(zhèn)化水平變化的非線性趨勢(shì)。

全要素生產(chǎn)率(TFP)以及分解指數(shù)(Effch和Tech)均為各省市年度之間的環(huán)比效率改進(jìn)指數(shù)，為了分析其趨勢(shì)變化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，本文統(tǒng)一口徑，均以2000年為基期將各省市這三個(gè)指數(shù)換算為定比改進(jìn)指數(shù)作為核心解釋變量(薛鋼，2015)，分別用tfp、effch和tech表示。

控制變量選取：財(cái)政支出水平(fe)，政府財(cái)政支出在其GDP中所占比重；教育經(jīng)費(fèi)支出水平(ef)，政府教育經(jīng)費(fèi)支出在其GDP中所占比重；基礎(chǔ)設(shè)施水平(road)，運(yùn)輸公路的里程數(shù)在其土地總面積上的密度；國(guó)際貿(mào)易水平(ie)，中間價(jià)折算后的進(jìn)出口總額占其GDP的比重。所有變量的原始數(shù)據(jù)均來自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省市歷年統(tǒng)計(jì)年鑒。

3. 實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析

計(jì)量模型估計(jì)方法的選擇，通過F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)表明模型存在顯著的個(gè)體固定效應(yīng)，故選擇個(gè)體固定效應(yīng)，采用Stata14.0軟件進(jìn)行估計(jì)。

(1) 不同樣本檢驗(yàn)結(jié)果及區(qū)域異質(zhì)性分析。觀察表2：模型M1中，ur系數(shù)為正，ur2系數(shù)為負(fù)，兩個(gè)系數(shù)均高度顯著，表明2000年以來城鎮(zhèn)化水平對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響存在顯著倒U型關(guān)系；拐點(diǎn)ur值為0.195，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于實(shí)際值，顯然不符合實(shí)際。模型M2中，tfp的系數(shù)為正，且在0.01水平上高度顯著，這表明全要素生產(chǎn)率對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生同方向的影響，即：若全要素生產(chǎn)率不斷改善，將擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距；反之亦然；拐點(diǎn)ur值為0.403，比較符合實(shí)際。模型M3中，effch和tech的系數(shù)均為正，兩個(gè)系數(shù)均在0.01水平上高度顯著，這表明兩者均對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生同方向的影響，同時(shí)拐點(diǎn)ur值為0.413，比較符合實(shí)際。模型M1-M3中，除了ie不顯著，其余控制變量的回歸系數(shù)均高度顯著；fe和ef的回歸系數(shù)符號(hào)為負(fù)，表明城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，隨著政府干涉程度和對(duì)教育重視程度的增加，顯著地縮小了城鄉(xiāng)收入差距；相反，road回歸系數(shù)符號(hào)為正，表明隨著基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)增加，顯著地拉大了城鄉(xiāng)收入差距。東部地區(qū)和中西部地區(qū)的回歸結(jié)果中，核心解釋變量系數(shù)符號(hào)均與全國(guó)樣本的回歸結(jié)果一致，且均在0.01水平上高度顯著；但是對(duì)比不同樣本下的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)其存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性。

核心解釋變量的區(qū)域異質(zhì)性表現(xiàn)在：①tfp的系數(shù)在東部地區(qū)偏小，這表明隨著全要素生產(chǎn)率的提高，其對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生的技術(shù)效應(yīng)程度較弱；相反在中西部地區(qū)，隨著全要素生產(chǎn)率的提高，其對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生的技術(shù)效應(yīng)程度較強(qiáng)。② 在東部地區(qū)tech的回歸系數(shù)大于effch的回歸系數(shù)，這表明東部地區(qū)由技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生的實(shí)際效應(yīng)大于技術(shù)效率產(chǎn)生的實(shí)際效應(yīng)；中西部地區(qū)的情況正好相反。③ 東部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平較高，其ur的拐點(diǎn)值比中西部的偏高，符合實(shí)際情況。

控制變量的區(qū)域異質(zhì)性表現(xiàn)在：① 在中西部地區(qū)，隨著政府干涉程度的加強(qiáng)顯著縮小了城鄉(xiāng)收入差距，其在東部地區(qū)影響不確定；② 中西部地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平相對(duì)落后，隨著基礎(chǔ)設(shè)施優(yōu)先側(cè)重于城鎮(zhèn)地區(qū)，顯著拉大了城鄉(xiāng)收入差距，其在東部地區(qū)影響不確定；③ 在中西部地區(qū)，隨著貿(mào)易水平的提高顯著縮小了城鄉(xiāng)收入差距；其在東部地區(qū)卻顯著拉大了城鄉(xiāng)收入差距；④ 政府對(duì)教育重視程度的增加顯著縮小了城鄉(xiāng)收入差距，其在東部地區(qū)的影響程度顯著高于中西部地區(qū)。

(2) 交互效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果及分析。為了檢驗(yàn)城鎮(zhèn)化水平結(jié)合全要素生產(chǎn)率變動(dòng)共同對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生的交互效應(yīng)，本文構(gòu)建交互項(xiàng)模型(6)-(8)，具體模型如下：

(6)

(7)

(8)

在不同樣本下分別對(duì)模型(6)-(8)分別進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，觀察表3：① M1中ur*tfp回歸系數(shù)為0.085，在0.01水平上高度顯著，其交互效應(yīng)為正。即：隨著城鎮(zhèn)化水平的提高，若全要素生產(chǎn)率不斷改善，兩者的交互效應(yīng)會(huì)加速擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距；相反，若全要素生產(chǎn)率不斷收斂，兩者的交互效應(yīng)會(huì)加速縮小城鄉(xiāng)收入差距。M2和M3中ur*effch和ur*tech的系數(shù)分別為0.081和0.113，均在0.01水平上高度顯著，這說明城鎮(zhèn)化的推進(jìn)結(jié)合技術(shù)效率變動(dòng)和技術(shù)進(jìn)步變化的交互效應(yīng)使城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生同向變動(dòng)。② 在東部和中西部樣本下，ur*tfp、ur*effch和ur*tech回歸系數(shù)均為正，均在0.01水平上高度顯著，這說明隨著東部(或中西部)地區(qū)城鎮(zhèn)化的推進(jìn)，結(jié)合這三個(gè)量的交互效應(yīng)使城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生同向變動(dòng)。③ 交互效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性表現(xiàn)在：東部地區(qū)的ur*tech回歸系數(shù)大于ur*effch回歸系數(shù)，這說明東部地區(qū)技術(shù)進(jìn)步水平較快，所以同等城鎮(zhèn)化水平下，結(jié)合技術(shù)進(jìn)步所產(chǎn)生的交互效應(yīng)要大于技術(shù)效率所產(chǎn)生的交互效應(yīng)；相反，中西部地區(qū)全要素生產(chǎn)率變動(dòng)主要受到技術(shù)效率變動(dòng)的影響，所以同等城鎮(zhèn)化水平下，結(jié)合技術(shù)效率所產(chǎn)生的交互效應(yīng)要大于技術(shù)進(jìn)步所產(chǎn)生的交互效應(yīng)；東部地區(qū)ur*tfp和ur*effch的回歸系數(shù)均小于中西部地區(qū)，這意味著這三種交互效應(yīng)隨著城鎮(zhèn)化水平的提高對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的邊際效應(yīng)呈現(xiàn)逐漸遞減的趨勢(shì)。

4. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)：① 檢驗(yàn)內(nèi)生性問題：采用工具變量法，利用核心解釋變量的一階滯后量作為工具變量分別進(jìn)行回歸；② 樣本異質(zhì)性問題：北京、天津、上海和西藏的城鎮(zhèn)化率及全要素生產(chǎn)率兩個(gè)變量均存在極端值，故將全國(guó)樣本中這三市和西藏剔除后，再進(jìn)行回歸檢驗(yàn)；③ 替代被解釋變量：城鄉(xiāng)實(shí)際收入比[注]本文首先以2000年為基期，利用各省城市和農(nóng)村的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)分別對(duì)城鎮(zhèn)居民可支配收入、農(nóng)村居民純收入進(jìn)行平減，消除通脹影響，然后用城鎮(zhèn)居民實(shí)際可支配收入對(duì)農(nóng)村居民實(shí)際純收入的比值來計(jì)算城鄉(xiāng)實(shí)際收入比。(urgap)，也是常用衡量指標(biāo)，故替代泰爾指數(shù)，作為被解釋變量進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。實(shí)證檢驗(yàn)均采用Stata14.0軟件得出回歸結(jié)果[注]鑒于篇幅約束，穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果不再具體列出，需要者可向作者索取。。

對(duì)比回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)：① 內(nèi)生性問題檢驗(yàn)：解釋變量的系數(shù)符號(hào)及顯著性未發(fā)生明顯改變；這說明模型中核心解釋變量?jī)?nèi)生性問題不大；② 樣本異質(zhì)性檢驗(yàn)：核心解釋變量的系數(shù)符號(hào)及顯著性未發(fā)生明顯改變；③ 替代被解釋變量：核心解釋變量的系數(shù)符號(hào)及顯著性未發(fā)生改變，控制變量的系數(shù)符號(hào)和顯著性也未發(fā)生改變，同時(shí)被解釋變量為urgap時(shí)，拐點(diǎn)ur值輕微提高，符合實(shí)際。因此，本文的回歸結(jié)果比較穩(wěn)健。

五、 結(jié) 論

本文以全要素生產(chǎn)率作為新的視角，實(shí)證分析城鎮(zhèn)化結(jié)合TFP的動(dòng)態(tài)變化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。研究發(fā)現(xiàn)：(1) 2000-2016年間，TFP動(dòng)態(tài)變化存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性。東部地區(qū)TFP增長(zhǎng)主要受到技術(shù)進(jìn)步推進(jìn)，地區(qū)經(jīng)濟(jì)從粗放型逐漸向集約型轉(zhuǎn)型；但是，當(dāng)技術(shù)進(jìn)步到一定程度后，缺乏強(qiáng)大的可持續(xù)驅(qū)動(dòng)力，不能抵消來自技術(shù)效率制約的影響，導(dǎo)致TFP后期的收斂。中西部地區(qū)TFP增長(zhǎng)主要受技術(shù)效率的影響，地區(qū)經(jīng)濟(jì)仍主要依靠要素投入的粗放型經(jīng)濟(jì)為主，隨著資源短缺和環(huán)境約束的制約，技術(shù)效率不斷惡化，而技術(shù)進(jìn)步增長(zhǎng)相對(duì)東部地區(qū)發(fā)展不占優(yōu)勢(shì)，導(dǎo)致了中西部地區(qū)TFP在中后期的不斷收斂。(2) 單獨(dú)考慮城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響時(shí)，存在顯著倒U型關(guān)系，但城鎮(zhèn)化率的拐點(diǎn)值遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于實(shí)際值；加入全要素生產(chǎn)率等因素后，其分別對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生顯著的同向效應(yīng)，顯著提高了城鎮(zhèn)化率的拐點(diǎn)值，符合實(shí)際；東部地區(qū)技術(shù)進(jìn)步指數(shù)變化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的同向效應(yīng)程度較大；中西部地區(qū)技術(shù)效率指數(shù)變化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生的同向效應(yīng)程度較大。(3) 城鎮(zhèn)化水平結(jié)合全要素生產(chǎn)率等因素的交互效應(yīng)中：兩者對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生的交互效應(yīng)為正，即：隨著城鎮(zhèn)化水平不斷提高，若全要素生產(chǎn)率得到改善，兩者的交互效應(yīng)會(huì)加速擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距；相反，若全要素生產(chǎn)效率出現(xiàn)收斂，兩者的交互效應(yīng)會(huì)加速縮小城鄉(xiāng)收入差距。東部地區(qū)較高的城鎮(zhèn)化水平和TFP對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生的交互效應(yīng)顯著弱于中西部地區(qū)，即隨城鎮(zhèn)化水平提高此交互效應(yīng)程度顯著減弱。