張 杰 王文凱

(1.中國人民大學 中國經(jīng)濟改革與發(fā)展研究院，北京 100872;2.中國人民大學 經(jīng)濟學院,北京 100872)

一、引言及文獻綜述

改革開放40年來，交通基礎設施的完善為中國經(jīng)濟增長做出了巨大貢獻。我國公路和鐵路營運里程分別從1978年的89.02萬和5.17萬公里增至2017年的477.35萬和12.7萬公里，年均增速分別為4.40%和2.33%。與此同時，我國城鄉(xiāng)居民收入差距卻成為困擾中國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的一個矛盾[1]。那么，交通基礎設施建設能否構成化解城鄉(xiāng)收入差距的重要機制？換言之，中國正在全面推進的公路基礎設施建設，究竟會對城鄉(xiāng)居民收入不平等問題造成何種激勵效應？成為擺在中國學者面前的重大問題。

現(xiàn)有研究表明，收入不平等與交通基礎設施二者存在密切關聯(lián)，但是，交通基礎設施對收入不平等可能存在促進效應或抑制效應。持促進效應的觀點認為，交通基礎設施建設對縮小一國收入差距有積極作用。格塔丘指出，在交通基礎設施方面的公共服務和投資可以使窮人得到更多好處，從而改善收入分配，通過間接渠道促進經(jīng)濟增長[2]。塞內維拉特內和孫認為，更好的交通基礎設施，無論是質量還是數(shù)量方面，都可以促進國家內部的收入平等[3]。卡爾德隆等利用公路、鐵路、電信等基礎設施合成得到交通基礎設施數(shù)量和質量指標，檢驗其與收入不平等之間的關系發(fā)現(xiàn)，交通基礎設施的數(shù)量和質量均與收入不平等呈負相關[4]，而且，發(fā)展中國家的交通基礎設施數(shù)量對縮小收入不平等的促進效應往往比質量作用效應更為強烈。

持抑制效應的觀點認為，交通基礎設施對一國收入差距有消極作用?？柕侣〉戎赋?，由于交通基礎設施與私人物質資本和人力資本之間存在互補性，交通基礎設施在富裕地區(qū)的回報更高，導致富裕地區(qū)的交通基礎設施投入更高，可能引起一國收入不平等程度的上升[5]。查特吉和特諾夫斯基發(fā)現(xiàn)，當把交通基礎設施看做公共資本時，公共投資在轉型過程中產(chǎn)生了增長和收入不平等之間的正相關關系，但是，它們的短期和長期關系主要取決于類似交通基礎設施公共產(chǎn)品外部性的大小、公共投資的融資政策以及持續(xù)時期的長短[6]。班納吉等認為，交通基礎設施的改善增加了城鄉(xiāng)之間的可達性，但由于城市地區(qū)對要素的聚集效應，農村地區(qū)的資本和熟練勞動力會慢慢遷移至城市，使留在農村地區(qū)的居民只能在這一過程中得到更為有限的利益或更為貧困，乃至造成一國城鄉(xiāng)部門不同居民群體收入差距的擴大[7]。

可見，由于交通基礎設施和收入差距之間存在相互影響機制，相關研究難以解決二者之間的內生性問題，使既有文獻的結論充滿矛盾與困惑，而工具變量是解決相關內生性問題的最好方法。此外，我們觀察到，近年來中國從國家到地區(qū)層面的發(fā)展過程中，普遍出現(xiàn)了第三產(chǎn)業(yè)部門的快速擴張現(xiàn)象，而這一現(xiàn)象必然與地區(qū)內交通基礎設施的建設和完善所引起的地區(qū)內各要素向第三產(chǎn)業(yè)部門的聚集密切相關。因此，我們希望結合中國的實際，尋找更為合理與可靠的外生性工具變量，從中國地級城市地區(qū)層面，更加微觀地研究交通基礎設施對地區(qū)內城鄉(xiāng)居民收入差距的實際影響效應。

二、理論假說與內在機制

從支持促進效應的角度來看，改善農村交通基礎設施和普及基礎教育，對于提高家庭參與非農活動的能力至關重要，有利于提高貧困家庭收入，并減少農村收入不平等[8]。葉銳和王守坤認為，公路交通基礎設施對縮小城鎮(zhèn)居民收入差距具有顯著作用，但對于農村居民的收入差距，只有交通基礎設施達到一定閾值后才能發(fā)揮作用[9]。黃乾等在考慮空間效應的情形下發(fā)現(xiàn)，交通基礎設施對城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的空間效應，可以顯著降低城鄉(xiāng)收入差距。平均而言，交通基礎設施每提高一單位，城鄉(xiāng)收入差距可以降低4.2%或7.6%[10]。劉沖等發(fā)現(xiàn)，高速公路可達性提升會給城鄉(xiāng)居民收入差距帶來14%～15%的下降[11]。劉曉光等指出，基礎設施可以同時促進城鎮(zhèn)居民和農村居民的收入，對農村居民收入的促進作用更大，因此可以縮小城鄉(xiāng)收入差距[12]。羅能生和彭郁認為，不同等級的公路對縮小城鄉(xiāng)收入差距均具有顯著促進作用，不同等級的公路作用效果不同，高速公路、一級公路、二級公路和三級公路的作用依次遞減[13]。

從支持抑制效應的角度來看，交通基礎設施投資建設可以促進經(jīng)濟增長，但是，由于其在中國不同區(qū)域存在交通基礎設施投資的不均等效應，導致其在東部地區(qū)比中西部地區(qū)經(jīng)濟增長快，從而擴大了中國不同區(qū)域間的收入差距[14]。任曉紅和張宗益發(fā)現(xiàn)，交通基礎設施的改善在農村人口占比較大時，可以促進生產(chǎn)要素的流動來縮小收入差距，但當生產(chǎn)要素在城市的聚集超過臨界值時，反而會擴大城鄉(xiāng)收入差距[15]。綜上，我們提出兩個競爭性的研究假說：

假設1：中國城市地區(qū)公路交通基礎設施的建設和完善，可以縮小城鎮(zhèn)和農村居民群體間的收入差距。

假設2：中國城市地區(qū)公路交通基礎設施的建設和完善，會擴大城鎮(zhèn)和農村居民群體間的收入差距。

關于促進效應的產(chǎn)生機制包括就業(yè)創(chuàng)造效應[16]、信息交流成本降低效應[17]和經(jīng)濟發(fā)展擴散效應或要素流動擴散效應等[18]。關于抑制效應的產(chǎn)生機制包括對外開放效應[19]、財政擠出效應[20]和市場競爭效應等[21]。與既有文獻所提供的機制不同，我們認為，中國公路基礎設施對地區(qū)內城鄉(xiāng)收入差距的影響效應存在如下情形：

首先，中國城市地區(qū)內公路交通基礎設施的建設和完善，可從直接和間接兩個渠道為農村居民創(chuàng)造額外的就業(yè)機會并增加收入。一方面，交通基礎設施投資需要大量勞動力投入，而中國農村大量剩余勞動力的加入可以直接增加農村居民收入[16]。另一方面，交通基礎設施降低了勞動力和其他生產(chǎn)要素的流動成本，同時促進了城鎮(zhèn)和農村地區(qū)的專業(yè)化分工和勞動分工機會，特別是給農村居民提供了大量非農業(yè)就業(yè)機會，從而間接增加了農村居民的經(jīng)營性和工資性收入[18]。而且，地區(qū)內交通基礎設施的不斷完善，不僅有利于降低地區(qū)內的運輸成本和企業(yè)的成本約束[19]，也會促進地區(qū)內企業(yè)生產(chǎn)率水平和工資水平的增長[18]，進而促進城鎮(zhèn)居民收入水平提高。劉曉光等(2015)也指出，交通基礎設施有利于農村地區(qū)勞動力的轉移并增加就業(yè)機會，因此，必然對地區(qū)內農村居民收入的促進效應高于城鎮(zhèn)居民[12]。據(jù)此，我們提出關于機制渠道的研究假說3：

假設3：公路交通基礎設施能夠促進城鎮(zhèn)居民和農村居民收入，對農村居民收入增加的邊際效應大于城鎮(zhèn)居民，可以形成城鄉(xiāng)居民收入間的追趕效應。

其次，中國城市地區(qū)內公路交通基礎設施的建設和完善，會促進各種要素特別是人口資源向城市地區(qū)的轉移和聚集，進而優(yōu)先帶來第三產(chǎn)業(yè)部門的快速發(fā)展與規(guī)模擴張，第三產(chǎn)業(yè)部門的擴張會進一步創(chuàng)造和釋放出相對低技能的創(chuàng)業(yè)就業(yè)崗位，吸引農村地區(qū)居民進入第三產(chǎn)業(yè)部門，進而給地區(qū)內的農村居民帶來非農收入增加機會，形成地區(qū)內的農村居民憑借第三產(chǎn)業(yè)部門擴張來實現(xiàn)收入增加的獨特渠道，我們將之稱為“第三產(chǎn)業(yè)部門擴張下的農村居民收入引致效應”。相反，隨著城市地區(qū)內交通基礎設施的建設和完善，在中國眾多城市地區(qū)普遍出現(xiàn)第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重擴張而第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重收縮的顯著情形下，未必會促進第二產(chǎn)業(yè)部門的擴張，甚至會出現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)的勞動力要素逐步轉移到第三產(chǎn)業(yè)部門的現(xiàn)象，這會極大限制甚至阻礙地區(qū)內農村居民通過第二產(chǎn)業(yè)部門實現(xiàn)增加收入的渠道。就此，我們提出機制渠道的研究假說4：

假設4：公路交通基礎設施導致地區(qū)內農村居民通過第三產(chǎn)業(yè)部門的擴張來實現(xiàn)收入增加，可稱為“第三產(chǎn)業(yè)部門擴張下的農村居民收入引致效應”。相反，不存在地區(qū)內農村居民通過第二產(chǎn)業(yè)部門來實現(xiàn)增加收入的機制渠道。

最后，無論從宏觀還是微觀層面來看，生產(chǎn)率是決定工資水平的決定性因素[22][23]。中國城市地區(qū)內交通基礎設施的建設和完善，在降低各種產(chǎn)品和要素的運輸成本、交易成本和信息交流成本的激勵作用下，必定會促進各種要素向地區(qū)內第三產(chǎn)業(yè)部門的轉移，形成聚集效應、專業(yè)化經(jīng)濟和規(guī)模經(jīng)濟特征，從而對地區(qū)內第三產(chǎn)業(yè)部門的勞動生產(chǎn)率形成促進效應。在中國眾多城市地區(qū)內普遍出現(xiàn)第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重擴張而第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重收縮重大現(xiàn)象的情形下，甚至在出現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)部門的各種要素向第三產(chǎn)業(yè)部門轉移的情況下，可能導致地區(qū)內交通基礎設施的建設和完善，不會對第二產(chǎn)業(yè)部門的勞動生產(chǎn)率造成促進效應的現(xiàn)象。為此，我們提出假說5：

假設5：公路交通基礎設施對城市地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率形成促進效應，并未對第二產(chǎn)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率形成促進效應。

三、計量模型與估計策略

(一)計量模型設定與重要變量定義

我們設計如下計量方程模型加以檢驗：

(1)

在(1)式中，因變量Inequality_cityit表示中國地級城市地區(qū)i在年份t城市居民和農村居民收入不平等程度的相關測度和代理變量。我們使用中國地級城市地區(qū)內當年城鎮(zhèn)居民可支配收入(Cityresidentincomeit)和農村居民純收入(Ruralresidentincomeit)的比重來表示。周靖祥和王賢彬的研究指出，城鄉(xiāng)居民群體之間的收入不平等現(xiàn)象，是造成中國不同階層收入持續(xù)擴大和貧富分化現(xiàn)象愈發(fā)嚴重的重要因素[24]。

針對(1)式中的核心解釋變量，我們采取的設計策略是：一方面，使用中國各地級城市地區(qū)層面的公路里程總公里數(shù)與各地級城市地區(qū)總面積(單位平方公里)的比值Roadintensityit作為衡量中國各城市層面公路密集度變量的代理變量。一個基本邏輯是，由于中國各城市地區(qū)層面的公路總里程數(shù)量與地區(qū)本身的面積密切相關，面積越大的城市地區(qū)公路總里程數(shù)量相對越大，因此，我們采取去規(guī)?；墓访芗茸兞肯鄬χ担芸坍嬛袊鞒鞘械貐^(qū)的公路基礎設施建設狀況。另一方面，使用中國各地級城市地區(qū)的等級公路里程與各地級城市地區(qū)總面積(單位平方公里)的比值變量Highwayintensityit。由于中國各地級城市地區(qū)的等級公路建設質量相對更高，通勤設施條件更為便捷，可能更能體現(xiàn)交通基礎設施的優(yōu)勢，因此，該代理變量能更好地衡量一個地區(qū)交通基礎設施的建設狀況。此外，鑒于中國已進入高鐵時代，仍然使用公路作為交通基礎設施的衡量指標是否準確？針對這個疑問，通過數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，其實公路在整個交通基礎設施中，無論是客運量還是貨運量的占比中，都處于絕對占比地位(見圖1)。而且，我們使用的是2002～2016年城市層面的數(shù)據(jù)，而農村地區(qū)開始大規(guī)模修建公路等交通基礎設施始于2003年，基本和本文的樣本時間區(qū)間吻合，考慮到小城市及農村很少有鐵路站點，因此，使用公路密集度作為交通基礎設施的衡量指標仍具有相當代表性。

圖1 中國公路鐵路運量占比的變化趨勢圖

按照安格里斯特和皮斯克對計量模型設定和控制變量的選擇邏輯[25]，在綜合考慮數(shù)據(jù)的可獲得性以及盡量保證各控制變量外生性特征的基礎上，本文在計量方程(1)式的控制變量集X中加入一些控制變量，具體包括：1)地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平因素。使用中國各地級城市地區(qū)的人均真實GDP水平指標變量(PerGDP_cityit)來表示，計算方法是使用各地級城市當年的真實GDP規(guī)模與地區(qū)當年的人口總數(shù)的比值來定義。其中，各地級城市當年的真實GDP估算方法是以2002年基期，采用中國各省份地區(qū)的GDP平減指數(shù)來調整獲取各地區(qū)真實GDP數(shù)值。顯然，各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平是影響地區(qū)內城鄉(xiāng)居民收入差距的重要因素。2)地區(qū)財政收入狀況因素。使用中國各地級城市地區(qū)的當年政府財政收入與地區(qū)GDP的比重變量(Fiscalrevenue_gdpit)來表示。從一般邏輯看，作為政府財政收入的重要來源，稅收是調節(jié)個人收入的重要政策手段。地區(qū)財政支出狀況因素，使用中國各地級城市地區(qū)的當年政府財政支出與地區(qū)GDP的比重變量(Fiscalspend_gdpit)來表示。同樣的邏輯是，政府財政轉移支付以及各種扶持補貼舉措，也是調節(jié)不同群體之間收入差距的重要手段。3)地區(qū)消費水平因素。使用中國各地級城市地區(qū)的當年社會消費品零售額與地區(qū)GDP的比重變量(Consumption_gdpit)來表示。消費水平可以間接反映地區(qū)內不同群體收入水平的差距，我們估測，我國地區(qū)消費水平與地區(qū)內城鄉(xiāng)居民收入差距之間呈倒U型的非線性關系。這其中的可能邏輯是，在那些城鄉(xiāng)居民收入差距尚未超過某個門檻的地區(qū)中，地區(qū)內城鄉(xiāng)居民收入差距的逐步加大，意味著城鎮(zhèn)居民的收入水平提高相對較快，因此，以城鎮(zhèn)居民群體邊際消費遞增效應主導的消費能力持續(xù)增長，可以促進地區(qū)整體消費水平的提升。而在那些城鄉(xiāng)居民收入差距超過某個門檻的地區(qū)中，地區(qū)內城鄉(xiāng)居民收入差距的持續(xù)加大，既意味著城鎮(zhèn)居民群體中邊際消費遞增效應的發(fā)生，也意味著農村居民群體收入能力不足造成的消費能力不足，因此，導致地區(qū)整體消費水平下降。4)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構因素。使用中國各地級城市地區(qū)的工業(yè)部門總產(chǎn)值與地區(qū)GDP的比重變量(Industrysale_gdpit)來表示。顯然，地區(qū)不同的產(chǎn)業(yè)結構，意味著不同產(chǎn)業(yè)部門中差異性的邊際產(chǎn)出效應，也就決定了不同產(chǎn)業(yè)結構中不同群體的收入水平。

除了上述控制變量，我們在計量方程(1)式中還納入了城市個體層面的虛擬變量和年份的虛擬變量，前者用于控制地區(qū)的地理區(qū)位、自然稟賦條件、地區(qū)政府發(fā)展政策差異性等因素而導致的異質性效應，后者用于控制無法觀測的外部因素以及經(jīng)濟發(fā)展動態(tài)變化帶來的可能沖擊性影響效應。εit表示服從i.i.d的隨機擾動項。本文研究數(shù)據(jù)主要源于《中國城市層面的地形起伏度指標》(RDLS)、封志明等(2007、2014)的文獻[26][27]，其他城市層面數(shù)據(jù)源于歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》和《火炬統(tǒng)計年鑒》。

(二)內生性問題討論與工具變量設計

針對前文計量方程(1)式，要得到核心解釋變量Roadit回歸系數(shù)β的一致性估計結果，容易引發(fā)質疑的是，一方面由于遺漏可能存在的重要變量導致的內生性問題，另一方面由于核心解釋變量Road和因變量Inequality_city之間可能存在的逆向因果關系所導致的內生性問題。對于前者，由于我們在(1)式中盡可能設置了文獻通常使用的影響地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入不平等程度的各種重要因素，特別是控制了城市個體層面固定效應，遺漏重要變量的問題并不突出。對于后者，需要深入探究的是，中國各城市地區(qū)內的城鄉(xiāng)居民收入不平等程度因素是否會影響城市地區(qū)中政府對公路基礎設施的建設能力和動力。其中容易被發(fā)現(xiàn)的影響機制是，中國各城市地區(qū)中城鄉(xiāng)居民收入差距相對越小，意味著地區(qū)內經(jīng)濟一體化程度相對越高，對地區(qū)內公路為主的基礎設施建設的內在需求相對越強，從而形成“經(jīng)濟發(fā)展一體化倒逼交通基礎設施建設”的中國特色機制。在這種影響機制的作用效應下，計量方程(1)式中核心解釋變量和因變量之間可能存在嚴重的逆向因果關系，導致其中的內生性問題相對比較突出。針對這個難以忽略的影響機制中可能包含的因果逆向關系帶來的內生性問題，較好的處理策略是尋找合適的外生性工具變量。

針對以上問題，我們擬采用中國在上一年份的建筑業(yè)工資收入變量Salary(單位：萬元)與中國各地級城市的地形起伏度變量的乘積項變量RDLS_city，作為本文使用的工具變量。顯然，地形起伏度是影響中國公路基礎設施建設難度和成本的重要因素。需要注意的是，地形起伏度越復雜且地形落差越大的公路基礎設施建設過程，對體力勞動者的需求相對越多，體力勞動者的工資收入就成為影響中國公路基礎設施建設成本的重要因素之一。從中國體力勞動者的就業(yè)崗位來看，主要集中在建筑業(yè)，因此，建筑業(yè)工資收入在很大程度上能夠代表體力勞動者的成本，進而影響公路基礎設施的建設成本。雖然中國整體層面的建筑業(yè)工資水平并不能直接影響單獨地區(qū)的生產(chǎn)率，采用上一年的建筑業(yè)工資水平，可進一步避免二者之間可能存在的內在聯(lián)系，從而盡可能保證工具變量的外生性特征。

四、實證結果與分析

(一)基準回歸結果

表1展示了中國各城市地區(qū)層面的公路密集度對地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入差距影響效應的OLS檢驗結果。

表1 中國城市層面公路密集度對地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入不平等影響效應的OLS回歸結果

從模型1和模型2的估計結果來看，在不納入控制變量的模型1中，核心解釋變量的回歸系數(shù)在5%統(tǒng)計水平上顯著為正。在納入控制變量的模型2中，核心解釋變量的回歸系數(shù)為正，但不顯著。類似地，從模型3和模型4的估計結果來看，在不納入控制變量的模型3中，核心解釋變量的回歸系數(shù)在5%統(tǒng)計水平上顯著為正。而在納入控制變量的模型4中，核心解釋變量的回歸系數(shù)也為正，但不顯著。這些經(jīng)驗結果可能初步說明，中國各城市地區(qū)層面的公路密集度對地區(qū)內城鄉(xiāng)居民收入差距產(chǎn)生了正向的促進效應。然而，表1的OLS回歸結果由于沒有解決計量方程(1)式中可能存在的逆向因果關系導致的內生性問題，得到的估計結果未必可靠。

(二)工具變量回歸結果

表2展示了中國各城市地區(qū)層面的公路密集度對地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入差距影響效應的2SLS檢驗結果。遵循類似的邏輯，在不納入控制變量的模型1中，核心解釋變量的回歸系數(shù)在1%統(tǒng)計水平上顯著為負。而在納入控制變量的模型2中，核心解釋變量的回歸系數(shù)也在1%統(tǒng)計水平上顯著為負。同樣，在模型3和4中，核心解釋變量的回歸系數(shù)也在1%統(tǒng)計水平上顯著為負。由此可見，在采用合適的工具變量有效處理內生性問題的情形下，相較于OLS的估計結果，我們關注的核心解釋變量的回歸系數(shù)符合由正轉負，且表現(xiàn)出穩(wěn)定的高度顯著性。

表2 中國城市層面公路密集度對地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入不平等影響效應的2SLS回歸結果

以模型2為例，在保持其他條件不變時，公路密集度每增加一個單位，則城鄉(xiāng)居民收入差距可以下降約1.40個百分點。這些檢驗結果說明，中國各城市地區(qū)層面公路基礎設施的建設和完善，對地區(qū)內城鄉(xiāng)居民收入差距產(chǎn)生了顯著的負向作用效應，即公路基礎設施的建設和完善可以縮小地區(qū)內城鄉(xiāng)居民收入不平等現(xiàn)象，從而對中國貧富差距分化現(xiàn)象產(chǎn)生有效緩解。因此，本文的檢驗發(fā)現(xiàn)支持中國公路基礎設施的建設和完善，能夠有效緩解城鄉(xiāng)居民收入不平等的理論假說，為研究假設1提供了支持證據(jù)。而且，從各控制變量的估計結果來看，可以發(fā)現(xiàn)它們的回歸系數(shù)和顯著性多數(shù)均符合預期，說明我們在計量方程(1)式中選擇和設計控制變量的合理性。進一步，從第一階段的回歸結果看，表2中各模型的回歸結果顯示，工具變量回歸系數(shù)均在1%統(tǒng)計水平上顯著為負，驗證了我們設計工具變量的理論預期，即由于城市地區(qū)的地形起伏度越大，導致建造公路基礎設施的難度越大以及成本相對越高，造成地區(qū)內公路密集度相對越低。此外，表2中倒數(shù)第三和第四行展示的工具變量識別不足檢驗和弱識別檢驗的統(tǒng)計量均在1%統(tǒng)計上否認了原假設，從而進一步驗證了本文設計工具變量的合理性。

(三)穩(wěn)健性回歸結果

1.替換工具變量

針對以上工具變量的估計結果，仍可能存在質疑的是，在中國情景下的地形坡度指標(Terrain Slope Index)未必是地區(qū)公路基礎設施的最好工具變量。因此，為了確保實證結果的可靠性，我們嘗試使用Wang等采用的地區(qū)地形坡度指標(Terrain Slope Index)[28]，重新作為地區(qū)公路基礎設施的工具變量，將本文工具變量替換為中國各城市地區(qū)的地形坡度指標變量的相應2SLS回歸結果(見表3)。

表3 中國城市層面公路密集度對地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入不平等影響效應的2SLS回歸結果(替換工具變量)

從模型1和模型2的估計結果來看，無論在納入或不納入控制變量的情形下，核心解釋變量回歸系數(shù)均在1%統(tǒng)計水平上顯著為負。類似地，從模型3和模型4的估計結果來看，核心解釋變量的回歸系數(shù)也均在1%統(tǒng)計水平上顯著為負。這些檢驗結果進一步說明，中國各城市地區(qū)層面公路基礎設施的建設和完善，可以縮小地區(qū)內城鄉(xiāng)居民收入不平等現(xiàn)象，從而對中國貧富差距分化現(xiàn)象產(chǎn)生積極有效的緩解作用。而且，工具變量在各模型的回歸結果中在1%統(tǒng)計水平上顯著為負，從而說明由于城市地區(qū)的地形坡度指標越大，在地區(qū)內建造公路基礎設施的難度越大，且成本也相對越高，從而導致地區(qū)內公路密集度相對越低的基本事實。

2.考慮遺漏可能的重要變量

對于計量方程(1)式，雖然我們控制了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平變量以及城市地區(qū)層面的個體固定效應，但正如杜蘭頓和特納指出的邏輯，工具變量估計的有效性并不是無條件正交性，而是取決于因變量的正交性和工具變量對控制變量的條件[29]。因此，可以在計量方程(1)式中通過增加額外的控制變量，來嘗試檢驗和保證工具變量和擾動項εit之間的不相關性。為此，考慮到地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展條件和產(chǎn)業(yè)結構特征，必然受到當?shù)刈匀画h(huán)境因素影響和制約，為此，我們在計量方程(1)式中納入如下控制變量：地區(qū)平均氣溫變量、地區(qū)平均相對濕度、地區(qū)時降雨量、地區(qū)日照時數(shù)以及地區(qū)PM2.5均值。這些增加的控制變量既是體現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟增長所需要的各種自然環(huán)境制約條件的重要外生性變量，也是反映某地區(qū)粗放型經(jīng)濟發(fā)展模式以及環(huán)境不友好型的相對低端化產(chǎn)業(yè)結構的重要變量，所有的相應2SLS回歸結果展示在表4中。

表4 中國城市層面公路密集度對地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入不平等影響效應的2SLS回歸結果(增加控制變量)

具體來看，從以地形坡度為工具變量的模型1和模型3的估計結果來看，核心解釋變量的回歸系數(shù)均在1%統(tǒng)計水平上顯著為負。類似地，從以地形起伏度為工具變量的模型2和模型4的估計結果來看，核心解釋變量的回歸系數(shù)仍均在1%統(tǒng)計水平上顯著為負。這些檢驗結果再次證明，即便在增加控制變量保證工具變量和擾動項εit之間不相關性的情形下，仍然可以得出,中國各城市地區(qū)層面公路基礎設施的建設和完善，可以縮小地區(qū)內城鄉(xiāng)居民收入不平等現(xiàn)象。同時，從核心解釋變量回歸系數(shù)的數(shù)值來看，即便增加了如此多的控制變量，也未見有本質性變化，說明本文不存在嚴重的遺漏重要變量問題。

五、機制分析

(一)工資追趕效應

表5展示了我們將計量方程(1)式中的因變量替換為各城市地區(qū)城鎮(zhèn)居民可支配真實收入的對數(shù)值變量，所獲得的中國各城市地區(qū)層面公路密集度對地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入影響效應的2SLS檢驗結果?？梢园l(fā)現(xiàn)，無論是納入或不納入控制變量，核心解釋變量的回歸系數(shù)均在1%統(tǒng)計水平上顯著為正。這就表明，中國各地級城市地區(qū)層面的公路基礎設施的建設和完善，對地區(qū)內城鎮(zhèn)居民群體可支配收入產(chǎn)生了積極的促進效應。具體來看，以模型2為例，在保持其他條件不變的情況下，公路密集度增加一個單位，則城鎮(zhèn)居民可支配真實收入會提高約59%。

表5 中國城市層面公路密集度對地區(qū)城鎮(zhèn)居民可支配收入影響效應的2SLS回歸結果

表6展示了我們將計量方程(1)式中的因變量替換為各城市地區(qū)農村居民真實純收入的對數(shù)值變量，所獲得的中國各城市地區(qū)層面公路密集度對地區(qū)農村居民收入影響效應的2SLS檢驗結果?？梢园l(fā)現(xiàn)，無論是納入或不納入控制變量，核心解釋變量的回歸系數(shù)均在1%統(tǒng)計水平上顯著為正。這就說明，中國各地級城市地區(qū)層面的公路基礎設施的建設和完善，對地區(qū)內農村居民群體純收入產(chǎn)生了積極的促進效應。

表6 中國城市層面公路密集度對地區(qū)農村居民純收入影響效應的2SLS回歸結果

具體來看，以模型2為例，在保持其他條件不變的情況下，公路密集度每增加一單位，則城鎮(zhèn)居民可支配真實收入會提高約10.5。進一步觀察，中國各城市地區(qū)層面公路密集度對農村居民群體純收入的邊際促進效應要遠高于城鎮(zhèn)居民群體，這就可以理解中國公路交通基礎設施的建設和完善，對地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入不平等現(xiàn)象所產(chǎn)生緩解效應的內在機制。由此可以得出明確判斷，正是公路基礎設施的建設和完善，在其他條件相同的情況下，對農村居民群體純收入的邊際促進效應遠高于城鎮(zhèn)居民群體，從而導致地區(qū)內農村群體居民純收入的增長效應超過城鎮(zhèn)居民群體，進而形成彼此間收入的追趕效應。

以上檢驗發(fā)現(xiàn)為研究假設3提供了支持證據(jù)。我們發(fā)現(xiàn)可能驗證的邏輯機制是：一方面，公路主導的交通基礎設施建設，強化了地區(qū)中的勞動力、資金等要素資源向核心城區(qū)的聚集和轉移，促進了核心城區(qū)的產(chǎn)業(yè)聚集特別是第三產(chǎn)業(yè)的聚集和擴張，增加了核心城區(qū)的就業(yè)崗位需求，進而通過對勞動者市場供需關系的調節(jié)以及產(chǎn)業(yè)聚集效應帶來邊際勞動生產(chǎn)效率的提升，拉動了核心城區(qū)勞動者工資水平的持續(xù)增長；另一方面，針對地區(qū)中的農村地區(qū)而言，在個人和家庭擁有耕種土地極為有限的情形下，分散的小農經(jīng)濟經(jīng)營模式對增加農村居民收入的作用相對有限，而隨著交通基礎設施的建設和完善，導致產(chǎn)業(yè)特別是第三產(chǎn)業(yè)向核心城區(qū)聚集和擴張，可以增加農村居民的進城打工機會并增加非農收入，從而形成農村居民純收入增加的重要來源。

(二)不同產(chǎn)業(yè)部門傳遞效應

為了進一步檢驗中國公路基礎設施對地區(qū)內城鄉(xiāng)收入差距所產(chǎn)生抑制效應的內在機制，表7和表8分別展示了在納入中國各地級城市地區(qū)中不同產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員所占總就業(yè)人數(shù)比重的交互項的2SLS檢驗結果。

其中，我們將變量Primaryindustrylabor_totallabor、Secondaryindustrylabor_totallabor、Servicesectorlabor_totallabor分別定義為中國城市地區(qū)中一、二、三產(chǎn)業(yè)部門就業(yè)人員所占地區(qū)總就業(yè)人數(shù)比重。從表7的回歸結果可以觀察出，模型1中核心解釋變量與第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占比的交互項的回歸系數(shù)為負但不顯著，模型2中核心解釋變量與第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占比的交互項的回歸系數(shù)在1%統(tǒng)計水平上顯著為負，而模型3中核心解釋變量與第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占比的交互項的回歸系數(shù)在1%統(tǒng)計水平顯著為正。模型4-6的估計結果保持一致。這就充分說明，在那些第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占地區(qū)就業(yè)人數(shù)比重越高的地區(qū)，公路密集度對地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入產(chǎn)生顯著的抑制效應。而在那些第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占地區(qū)就業(yè)人數(shù)比重越高的地區(qū)，公路密集度對地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入產(chǎn)生顯著的抑制效應。同時，在那些第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占地區(qū)就業(yè)人數(shù)比重越高的地區(qū)，公路密集度對地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入產(chǎn)生顯著的促進效應。

表7 中國城市層面公路密集度對地區(qū)城鎮(zhèn)居民可支配收入影響效應的2SLS回歸結果(考慮不同產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員所占比重的交互項)

從表8中可以觀察出，模型1中核心解釋變量與第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占比的交互項的回歸系數(shù)在1%統(tǒng)計水平上顯著為負，模型2中核心解釋變量與第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占比的交互項的回歸系數(shù)在1%統(tǒng)計水平上顯著為負，模型3中核心解釋變量與第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占比的交互項的回歸系數(shù)在1%統(tǒng)計水平上顯著為正。類似地，模型4-6的估計結果保持一致。這些檢驗結果說明，在那些第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占地區(qū)就業(yè)人數(shù)比重相對越高的地區(qū)，公路密集度對地區(qū)農村居民收入產(chǎn)生顯著的抑制效應。在那些第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占地區(qū)就業(yè)人數(shù)比重相對越高的地區(qū)，公路密集度對地區(qū)農村居民收入產(chǎn)生顯著的抑制效應。而在那些第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占地區(qū)就業(yè)人數(shù)比重相對越高的地區(qū)，公路密集度對地區(qū)農村居民收入產(chǎn)生顯著的促進效應。

由此，可以進一步得出的內在機制是，中國公路基礎設施的建設和完善會促進地區(qū)各種要素資源向核心城區(qū)轉移和聚集，在促進主要分布核心城區(qū)第三產(chǎn)業(yè)加速擴張和發(fā)展的情形下，導致第三產(chǎn)業(yè)部門成為地區(qū)內城鎮(zhèn)和農村居民創(chuàng)造和釋放大量就業(yè)崗位以及收入增加的主要來源。而且，就核心解釋變量與第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占比的交互項的回歸系數(shù)數(shù)值比較而言，表8中的回歸系數(shù)遠遠大于表7，由此表明，第三產(chǎn)業(yè)部門對農村居民收入帶來的增長效應更多地高于城鎮(zhèn)居民，進一步強化了中國城市地區(qū)中農村居民收入對城鎮(zhèn)居民收入的追趕效應。這一發(fā)現(xiàn)為研究假設4提供了有利支撐證據(jù)。

表8 中國城市層面公路密集度對地區(qū)農村居民純收入影響效應的2SLS回歸結果(考慮不同產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員所占比重的交互項)

(三)不同產(chǎn)業(yè)部門生產(chǎn)率促進效應

從以上檢驗結果，我們揭示出中國公路基礎設施對城鄉(xiāng)居民收入不平等產(chǎn)生緩解的關鍵作用機制，具體體現(xiàn)在，公路基礎設施的建設和完善會促進地區(qū)各種要素資源向核心城區(qū)轉移和聚集，從而促進主要分布核心城區(qū)第三產(chǎn)業(yè)的加速擴張，導致第三產(chǎn)業(yè)部門成為地區(qū)內城鎮(zhèn)和農村居民創(chuàng)造和釋放大量就業(yè)崗位的主要來源。在這種情形下，第三產(chǎn)業(yè)部門對農村居民收入的促進效應顯著高于城鎮(zhèn)居民，這就形成農村居民群體相對于城鎮(zhèn)居民群體的收入追趕效應。

然而，要完整理解和驗證這個傳導機制，仍然缺失的重要一環(huán)是，基于不同產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率是決定該部門工資水平條件的理論機制，要確認第三產(chǎn)業(yè)部門對農村居民收入的促進效應顯著高于城鎮(zhèn)居民，需要進一步檢驗的是，中國公路基礎設施的建設和完善，對第三產(chǎn)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率所產(chǎn)生的促進效應要顯著高于第二產(chǎn)業(yè)部門。為此，我們設計如下計量方程加以檢驗：

Laborproductivity_industryit=γ+φ·Roadit+

φ·Z+ηcity+ηyear+νit

(2)

在(2)式中，因變量Laborproductivity_industryit表示中國城市地區(qū)i在年份t的不同產(chǎn)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率，其中，SecondaryindustryLaborproductivityit表示中國城市地區(qū)i在年份t第二產(chǎn)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率，定義為城市地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)部門真實增加值與就業(yè)人數(shù)的比值。ServicesectorLaborproductivityit表示中國城市地區(qū)i在年份t第三產(chǎn)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率，定義為城市地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)部門真實增加值與就業(yè)人數(shù)的比值。核心解釋變量與控制變量集Z中的各變量定義與計量方程(1)式相應，此處不再贅述。ηcity和ηyear分別是城市層面?zhèn)€體固定效應和年份固定效應，νit是隨機誤差項。

表9和10分別展示了中國城市層面公路密集度對地區(qū)第二、第三部門生產(chǎn)率影響效應的2SLS檢驗結果?？梢钥闯?，在表9的各模型回歸結果中，無論納入控制變量與否，核心解釋變量的回歸系數(shù)均不顯著。

表9 中國城市層面公路密集度對地區(qū)第二部門生產(chǎn)率影響效應的2SLS回歸結果

對比來看，在表10的各模型回歸結果中，無論納入控制變量與否，核心解釋變量的回歸系數(shù)均在1%統(tǒng)計水平上顯著為正。這說明中國公路基礎設施的建設和完善并未對地區(qū)內第二產(chǎn)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率形成有效的促進效應，但卻對第三產(chǎn)業(yè)部門的勞動生產(chǎn)率形成顯著的促進效應。這一發(fā)現(xiàn)為研究假設5也提供了證據(jù)。由此表明，一方面，中國公路基礎設施的建設和完善，并未能夠促進高端要素向第二產(chǎn)業(yè)部門的轉移和聚集，相反，卻造成了高端要素流向第三產(chǎn)業(yè)部門，進而造成了公路對地區(qū)第二、第三產(chǎn)業(yè)部門生產(chǎn)率的差異性作用效應。另一方面，由于勞動生產(chǎn)率是決定不同部門或群體工資水平的基礎性因素，因此，在公路對地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率形成正向促進效應的情形下，其必然能保證公路對第三部門工資水平的促進效應，從而進一步吸引地區(qū)居民特別是農村居民向第三產(chǎn)業(yè)部門的轉移和聚集。

表10 中國城市層面公路密集度對地區(qū)第三部門生產(chǎn)率影響效應的2SLS回歸結果

六、結論與政策含義

主動建設好交通基礎設施，是中國促進經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展和實現(xiàn)區(qū)域均衡化發(fā)展目標的重大戰(zhàn)略舉措之一。講好路與經(jīng)濟發(fā)展之間的故事，是我國學者應當解答的新時代重大任務之一。本文的主要結論是：(1)中國公路基礎設施對城鄉(xiāng)居民收入差距具有緩解作用。(2)中國公路基礎設施對農村居民收入相對于城鎮(zhèn)居民的收入促進效應具有追趕效應。(3)中國公路基礎設施對農村居民收入相對于城鎮(zhèn)居民收入促進效應的追趕效應，主要是依靠地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)部門的擴張效應以及對第三產(chǎn)業(yè)部門的勞動生產(chǎn)率渠道來實現(xiàn)的。

由以上結論可以得到的政策內涵是：一方面，針對中國日益凸顯的收入不平等現(xiàn)象，鑒于當前交通基礎設施對中國城鄉(xiāng)居民收入差距所具有的突出緩解作用，繼續(xù)鼓勵和加強針對農村地區(qū)以及欠發(fā)達地區(qū)的交通基礎設施投資，是促進中國經(jīng)濟增長的重要政策舉措。另一方面，要重視地區(qū)中交通基礎設施對第三產(chǎn)業(yè)部門的擴張和發(fā)展所具有的獨特促進作用。事實上，第三產(chǎn)業(yè)部門的擴張和發(fā)展已經(jīng)成為中國多數(shù)地區(qū)城鎮(zhèn)和農村地區(qū)居民的創(chuàng)業(yè)就業(yè)崗位以及收入增長的促進器。而且，交通基礎設施對第三產(chǎn)業(yè)部門產(chǎn)生的聚集效應，也會促進第三產(chǎn)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率的提高。因此，對于中國各級政府而言，要主動利用好交通基礎設施建設和第三產(chǎn)業(yè)部門發(fā)展的相互支撐關系，同時，不要忽略第二產(chǎn)業(yè)部門中的制造業(yè)部門和地區(qū)交通基礎設施建設之間的互補關系。