中國城市化對城鄉收入差距的空間效應

丁慶燊，孫佳星

(東北財經大學 統計學院，遼寧 大連 116025)

一、引 言

隨著世界經濟的快速發展，全球城市化進程也在不斷加快，城市成為人類社會與經濟活動的主要載體和平臺。自1990年開始，世界城市人口急劇增加，截至2014年，全球城市人口約占總人口的54%，預計到2050年，這一比率將增加至66%[1]。城市化是各級政府普遍面臨的戰略問題，是經濟發展與充分就業的源泉。如果不能妥善規劃和管理迅速發展的城市化，必然導致不平等現象加劇、貧民窟增多以及氣候變化等，城鄉收入差距也將進一步拉大。因此，合理解決城市快速發展過程中的不和諧因素，推進城市可持續發展，將成為現階段全球面臨的全新的城市發展議程。在世界城市化飛速發展的大背景下，中國城市化進程也極為迅速，但城市化質量較低[2]。在經濟與社會快速發展的同時，中國城鄉二元結構等遺留問題尚未解決，其弊端主要表現在城鄉收入差距上。2007年，貴州、云南、甘肅和陜西等省區的城鄉收入比高達4.0，以后年份該比值有所降低，但依然超過3.0，過高的城鄉收入差距意味著社會財富分配不均，不利于社會和諧與穩定，城鄉一體化仍是經濟與社會發展過程中要努力實現的目標。

提高城市化水平成為許多發展中國家解決發展不平衡問題、實現現代化的必然要求和戰略選擇，也是中國政府轉變經濟增長方式、縮小城鄉收入差距以及建設中國特色社會主義和諧社會的重要抓手。李克強在第十二屆全國人大會議上提出，中國要依靠改革實現沒有水分的真正發展，城市化是發展最大的潛力，積極穩妥推進新型城市化是解決中國城鄉差距和區域差距的基本途徑，關鍵在于提高城市化質量，破解城鄉二元結構。伴隨中國城市化的快速發展，中國GDP由2007年的270 232.3億元增長至2017年的827 121.7億元，年均增長速度為11.8%[3]。然而，與經濟增長不相適應的是，城鄉收入差距在部分年份不減反增，自2010年開始，全國大多數省區的城鄉收入差距開始縮小，但仍有部分省區的城鄉收入比維持在3.0以上。這一現實情況與經濟發展的預期相悖，中國城市化發展進程對城鄉收入差距的影響有待進一步探討。在把握中國城市化與城鄉收入差距總體趨勢的基礎上，探究中國城市化對城鄉收入差距的影響方向和影響程度，既能為轉變經濟增長方式和實現現代化的戰略決策提供科學依據，又能合理優化收入分配格局，維護社會和諧穩定。

二、理論分析與文獻回顧

目前，區域經濟協調發展和收入分配差距成為經濟研究領域的熱點問題，城市化與城鄉收入差距的關系受到越來越多國內外學者的關注。關于城市化對城鄉收入差距影響的研究，存在的主要觀點包含以下三種：

城市化縮小城鄉收入差距。國內外學者對于城市化縮小城鄉收入差距的研究多以二元經濟結構理論為基礎。Lewis[4]首次提出二元經濟結構模式，認為發展中國家普遍存在現代工業部門和傳統農業部門并存的現象。隨后，Lewis[5]又提出勞動力轉移與二元經濟結構的關系，此時城鄉收入差距幾乎為零，城鄉一體化基本形成。基于Lewis的二元經濟結構理論，部分學者進一步研究城市化進程中勞動力的流動對城鄉收入差距的影響。Todaro[6]認為在二元經濟結構中，城鄉收入差距導致勞動力轉移，而勞動力轉移會通過要素報酬均等化縮小城鄉勞動力報酬之間的差距，從而縮小城鄉收入差距。在此基礎上，大量的實證研究結果也表明城市化能夠縮小城鄉收入差距。陸銘和陳釗[7]利用省際面板數據，分析城市化、經濟開放程度及政府執政能力與城鄉收入差距之間的影響機制，認為城市化可顯著降低城鄉收入差距。王春元和方齊云[8]基于地級市面板數據展開分析，認為從全國層面上看，人口城市化和土地城市化均顯著縮小了城鄉收入差距。此外，姚耀軍[9]和曹裕等[10]均基于VAR模型，實證檢驗金融發展、經濟增長、城市化與城鄉收入差距之間的關系，認為城市化與城鄉收入差距呈負相關，且存在長期穩定的協整關系和格蘭杰因果關系。

城市化擴大城鄉收入差距。國內外學者多從政府主導的城市偏向以及二元經濟結構兩個角度分析城市化對城鄉收入差距的擴大效應。Lipton[11]提出了城市偏向理論，認為城市偏向是政府部門在投資、價格、稅收、戶籍及福利制度等方面實施城市優惠政策，以此促進城市現代工業化的發展，實現經濟快速增長。然而，這種城市偏向政策使得農村經濟增長乏力，在城鄉二元經濟結構下，城鄉收入差距進一步擴大。此后，Todaro[6]通過構建托達羅模型解釋了城市偏向政策下產生的一系列負面效應：城市收入水平增速高于農村，使得城鄉收入差距拉大，農村勞動力受高收入吸引流向城市，導致城市規模迅速擴張，失業率增加。在此基礎上，很多學者從不同政策角度出發，證實了城市偏向對城鄉收入差距的負面影響。陳斌開和林毅夫[12]基于政府發展戰略視角，認為政府主導的資本密集型產業城市優先發展戰略降低了城市就業水平，農業從業人員增加，城鄉收入差距進一步拉大。葛蕾等[13]則認為城市化發展進程中，以政府主導的財政政策存在明顯的城市偏向，對城鄉收入差距有顯著的正向影響。此外，部分學者基于二元經濟結構理論，實證檢驗城市化進程對城鄉收入差距的擴大效應。唐斯[14]基于面板數據模型分析中國東、中、西部城市化率與城鄉收入之間關系，認為在二元經濟結構下，城市化擴大了城鄉收入差距。蔡武[15]運用SVAR動態方法構建城鄉二元經濟模型，認為城市化與城鄉收入不均等呈正相關，且正向效應逐漸擴大。這種城鄉二元經濟結構存在動態和靜態兩種形式，不利于城鄉一體化改革，收入差距也將擴大[16]。

城市化與城鄉收入差距的關系呈倒“U”型分布。關于城市化與城鄉收入差距的關系呈倒“U”型分布的研究可追溯到1955年，美國經濟學家Kuznets[17]認為一國的收入分配差距會呈先增大后縮小的倒“U”型變動曲線，被稱為倒“U”假設。Robison[18]在假設城市化與城鄉收入差距無函數關系的基礎上，通過數學推導的方法驗證了Kuznets的倒“U”型理論，即城市化初期，部分素質和收入水平較高的農村勞動力率先轉移到城市中，實現人口城市化的轉變，而素質和收入水平較低的農村勞動力仍留在農村，導致城鄉收入差距逐漸拉大；城市化中后期，隨著城市工業技術和生產效率的溢出，農村勞動生產率和農業現代化開始提升，使得農業勞動報酬水平逐漸靠近城市工業部門，城鄉收入差距開始縮小[19]。Glomm[20]、Anand和Kanbur[21]、劉田[22]、余秀艷[23]、孫勇和李慧中[24]均實證檢驗了倒“U”假設的真實性和可靠性，得到一致的結論，即城市化對城鄉收入差距的影響表現為短期擴大、中長期縮小的倒“U”型分布。王雪霽[25]進一步驗證了倒“U”型理論的正確性，并強調在城市化水平低的地區推進城市化可顯著縮小城鄉收入差距。但歐陽金瓊等[26]認為從全國層面上看，城鄉收入差距要想步入倒“U”型拐點向下發展，必須以提升農村教育水平和實現城鄉一體化為前提。此外，還有學者認為城市化對城鄉收入差距的影響存在閾值效應。郭軍華[27]通過構建閾值面板數據模型，實證得出當城鄉收入差距大于2.54時，推進城市化進程將擴大城鄉收入差距，當城鄉收入差距不超過2.54時，推進城市化能顯著縮小城鄉收入差距。周少甫等[28]則從城市化的角度出發，認為城市化同樣具有閾值效應，當城市化超過0.456時，城鄉收入差距將明顯降低，當城市化低于0.456時，城市化對城鄉收入差距的影響并不顯著。

綜上所述，目前國內外關于城市化對城鄉收入差距影響的研究大多基于二元經濟結構理論、城市偏向理論和倒“U”型理論展開。總體來看，研究的廣度和深度都有所增加，對城市化與城鄉收入差距之間關系的挖掘逐漸深入，但仍存在一些不足。首先，在研究方法上，已有研究大多建立傳統計量模型，如普通面板回歸模型、VAR模型、SVAR模型和聯立方程模型等，基于經濟與社會視角分析城市化對城鄉收入差距的影響，較少有研究通過建立空間計量模型關注地理位置上相鄰的研究對象之間的相互影響，忽視了城市化與城鄉收入差距的空間相關性和空間溢出效應。其次，在影響因素的選取上，已有研究大多只對人口城市化或土地城市化等單一因素進行分析，對城市化的測度不夠全面，未將產業結構因素納入其中，而產業城市化作為與人口城市化協調發展的產業結構優化過程，是城市化的重要衡量指標。因此，本文在研究方法上建立空間計量模型以關注地理位置上相鄰的研究對象之間的相互影響；在影響因素的選取上增加產業結構因素，從人口城市化、土地城市化和產業城市化三個角度反映城市化水平，同時以經濟規模、人力資本水平、城鎮固定資產投資水平、交通基礎設施水平和政府支出能力作為保障指標。在城市化與城鄉收入差距空間相關性檢驗的基礎上，構建空間計量模型，探究城市化對城鄉收入差距的直接效應和空間溢出效應。并進一步結合中國國情，提出相應的政策建議，以期縮小中國城鄉收入差距，維護社會公平與穩定。

三、指標選取與數據來源

基于已有研究，本文將構建空間面板計量模型分析城市化對城鄉收入差距的影響。其中，被解釋變量為城鄉收入差距，主要解釋變量為城市化衡量指標，控制變量為城市化保障指標。具體指標選取及數據來源如下：(1)被解釋變量：城鄉收入差距(GAP)，以各省區城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均可支配收入的比值測度。(2)主要解釋變量：城市化衡量指標，包括人口城市化(POP)、土地城市化(LAND)和產業城市化(IND)。其中，人口城市化以年均城鎮人口占總人口的比值測度；土地城市化以城市建成區面積占總面積的比值測度；產業城市化是與人口城市化協調發展的產業結構優化過程，其本質是產業結構優化升級，以第二產業和第三產業的增加值之和與國內生產總值的比值測度。(3)控制變量：城市化保障指標，包括經濟規模(GDP)、人力資本水平(HUM)、交通基礎設施水平(TRANS)、城鎮固定資產投資水平(INV)、政府支出能力(GOV)。其中，經濟規模以人均國內生產總值測度；人力資本水平以每十萬人高等教育在校學生數測度；交通基礎設施水平以等級公路里程與總面積的比值測度；城鎮固定資產投資水平以城鎮固定資產投資占全社會固定資產投資的比值測度；政府支出能力以政府公共財政支出與國內生產總值的比值測度。

由于自2007年開始中國實施了政府公共財政支出分類改革，統計口徑發生變化，為保持數據統計口徑一致，以2007—2015年中國31個省區為研究對象，數據來源于各年份《中國統計年鑒》和國家統計局官方網站。其中，涉及現價計算的指標，如國內生產總值、固定資產投資額和政府公共財政支出，均用消費者價格指數平減為以2007年為基期的不變價數據。此外，由于被解釋變量和解釋變量之間的量綱不同，為消除量綱影響，對數據進行標準化處理。

四、實證分析

(一)城市化與城鄉收入差距總體趨勢分析

為縮小區域差距實現協調發展，自2004年以來，中國內地經濟區域開始劃分為四大板塊，即東、中、西部和東北部，四大板塊戰略是中國“十一五”、“十二五”以及“十三五”中區域發展的總體戰略。2016年，國務院發展改革委發布的《關于貫徹落實區域發展戰略促進區域協調發展的指導意見》指出，要根據不同經濟區域的發展情況和產業結構特點，實施不同的發展戰略。根據中國現有的戰略布局特點，首先分析東、中、西部和東北部城市化與城鄉收入差距總體趨勢，以避免區域經濟發展程度不同對全局趨勢分析的影響。2007—2015年四大板塊城市化與城鄉收入差距總體趨勢如圖1所示。

圖1 2007—2015年四大板塊城市化與城鄉收入差距總體趨勢

城市化與城鄉收入差距大致呈負相關。從圖1可以看出，城市化越高的地區，城鄉收入差距越低。其中，東部和東北部的城市化較高，城鄉收入差距較低，中部和西部的城市化較低，而城鄉收入差距較高。這說明隨著中國經濟水平的快速提高，推進城市化的發展有利于縮小城鄉收入差距，優化社會收入分配格局。

四大板塊城市化均呈“東高西低”的格局和逐年增長的趨勢。其中，人口城市化的增長趨勢最為明顯，產業城市化次之，土地城市化的增長幅度微弱，中部、西部和東北部的土地城市化變動更是微乎其微。這是因為近年來人口要素在城鄉之間的流動與轉移較為頻繁，大量農村剩余勞動力涌入城鎮，帶動城鎮經濟發展的同時，推進了人口城市化的發展；同時，產業結構得以調整，城鎮中第二產業和第三產業從業人數越來越多，而以農業為主的第一產業從業人數越來越少，以第二產業和第三產業增加值占比衡量的產業城市化也隨之提高。土地城市化變動微弱可能由于近幾年城鎮土地價格昂貴，土地的集約利用率相對較高，城鎮土地擴張情況不顯著，城鎮建成區面積變動不大。整體來看，東部的人口城市化、土地城市化和產業城市化均最高，而西部的城市化均最低。

四大板塊城鄉收入差距大致呈縮小趨勢。其中，中部和西部的城鄉收入差距相對較高，自2007年以來逐年降低，而東部和東北部的城鄉收入差距相對較低，呈波動下降趨勢，部分年份城鄉收入差距有所回升，尤其是2009年之前，受國際金融危機影響，中國部分經濟發展程度較高的省區出現城鄉收入差距進一步擴大的趨勢，之后幾年由于國家和各省區相繼出臺相關政策，城鄉收入差距開始逐年降低。

(二)城市化對城鄉收入差距的空間效應分析

1. 模型設定

產業城市化作為與人口城市化協調發展的產業結構優化過程，是城市化的重要衡量指標。因此，從人口城市化、土地城市化和產業城市化三個角度衡量城市化，并分別探究不同城市化路徑對城鄉收入差距的影響。基本模型形式為：

GAPit=β0+β1POPit+β2LANDit+β3INDit+γXit+εit

(1)

其中，GAP為城鄉收入差距；POP為人口城市化，LAND為土地城市化，IND為產業城市化；X為影響城鄉收入差距的其他因素；ε代表誤差項；i代表省區，t代表年份。

鑒于城鄉收入差距、城市化和其他經濟社會因素可能存在一定的空間相關性，采用Moran’s I指數檢驗城市化與城鄉收入差距的全局空間相關性。檢驗結果如表 1所示。

表1 人口、土地、產業城市化與城鄉收入差距全局空間相關性檢驗結果

注：表中括號外數值為Moran’s I指數，括號內數值為Z統計量。

由表1的檢驗結果可知，各年份人口城市化與城鄉收入差距的Moran’s I指數均在0.01顯著性水平下通過檢驗，各年份土地城市化的Moran’s I指數均在0.05顯著性水平下通過檢驗，各年份產業城市化的Moran’s I指數均在0.1顯著性水平下通過檢驗。可見，各城市化指標與城鄉收入差距均存在顯著的空間正相關性，有必要在模型中引入空間因素，構建空間計量模型，探究城市化對城鄉收入差距的影響。空間計量模型形式為：

(2)

其中，ρ為空間自回歸系數，反映鄰近省區城鄉收入差距對本省區城鄉收入差距的影響程度和方向；W為反映區域單元空間位置關系的空間權重矩陣，選擇Rook鄰近的0-1矩陣，且為消除“孤島效應”，將廣東與海南設置為空間相鄰。

2. 普通面板回歸模型

在構建空間計量模型之前，通常先對研究變量擬合普通面板回歸模型，觀察模型各系數的顯著性和經濟意義以及模型整體的擬合效果，將其作為是否需要加入空間因素的依據。普通面板回歸模型估計結果如表2所示。

表2普通面板回歸模型估計結果

由表2的估計結果可知，人口城市化、土地城市化和產業城市化均在0.05顯著性水平下通過檢驗。其中，人口城市化的回歸系數為負(-0.81)，而土地城市化和產業城市化的回歸系數均為正(0.59，0.35)，說明城市化發展的不同路徑對城鄉收入差距的影響方向不同，人口城市化的推進有利于縮小城鄉收入差距，而土地城市化和產業城市化的推進反而會擴大城鄉收入差距。城市化的保障指標中，經濟規模、交通基礎設施水平和政府支出能力的回歸系數均為負(-0.40，-0.39，-0.15)，且在0.05顯著性水平下通過檢驗，說明經濟規模的擴張、交通基礎設施水平的完善以及政府支出能力的提高均有利于城鄉收入差距的縮小。而人力資本水平和城鎮固定資產投資水平的回歸系數分別為-0.07和0.04，沒有通過顯著性檢驗。此外，普通面板回歸模型的擬合優度R2值為0.59，Log-Likelihood值為-267.94，擬合效果不太理想，考慮空間區位因素對模型的擬合效果影響較大。

3. 空間相關性檢驗

由表2的估計結果可知，普通面板回歸模型的擬合程度不高，在此基礎上，檢驗模型中是否存在以及存在何種形式的空間相關性。

檢驗空間相關性的方法主要有Moran’s I檢驗、LM檢驗和Robust LM檢驗。Moran’s I檢驗的原假設為模型中不存在空間相關性，如果拒絕原假設，空間效應的具體形式無法確定；LM檢驗和Robust LM檢驗主要用于分析模型中存在的空間相關性的具體形式，包括LM-Lag檢驗、LM-Error檢驗、RobustLM-Lag檢驗、Robust LM-Error檢驗。其中，LM-Lag檢驗和Robust LM-Lag檢驗用于檢驗模型中是否存在空間自相關，LM-Error檢驗和Robust LM-Error檢驗用于檢驗模型中是否存在空間誤差自相關。實際應用中需綜合考慮LM-Lag檢驗、LM-Error檢驗、Robust LM-Lag檢驗和Robust LM-Error檢驗的顯著性，確定具體的空間計量模型形式。

由空間相關性檢驗結果可知，Moran’s I檢驗的統計量值為3.96，在0.05顯著性水平下通過檢驗，說明城市化影響城鄉收入差距的模型中存在某種形式的空間相關性；比較LM-Lag檢驗、LM-Error檢驗、Robust LM-Lag檢驗和Robust LM-Error檢驗的結果發現，四種檢驗的統計量值分別為50.13、13.21、53.48和16.56，且均在0.05顯著性水平下通過檢驗，說明模型中除了分別存在被解釋變量和誤差項的空間自相關性，還可能存在其他形式的空間相關性，可以構建引入解釋變量滯后項的空間面板杜賓模型。

4. 空間面板杜賓模型的建立

基于上述分析，構建城市化對城鄉收入差距影響的空間面板杜賓模型，具體形式為：

(3)

其中，ρ為被解釋變量的空間自相關系數，wij為N×N維空間權重矩陣，β和γ分別是自變量和其空間滯后項的回歸系數，μi是空間固定效應，λi是時間固定效應，εit為隨機誤差項。

五種形式的空間面板杜賓模型的估計與檢驗結果如表3所示，根據各回歸系數的經濟意義和顯著性、模型的擬合優度和自然對數似然函數值、Wald檢驗和LR檢驗以及Hausman檢驗，綜合判斷模型優劣，選擇最佳模型。

表3空間面板杜賓模型估計與檢驗結果

注：***、**和*分別表示在0.01、0.05和0.1顯著性水平下通過檢驗。

對比分析表3中五種模型的系數顯著性及擬合優度，可以發現，時空雙固定效應模型和隨機效應模型的系數顯著性和模型擬合優度都要優于其余三種形式，且Wald檢驗和LR檢驗均在0.01顯著性水平下拒絕原假設，說明模型不能簡化為SLM或SEM。進一步通過Hausman檢驗可看出，模型未通過Hausman檢驗，即模型更適用隨機效應。因此，隨機效應的空間面板杜賓模型為最佳模型。

5.空間面板杜賓模型的結果分析

通過點估計法可以檢驗空間變量是否存在溢出效應是有偏差的，即解釋變量的系數估計值與真實的偏回歸系數存在偏差，由此提出利用偏微分方法將影響來源分為直接效應和溢出效應。在隨機效應空間杜賓模型估計結果的基礎上，將各解釋變量對城鄉收入差距的影響分解為直接效應和溢出效應。直接效應為某省區解釋變量對本省區城鄉收入差距的影響，溢出效應為某省區解釋變量對鄰近省區城鄉收入差距的影響。

基于隨機效應空間杜賓模型中各解釋變量的直接效應和溢出效應分解結果，結合一般線性面板回歸模型的估計結果，對比分析各解釋變量及其空間滯后項的系數顯著性及經濟意義，探究城市化及其保障指標對城鄉收入差距的影響機制。

第一，人口城市化。隨機效應空間面板杜賓模型中，人口城市化的直接效應系數為-0.27，在0.1顯著性水平下通過檢驗，與普通面板回歸模型中該變量的系數-0.81相比，其絕對值較小，說明忽略空間因素會高估人口城市化對城鄉收入差距的影響。人口城市化的溢出效應系數為-1.22，在0.01顯著性水平下顯著為負，說明本省區人口城市化的發展會顯著縮小鄰近省區的城鄉收入差距，且溢出效應的影響程度更高，是直接效應的4.5倍。總體來看，人口城市化的提高會縮小城鄉收入差距。

第二，土地城市化。土地城市化的直接效應系數為0.14，沒有通過顯著性檢驗，低于普通面板回歸模型中該變量的系數0.59，說明忽略空間因素會高估土地城市化對城鄉收入差距的影響。土地城市化的溢出效應系數為1.22，在0.05顯著性水平下通過檢驗，說明本省區城市建成區面積擴張會顯著擴大鄰近省區的城鄉收入差距。

第三，產業城市化。隨機效應空間杜賓模型中，產業城市化的直接效應系數為0.02，沒有通過顯著性檢驗，低于普通面板回歸模型中該變量的系數0.35，說明忽略空間因素會高估產業城市化對城鄉收入差距的影響。產業城市化的溢出效應系數為-0.28，其絕對值大于0.02，且在0.1顯著性水平下通過檢驗，說明本省區產業結構優化會顯著縮小鄰近省區的城鄉收入差距。

第四，經濟規模。隨機效應空間杜賓模型中，經濟規模的直接效應和溢出效應系數分別為0.11和-0.15，二者均未通過顯著性檢驗，說明本省區經濟規模的增加傾向于擴大本省區的城鄉收入差距，但會縮小鄰近省區的城鄉收入差距。

第五，人力資本水平。隨機效應空間杜賓模型中，人力資本水平的直接效應系數為-0.51，在0.01顯著性水平下通過檢驗，且高于普通面板回歸模型中該變量的系數-0.07，說明忽略空間因素會低估人力資本水平對城鄉收入差距的影響。人力資本水平的溢出效應系數為0.62，在0.1顯著性水平下通過檢驗，說明本省區人力資本水平的提高有利于縮小本省區城鄉收入差距，但會顯著擴大鄰近省區的城鄉收入差距。

第六，交通基礎設施水平。隨機效應空間杜賓模型中，交通基礎設施水平的直接效應系數為-0.10，沒有通過顯著性檢驗，低于普通面板回歸模型中該變量的系數-0.39，說明忽略空間因素會高估交通基礎設施水平對城鄉收入差距的影響。交通基礎設施水平的溢出效應系數為-0.64，在0.05顯著性水平下通過檢驗，說明本省區的交通基礎設施水平提高會顯著縮小鄰近省區的城鄉收入差距。

第七，城鎮固定資產投資水平。隨機效應空間杜賓模型中，城鎮固定資產投資水平的直接效應系數為0.06，在0.05顯著性水平下通過檢驗，且高于普通面板回歸模型中該變量的系數0.04，說明忽略空間因素會低估城鎮固定資產投資水平對城鄉收入差距的影響。城鎮固定資產投資水平的溢出效應系數為-0.01，沒有通過顯著性檢驗。由此可見，城鎮固定資產投資水平對本省區城鄉收入差距有顯著的擴大效應。

第八，政府支出能力。隨機效應空間杜賓模型中，政府支出能力的直接效應系數為-0.34，在0.01顯著性水平下通過檢驗，且高于普通面板回歸模型中該變量的系數-0.15，說明忽略空間因素會低估政府支出能力對城鄉收入差距的影響。政府支出能力的溢出效應系數為-0.41，且在0.05顯著性水平下通過檢驗。由此可見，某省區政府支出能力的提高對本省區和鄰近省區的城鄉收入差距均有顯著的縮小效應。

五、結論與政策建議

中國城市化對城鄉收入差距的影響方向和影響程度不盡相同，在全局空間相關性檢驗的基礎上，引入空間因素，構建空間面板杜賓模型，從人口城市化、土地城市化和產業城市化三個角度探究城市化對城鄉收入差距的空間效應。

(一)結論

通過城市化對城鄉收入差距空間效應的實證分析，得出的主要結論如下：

第一，從總體趨勢來看，城市化與城鄉收入差距呈負相關。城市化越高的地區，城鄉收入差距越低，且城市化總體呈逐年增長的趨勢，大致形成“東部沿海高，西部內陸低”的空間分布格局，而城鄉收入差距呈波動下降的趨勢，大致形成“中西部高，東部沿海低，擴散與極化共存”的分布格局，城鄉收入差距低值區域逐年向中部內陸地區延伸，整體變動趨勢較好。說明隨著中國經濟的快速提高，推進城市化進程的發展有利于縮小中國城鄉收入差距，優化社會收入分配格局。

第二，中國城市化具有顯著的空間溢出效應，不同的城市化衡量指標對城鄉收入差距的影響方向不同。根據隨機效應空間杜賓模型的估計結果可知，人口城市化、土地城市化和產業城市化對城鄉收入差距的影響方向不同，且溢出效應更為顯著。人口城市化和產業城市化對城鄉收入差距具有顯著的負向溢出效應，而土地城市化對城鄉收入差距具有顯著的正向溢出效應，即提高本省區的人口城市化和產業城市化可以顯著縮小鄰近省區的城鄉收入差距，而提高本省區的土地城市化能顯著擴大鄰近省區的城鄉收入差距。人口要素流動與產業結構優化升級具有相互作用，一方面，農村人口向城鎮流動為城鎮產業發展注入更多勞動力，從而促進產業結構優化升級，并且人口要素的雙向流動使技術要素向農村溢出，提高了農村勞動生產率和收入水平；另一方面，產業結構優化升級催生更多勞動密集型產業，吸引大部分農村剩余勞動力進城獲取高收入工作，加速人口要素流動。因此，人口城市化和產業城市化的提高有助于縮小城鄉收入差距。而城市建成區面積擴張會為城鎮經濟發展帶來更多機遇，尤其是擴張區域的土地價格將顯著高于農村。因此，提高土地城市化不利于縮小城鄉收入差距。

第三，城市化的保障指標對城鄉收入差距的影響方向有正有負。直接效應中，人力資本水平和政府支出能力對本省區城鄉收入差距具有顯著的負效應，城鎮固定資產投資水平對本省區城鄉收入差距具有顯著的正效應。空間溢出效應中，人力資本水平的空間滯后項對城鄉收入差距具有顯著的正效應，即人力資本水平的提高能顯著增加鄰近省區的城鄉收入差距，而交通基礎設施水平和政府支出能力的空間滯后項具有顯著的負效應，即完善和提高交通基礎設施水平和政府支出能力有利于縮小鄰近省區的城鄉收入差距。

(二)政策建議

在經濟實力和城市化快速發展的大背景下，縮小城鄉收入差距是實現社會公平、維護社會穩定和構建和諧社會的重要舉措。因此，本文結合中國國情和實證研究結論，從不同路徑出發針對如何縮小城鄉收入差距提出如下政策建議：

第一，優化城鎮產業結構，帶動經濟發展，增加農村居民非農收入。不同的城市化路徑對城鄉收入差距的影響方向不同，根據人口城市化和產業城市化具有顯著的負向溢出效應的特點，結合中國人口眾多的現狀，應進一步優化產業結構，著重發展第二產業和第三產業中的勞動密集型產業，為農村剩余勞動力提供更多的高收入就業機會，加強城鎮與農村之間的互聯互通，實現勞動力市場的城鄉一體化，提高城鎮經濟發展的帶動作用，同時為外來務工人員本省區就業提供政策幫助，解決其住房問題及子女上學問題。

第二，優化農村產業結構，提高農村土地集約利用率，增加農村居民農業收入。積極向農村引進農牧林相關企業以及勞動密集型企業，優化農村產業結構，實現農村產業結構的就地城市化，加快城郊及農村城市化的進程。同時，在農村土地征用上給予優惠政策，提高農村土地集約利用率和土地經濟效益最大化，增加農村居民土地收入和就業機會。

第三，著力解決城鎮與農村人力資本分配不均現狀，提高農村人力資本水平。加大農村人力資本投資水平，完善農村教育教學設施，減輕農村人口接受高等教育的經濟負擔。一方面，提高農村人口受教育水平和勞動力素質；另一方面，著力培養農村人口的主動受教育意識，使其適應高收入職業對人力資本素質的要求，這是提高農村人均可支配收入的重要途徑。

第四，保證區域協調發展，合理安排財政支出。政府要發揮好協調區域發展的作用，合理安排各項財政支出。政府要加大交通基礎設施的財政支出力度，促進省內及省間的人口要素流動與轉移，擴大經濟發展的空間溢出性。同時在財政支出上給予西部一定的政策傾斜，完善西部各項基礎設施建設，加強中國東、西部的交流與聯系，實現經濟聯動和資源技術共享。

第五，均衡城鎮與農村固定資產投資水平。2016年，中國全社會固定資產投資中，城鎮固定資產投資占比高達98%，應適當縮小城鎮固定資產投資規模，減少城鎮建設中不必要的基礎設施投資，將更多資金投入到農村基礎設施建設，提高農村教育、醫療和科學技術水平。提高農業勞動生產率，推動農業現代化是提高農村收入的重要途徑。