章貴軍，饒嘉雯，王開(kāi)科

（1.福建師范大學(xué) 數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，福建 福州 350117；2.江西財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)學(xué)院，江西 南昌 330013；3.山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250011）

一、引言

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)政府采取的東部地區(qū)先行先試的策略在為中西部地區(qū)積累發(fā)展經(jīng)驗(yàn)的同時(shí)，也造成了經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的不平衡。雖然中西部地區(qū)居民收入近幾年已取得較快增長(zhǎng)，但與東部地區(qū)間差距依然較大，東部地區(qū)居民人均可支配收入為中部地區(qū)的1.52倍，為西部地區(qū)的1.62倍。①2021年習(xí)近平同志闡述富裕的重要意義時(shí)強(qiáng)調(diào)，“我們決不能允許貧富差距越來(lái)越大、窮者愈窮富者愈富，決不能在富的人和窮的人之間出現(xiàn)一道不可逾越的鴻溝”。為探索縮小貧富差距、發(fā)展共同富裕的策略，大量學(xué)者對(duì)收入不平等的空間特征進(jìn)行了研究。然而，傳統(tǒng)的收入不平等測(cè)度過(guò)程中并沒(méi)有反映收入分配中不同的收入來(lái)源，導(dǎo)致收入不平等掩蓋了收入結(jié)構(gòu)不平等，忽略了財(cái)富分配的公平性。社會(huì)財(cái)富分配的公平性不再僅體現(xiàn)在收入水平上，需進(jìn)一步擴(kuò)展至要素收入的均衡上，這是收入分配研究中常被忽略的內(nèi)容。黨的十九大報(bào)告關(guān)于2035年、2050年發(fā)展目標(biāo)的闡述都鮮明地體現(xiàn)了改善人民生活、縮小差距、實(shí)現(xiàn)共同富裕的要求。為了達(dá)到這一要求，“十四五”規(guī)劃建議中明確指出，要“多渠道增加城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入，提高農(nóng)民土地增值收益分享比例，完善上市公司分紅制度，創(chuàng)新更多適應(yīng)家庭財(cái)富管理需求的金融產(chǎn)品”。顯然，居民收入分配中的要素收入內(nèi)容已受到政府部門(mén)的高度重視。

目前，學(xué)術(shù)界對(duì)要素領(lǐng)域的居民收入分配的研究尚處在起步階段，主要體現(xiàn)在三個(gè)方面。第一，在數(shù)據(jù)處理上，國(guó)內(nèi)相關(guān)研究對(duì)要素收入的處理還不夠精細(xì)。陳斌開(kāi)等（2009）[1]在研究勞動(dòng)收入時(shí)直接將勞動(dòng)收入視為工資性收入，未考慮到經(jīng)營(yíng)性收入中的勞動(dòng)成分。朱子云（2014）[2]、焦音學(xué)和柏培文（2020）[3]等的研究則忽略了經(jīng)營(yíng)性收入中的資本成分，將資本收入等同于財(cái)產(chǎn)性收入。柏培文和李相霖（2020）[4]雖然對(duì)經(jīng)營(yíng)性收入中的資本成分和勞動(dòng)成分進(jìn)行了剝離，但仍未把個(gè)體收入完全分解為勞動(dòng)收入和資本收入。

第二，側(cè)重于收入水平的不平等研究，忽略了要素收入在個(gè)人收入中分布是否均勻的問(wèn)題。孫殿明和韓金華（2010）[5]指出，建國(guó)60年來(lái)我國(guó)居民收入分配差距呈現(xiàn)出先縮小后擴(kuò)大的“V字型”或“U字型”演變軌跡。萬(wàn)廣華等（2008）[6]認(rèn)為，自20世紀(jì)90年代中期以來(lái)，農(nóng)村收入不平等程度一直在提高，且我國(guó)東、中、西部地區(qū)的收入差距擴(kuò)大速度要快于三大區(qū)域內(nèi)部的收入差距擴(kuò)大速度，區(qū)域間收入不平等的貢獻(xiàn)率在上升，其比重已高達(dá)60%以上。陳斌開(kāi)等（2009）[1]研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)過(guò)程中的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷和技術(shù)進(jìn)步導(dǎo)致了1990—2005年間的我國(guó)城鎮(zhèn)居民收入差距擴(kuò)大。陳釗等（2010）[7]的研究表明，行業(yè)因素對(duì)城鎮(zhèn)居民收入不平等的影響正不斷提高，其貢獻(xiàn)率已由1988年的1.03%上升至1995年的3.02%，之后又進(jìn)一步提高到2002年的10.07%。儲(chǔ)德銀和張婷（2016）[8]指出，財(cái)政分權(quán)水平的提升有利于減少收入不平等，其政策效果表現(xiàn)為總體居民收入不平等<農(nóng)村居民收入不平等<城鎮(zhèn)居民收入不平等。然而，上述研究忽略了要素收入在不同收入群體中的分布不平等，不能從收入結(jié)構(gòu)角度揭示收入不平等產(chǎn)生的原因。Atkinson（2000）[9]的研究指出，收入分布中處于較高位置的個(gè)體收入來(lái)源主要是資本收入，處于較低位置的個(gè)體收入來(lái)源主要是勞動(dòng)收入，增加勞動(dòng)收入一般會(huì)縮小居民收入分配差距。因此，考慮要素收入在居民收入中的分布情況有利于從收入結(jié)構(gòu)角度有針對(duì)性地提出改進(jìn)收入分配不平等的政策建議。

第三，側(cè)重于從收入不平等分解方面或宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異方面探尋縮小收入差距的研究，忽略了要素收入分配和個(gè)人收入分配之間的聯(lián)系。陳斌開(kāi)和林毅夫（2012）[10]、汪晨等（2020）[11]的研究均表明，窮人面對(duì)的“機(jī)會(huì)不平等”使其財(cái)富增長(zhǎng)更慢，甚至陷入貧困陷阱。朱子云（2014）[2]利用雙層分解模型研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)出分配率差異、城鄉(xiāng)養(yǎng)老支付差異加劇和農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)遷徙是導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的原因。焦音學(xué)和柏培文（2020）[3]基于新古典模型的研究認(rèn)為，第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異導(dǎo)致了城鄉(xiāng)內(nèi)部及總體收入差距，三次產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)收入份額與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈“U”型趨勢(shì)。江克忠和劉生龍（2017）[12]基于不平等的收入來(lái)源分解，發(fā)現(xiàn)工資性收入對(duì)收入不平等的貢獻(xiàn)最高，之后是經(jīng)營(yíng)性收入、轉(zhuǎn)移性收入和財(cái)產(chǎn)性收入。張志超等（2014）[13]指出，當(dāng)逆向財(cái)政程度大于13.87%時(shí)，財(cái)政支農(nóng)力度會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距，反之，財(cái)政支農(nóng)力度對(duì)城鄉(xiāng)收入差距縮小有明顯作用。胡宗義等（2013）[14]基于誤差修正模型研究得出，金融發(fā)展會(huì)加劇市場(chǎng)中資源分配的不公平，農(nóng)村居民收入差距會(huì)隨之?dāng)U大。然而，Schlenker和Schmid（2015）[15]的研究則認(rèn)為，資本要素份額變動(dòng)對(duì)個(gè)體收入分配的影響依賴于資本收入本身的集中度。Adams等（2014）[16]的研究表明，整體不平等取決于資本和勞動(dòng)要素內(nèi)部與要素間收入不平等以及高薪勞動(dòng)者與高資本收入者的高相關(guān)性。Milanovic（2016）[17]認(rèn)為，在資本要素份額不斷上升的背景下，當(dāng)資本收入高度不平等時(shí)，資本富裕者和總體收入富裕者之間存在高度正相關(guān)會(huì)加劇收入不平等的程度。Atkinson（2009）[18]的研究強(qiáng)調(diào)，忽略要素收入和個(gè)人收入分配的聯(lián)系不能很好地反映收入分配的公平性和合理性。

鑒于現(xiàn)有研究的不足，本文利用2011—2017年的中國(guó)家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey，CHFS）數(shù)據(jù)，采用要素收入集中指數(shù)對(duì)我國(guó)居民收入結(jié)構(gòu)不平等進(jìn)行測(cè)度，并分析我國(guó)居民收入結(jié)構(gòu)不平等的特征和驅(qū)動(dòng)因素，之后以省市為單位構(gòu)建面板數(shù)據(jù)，基于莫蘭指數(shù)和動(dòng)態(tài)空間杜賓模型探索我國(guó)居民收入結(jié)構(gòu)不平等的空間分布特征和影響效應(yīng)。本文研究的意義在于，為我國(guó)居民收入結(jié)構(gòu)不平等的相關(guān)研究提供信息和數(shù)據(jù)支撐，有助于我國(guó)在新的歷史階段消除兩極分化，促進(jìn)社會(huì)財(cái)富分配的公平公正，減少社會(huì)分化和利益沖突，繼續(xù)探索實(shí)現(xiàn)共同富裕的有效途徑。

二、收入結(jié)構(gòu)不平等理論

（一）收入結(jié)構(gòu)不平等內(nèi)涵

“收入結(jié)構(gòu)不平等”一詞源自于英文“Income Composition Inequality”，由Ranaldi（2021）[19]提出，通過(guò)要素收入集中指數(shù)來(lái)度量。收入結(jié)構(gòu)不平等是指任何一對(duì)組合收入在收入分配中分布不均勻的程度，該組合收入既可以由勞動(dòng)收入和資本收入構(gòu)成，也可以由凈收入和稅負(fù)構(gòu)成，還可以由儲(chǔ)蓄和消費(fèi)構(gòu)成。由于側(cè)重研究收入的來(lái)源，故將總收入分解為勞動(dòng)收入和資本收入，則收入結(jié)構(gòu)不平等反映的是勞動(dòng)收入與資本收入在收入分配中分布不均勻的程度。

當(dāng)位于收入分配底層和頂層的群體分別賺取兩種不同類型的收入時(shí)，也就是說(shuō)當(dāng)一種收入集中在低收入人群手中，另一種收入集中在高收入群體手中時(shí)，勞動(dòng)收入和資本收入將呈現(xiàn)出明顯的兩極分化態(tài)勢(shì)，收入結(jié)構(gòu)不平等最大。當(dāng)經(jīng)濟(jì)體中所有個(gè)體都賺取兩種類型的收入且收入結(jié)構(gòu)比例相同時(shí)，收入結(jié)構(gòu)不平等最小?？紤]到資本收入和勞動(dòng)收入存在相互依賴性，用其中一種收入來(lái)源描述即可。以資本收入為例，當(dāng)所有個(gè)體的資本收入在總收入中所占比重一致時(shí)，收入結(jié)構(gòu)不平等最小。在這種情況下，個(gè)體資本收入在總資本收入中所占比重等于個(gè)體勞動(dòng)收入在總勞動(dòng)收入中所占比重，表明勞動(dòng)收入與資本收入在收入分配中是均勻的，且個(gè)體的勞動(dòng)收入和資本收入是協(xié)調(diào)的。為了更好地說(shuō)明這個(gè)概念，假設(shè)有一個(gè)由甲和乙兩個(gè)個(gè)體組成的經(jīng)濟(jì)體，其中甲的月收入為6 000元，乙的月收入為30 000元。分情況來(lái)看：如果甲的收入全部來(lái)自勞動(dòng)收入，而乙的收入全部來(lái)自資本收入，這時(shí)經(jīng)濟(jì)體中的收入結(jié)構(gòu)不平等程度最大；如果甲的資本收入為5 000元，勞動(dòng)收入為1 000元，而乙的資本收入為25 000萬(wàn)元，勞動(dòng)收入為5 000元，此時(shí)經(jīng)濟(jì)體中的收入結(jié)構(gòu)不平等最小。不難發(fā)現(xiàn)，即使在收入結(jié)構(gòu)不平等最小的時(shí)候，經(jīng)濟(jì)體中收入不平等的問(wèn)題也存在，這是因?yàn)槭杖氩黄降确从车氖强偸杖朐趥€(gè)體分配中是否均衡，收入結(jié)構(gòu)不平等反映的則是個(gè)體分配到的組合收入是否均衡。

值得注意的是，研究收入結(jié)構(gòu)不平等問(wèn)題的最終目的不是實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)收入與資本收入的完全協(xié)調(diào)，而是相對(duì)協(xié)調(diào)，消除勞動(dòng)收入與資本收入的兩極分化，使得各收入群體的收入來(lái)源多元化，以期將收入結(jié)構(gòu)不平等控制在合理范圍內(nèi)，從而促進(jìn)收入均衡增長(zhǎng)，形成較為穩(wěn)定的收入結(jié)構(gòu)。

（二）收入結(jié)構(gòu)不平等的測(cè)度方法

借鑒Ranaldi（2021）[19]的方法，將個(gè)體i的收入記為表示整個(gè)經(jīng)濟(jì)體中的總收入，則個(gè)體i在整個(gè)經(jīng)濟(jì)體中的收入相對(duì)份額表示為以此類推，若將總收入分為資本收入和勞動(dòng)收入，個(gè)體i的資本收入和勞動(dòng)收入分別記為Πi和Wi，則和分別表示經(jīng)濟(jì)體中的勞動(dòng)收入和資本收入，個(gè)體i在經(jīng)濟(jì)體中的資本收入和勞動(dòng)收入的相對(duì)份額分別記為和。用分別表示資本要素份額和勞動(dòng)要素份額，則個(gè)體i的收入可以分解為如下形式：

1.要素收入集中程度的度量。將個(gè)體按照收入或收入相對(duì)份額進(jìn)行升序排列，即yi≤yi+1（i=1，…，n-1）且y0=0。和為收入小于等于yi的個(gè)體比例，表示對(duì)應(yīng)于收入y的洛倫茲曲線。進(jìn)一步，根據(jù)個(gè)體收入排序?qū)ο鄳?yīng)收入來(lái)源z的相對(duì)份額進(jìn)行累積，從而得到收入來(lái)源z的偽洛倫茲曲線（Fei et al.，1978）[20]，將偽洛倫茲曲線按收入來(lái)源z的要素份額縮小，即得到收入來(lái)源z的實(shí)際集中曲線。由此，對(duì)應(yīng)于收入來(lái)源z的實(shí)際集中曲線如式（2）所示：

關(guān)于式（2）中的ηj，有，后文不再贅述。需要注意的是，由于存在收入較低個(gè)體占有較高資本份額的可能，資本相對(duì)份額較低的個(gè)體的收入排序可能位于資本份額較高的個(gè)體之前。

根據(jù)個(gè)體的收入分解，對(duì)于任意的p，收入洛倫茲曲線L（y，p）都可以分解為資本收入和勞動(dòng)收入的實(shí)際集中曲線的總和，如式（3）所示：

由于資本收入和勞動(dòng)收入可能分別集中在收入較高和收入較低的個(gè)人手中，為了準(zhǔn)確評(píng)估資本收入和勞動(dòng)收入在收入分配中的兩極分化程度，引入收入來(lái)源零集中和最大集中兩個(gè)概念。

當(dāng)所有個(gè)體擁有的資本相對(duì)份額和勞動(dòng)相對(duì)份額相等時(shí)（αi=βi），兩類不同的收入在經(jīng)濟(jì)體中是零集中的，此時(shí)收入結(jié)構(gòu)不平等最小。由此定義收入來(lái)源z的零集中曲線Le（z，p），如式（4）所示：

當(dāng)處于收入分配底層p的個(gè)體收入僅由收入來(lái)源z_（z_=1-z）組成，而處于收入分配頂層1-p的個(gè)體收入僅由收入來(lái)源z組成時(shí)，兩個(gè)收入來(lái)源在整個(gè)經(jīng)濟(jì)體中最大集中，此時(shí)收入結(jié)構(gòu)不平等最大。我們定義收入來(lái)源z的最大集中曲線Lmax（z，p）如下所示：

其中，L（y，p′）=z，L（y，p′′）=1-z。此外，為了確定收入來(lái)源z的最大集中曲線，需進(jìn)行如下判斷：如果那么Lmax（z，p）=LM（z，p）；如果，那么Lmax（z，p）=Lm（z，p）。簡(jiǎn)單來(lái)說(shuō)，當(dāng)實(shí)際集中曲線面積大于零集中曲線面積時(shí)，Lmax（z，p）=LM（z，p），而當(dāng)實(shí)際集中曲線面積小于零集中曲線面積時(shí)，Lmax（z，p）=Lm（z，p）。

2.要素收入集中指數(shù)的構(gòu)建。為反映不同來(lái)源收入的分布是否均勻，根據(jù)前文引入的實(shí)際集中曲線、零集中曲線與最大集中曲線，依據(jù)基尼系數(shù)的構(gòu)造思想，構(gòu)建對(duì)應(yīng)收入來(lái)源z的收入要素集中指數(shù)（Income-Factor Concentration Index，IFC）I（z），以此來(lái)準(zhǔn)確度量收入結(jié)構(gòu)不平等的程度。

其中，A（z）表示收入來(lái)源z的零集中曲線和實(shí)際集中曲線之間的面積，Bmax（z）表示零集中曲線和最大集中曲線之間的面積。顯然，要素收入集中指數(shù)的取值范圍為[-1，1]。假定總收入由資本收入和勞動(dòng)收入構(gòu)成，z_表示勞動(dòng)收入，z表示資本收入，當(dāng)位于收入分配底層的個(gè)體僅擁有勞動(dòng)收入，而位于頂層的個(gè)體僅擁有資本收入時(shí)，I（z）取值為1；當(dāng)位于收入分配底層的個(gè)體僅擁有資本收入，而位于頂層的個(gè)體僅擁有勞動(dòng)收入時(shí)，I（z）取值為-1；當(dāng)所有個(gè)體的資本收入和勞動(dòng)收入相對(duì)份額相同時(shí)，或零集中曲線面積和實(shí)際集中曲線面積相等時(shí)，I（z）取值為0，此時(shí)，認(rèn)為收入結(jié)構(gòu)絕對(duì)平等。另外，經(jīng)過(guò)計(jì)算可知I（z）=-I（z_），故z的選擇無(wú)論是勞動(dòng)收入還是資本收入，其結(jié)果表示的意義都是一致的。

為考察收入結(jié)構(gòu)不平等分布的動(dòng)態(tài)變化，引入一個(gè)更簡(jiǎn)潔的要素收入集中指數(shù)表達(dá)式，如式（9）所示：

3.要素收入分配與個(gè)人收入分配的聯(lián)系。為了對(duì)要素收入分配和個(gè)人收入分配之間的關(guān)系進(jìn)行深入探究，需考慮收入洛倫茲曲線面積和基尼系數(shù)之間的關(guān)系。由于收入洛倫茲曲線的面積等于收入來(lái)源z和z_的實(shí)際集中曲線面積之和，則基尼系數(shù)可以表示為和的函數(shù)，如下所示：

對(duì)上式求導(dǎo)，得到基尼系數(shù)G對(duì)要素份額z的偏導(dǎo)數(shù):

三、研究設(shè)計(jì)

（一）空間相關(guān)性檢驗(yàn)

1.全局空間自相關(guān)性?？臻g相關(guān)性是進(jìn)行空間計(jì)量分析的前提和保證，全局相關(guān)性是用來(lái)考察整個(gè)地區(qū)整體的空間相關(guān)程度。本文采用全局Moran's I指數(shù)（Anselin，1988）[21]進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)，計(jì)算公式如下所示：

2.局部空間自相關(guān)性。全局Moran's I指數(shù)體現(xiàn)了全國(guó)地區(qū)的空間相關(guān)性，對(duì)于局部地區(qū)，可通過(guò)局部Moran's I指數(shù)來(lái)檢驗(yàn)是否存在顯著局部空間聚集現(xiàn)象。

Ii是空間單元i的局部Moran's I指數(shù)，表示空間單元i與相鄰空間單元間的關(guān)聯(lián)程度。若以（xi-）為橫坐標(biāo)，以為縱坐標(biāo)，將平面區(qū)域分為四個(gè)象限，則每個(gè)象限均象征相鄰單元間的特定關(guān)系，由此得到局部Moran's I指數(shù)散點(diǎn)圖。其中，第一象限表示當(dāng)?shù)睾袜彽厥杖虢Y(jié)構(gòu)不平等均較高，為“高-高聚集”地區(qū)；第二象限表示當(dāng)?shù)厥杖虢Y(jié)構(gòu)不平等較低而鄰地較高，為“低-高聚集”地區(qū)；第三象限表示兩地收入結(jié)構(gòu)不平等均較低，為“低-低聚集”地區(qū)；第四象限表示當(dāng)?shù)厥杖虢Y(jié)構(gòu)不平等較高而鄰地較低，為“高-低聚集”地區(qū)。

同時(shí)，通過(guò)計(jì)算各地區(qū)收入結(jié)構(gòu)不平等的局部Moran's I指數(shù)并進(jìn)行顯著性水平檢驗(yàn)，可考察不同地區(qū)對(duì)鄰近地區(qū)的輻射效應(yīng)。在考察地區(qū)通過(guò)顯著性檢驗(yàn)的前提下，若該地區(qū)屬于“高-高聚集”，則表明該地區(qū)對(duì)鄰近地區(qū)存在正向帶動(dòng)效應(yīng)，若該地區(qū)屬于“低-低聚集”，則說(shuō)明該地區(qū)對(duì)鄰近地區(qū)存在明顯的負(fù)向帶動(dòng)作用。

（二）空間計(jì)量模型設(shè)定

考慮到我國(guó)各地區(qū)間存在頻繁的經(jīng)濟(jì)互動(dòng)，收入結(jié)構(gòu)不平等可能會(huì)受到空間因素的影響，而空間計(jì)量模型就充分考慮了各地區(qū)間的空間依賴性。一個(gè)地區(qū)的收入結(jié)構(gòu)不平等不僅會(huì)受到當(dāng)?shù)叵嚓P(guān)因素的影響，還可能會(huì)受到鄰近區(qū)域相關(guān)因素的影響，本文設(shè)定空間杜賓模型進(jìn)行分析，見(jiàn)式（15）。之所以選用空間杜賓模型，原因在于該模型能夠更有效地控制可能存在空間溢出行為的變量，從而提高估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性（Yu et al.，2013）[22]。在實(shí)證分析時(shí)，需進(jìn)行固定效應(yīng)檢驗(yàn)與模型退化檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)定的正確性。

其中，被解釋變量Yt為收入結(jié)構(gòu)不平等程度；Xt為相關(guān)解釋變量；ρ為空間回歸系數(shù)，表示鄰近地區(qū)被解釋變量對(duì)當(dāng)?shù)乇唤忉屪兞康挠绊?；W為空間權(quán)重矩陣；β和θ為空間解釋變量的系數(shù)，分別表示當(dāng)?shù)亟忉屪兞亢袜徑貐^(qū)解釋變量對(duì)當(dāng)?shù)乇唤忉屪兞康挠绊懗潭?；α為個(gè)體效應(yīng)，λt為時(shí)間效應(yīng)，ιn為n×1且每個(gè)元素都為1的列向量，εt為隨機(jī)誤差向量；τ為時(shí)間滯后項(xiàng)系數(shù)，ψ為空間滯后項(xiàng)系數(shù)。當(dāng)τ=0且ψ=0時(shí)，該模型為靜態(tài)空間杜賓模型；當(dāng)τ≠0且ψ=0時(shí)，為動(dòng)態(tài)時(shí)間滯后杜賓模型；當(dāng)τ=0且ψ≠0時(shí)，為動(dòng)態(tài)空間滯后杜賓模型；當(dāng)τ≠0且ψ≠0時(shí)，為動(dòng)態(tài)時(shí)空滯后杜賓模型。

由于復(fù)合型權(quán)重矩陣包含空間單元間相互作用的經(jīng)濟(jì)關(guān)系和距離影響，可以使區(qū)域間的空間聯(lián)系得到更全面準(zhǔn)確的反映?；诖?，本文借鑒林光平等（2005）[23]的方法將地理距離型權(quán)重矩陣與經(jīng)濟(jì)距離型權(quán)重矩陣進(jìn)行組合以構(gòu)建復(fù)合型權(quán)重矩陣，并在實(shí)證分析前對(duì)其進(jìn)行行標(biāo)準(zhǔn)化處理。其中，地理距離型權(quán)重矩陣為空間單元i和j間距離平方的倒數(shù)，經(jīng)濟(jì)距離型權(quán)重矩陣為空間單元i和j市場(chǎng)化程度平均值間差異程度的倒數(shù)，采用王小魯?shù)龋?019）[24]測(cè)算的市場(chǎng)化指數(shù)作為市場(chǎng)化程度的衡量指標(biāo)。

（三）變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所用數(shù)據(jù)通過(guò)微觀和宏觀兩種途徑來(lái)收集，其中收入結(jié)構(gòu)不平等（ifc）、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（income）、資本收入份額（rate_c）數(shù)據(jù)均由微觀數(shù)據(jù)CHFS2011—2017年中相應(yīng)省市樣本計(jì)算得出，失業(yè)率（unemp）、對(duì)外開(kāi)放水平（fdi）、去工業(yè)化程度（indus）、人力資本水平（edu）、城鎮(zhèn)化水平（urban）等樣本數(shù)據(jù)則來(lái)自相應(yīng)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站和各省市的統(tǒng)計(jì)年鑒。本文選取CHFS數(shù)據(jù)的原因在于，該數(shù)據(jù)庫(kù)中家庭收入具體構(gòu)成等問(wèn)題的涉及更為詳盡，而其他數(shù)據(jù)庫(kù)中所涉及的財(cái)產(chǎn)性收入可能不夠全面，或是未包括家庭股票、基金、債券等金融產(chǎn)品的收入信息，或是收入數(shù)據(jù)信息不明確，多輪調(diào)查沒(méi)有相應(yīng)的指導(dǎo)性文件，導(dǎo)致無(wú)法界定收入類別。本文研究對(duì)象為2011—2017年均參與調(diào)查的省市，同時(shí)考慮到部分省市樣本量不足100，其樣本代表性可能較差，故予以剔除。

1.被解釋變量：收入結(jié)構(gòu)不平等（ifc）。由于研究需將家庭收入完全分解為資本收入和勞動(dòng)收入，因此參考Ranaldi（2021）[19]對(duì)資本收入和勞動(dòng)收入的定義，經(jīng)過(guò)與CHFS數(shù)據(jù)庫(kù)中的四大分項(xiàng)收入②的子項(xiàng)收入進(jìn)行詳細(xì)比對(duì)，以樣本家庭的平均工資收入為門(mén)檻進(jìn)行分類。若經(jīng)營(yíng)性收入小于等于平均工資收入，則將該經(jīng)營(yíng)性收入全都?xì)w為勞動(dòng)收入，若經(jīng)營(yíng)性收入大于平均工資收入，則將多余的經(jīng)營(yíng)性收入歸入資本收入，最終將工資性收入、轉(zhuǎn)移性收入和經(jīng)營(yíng)性收入中的勞動(dòng)成分歸為家庭勞動(dòng)收入，將財(cái)產(chǎn)性收入和經(jīng)營(yíng)性收入中的資本成分歸為家庭資本收入（Ranaldi，2021；Glyn，2009）[19,25]。之所以將轉(zhuǎn)移性收入納入勞動(dòng)收入的定義，原因有二：第一，有助于分析收入再分配對(duì)收入結(jié)構(gòu)不平等的影響，如Parolin和Gornick（2021）[26]指出轉(zhuǎn)移性收入有力地塑造了發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的包容性增長(zhǎng)；第二，選擇涵蓋個(gè)人所有收入來(lái)源的福利概念有助于我們明確能夠真正從資本收入中受益的群體。針對(duì)樣本中的缺失值問(wèn)題需要說(shuō)明的是：對(duì)于部分存在缺失值的變量，CHFS對(duì)其進(jìn)行了插值處理，本文所用數(shù)據(jù)均經(jīng)過(guò)了插值處理；由于部分問(wèn)題只有在特定的邏輯條件下才需要回答，對(duì)于不需要回答導(dǎo)致的缺失問(wèn)題屬于合理邏輯范圍下的合理缺失，對(duì)此進(jìn)行相應(yīng)處理即可；若經(jīng)過(guò)前兩步處理后樣本仍存在缺失，本文將采取直接剔除的方法進(jìn)行處理。同時(shí)，考慮到需要計(jì)算資本收入占總收入的比值和勞動(dòng)收入占總收入的比值，將家庭總收入小于等于0和四大分項(xiàng)收入小于0的樣本予以剔除。為了降低極端值對(duì)本文結(jié)果的影響，剔除數(shù)據(jù)中總收入位于1%分位數(shù)以下和99%分位數(shù)以上的樣本。在估算要素收入和整理數(shù)據(jù)之后，根據(jù)收入結(jié)構(gòu)不平等的測(cè)度方法計(jì)算相應(yīng)的要素收入集中指數(shù)。

2.解釋變量。（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（income），本文以2010年為基期，通過(guò)CPI換算得出各年份各經(jīng)濟(jì)體具有可比性的人均收入，即實(shí)際人均收入，測(cè)度各經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。（2）資本收入份額（rate_c），學(xué)者們?cè)谘芯恳厥杖敕峙鋵?duì)收入不平等的影響時(shí)得出了一致結(jié)論，即資本收入份額的上升會(huì)拉大個(gè)人收入差距，因此本文用一個(gè)經(jīng)濟(jì)體中資本收入占總收入的比重嘗試探究要素收入分配對(duì)收入結(jié)構(gòu)不平等的影響。（3）失業(yè)率（unemp），考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文采用城鎮(zhèn)登記失業(yè)率這一指標(biāo)來(lái)表示失業(yè)率，盡管城鎮(zhèn)登記失業(yè)率并不能全面反映總體的就業(yè)狀況，但仍可以在一定程度上反映勞動(dòng)力市場(chǎng)的情況。（4）對(duì)外開(kāi)放水平（fdi），隨著我國(guó)開(kāi)放程度的不斷提高，外商直接投資的外溢效應(yīng)逐漸顯現(xiàn)，本文將實(shí)際使用的外商直接投資通過(guò)相應(yīng)年份的匯率換算成當(dāng)年的人民幣，進(jìn)而采用外商直接投資占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來(lái)度量地區(qū)對(duì)外開(kāi)放水平。（5）去工業(yè)化程度（indus），去工業(yè)化是指工業(yè)化進(jìn)程中工業(yè)比重下降的過(guò)程，根據(jù)Rodrik（2016）[27]的研究可知工業(yè)化程度可用制造業(yè)增加值占GDP的比重度量，但由于各省份制造業(yè)增加值數(shù)據(jù)的獲取受限，故本文使用工業(yè)增加值代替制造業(yè)增加值，用1-工業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量去工業(yè)化程度。（6）人力資本水平（edu），已有研究表明就業(yè)人員的受教育程度與其收入狀況息息相關(guān)，本文參考曹遠(yuǎn)征和丁攀（2019）[28]的研究選用就業(yè)人員中受高等教育人口占總就業(yè)人口的比重作為人力資本水平的衡量指標(biāo)。（7）城鎮(zhèn)化水平（urban），盡管衡量城鎮(zhèn)化的指標(biāo)有多種，但考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和操作的可行性，本文采用人口城鎮(zhèn)化率來(lái)衡量我國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平，即以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎刈鳛槌擎?zhèn)化水平的衡量指標(biāo)。為緩解數(shù)據(jù)的波動(dòng)性及可能存在的異方差問(wèn)題，在進(jìn)行實(shí)證分析前對(duì)所有解釋變量進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。表1為各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）收入結(jié)構(gòu)不平等的測(cè)度結(jié)果

表2報(bào)告了2010—2016年全國(guó)地區(qū)和各省市的要素收入集中指數(shù)。從全國(guó)地區(qū)來(lái)看，觀察期內(nèi)我國(guó)居民要素收入集中指數(shù)遠(yuǎn)大于0，說(shuō)明我國(guó)資本收入主要集中在高收入群體手中，大部分低收入群體難以獲得資本收入，主要依賴于勞動(dòng)收入，表現(xiàn)出了“窮人擁有勞動(dòng)收入，富人擁有資本收入”的特征。同時(shí)，根據(jù)樣本計(jì)算的我國(guó)2016年居民要素收入集中指數(shù)為0.574，高于同時(shí)期歐洲主要發(fā)達(dá)國(guó)家的平均水平0.526，③意味著我國(guó)收入結(jié)構(gòu)不平等程度相對(duì)嚴(yán)重。這說(shuō)明，我國(guó)要素收入分配與個(gè)人收入分配之間的聯(lián)系更為密切，資本收入份額和勞動(dòng)收入份額的波動(dòng)對(duì)收入不平等的影響較大。

表2 2010—2016年各地區(qū)要素收入集中指數(shù)

（續(xù)表2）

表2數(shù)據(jù)還表明，在2010—2016年間，我國(guó)居民要素收入集中指數(shù)呈現(xiàn)出“倒U型”趨勢(shì)，具體表現(xiàn)為：2010—2014年的收入結(jié)構(gòu)不平等程度逐漸增加，2014—2016年的收入結(jié)構(gòu)不平等呈減小趨勢(shì)。結(jié)合圖1不難看出：在2010—2014年間，全國(guó)居民資本收入的偽洛倫茲曲線面積幾乎不變，而勞動(dòng)收入的偽洛倫茲曲線面積呈上升趨勢(shì)，表明在此期間居民的勞動(dòng)收入持續(xù)向低收入群體流動(dòng)，進(jìn)而導(dǎo)致收入結(jié)構(gòu)不平等加劇；在2014—2016年間，居民資本收入和勞動(dòng)收入的偽洛倫茲曲線面積均呈緩慢上升趨勢(shì)，說(shuō)明居民資本收入和勞動(dòng)收入都向低收入群體流動(dòng)，且前者的流動(dòng)趨勢(shì)更大，從而使得收入結(jié)構(gòu)不平等得到改善。由上述分析可知，2010—2016年間我國(guó)收入結(jié)構(gòu)不平等變化的驅(qū)動(dòng)因素是勞動(dòng)收入，資本收入的貢獻(xiàn)較小。

圖1 2010—2016年各地區(qū)資本收入和勞動(dòng)收入的偽洛倫茲曲線面積

從省市層面來(lái)看，除河北以外，2010—2016年北京、天津、遼寧、上海、江蘇、浙江、山東和廣東等東部地區(qū)的要素收入集中指數(shù)平均值均低于0.54，除了山西和吉林以外的中西部地區(qū)的要素收入集中指數(shù)平均值均高于0.60，同時(shí)東、中、西部三大地區(qū)的要素收入集中指數(shù)平均值分別為0.460、0.641和0.632，說(shuō)明東部地區(qū)的收入結(jié)構(gòu)不平等遠(yuǎn)低于中西部地區(qū)，中西部地區(qū)的收入結(jié)構(gòu)不平等較為嚴(yán)重。值得一提的是，2010年北京市的要素收入集中指數(shù)小于0，根據(jù)樣本數(shù)據(jù)可知其高收入群體幾乎沒(méi)有經(jīng)營(yíng)性收入，導(dǎo)致資本收入較低，使得勞動(dòng)收入集中在收入分配的頂層。結(jié)合實(shí)際情況來(lái)看，北京作為我國(guó)的政治中心、文化中心、國(guó)際交往中心和科技創(chuàng)新中心，具備強(qiáng)大的人力資本，因此這一高收入群體可能主要是高學(xué)歷人群，一般而言高學(xué)歷人群的勞動(dòng)收入份額較高。

根據(jù)圖1可知，東部地區(qū)的資本收入偽洛倫茲曲線面積明顯大于中西部地區(qū)，而東中西部地區(qū)的勞動(dòng)收入偽洛倫茲曲線面積差距較小，說(shuō)明東部地區(qū)由于低收入群體獲得了更多的資本收入份額，促使居民的資本相對(duì)份額向勞動(dòng)相對(duì)份額靠近，從而縮小了收入結(jié)構(gòu)不平等。孫武軍等（2013）[29]的研究表明，東部地區(qū)和中西部地區(qū)的金融聚集差異較大，且金融資源向東部地區(qū)聚集。結(jié)合前文分析結(jié)論，東部地區(qū)和中西部地區(qū)的金融聚集差異促使居民獲得的資本收入份額也產(chǎn)生了差異，進(jìn)一步導(dǎo)致收入結(jié)構(gòu)不平等也產(chǎn)生了區(qū)域性差異。

（二）空間相關(guān)性分析

1.全局空間特征：聚集效應(yīng)?？紤]到地理距離型權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)距離型權(quán)重矩陣僅是從空間的單一維度考察空間單元間的相互關(guān)系，本文采用復(fù)合型權(quán)重矩陣進(jìn)行測(cè)度，并使用經(jīng)濟(jì)距離型權(quán)重矩陣進(jìn)行驗(yàn)證。表3的計(jì)算結(jié)果表明，在復(fù)合型權(quán)重矩陣下，我國(guó)居民收入結(jié)構(gòu)不平等的全局Moran's I指數(shù)呈現(xiàn)出“U型”趨勢(shì)，即從2010年的0.621下降到2012年的0.443，后又上升至2016年的0.619，且均通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，意味著我國(guó)各省域間居民收入結(jié)構(gòu)不平等的空間相關(guān)性先減弱而后逐漸增強(qiáng)。在經(jīng)濟(jì)距離型權(quán)重矩陣下，全局Moran's I指數(shù)仍表現(xiàn)出“U型”變化趨勢(shì)，表明計(jì)算結(jié)果穩(wěn)健。

表3 收入結(jié)構(gòu)不平等的全局Moran's I指數(shù)

總體而言，各省域間居民收入結(jié)構(gòu)不平等存在顯著的正向空間自相關(guān)性，表明居民收入結(jié)構(gòu)不平等的空間分布并非完全隨機(jī)，而是存在顯著的空間聚集效應(yīng)，相似收入結(jié)構(gòu)不平等水平的省份呈現(xiàn)出了聚集現(xiàn)象。因此，有必要建立空間計(jì)量模型來(lái)深入探索收入結(jié)構(gòu)不平等的空間影響效應(yīng)。

2.局部空間特征：輻射效應(yīng)。表4反映了2010—2016年我國(guó)居民收入結(jié)構(gòu)不平等的局部Moran's I指數(shù)散點(diǎn)圖中各象限所包括的區(qū)域。可見(jiàn)，大部分省份處于第一象限和第三象限，表明2010—2016年間省域間居民收入結(jié)構(gòu)不平等存在顯著的空間正相關(guān)性，與全局檢驗(yàn)結(jié)論相同。分區(qū)域看，河北、黑龍江、江西、河南、湖北、湖南、重慶、甘肅等地區(qū)一直處于局部Moran's I指數(shù)散點(diǎn)圖的第一象限。部分省份表現(xiàn)不太穩(wěn)定，如山東在2010年處于第一象限，但在2012年處于第二象限，遼寧在2010—2012年間均處于第二象限，在2014年之后則轉(zhuǎn)入第一象限。不難看出，隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)改善和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化，屬于“高-高聚集”區(qū)域的省份在減少。北京、天津、上海和浙江等地表現(xiàn)較為穩(wěn)定，始終在第三象限中。廣東和江蘇在2010—2012年間由第四象限轉(zhuǎn)至第三象限，但在2014年后又回到第三象限。

表4 2010—2016年局部Moran's I指數(shù)散點(diǎn)圖對(duì)應(yīng)省市

總體而言，我國(guó)居民收入結(jié)構(gòu)不平等的空間聚集效應(yīng)顯著，整體表現(xiàn)為東部地區(qū)呈“低-低聚集”特征，中西部地區(qū)呈“高-高聚集”特征，再次驗(yàn)證了東部地區(qū)的居民收入結(jié)構(gòu)不平等低于中部和西部地區(qū)。同時(shí)，從空間聚集的變化趨勢(shì)來(lái)看，省域收入結(jié)構(gòu)不平等的空間聚集存在優(yōu)化趨勢(shì)，不斷由高聚集轉(zhuǎn)變?yōu)榈途奂?，具體表現(xiàn)為“高-高聚集”型地區(qū)逐漸減少而“低-低聚集”型地區(qū)不斷增加。

表5中列出了通過(guò)顯著性檢驗(yàn)的省市及其局部Moran's I指數(shù)。在“高-高聚集”區(qū)域中，2014年江西和湖南的局部Moran's I指數(shù)較高，表明江西和湖南的極化效應(yīng)較為明顯，即這兩地對(duì)推高鄰近地區(qū)居民收入結(jié)構(gòu)不平等的帶動(dòng)作用明顯。從“低-低聚集”的省市來(lái)看，第一象限的省份從2010年的三個(gè)增加到2016年的六個(gè)，說(shuō)明空間聚集對(duì)減小我國(guó)居民收入結(jié)構(gòu)不平等的積極作用在不斷擴(kuò)大。其中，北京和天津一直處于“低-低聚集”區(qū)域且輻射作用顯著，說(shuō)明這兩地對(duì)改善鄰近地區(qū)居民收入結(jié)構(gòu)不平等的帶動(dòng)作用強(qiáng)烈。然而，在2010—2016年間，北京和天津的局部Moran's I指數(shù)分別從4.035和4.164下降到2.223和2.291，說(shuō)明這兩地的輻射效果存在減弱趨勢(shì)。

表5 2010—2016年局部Moran's I指數(shù)

（三）空間計(jì)量分析

1.空間計(jì)量模型的確定。在建立空間面板模型之前，需要進(jìn)行LM檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果表明無(wú)法支持模型的非空間性。為了選擇合適的空間面板模型，需要進(jìn)行Husman檢驗(yàn)，結(jié)果通過(guò)了1%顯著性水平的檢驗(yàn)，拒絕隨機(jī)效應(yīng)的假設(shè)，選擇固定效應(yīng)模型。空間滯后模型和空間誤差模型均為空間杜賓模型的特例，對(duì)此本文借鑒Lesage和Pace（2009）[30]的研究根據(jù)LR檢驗(yàn)和Wald檢驗(yàn)選擇合適的空間計(jì)量模型，結(jié)果均拒絕了空間杜賓模型可退化為空間滯后模型的原假設(shè)，說(shuō)明應(yīng)選擇空間杜賓模型。另外，由于前一期的收入結(jié)構(gòu)不平等可能會(huì)對(duì)當(dāng)期的收入結(jié)構(gòu)不平等產(chǎn)生顯著影響，為驗(yàn)證這種動(dòng)態(tài)效應(yīng)是否存在，需進(jìn)一步構(gòu)建動(dòng)態(tài)空間杜賓模型。而且，使用動(dòng)態(tài)空間杜賓模型能夠避免其他未被納入模型的影響因素可能造成的內(nèi)生性問(wèn)題。在表6中，分別構(gòu)建動(dòng)態(tài)時(shí)間滯后杜賓模型、動(dòng)態(tài)空間滯后杜賓模型和動(dòng)態(tài)時(shí)空滯后杜賓模型等三種不同類型的動(dòng)態(tài)空間杜賓模型，結(jié)果顯示AIC和BIC準(zhǔn)則篩選出的最優(yōu)模型均是動(dòng)態(tài)空間滯后杜賓模型。

表6 動(dòng)態(tài)空間杜賓模型估計(jì)

由動(dòng)態(tài)空間滯后杜賓模型的估計(jì)結(jié)果可知，空間滯后系數(shù)rho顯著為正，表明在考慮動(dòng)態(tài)效應(yīng)后，鄰近地區(qū)收入結(jié)構(gòu)不平等每增長(zhǎng)1單位，本地區(qū)收入結(jié)構(gòu)不平等會(huì)提高0.438單位。要素收入集中指數(shù)空間滯后項(xiàng)（W*ifc）的回歸系數(shù)為0.122，且未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明上一期鄰近地區(qū)的收入結(jié)構(gòu)不平等對(duì)本地區(qū)收入結(jié)構(gòu)不平等存在正向效應(yīng)，但影響不顯著。同時(shí)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和去工業(yè)化程度對(duì)收入結(jié)構(gòu)不平等的影響程度相對(duì)較大，且均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。其中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（ln income）及其空間滯后項(xiàng)（W*ln income）的估計(jì)系數(shù)分別為-0.362和-0.622，且均通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展既有利于改進(jìn)本地區(qū)居民的收入結(jié)構(gòu)不平等，又能夠顯著降低鄰近地區(qū)居民的收入結(jié)構(gòu)不平等。去工業(yè)化程度（ln indus）及其空間滯后項(xiàng)（W*ln indus）的估計(jì)系數(shù)分別為0.548和-0.802，且分別通過(guò)了5%和10%的顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明去工業(yè)化程度對(duì)當(dāng)?shù)厥杖虢Y(jié)構(gòu)不平等存在顯著的正向效應(yīng)，但對(duì)鄰近地區(qū)收入結(jié)構(gòu)不平等存在顯著的負(fù)向效應(yīng)。這意味著，去工業(yè)化程度的深化會(huì)導(dǎo)致當(dāng)?shù)鼐用竦氖杖虢Y(jié)構(gòu)不平等擴(kuò)大，但卻能夠有效抑制鄰近地區(qū)居民的收入結(jié)構(gòu)不平等上升，且去工業(yè)化程度的加深對(duì)擴(kuò)大居民收入結(jié)構(gòu)不平等的影響最大。

2.空間影響效應(yīng)分析。表7空間效應(yīng)的分解結(jié)果表明，從短期溢出效應(yīng)來(lái)看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（ln income）的直接溢出效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為-0.286，間接溢出效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為-0.403，且分別通過(guò)了10%和5%的顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高不僅會(huì)促進(jìn)當(dāng)?shù)鼐用竦氖杖虢Y(jié)構(gòu)不平等縮小，還會(huì)推動(dòng)鄰近地區(qū)的居民收入結(jié)構(gòu)不平等縮小。究其原因，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，居民的理財(cái)意識(shí)逐漸增強(qiáng)，有更多的資金進(jìn)行投資活動(dòng)，促使資本收入向收入分配的底層流動(dòng)，進(jìn)而減小居民收入結(jié)構(gòu)不平等。此外，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之所以能夠顯著降低鄰近地區(qū)的居民收入結(jié)構(gòu)不平等，主要得益于發(fā)展水平較高省份對(duì)鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)的輻射帶動(dòng)作用。

表7 動(dòng)態(tài)空間杜賓模型的長(zhǎng)、短期溢出效應(yīng)估計(jì)

去工業(yè)化（ln indus）的直接溢出效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為0.732，間接溢出效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為-0.890，且分別通過(guò)了1%和5%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明去工業(yè)化程度的加深既會(huì)通過(guò)直接效應(yīng)對(duì)當(dāng)?shù)鼐用竦氖杖虢Y(jié)構(gòu)不平等產(chǎn)生促進(jìn)效果，又能夠通過(guò)間接效應(yīng)抑制鄰近地區(qū)居民收入結(jié)構(gòu)不平等的擴(kuò)大。究其原因：第一，在由工業(yè)轉(zhuǎn)向服務(wù)業(yè)的去工業(yè)化過(guò)程中，服務(wù)業(yè)中的金融業(yè)、信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)等高收入部門(mén)興起，使得資本收入集中在收入分配的頂層，加劇了收入結(jié)構(gòu)不平等；第二，去工業(yè)化會(huì)導(dǎo)致原本在工業(yè)部門(mén)可以獲得高薪的人群被迫流向服務(wù)業(yè)中相對(duì)低薪的部門(mén)（劉來(lái)會(huì)、安素霞，2020）[31]。簡(jiǎn)而言之，去工業(yè)化會(huì)使得勞動(dòng)收入向收入分配的底層流動(dòng)，擴(kuò)大居民收入結(jié)構(gòu)不平等。另外，由于區(qū)域內(nèi)去工業(yè)化程度的加深會(huì)導(dǎo)致就業(yè)機(jī)會(huì)大幅度縮減，進(jìn)一步引致大量勞動(dòng)力向鄰近地區(qū)流動(dòng)，從而降低勞動(dòng)收入在收入分配底部的集中度，縮小鄰近地區(qū)居民的收入結(jié)構(gòu)不平等。

人力資本水平（ln edu）直接溢出效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為-0.094，間接溢出效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為0.395，且分別通過(guò)了10%和1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明人力資本水平越高，當(dāng)?shù)鼐用袷杖虢Y(jié)構(gòu)不平等程度越低，并使得鄰近地區(qū)居民的收入結(jié)構(gòu)不平等相對(duì)較高。這可能是因?yàn)椋阂环矫妫S著受高等教育人數(shù)的增加，能夠獲取高勞動(dòng)收入的人群增多，從而使得勞動(dòng)收入流向收入分配的頂層；另一方面，受教育程度較高的人更有可能使個(gè)人收入來(lái)源多樣化，拓寬資本收入渠道，進(jìn)而降低資本收入在收入分配頂層的相對(duì)份額。這兩種機(jī)制均可能使得當(dāng)?shù)鼐用袷杖虢Y(jié)構(gòu)不平等下降。一個(gè)地區(qū)受過(guò)高等教育的勞動(dòng)力比例越高，意味著鄰近地區(qū)就可能存在優(yōu)質(zhì)勞動(dòng)力缺失的問(wèn)題，進(jìn)而使得鄰近地區(qū)的居民收入結(jié)構(gòu)不平等擴(kuò)大。結(jié)合我國(guó)實(shí)際情況，東部地區(qū)從中西部地區(qū)吸引了大量的高素質(zhì)人才，導(dǎo)致西部地區(qū)居民收入結(jié)構(gòu)不平等加劇。

失業(yè)率（ln unemp）直接溢出效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為0.088，間接溢出效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為0.089，但后者未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，意味著失業(yè)率的增加會(huì)引起當(dāng)?shù)鼐用袷杖虢Y(jié)構(gòu)不平等增加，但對(duì)鄰近地區(qū)的影響不顯著。可能的原因在于，失業(yè)人群獲得的失業(yè)救濟(jì)金屬于勞動(dòng)收入，并且失業(yè)救濟(jì)金的額度遠(yuǎn)小于原本工作可獲得的勞動(dòng)收入，導(dǎo)致勞動(dòng)收入更加集中在收入分配的底層，進(jìn)而增大居民收入結(jié)構(gòu)不平等。

資本收入份額（ln rate_c）直接溢出效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為0.310，間接溢出效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為-0.011，但后者未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明資本收入份額的增加會(huì)引起當(dāng)?shù)鼐用袷杖虢Y(jié)構(gòu)不平等上升，但不會(huì)對(duì)鄰近地區(qū)的居民收入結(jié)構(gòu)不平等產(chǎn)生顯著影響。由于社會(huì)資本收入份額增加時(shí)，富人會(huì)獲得整個(gè)社會(huì)中絕大部分的資本收入，使得資本收入集中在收入分配的頂層，從而加劇收入結(jié)構(gòu)不平等，這與傳統(tǒng)的研究認(rèn)為勞動(dòng)收入份額與收入不平等存在關(guān)系的結(jié)論相一致，即國(guó)民收入分配向勞動(dòng)要素傾斜將改善整體收入分配狀況（周明海、楊粼炎，2017）[32]。

從長(zhǎng)期溢出效應(yīng)來(lái)看，影響居民收入結(jié)構(gòu)不平等因素的顯著性與短期溢出效應(yīng)基本一致。其中，不論是直接溢出效應(yīng)還是間接溢出效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的長(zhǎng)期效應(yīng)均明顯大于短期效應(yīng)，同時(shí)失業(yè)率的長(zhǎng)期直接溢出效應(yīng)大于短期直接溢出效應(yīng)，人力資本水平的長(zhǎng)期間接溢出效應(yīng)大于短期間接溢出效應(yīng)，表現(xiàn)出了“長(zhǎng)期效果強(qiáng)于短期效果”的時(shí)效性。去工業(yè)化程度的長(zhǎng)期溢出效應(yīng)均小于短期溢出效應(yīng)，資本收入份額的長(zhǎng)期直接溢出效應(yīng)小于短期直接溢出效應(yīng)，二者表現(xiàn)出了“短期效果強(qiáng)于長(zhǎng)期效果”的時(shí)效性。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，本部分將復(fù)合型權(quán)重矩陣替換成經(jīng)濟(jì)距離型權(quán)重矩陣進(jìn)行分析，結(jié)果如表8所示?？傮w來(lái)看，穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果與表6中動(dòng)態(tài)空間杜賓模型的結(jié)果基本一致，表明動(dòng)態(tài)空間杜賓模型得到的估計(jì)結(jié)果比較穩(wěn)健。

表8 動(dòng)態(tài)空間杜賓模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（續(xù)表8）

五、結(jié)論

為了揭示收入分配存在的短板，本文就我國(guó)居民收入結(jié)構(gòu)不平等的空間分布特征及影響效應(yīng)進(jìn)行了研究。本文基于CHFS2011—2017年的數(shù)據(jù)，從全國(guó)和省市的角度對(duì)2010—2016年我國(guó)居民收入結(jié)構(gòu)不平等進(jìn)行了測(cè)度和特征比較，并運(yùn)用全局Moran's I指數(shù)和局部Moran's I指數(shù)及其散點(diǎn)圖，從空間聚集效應(yīng)和輻射效應(yīng)兩個(gè)角度研究了我國(guó)居民收入結(jié)構(gòu)不平等的空間分布特征，之后進(jìn)一步運(yùn)用動(dòng)態(tài)空間杜賓模型和空間效應(yīng)分解對(duì)其影響因素進(jìn)行了探究，最后得出了四點(diǎn)結(jié)論。

第一，我國(guó)資本收入主要集中在高收入群體中，大部分低收入群體難以獲取資本收入，主要依賴于勞動(dòng)收入，表現(xiàn)出“窮人擁有勞動(dòng)收入，富人擁有資本收入”的特征。根據(jù)樣本計(jì)算的我國(guó)2016年居民要素收入集中指數(shù)遠(yuǎn)高于同時(shí)期歐洲主要發(fā)達(dá)國(guó)家的平均水平，意味著我國(guó)居民收入結(jié)構(gòu)不平等程度相對(duì)較嚴(yán)重，也說(shuō)明我國(guó)要素收入分配與個(gè)人收入分配之間的聯(lián)系更為密切，資本收入份額和勞動(dòng)收入份額的波動(dòng)對(duì)收入不平等的影響較大。

第二，在2010—2016年間，我國(guó)居民要素收入集中指數(shù)呈“倒U型”趨勢(shì)，峰值出現(xiàn)在2014年。從勞動(dòng)收入和資本收入偽洛倫茲曲線面積的角度分析得出，2010—2014年間居民的勞動(dòng)收入持續(xù)向低收入群體流動(dòng)，導(dǎo)致收入結(jié)構(gòu)不平等加劇，之后在2014—2016年間居民的資本收入和勞動(dòng)收入都向低收入群體流動(dòng)，且前者的流動(dòng)趨勢(shì)更大，使得收入結(jié)構(gòu)不平等得到改善。因此，我國(guó)居民收入結(jié)構(gòu)不平等變化的驅(qū)動(dòng)因素是勞動(dòng)收入，而資本收入的貢獻(xiàn)則較小。

第三，收入結(jié)構(gòu)不平等存在地區(qū)異質(zhì)性。我國(guó)居民收入結(jié)構(gòu)不平等的空間聚集效應(yīng)顯著，其中東部地區(qū)呈現(xiàn)出“低-低聚集”特征，中西部地區(qū)呈現(xiàn)出“高-高聚集”特征。從空間聚集的變化趨勢(shì)來(lái)看，我國(guó)居民收入結(jié)構(gòu)不平等的空間聚集存在優(yōu)化趨勢(shì)，即不斷由高聚集轉(zhuǎn)變?yōu)榈途奂唧w表現(xiàn)為“高-高聚集”型地區(qū)逐漸減少而“低-低聚集”型地區(qū)不斷增加。在“高-高聚集”區(qū)域中，江西和湖南兩地對(duì)推高鄰近地區(qū)居民收入結(jié)構(gòu)不平等的帶動(dòng)作用明顯。北京和天津一直處于“低-低聚集”區(qū)域且輻射作用顯著，說(shuō)明這兩地對(duì)降低鄰近地區(qū)居民收入結(jié)構(gòu)不平等的帶動(dòng)作用強(qiáng)烈。

第四，基于動(dòng)態(tài)空間杜賓模型對(duì)我國(guó)居民收入結(jié)構(gòu)不平等影響因素的研究表明，鄰近地區(qū)的居民收入結(jié)構(gòu)不平等對(duì)當(dāng)?shù)鼐用袷杖虢Y(jié)構(gòu)不平等有促進(jìn)作用，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)居民收入結(jié)構(gòu)不平等具有顯著的抑制作用，去工業(yè)化程度對(duì)居民收入結(jié)構(gòu)不平等具有推動(dòng)作用，且去工業(yè)化程度的加深對(duì)擴(kuò)大居民收入結(jié)構(gòu)不平等的影響最大。同時(shí)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和去工業(yè)化程度具有負(fù)的空間溢出效應(yīng)，其中經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平表現(xiàn)出了“長(zhǎng)期效果強(qiáng)于短期效果”的時(shí)效性，而去工業(yè)化程度則表現(xiàn)出了“短期效果強(qiáng)于長(zhǎng)期效果”的時(shí)效性。

注釋：

①來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒-2021》。

②四大分項(xiàng)收入的計(jì)算方法來(lái)自中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)官方文件《CHFS2017綜合變量計(jì)算說(shuō)明》。

③歐洲主要發(fā)達(dá)國(guó)家收入結(jié)構(gòu)不平等的測(cè)算結(jié)果來(lái)源于Ranaldi（2021）[19]。