張靜 劉威

摘 要：基于2002—2017年漢江生態(tài)經(jīng)濟帶地級市面板數(shù)據(jù)，采用空間自相關(guān)分析和空間面板模型，對基礎(chǔ)設(shè)施與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系進行實證研究?；诮Y(jié)論，提出注重因地制宜、加強分類施策，加大設(shè)施投資、優(yōu)化交互效應(yīng)，統(tǒng)籌各類要素、提升發(fā)展質(zhì)量，建立協(xié)調(diào)機制、形成區(qū)域合力等對策建議。

關(guān)鍵詞：漢江生態(tài)經(jīng)濟帶;基礎(chǔ)設(shè)施;城鄉(xiāng)收入差距;空間計量模型

中圖法分類號：F124.7;F126.2? ? ? ? 文獻標志碼：A? ? ?DOI：10.19679/j.cnki.cjjsjj.2020.0309

1? 引言與文獻綜述

改革開放以來，我國城鄉(xiāng)居民收入穩(wěn)步提升，同時城鄉(xiāng)居民收入差距仍然較大?？s小城鄉(xiāng)收入差距是全面建成小康社會、實現(xiàn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展的根本目的，也是釋放發(fā)展動能、激發(fā)區(qū)域活力的重要途徑。受新冠肺炎疫情影響，2020年第一季度，我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入實際下降3.9%，農(nóng)村居民可支配收入實際下降4.7%。后疫情時期，以基礎(chǔ)設(shè)施一體化、公共服務(wù)一體化等為主要內(nèi)容的城鄉(xiāng)融合發(fā)展大有可為。近年來，漢江生態(tài)經(jīng)濟帶城鄉(xiāng)收入差距呈逐漸下降趨勢，2002—2017年，漢江生態(tài)經(jīng)濟帶城鄉(xiāng)收入差距從3.08下降到2.4，且在空間分布上呈現(xiàn)非均衡性，2017年，漢江生態(tài)經(jīng)濟帶湖北段城鄉(xiāng)收入差距平均為2.2，河南段為2.37，陜西段為2.97?！稘h江生態(tài)經(jīng)濟帶發(fā)展規(guī)劃》提出：“統(tǒng)籌城鄉(xiāng)一體化發(fā)展”。在此背景下，研究如何縮小漢江生態(tài)經(jīng)濟帶城鄉(xiāng)收入差距具有現(xiàn)實意義。

城鄉(xiāng)收入差距影響因素研究一直是學界關(guān)注的熱點問題。國內(nèi)外學者分別從經(jīng)濟發(fā)展（Kuznets，1955）[1]、社會保障（Diamond，1997）[2]、外商直接投資（Feenstra & Hanson，1997）[3]、教育投入（陳斌開，2010）[4]、戶籍制度（萬海遠，2013）[5]、城市化（曹裕，2010）[6]、財政分權(quán)（陳安平，2010）[7]、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（鄭萬吉，2015）[8]、金融發(fā)展（姚耀軍，2005）[9]、基本公共服務(wù)供給（姜曉萍，2017）[10]、所有制結(jié)構(gòu)（王全景，2018）[11]和對外開放（夏龍，2012）[12]等多個角度分析考察城鄉(xiāng)收入差距形成原因與機理。

基礎(chǔ)設(shè)施是影響城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)鍵要素。相關(guān)研究：一是探究基礎(chǔ)設(shè)施對城鄉(xiāng)收入差距的影響機理。Straszheim[13]（1972）認為基礎(chǔ)設(shè)施通過降低運輸成本，導致產(chǎn)品和服務(wù)價格下降，從而刺激需求增加，促進經(jīng)濟增長，間接增加農(nóng)村居民收入。Lewis[14]（1954）、任曉紅[15]（2013）和劉曉光[16]（2015）等學者認為基礎(chǔ)設(shè)施通過降低運輸成本，促進農(nóng)業(yè)勞動力向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，提高農(nóng)村部門邊際勞動生產(chǎn)率和農(nóng)村居民收入，進而縮小城鄉(xiāng)收入差距。部分學者認為基礎(chǔ)設(shè)施會擴大城鄉(xiāng)收入差距。駱永民[17]（2010）認為城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設(shè)施投資差距會擴大城鄉(xiāng)收入差距。Banerjee[18]（2012）指出交通基礎(chǔ)設(shè)施增加促進農(nóng)村資本和熟練勞動力遷入城市地區(qū)，從而使農(nóng)村居民收入增加有限。二是針對不同基礎(chǔ)設(shè)施對城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系的實證分析。Demurger[19]（2001）指出交通基礎(chǔ)設(shè)施是影響中國各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡的最重要因素。Fan[20]等（2002）認為不同等級道路對減少貧困的影響不同。羅能生[21]（2016）綜合研究比較了各等級公路對改善城鄉(xiāng)收入差距的作用大小，高速公路、鐵路和各等級公路的效應(yīng)大小依次遞減?？道^軍[22]（2014）認為公路交通基礎(chǔ)設(shè)施顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距，而鐵路交通基礎(chǔ)設(shè)施需要達到一定規(guī)模后才能顯著降低城鄉(xiāng)收入差距。邵燕斐[23]（2015）基于空間溢出視角，認為公路交通基礎(chǔ)設(shè)施對周圍地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距沒有顯著作用，而鐵路交通基礎(chǔ)設(shè)施能抑制周圍地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的擴大。楊茜[24]（2019）發(fā)現(xiàn)以鐵路提速為代表的交通基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量提升會縮小城鄉(xiāng)收入差距。近年來，學者重視信息基礎(chǔ)設(shè)施的影響效應(yīng)。王煒[25]（2018）認為信息基礎(chǔ)設(shè)施能夠顯著促進區(qū)域經(jīng)濟增長。范曉莉[26]（2018）考察發(fā)現(xiàn)交通基礎(chǔ)設(shè)施和信息基礎(chǔ)設(shè)施均能縮小城鄉(xiāng)收入差距。

上述相關(guān)研究為本課題的開展奠定了堅實的理論和資料基礎(chǔ)，同時仍有諸多問題值得進一步探索：一是已有研究多基于交通基礎(chǔ)設(shè)施視角，對信息基礎(chǔ)設(shè)施與城鄉(xiāng)收入差距的研究相對較少。當前信息基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展迅速，信息基礎(chǔ)設(shè)施在降低交易成本、促進經(jīng)濟增長方面的作用不可忽視，需要將交通、信息基礎(chǔ)設(shè)施納入同一分析框架探討其收入分配效應(yīng)。二是探討基礎(chǔ)設(shè)施和城鄉(xiāng)收入差距問題需考慮到相鄰地區(qū)之間存在的空間溢出效應(yīng)，如若忽略地區(qū)之間的相關(guān)性會給估計結(jié)果帶來偏誤。三是已有研究較多是從省級層面考慮，也有部分文獻具體研究了某一區(qū)域 [27]。目前學界對漢江流域關(guān)注較少，本文基于空間面板模型考察漢江生態(tài)經(jīng)濟帶交通和信息基礎(chǔ)設(shè)施以及交互作用對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

2? 研究方法與數(shù)據(jù)說明

2.1? 模型設(shè)立

部分學者在Lewis的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)—勞動轉(zhuǎn)移模型基礎(chǔ)上，構(gòu)建基礎(chǔ)設(shè)施與勞動力轉(zhuǎn)移成本的一般均衡模型，論證基礎(chǔ)設(shè)施會縮小城鄉(xiāng)收入差距（劉曉光，2015）。但未能進一步討論基礎(chǔ)設(shè)施對城鄉(xiāng)收入差距的縮小效應(yīng)是否遞減，以及不同基礎(chǔ)設(shè)施之間交互作用可能對城鄉(xiāng)收入差距的影響。本文在此基礎(chǔ)上擴展分析。

假設(shè)總體經(jīng)濟含有兩個生產(chǎn)部門，農(nóng)業(yè)部門a和非農(nóng)部門b，分別是農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門的工資水平。由于非農(nóng)部門工資水平高于農(nóng)業(yè)部門，勞動力不斷從農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移到非農(nóng)部門，直至兩部門工資相等。但是由于轉(zhuǎn)移成本的存在，農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移往往不充分，而基礎(chǔ)設(shè)施可以降低轉(zhuǎn)移成本，促進勞動力流動。假設(shè)代表性家庭最大化一生的效用，即滿足世代交疊模型：

其中和為第1期和第2期的消費，為第2期的利率水平，β為貼現(xiàn)因子;為家庭第一期的工資收入。設(shè)定為勞動力跨部門轉(zhuǎn)移所面臨的成本，受基礎(chǔ)設(shè)施水平的影響，且假設(shè)滿足以下條件。

第二，該類基礎(chǔ)設(shè)施水平較低時，基礎(chǔ)設(shè)施降低轉(zhuǎn)移成本的作用大小至少不會遞減，甚至可能遞增;但當該類基礎(chǔ)設(shè)施水平發(fā)展到一定程度，繼續(xù)提升基礎(chǔ)設(shè)施水平，其降低轉(zhuǎn)移成本的作用開始遞減。即：時，有;時，有同理。

第三，當不同基礎(chǔ)設(shè)施之間發(fā)展協(xié)調(diào)時，則表現(xiàn)為相互促進降低轉(zhuǎn)移成本的作用發(fā)揮，即;反之基礎(chǔ)設(shè)施之間發(fā)展不協(xié)調(diào)，則表現(xiàn)為相互抑制降低轉(zhuǎn)移成本的作用發(fā)揮，即。

然后求解家庭效用最大化問題，一階條件滿足：

勞動力轉(zhuǎn)移過程中會面臨轉(zhuǎn)移成本，因此勞動力轉(zhuǎn)移會達到一個均衡，在均衡下，農(nóng)業(yè)部門人口無異于轉(zhuǎn)移與否，即有：

因此，轉(zhuǎn)移成本越大，城鄉(xiāng)居民收入差距就越大。由于不同基礎(chǔ)設(shè)施的衡量單位不一，為方便比較與衡量，從彈性角度分析各類基礎(chǔ)設(shè)施的影響：

定理1：基礎(chǔ)設(shè)施水平提高可以縮小城鄉(xiāng)收入差距，但影響可能是非線性。

證明：由于，易得：

因此基礎(chǔ)設(shè)施水平提高可以縮小城鄉(xiāng)收入差距。

進一步有：

該式符號不確定，當水平較低時，該式符號為負，說明該類基礎(chǔ)設(shè)施處于邊際效應(yīng)遞增階段;反之當水平較高時，該式符號為正，說明處于邊際效應(yīng)遞減階段。同理可得上述結(jié)論。

定理2：不同類型的基礎(chǔ)設(shè)施縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用大小不一致。

證明：由于不同類型的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平、對經(jīng)濟社會的重要程度、降低轉(zhuǎn)移成本的作用方式不同，從而一般有和;進而有。說明各類基礎(chǔ)設(shè)施縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用大小不相等。

定理3：基礎(chǔ)設(shè)施之間的交互作用影響復雜，具有不確定性;如果基礎(chǔ)設(shè)施之間相互協(xié)調(diào)發(fā)展，則交互作用表現(xiàn)為縮小城鄉(xiāng)差距;反之則抑制原基礎(chǔ)設(shè)施的縮小效應(yīng)。

證明

上式符號不確定，說明基礎(chǔ)設(shè)施之間的交互作用影響復雜具有不確定性。如果基礎(chǔ)設(shè)施之間相互協(xié)調(diào)發(fā)展，表現(xiàn)為負，則公式符號取負，認為交互作用表現(xiàn)為縮小城鄉(xiāng)收入差距;反之符號為正，則公式符號取正，認為交互作用表現(xiàn)為抑制原基礎(chǔ)設(shè)施的縮小作用。

由于空間依賴性的存在，采用空間計量模型有利于準確地研究基礎(chǔ)設(shè)施對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)，其中空間滯后模型SAR、空間誤差模型SEM是使用較為廣泛的空間計量模型形式。結(jié)合上述定理分別設(shè)立空間計量模型SAR和SEM，對應(yīng)公式（3）-（4）：

式中：是被解釋變量城鄉(xiāng)收入差距，是個體效應(yīng)，是空間滯后項回歸系數(shù)，是空間誤差項回歸系數(shù)，x為基礎(chǔ)設(shè)施，z為控制變量，為0-1空間權(quán)重矩陣，和是隨機擾動項。

2.2? 變量選擇

被解釋變量。城鄉(xiāng)居民收入差距，目前官方和學界對城鄉(xiāng)居民收入差距的衡量指標分兩類：一是衡量絕對收入差距，如城鄉(xiāng)居民收入之差;二是衡量相對收入差距，如泰爾指數(shù)法、城鄉(xiāng)居民收入之比和基尼系數(shù)法。其中城鄉(xiāng)居民收入之比指標簡單易行，且能比較準確真實地反映城鄉(xiāng)收入差距水平。故選用各地級市的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比來衡量。該指標值越大，說明城鄉(xiāng)居民收入差距越大;反之差距越小。

核心解釋變量。信息基礎(chǔ)設(shè)施涵蓋郵電、通信、互聯(lián)網(wǎng)等領(lǐng)域，郵電業(yè)務(wù)總量是反映多領(lǐng)域信息基礎(chǔ)設(shè)施產(chǎn)出的綜合性指標，涵蓋了郵政基礎(chǔ)設(shè)施、長途電話、交換機容量、局用交換機總量、移動電話交換機總量以及互聯(lián)網(wǎng)接入端口等，故選用人均郵電業(yè)務(wù)量綜合衡量信息基礎(chǔ)設(shè)施水平;交通基礎(chǔ)設(shè)施主要包括公路、鐵路、內(nèi)河航道以及民航。由于數(shù)據(jù)的可得性，不同研究層面采用的衡量指標不同。省級層面的研究多采用公路密度和鐵路密度指標，市州層面則用貨運量、公共汽車擁有量等指標。本研究采用公路貨運量、水路貨運量分別作為公路基礎(chǔ)設(shè)施和水路基礎(chǔ)設(shè)施代理變量。公路運輸在中國交通運輸中居重要地位，2017年，鄂豫陜公路貨運量占三省總貨運量的82%（數(shù)據(jù)來源于《湖北統(tǒng)計年鑒》《河南統(tǒng)計年鑒》《陜西統(tǒng)計年鑒》，根據(jù)公路貨運量/總貨運量衡量）。漢江生態(tài)經(jīng)濟帶水資源豐富，《規(guī)劃》重點提出“提升漢江水運功能，加快漢江航道整治，加強港口建設(shè)”。本研究選用公路和水路貨運量總和衡量交通基礎(chǔ)設(shè)施。

控制變量。結(jié)合現(xiàn)有對城鄉(xiāng)收入差距影響因素研究的文獻，選擇經(jīng)濟發(fā)展、金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府干預等關(guān)鍵要素。經(jīng)濟發(fā)展采用人均地區(qū)生產(chǎn)總值來衡量，經(jīng)濟水平的提升會帶來城鄉(xiāng)居民收入水平的增加;金融發(fā)展采用年末金融機構(gòu)存貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來衡量。金融發(fā)展一方面促進城市充足多余的資本流向農(nóng)村地區(qū)，提高農(nóng)村地區(qū)要素報酬，從而縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。另一方面導致農(nóng)村地區(qū)的資本流向城市地區(qū)，不利于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)采用第二、三產(chǎn)業(yè)增加值與地區(qū)GDP的比值來衡量。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級對城市收入增長效應(yīng)大于對農(nóng)村收入增長效應(yīng)，表現(xiàn)為擴大城鄉(xiāng)收入差距;政府干預采用一般公共預算支出與地區(qū)GDP的比值來衡量。財政支出一方面可以通過政府干預的形式縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，另一方面也可能存在政府干預失靈現(xiàn)象，抑制微觀經(jīng)濟主體的經(jīng)濟決策行為，從而擴大城鄉(xiāng)收入差距。具體變量詳見表1。

3? 實證結(jié)果

3.1? ?空間相關(guān)性分析

從空間格局看，漢江生態(tài)經(jīng)濟帶城鄉(xiāng)居民收入差距具有非均衡性和集聚特征。據(jù)統(tǒng)計，漢江各地級市城鄉(xiāng)居民收入差距從小到大依次為荊門市（1.82）、隨州市（1.82）、襄陽市（1.96）、孝感市（2.05）、武漢市（2.08）、三門峽市（2.11）、南陽市（2.29）、駐馬店市（2.42）、洛陽市（2.66）、 漢中市（2.88）、安康市（3.00）、 商洛市（3.03）和十堰市（3.04），其中城鄉(xiāng)收入差距最低的5個地級市均位于湖北省，差距最大的4個地級市也在空間上相鄰（見表2）。

為進一步驗證漢江各地級市城鄉(xiāng)收入差距的空間關(guān)聯(lián)形式，采用 Moran's I，公式如下：

式中：I為全局莫蘭指數(shù)，、分別為第i、j個地級市城鄉(xiāng)收入差距值，n為選取樣本個數(shù)，為所有樣本觀測值均值。I的取值范圍為[-1，1];如果I>0說明總體上存在空間正相關(guān)關(guān)系，如果I<0說明存在空間負相關(guān)關(guān)系;I絕對值越大，說明空間相關(guān)性越強。為空間權(quán)重矩陣，本文根據(jù)地理邊界是否相鄰設(shè)定0-1空間權(quán)重矩陣，即：

被解釋變量的空間相關(guān)性檢驗是空間計量分析的前提。考慮到以漢江生態(tài)經(jīng)濟帶13個地級市作為樣本難以得出令人信服的結(jié)論。將漢江生態(tài)經(jīng)濟帶置入鄂陜豫三省范圍內(nèi)，從更為宏觀的角度來考察漢江生態(tài)經(jīng)濟帶。運用stata15.0軟件計算（下文的面板單位根檢驗和空間計量分析均使用軟件stata15.0）2002—2017年全局莫蘭指數(shù)，得表3。發(fā)現(xiàn)兩樣本結(jié)果一致，城鄉(xiāng)收入差距全局莫蘭指數(shù)顯著為正，存在顯著的正空間相關(guān)性。各地級市城鄉(xiāng)收入差距整體呈現(xiàn)出“同質(zhì)集聚”的特征，表現(xiàn)為高差距區(qū)之間相鄰、低差距區(qū)之間相鄰。

基于樣本1計算局部莫蘭指數(shù)并繪制莫蘭散點圖可分析各個地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的局部分布態(tài)勢，從而分析各地區(qū)與鄰近地區(qū)關(guān)系。選取2002年、2007年、2012年和2017年為代表年份繪制莫蘭散點圖。如圖1所示，各地級市主要分布在第一象限和第三象限，印證全局空間正相關(guān)。利用Geoda軟件生成代表年份的局部空間LISA聚集圖，如圖2所示，漢江生態(tài)經(jīng)濟帶存在顯著的局部自相關(guān)。2002年，漢江生態(tài)經(jīng)濟帶處于高—高集聚區(qū)的地級市有分別是商洛、安康、十堰和三門峽，處于低—低區(qū)為孝感市。2017年，高—高集聚區(qū)地級市分別是漢中、安康和商洛，低—低區(qū)地級市分別是孝感、武漢、荊門和隨州。

3.2? 空間面板模型估計結(jié)果

為避免虛假回歸，回歸分析前需對各個變量進行平穩(wěn)性檢驗。首先對所有變量進行對數(shù)變換以降低異方差（部分地級市的水路貨運量為0，所以該指標向右平移一單位再進行對數(shù)變換），然后對交互項去中心化避免多重共線性。本文采用常見的LLC檢驗來驗證各變量的平穩(wěn)性。如表4所示，各變量數(shù)據(jù)平穩(wěn)，說明可進行回歸分析。本文首先考察信息、交通基礎(chǔ)設(shè)施對城鄉(xiāng)收入差距的影響，估計結(jié)果見表5;然后考察信息、公路、水路基礎(chǔ)設(shè)施對城鄉(xiāng)收入差距的影響，得到表6。

最優(yōu)模型的確定。表5中，模型1—4基于空間滯后模型SAR單獨考察信息、交通基礎(chǔ)設(shè)施;模型5—6綜合考察信息、交通基礎(chǔ)設(shè)施;模型7—8基于空間誤差模型SEM綜合考察信息、交通基礎(chǔ)設(shè)施。比較模型1—6，發(fā)現(xiàn)模型3—4交通基礎(chǔ)設(shè)施及其二次項不顯著，這可能是受遺漏變量的影響;在加入信息基礎(chǔ)設(shè)施之后（即模型5—6），交通基礎(chǔ)設(shè)施影響顯著。比較模型5-8，根據(jù)LM檢驗結(jié)果，LM-lag和LM-robust-lag統(tǒng)計量的顯著性均優(yōu)于LM-error和LM-robust-error統(tǒng)計量。說明：一方面空間計量模型要優(yōu)于普通面板模型，本文建立空間模型分析基礎(chǔ)設(shè)施與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系是合理的;另一方面空間滯后模型SAR要優(yōu)于空間誤差模型SEM。根據(jù)空間滯后模型SAR的Hausman檢驗，應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。綜上所述，本研究確定模型5為最優(yōu)模型（固定效應(yīng)空間滯后模型SAR）。

控制變量和空間自回歸項。（1）經(jīng)濟發(fā)展和金融發(fā)展存在顯著的負向影響，說明經(jīng)濟發(fā)展和金融發(fā)展均縮小城鄉(xiāng)收入差距;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在顯著正向影響，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級擴大了城鄉(xiāng)收入差距;政府干預未通過顯著性檢驗。（2）空間滯后項系數(shù)顯著為正，說明漢江生態(tài)經(jīng)濟帶城鄉(xiāng)收入差距存在顯著的正向溢出效應(yīng)，鄰近地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的擴大會引起自身城鄉(xiāng)收入差距的擴大。

基礎(chǔ)設(shè)施影響。（1）信息基礎(chǔ)設(shè)施的回歸系數(shù)顯著為負，二次項回歸系數(shù)顯著為正，說明信息基礎(chǔ)設(shè)施能顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距且效應(yīng)遞減。（2）交通基礎(chǔ)設(shè)施的回歸系數(shù)顯著為負，二次項回歸系數(shù)顯著為正，說明交通基礎(chǔ)設(shè)施能顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距且效應(yīng)遞減。（3）信息基礎(chǔ)設(shè)施與交通基礎(chǔ)設(shè)施交互項的系數(shù)顯著為負，說明兩類基礎(chǔ)設(shè)施之間的交互作用表現(xiàn)為縮小城鄉(xiāng)收入差距，即基礎(chǔ)設(shè)施一方面直接影響城鄉(xiāng)收入差距，另一方面與其他基礎(chǔ)設(shè)施交互作用間接影響城鄉(xiāng)收入差距。

進一步考察公路、水路和信息基礎(chǔ)設(shè)施對城鄉(xiāng)收入差距的影響。如表6所示，模型1—4基于空間滯后模型SAR綜合考察信息、公路和水路基礎(chǔ)設(shè)施;模型5—8基于空間誤差模型SEM綜合考察信息、公路和水路基礎(chǔ)設(shè)施。

模型選擇。在考慮水路基礎(chǔ)設(shè)施二次項情況下（模型1—2和模型5—6），發(fā)現(xiàn)水路基礎(chǔ)設(shè)施一次項系數(shù)不顯著，二次項的系數(shù)僅在SAR模型中顯著，說明結(jié)果不穩(wěn)健;剔除水路基礎(chǔ)設(shè)施二次項情況下（模型3—4和模型7—8），水路基礎(chǔ)設(shè)施一次項系數(shù)顯著且結(jié)果穩(wěn)健。基于此，本研究選擇剔除水路基礎(chǔ)設(shè)施二次項。根據(jù)LM檢驗結(jié)果，結(jié)論與上文一致：空間滯后模型SAR優(yōu)于空間誤差模型SEM。模型3的Hausman檢驗結(jié)果為負值，由于隨機效應(yīng)模型過于理想化，較難符合真實世界，故常見做法是建立固定效應(yīng)模型。而且模型3—4各變量系數(shù)的符號、顯著性完全一致，系數(shù)大小基本一致，說明固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型對變量影響的解釋基本一致。所以本研究選擇基于模型3（固定效應(yīng)空間滯后模型SAR）說明各變量的影響。

控制變量與空間自回歸項。（1）控制變量影響與上文結(jié)論一致：經(jīng)濟發(fā)展和金融發(fā)展存在顯著負向影響;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在顯著正向影響;政府干預存在正向影響但不顯著。（2）空間自回歸項與上文結(jié)論一致：系數(shù)顯著為正。

基礎(chǔ)設(shè)施的影響。（1）信息基礎(chǔ)設(shè)施一次項系數(shù)顯著為負，二次項系數(shù)顯著為正，該結(jié)論與上文分析一致：信息基礎(chǔ)設(shè)施顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距且效應(yīng)遞減。（2）公路基礎(chǔ)設(shè)施一次項系數(shù)顯著為負，二次項系數(shù)顯著為正，說明公路基礎(chǔ)設(shè)施顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距且效應(yīng)遞減。（3）水路基礎(chǔ)設(shè)施一次項系數(shù)顯著為負，說明水路基礎(chǔ)設(shè)施顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距，且遞減效應(yīng)尚未顯現(xiàn)?？赡苁撬坊A(chǔ)設(shè)施發(fā)展水平較低，而只有要素的投入達到一定規(guī)模時才表現(xiàn)出遞減效應(yīng)。（4）比較基礎(chǔ)設(shè)施一次項的系數(shù)大小，說明三類基礎(chǔ)設(shè)施的影響效應(yīng)存在大小差異（信息基礎(chǔ)設(shè)施為-0.309、公路基礎(chǔ)設(shè)施為-0.270、水路基礎(chǔ)設(shè)施為-0.0209）。公路基礎(chǔ)設(shè)施的效應(yīng)低于信息基礎(chǔ)設(shè)施，這可能是因為公路基礎(chǔ)設(shè)施現(xiàn)有建設(shè)水平已達一定規(guī)模，繼續(xù)提高公路基礎(chǔ)設(shè)施水平帶來轉(zhuǎn)移成本的下降程度低于信息基礎(chǔ)設(shè)施，相比而言信息基礎(chǔ)設(shè)施提升空間更大。水路基礎(chǔ)設(shè)施的效應(yīng)最低，這因為公路運輸貨運量、客運量占重要地位，即使水路基礎(chǔ)設(shè)施能降低轉(zhuǎn)移成本從而促進要素流動，且尚未表現(xiàn)效應(yīng)遞減趨勢，但是其縮小作用仍會較低。

基礎(chǔ)設(shè)施交互作用影響。（1）信息基礎(chǔ)設(shè)施與公路基礎(chǔ)設(shè)施交互項系數(shù)顯著為負，說明信息基礎(chǔ)設(shè)施與公路基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展協(xié)調(diào)，相互促進間接放大了基礎(chǔ)設(shè)施縮小城鄉(xiāng)收入差距作用的發(fā)揮。（2）信息基礎(chǔ)設(shè)施與水路基礎(chǔ)設(shè)施交互項、公路基礎(chǔ)設(shè)施與水路基礎(chǔ)設(shè)施交互項的系數(shù)均未通過顯著性檢驗。

3.3? 空間異質(zhì)性分析

由于漢江各分段省情不同，有必要從空間異質(zhì)性角度探討各分段基礎(chǔ)設(shè)施的影響。表7為各省份分段的回歸結(jié)果，其中模型1-2是漢江湖北分段，模型3—4是河南分段，模型5—6是陜西分段。模型1的Hausman檢驗結(jié)果不顯著，選擇建立隨機效應(yīng)模型;模型2—6的Hausman檢驗結(jié)果為負，選擇建立固定效應(yīng)模型。根據(jù)LM檢驗，湖北分段和河南分段表現(xiàn)為空間滯后模型SAR優(yōu)于空間誤差模型SEM，陜西分段是空間誤差模型SEM優(yōu)于空間滯后模型SAR。下文將基于模型1、模型3和模型6解釋各變量的影響。

控制變量和空間自回歸項（或空間自相關(guān)項）。（1）各省份分段經(jīng)濟發(fā)展的系數(shù)均在1%置信水平下顯著為負，說明經(jīng)濟發(fā)展縮小城鄉(xiāng)收入差距;各省份分段產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)均在1%置信水平下顯著為正，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)擴大城鄉(xiāng)收入差距;陜西分段金融發(fā)展顯著為負，湖北分段和河南分段不顯著;湖北分段政府干預不顯著，河南分段顯著為負，陜西分段顯著為正。（2）各省分段空間溢出項的系數(shù)均在1%置信水平下顯著為正，說明各省分段均存在正向空間溢出效應(yīng)。

基礎(chǔ)設(shè)施的影響。（1）信息基礎(chǔ)設(shè)施。湖北分段的信息基礎(chǔ)設(shè)施一次項系數(shù)符號為負，但未能通過顯著性檢驗，這可能是因為樣本量太少（該系數(shù)的p值為0.119）。陜西分段一次項系數(shù)顯著為負，二次項系數(shù)顯著為正，說明陜西分段信息基礎(chǔ)設(shè)施顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距，且效應(yīng)遞減。令人意外的是，河南分段的一次項系數(shù)顯著為正，二次項系數(shù)顯著為負，說明河南分段信息基礎(chǔ)設(shè)施表現(xiàn)為擴大城鄉(xiāng)收入差距且效應(yīng)遞減，可能是因為河南分段的信息基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展存在城鄉(xiāng)空間格局不平衡，對城鎮(zhèn)居民收入效應(yīng)大于農(nóng)村居民收入效應(yīng)，最終表現(xiàn)為擴大城鄉(xiāng)收入差距。（2）公路基礎(chǔ)設(shè)施。各省份分段公路基礎(chǔ)設(shè)施的影響均顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距且效應(yīng)遞減。（3）水路基礎(chǔ)設(shè)施。湖北分段水路基礎(chǔ)設(shè)施系數(shù)在1%置信水平下顯著為負，河南分段和陜西分段表現(xiàn)不顯著，可能是河南和陜西分段的水運發(fā)展比較落后，未能實現(xiàn)規(guī)模效應(yīng)，無法顯著縮小城鄉(xiāng)收入。這與三省水運發(fā)展差異情況相符合。

基礎(chǔ)設(shè)施交互作用影響。（1）信息基礎(chǔ)設(shè)施與公路基礎(chǔ)設(shè)施交互項系數(shù)在湖北分段和陜西分段顯著為負，河南分段則不顯著。說明湖北分段和陜西分段的信息基礎(chǔ)設(shè)施與公路基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展協(xié)調(diào)，表現(xiàn)為相互促進間接縮小城鄉(xiāng)收入差距。（2）信息與水路基礎(chǔ)設(shè)施交互項系數(shù)在湖北和陜西分段顯著為正，在河南分段則不顯著。說明各省分段的信息基礎(chǔ)設(shè)施與水路基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展不協(xié)調(diào)，未能表現(xiàn)出相互促進作用。（3）公路與水路基礎(chǔ)設(shè)施交互項系數(shù)在各省份分段均顯著為負。注意的是，上文漢江全域分析中認為公路與水路基礎(chǔ)設(shè)施交互作用的影響不顯著。結(jié)合此處分析，本文可以認為公路與水路基礎(chǔ)設(shè)施交互項系數(shù)顯著為負，相互作用間接縮小了城鄉(xiāng)收入差距。

4? 結(jié)論與建議

4.1? 結(jié)論

對漢江生態(tài)經(jīng)濟帶城鄉(xiāng)收入差距社會經(jīng)濟根源的準確識別，是縮小城鄉(xiāng)差距、實現(xiàn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的前提條件。本文使用空間計量方法分析信息基礎(chǔ)設(shè)施和交通基礎(chǔ)設(shè)施對城鄉(xiāng)收入差距的影響。實證結(jié)果表明。

第一，從時空演變來看，漢江生態(tài)經(jīng)濟帶城鄉(xiāng)收入差距在時間上呈現(xiàn)縮小趨勢，在空間上表現(xiàn)正相關(guān)性。高城鄉(xiāng)收入差距“俱樂部”成員主要集中于漢江上游地區(qū)——陜南漢中、安康、商洛三市;城鄉(xiāng)收入差距較低的地級市主要集中在漢江中下游地區(qū)——武漢、荊門、隨州、孝感。從空間溢出效應(yīng)看，漢江全域和漢江各分段均顯著正，說明空間上的鄰近對本地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距具有顯著影響，鄰近地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距縮小會縮小本地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距，反之鄰近地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距擴大會引起本地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距擴大。

第二，從基礎(chǔ)設(shè)施的影響看，信息、交通、公路和水路基礎(chǔ)設(shè)施均顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距，僅水路基礎(chǔ)設(shè)施的遞減效應(yīng)尚未顯現(xiàn)?；A(chǔ)設(shè)施影響從大到小依次為信息、公路和水路基礎(chǔ)設(shè)施。從各省份分段看，公路基礎(chǔ)設(shè)施在各分段均顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距且效應(yīng)遞減;信息基礎(chǔ)設(shè)施在湖北、陜西分段縮小城鄉(xiāng)收入差距，在河南分段表現(xiàn)為擴大城鄉(xiāng)收入差距;水路基礎(chǔ)設(shè)施僅在湖北分段表現(xiàn)縮小城鄉(xiāng)收入差距，在河南分段和陜西分段影響不顯著。

第三，從基礎(chǔ)設(shè)施之間交互作用的影響看，信息、交通基礎(chǔ)設(shè)施交互作用顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距。具體而言，信息、公路基礎(chǔ)設(shè)施交互作用影響顯著，而信息與水路基礎(chǔ)設(shè)施交互作用影響不顯著。從各省份分段看，信息、公路基礎(chǔ)設(shè)施的交互作用僅在河南分段不顯著，在湖北分段和陜西分段顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距;信息、水路基礎(chǔ)設(shè)施交互作用影響在湖北、陜西分段顯著擴大城鄉(xiāng)收入差距，在河南分段影響不顯著;公路、水路基礎(chǔ)設(shè)施相互作用在各省份分段均顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距。

第四，從控制變量來看，經(jīng)濟發(fā)展縮小城鄉(xiāng)收入差距;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)擴大城鄉(xiāng)收入差距;金融發(fā)展僅在陜西分段表現(xiàn)為縮小城鄉(xiāng)收入差距，在湖北分段和河南分段影響不顯著;政府干預在河南分段顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距，在陜西分段擴大城鄉(xiāng)收入差距，在湖北分段影響不顯著。

4.2? 政策建議

一是注重因地制宜、加強分類施策。根據(jù)城鄉(xiāng)收入差距程度和不同區(qū)域之間的特征差異進行全局規(guī)劃，實行有所側(cè)重的區(qū)域縮小城鄉(xiāng)差距策略。研究顯示，城鄉(xiāng)收入差距存在明顯的空間集聚特征，因此，可以根據(jù)城鄉(xiāng)收入差距以及局部空間集聚特征，將縮小城鄉(xiāng)差距劃為三類區(qū)域：第一類為漢中、安康和商洛的高—高型集聚區(qū)，視為縮小城鄉(xiāng)差距的重點區(qū)域;第二類為高—低型區(qū)域，這類地區(qū)有著具有成為高—高型“俱樂部”的趨勢，可視為縮小城鄉(xiāng)差距的次重點區(qū)域;第三類則是低—高型區(qū)域，這類地區(qū)有著受到附近高城鄉(xiāng)收入差距地區(qū)通過空間溢出效應(yīng)的風險，視為警示區(qū)域。這三類地區(qū)都面臨城鄉(xiāng)收入差距過大的困擾，但是考慮到其城鄉(xiāng)收入差距程度的差異和鄰近區(qū)域的不同，應(yīng)該實行因地制宜的區(qū)域縮小城鄉(xiāng)差距方案。

二是加大設(shè)施投資，優(yōu)化交互效應(yīng)。基礎(chǔ)設(shè)施一方面可以直接影響城鄉(xiāng)收入差距，另一方面通過與其他類型基礎(chǔ)設(shè)施交互作用間接影響城鄉(xiāng)收入差距。漢江生態(tài)經(jīng)濟帶應(yīng)不斷完善各類基礎(chǔ)設(shè)施，促進基礎(chǔ)設(shè)施之間協(xié)調(diào)發(fā)展。搶抓國家新基建機遇，加快鄉(xiāng)村信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，縮小城鄉(xiāng)間“數(shù)字鴻溝”。優(yōu)化公路建設(shè)，升級改造沿漢江國省干線，建設(shè)縣鄉(xiāng)連通路、山區(qū)扶貧路，發(fā)揮路網(wǎng)效益。提升漢江水運功能，積極整治漢江航道，消除漢江通航瓶頸。在湖北分段和陜西分段，協(xié)調(diào)水路基礎(chǔ)設(shè)施與信息基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展，避免基礎(chǔ)設(shè)施之間相互抑制。在河南分段，信息基礎(chǔ)設(shè)施反而擴大城鄉(xiāng)收入差距，需重點改善農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施，緩解城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設(shè)施不平衡，發(fā)揮其在縮小城鄉(xiāng)收入差距和農(nóng)村扶貧脫貧的作用。

三是統(tǒng)籌各類要素，提升發(fā)展質(zhì)量。以漢江生態(tài)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展為核心，建立產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展機制，加強產(chǎn)業(yè)統(tǒng)籌協(xié)調(diào)，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)空間格局，協(xié)同布局企業(yè)總部、研發(fā)基地、生產(chǎn)基地，加快上中下游產(chǎn)業(yè)鏈深度融合;加快市場體系建設(shè)，清理廢除妨礙統(tǒng)一市場和公平競爭的各種規(guī)定和做法，激發(fā)各類市場主體活力，支持民營企業(yè)發(fā)展，推動勞動力、資本、技術(shù)、數(shù)據(jù)等要素自由流動和優(yōu)化配置;進一步提高金融效率，發(fā)展農(nóng)村金融，活躍投融資市場，開展新型農(nóng)民專業(yè)合作社聯(lián)社試點，支持設(shè)立村鎮(zhèn)銀行、小額貸款公司等機構(gòu)，促進農(nóng)村地區(qū)資產(chǎn)、金融等資源要素流動。

四是建立協(xié)調(diào)機制，形成區(qū)域合力。目前漢江全域城鄉(xiāng)收入差距存在顯著的空間正向溢出效應(yīng)，一個地區(qū)縮小城鄉(xiāng)收入差距的同時也會促進鄰近地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的縮小，因此，有必要加強漢江生態(tài)經(jīng)濟帶地方政府之間合作。建立省際、市際協(xié)調(diào)合作機制和常態(tài)化工作推進機制，研究協(xié)調(diào)“完善基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)、推進產(chǎn)業(yè)分工協(xié)調(diào)、推動城鄉(xiāng)融合發(fā)展”等跨省、跨市重大事項，打破區(qū)域壁壘，消除各市之間的地方保護和市場分割，共同縮小城鄉(xiāng)收入差距。同時，建立公共服務(wù)資源共建共享機制，推動教育、衛(wèi)生、社會保障和人才等資源城鄉(xiāng)共享，實現(xiàn)漢江全域協(xié)調(diào)發(fā)展。

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