城鎮化、產業結構升級和城鄉收入差距互動關系研究
——基于PVAR模型的實證

張志新，邢懷振，于荔苑

（山東理工大學 經濟學院，山東 淄博 255049）

一、引言及文獻綜述

自1978年改革開放以來，中國經濟得以迅速發展。2005-2018年中國GDP從18.73萬億元增至90.03萬億元，年均增長率為9.11%，人均GDP由14 368元上升至64 644元，增幅達449%。與此同時，中國社會經濟結構也趨于優化。在產業結構方面，第二和第三產業產值在GDP中的比重從2005年的87.42%上升至2018年的92.86%，逐步由工業型經濟向“服務型經濟”轉變；在社會人口結構方面，城鎮化建設水平顯著提高，城鎮化率已由2005年的42.99%提升至2018年的59.58%。以城鄉居民收入差距為主要特征的城鄉二元經濟結構表現出逐步收斂的趨勢，2009年城鄉居民收入之比達到改革開放以來的最大值3.33∶1，隨后逐年下降，到2018年城鄉居民收入比降至2.68∶1。但從城鄉居民基尼系數（1）來看，中國城鄉居民基尼系數已由2009年的0.246增長至2018年的0.391，增幅超過58.9%，雖低于警戒線0.4以下，但城鄉居民收入差距具有明顯的擴大趨勢。城鄉收入差距問題已成為影響中國經濟協調發展和社會穩定的“瓶頸型”障礙。因此，厘清城鎮化、產業結構升級和城鄉收入差距三者間的邏輯關系，對推進新型城鎮化建設、促進產業結構升級和逐步縮小城鄉收入差距具有重要的現實意義。

城鎮化、產業結構升級和城鄉收入差距已成為國內外理論與實證研究的熱門話題。對于城鎮化與產業結構升級之間關系的研究，Glaeser（2005）認為新型城鎮化建設發展目標的實現與現階段城鎮化建設相對應的產業結構的發展水平具有密切的關聯性［1］。城鎮化的快速發展將有助于推動現代服務業發展水平的提高，同時會觸發“協同集聚”效應，從而有利于實現產業結構的優化升級［2］。城鎮化進程會促進產業的分工和重組，而產業的分工和集聚會加快當前企業生產技術水平及創新改革能力的迅速提升，進而為產業結構升級提供動力支持［3］。藍慶新等（2013）研究發現，中國新型城鎮化與產業結構升級之間具有顯著的空間相關性，其主要表現在高水平地區集中、低水平地區聚集，進一步研究發現，新型城鎮化建設會對產業結構升級具有顯著的空間沖擊效應，帶動產業結構升級［4］。然而，郝希亮和王成龍（2014）通過對甘肅省城鎮化和產業結構實證分析發現，城鎮化與產業結構之間并未形成良性的互動關系［5］，并且城鎮化水平的提高在短期內會對產業結構的升級優化產生負面影響［6］。Farhana（2012）通過對發展中國家中特有的城鎮化進程研究發現，當城鎮化率到達一定水平時，產業分工會進入高級階段，但是由于發展中國家在全球產業鏈中處于末端，容易陷入“豐收貧困”的陷阱之中，粗放型經濟增長成為推動工業化進程的主要推動力，因此不利于產業結構優化升級［7］。與此同時，發展中國家由于創新能力有限，更多的是偏向于傳統制造業集聚的發展模式，不利于新型產業的發展，甚至會出現第三產業的“畸形化”，阻礙產業結構升級［8］。

就產業結構與城鄉收入差距而言，王亞飛等（2015）認為城鄉收入差距擴大的重要影響因素來源于產業結構變動，隨著產業結構的不斷優化，對城鄉收入差距的擴大表現出先為正后為負的影響效應［9］。產業結構與城鄉收入差距存在長期協整關系，并且第二產業比重、產業結構高級化水平與城鄉收入差距長期保持著正相關的關系，第二產業比重增加與產業結構水平高級化都進一步加劇了城鄉收入差距［10］。并且，產業結構變動顯著促進了城鄉居民人均收入的增長，也導致城鄉居民人均收入差距的擴大［11］。然而，部分學者持不同觀點，有學者通過實證研究發現，產業結構調整有利于促進城鄉收入差距的收斂［12-13］。另一類觀點認為，產業結構升級與城鄉收入人差距之間的關系表現為“倒U型”，當產業結構優化程度介于0.639 0～0.783 6之間時，城鄉收入差距表現為收斂的態勢［14］。

關于城鎮化與城鄉收入差距的研討較多，其研究結論可大致分為三類：其一，認為城鎮化對城鄉居民收入差距具有反向影響［15］。經典的托達羅模型（Todaro，1969）認為，農村勞動力會因為城鄉預期收入差距的存在而逐步向城鎮進行轉移，由于勞動力的轉移會使得勞動報酬實現均等化，進而提高農村居民收入水平，縮小收入差距［16］。其二，認為隨著我國城鎮化水平的不斷提高，城鄉居民收入差距也在持續擴大，對中國經濟持續發展與社會穩定帶來日益嚴重的負面影響［17］。其三，認為城鎮化與城鄉收入差距之間的關系并非簡單的線性關系。周少甫等（2010）研究發現，城鎮化水平對城鄉收入差距具有顯著的門限效應，當城鎮化水平低于0.456門檻時，城鎮化與收入差距之間的關系不顯著；但是當城鎮化水平高于此門檻時，城鎮化對收入差距具有顯著的收斂作用［18］。

已有文獻對城鎮化、產業結構升級和城鄉收入差距之間的動態平衡關系進行了定量分析，但對于上述三者關系的研究依舊存在著許多不足。第一，現有文獻中絕大多數文獻僅僅選取城鎮化、產業結構升級和城鄉收入差距三者中的兩者之間的關系進行研究，并未能將三者納入同一個研究框架下進行探討；第二，大部分文獻對其研究皆是在時間序列數據或者截面數據上進行建模或回歸分析，而通過構建PVAR模型的面板數據研究甚少，PVAR模型可以很好地將各個變量間彼此的影響關系反映出來，同時還可以保持其獨立性，進而保證實證結果的真實有效性［19］；第三，相關文獻的研究對象多是面向全國范圍，缺乏對于國內各個地區的差異化研究，由于中國東中西部地區以及整體經濟發展存在差異性，各個變量之間的互動關系可能因地區不同而表現出差異。因此，本文將通過構建PVAR模型，研究城鎮化、產業結構升級和城鄉收入差距三者之間的關系及其區域異質性。

二、理論分析

（一）城鎮化與城鄉收入差距

城鄉收入差距已成為二元經濟結構最突出的特征之一，由于城鎮地區相比農村地區具有較高的勞動生產率，使得城鎮地區的人均收入水平高于農村地區。城鄉收入差距的存在促進了農村剩余勞動力向城鎮地區的轉移，農村剩余勞動力向城鎮地區的轉移，一方面可以為城鎮地區產業的發展提供充足的勞動力資源，同時也會促使城鄉居民相對收入發生改變進而對城鄉收入差距產生影響。在農村剩余勞動力向城鎮轉移初期，雖然能夠取得高于從事農業工作獲取的勞動報酬，但是由于自身文化、技能以及教育水平的限制，僅能從事高付出、低技能、低收益的工作行業，擴大了城鎮崗位的就業分化。即使與城鎮居民從事同一工作，也難以實現“同工同酬”，造成農村剩余勞動力收入報酬低于城鎮居民。農村剩余勞動力向城鎮地區的大量流入，使得勞動生產率和經濟收益也隨之提高，但是這些經濟收益更多的是由城鎮居民獲得［20］，從而進一步擴大了城鄉居民的收入差距。

拉尼斯與費景漢理論指出，農村剩余勞動力向城鎮轉移的前提條件是農業生產效率的提升滿足城鎮地區工業部門對于農村剩余勞動力的需求。這便要求在推動農村剩余勞動力轉移的同時，要積極加快農業現代化建設步伐，降低城鎮化成本［21］。而農業生產技術的進步會產生技術的“外溢效應”，提高農業生產效率，加快農村剩余勞動力向城鎮地區的轉移，同時勞動者在城鎮地區獲得勞動報酬又會反哺農村地區，產生“反哺效應”［22］，繼而有助于提高農村地區收入，縮小城鄉收入差距。

（二）產業結構升級與城鄉收入差距

現階段，中國產業重心正由第一產業優化、第二產業升級、第三產業發展為主逐步向第二和第三產業發展為主轉移，產業結構的升級優化會加快城鎮化進程，特別是那些具有高就業彈性、勞動密集型的第三產業已成為農村剩余勞動力轉移的強大的“蓄水池”［23］。從長期角度看，有助于吸納更多的農村剩余勞動力，在促進就業的同時提高農村剩余勞動力的勞動報酬，并且城鎮居民的邊際收益會因農村剩余勞動力的大量流入擠占城鎮就業空間而降低，其收入水平會因此受到抑制。而與此同時，隨著鄉村振興戰略的實施，政府部門加大對于農村地區的扶持力度，城鎮農產品深加工制造業與農村地區傳統農業進行產業融合，逐步改善農村地區單一的產業結構局面，在產業結構升級的同時推動農村地區土地流轉，積極踐行規模化經營，既解放了農村勞動生產力，也有效提高了農業生產效率。結合上述因素，從長遠角度出發，產業結構的升級優化將有助于城鄉收入差距的縮小。

（三）城鎮化與產業結構升級

城鎮化與產業結構升級之間具有反作用，城鎮化的發展有助于生產要素的流動，從而促進產業結構升級。一般而言，在推動城鎮化進程中，其存在的極化效應有助于產業和人才的集聚，不同產業不斷入駐城鎮地區，增添城鎮經濟活力，同時城鎮地區快速發展會加大對農村剩余勞動力的吸引，為城鎮地區產業發展提供充足勞動力資源和保障。同時，城鎮化進程的推進有助于人力資本水平的提升，極大的促進技術進步，從而為區域產業創新提供支撐。產業結構升級優化實現的是各類生產要素從第一產業逐步向第二、第三產業轉移的過程，伴隨著產業結構的調整，會加大對于高素質、高技術人才的需求，這對于實現新型城鎮化具有重要作用。同時，產業結構升級有利于改善城鎮就業結構。產業結構的調整促進了第三產業的發展，特別是那些高就業彈性的服務性產業，對于勞動力的需求加大，增添更多的就業崗位，從而很好地為農村剩余勞動力提供就業機會，解決農村剩余勞動力就業問題，加快城鎮化進程。

但過快的城鎮化進程同樣也會對產業結構升級產生負面影響。在加快城鎮化進程時，大規模進行基礎設施建設和城鎮住房建設，城市空間快速擴張，導致耕地大量被占用、環境壓力劇增以及人口密集等一系列問題的出現，房價、土地及用工費用快速上漲，城鎮化成本加大。譬如，房價的快速上漲，提高了農村剩余勞動力市民化的門檻，極易造成人力資源流失，一旦區域產業結構升級的生產要素及市場需求有所降低，將不利于產業結構升級［24］。同時，產業結構升級對企業技術創新能力提出新的要求，在用人單位工資壓力增大的情況下，企業不斷引進新技術，工業機器人及智慧人工系統大大擠占了農村剩余勞動力的就業空間，加之農村剩余勞動力自身文化素質限制容易被企業所淘汰，造成農村剩余勞動力回流的現象，反而不利于城鎮化的發展。

三、研究設計

（一）變量選擇

本文涉及城鎮化、產業結構升級和城鄉收入差距三個變量。

（1）城鄉收入差距（IG）。在以往文獻中，衡量城鄉收入差距的指標通常利用城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均純收入之比表示，此類表示方法未能考慮城鄉居民絕對收入變動和城鄉人口結構變化對其造成的影響，因此，本文借鑒李永剛和張鵬（2013）的方法，采用泰爾指數衡量城鄉收入差距程度［25］。

（2）產業結構升級（IS）。借鑒徐敏（2015）的方法，引入產業結構升級指數作為衡量產業結構升級的指標［26］，即分別對第一產業、第二產業及第三產業賦予不同權重，隨后乘以其自身比重進行加權處理后作為衡量產業結構升級的指標，IS的值越大說明產業結構升級水平越高。具體公式如下：

其中，qi表示第i產業所占比重。

（3）城鎮化（UR）。由于全國統計口徑在其一致性上存在偏差且部分歷史數據的可獲得性不佳，此處在衡量城鎮化水平這一指標時，采用各省份城鎮人口數與總人口數的比值來恒定當前各省域的城鎮化發展水平。

（二）模型設定

選取面板向量自回歸模型是因為該模型包括了固定效應的動態面板模型，可以將所有變量皆視為內生變量。換言之，面板向量自回歸模型既有面板數據估計方法的優點，又具備向量自回歸模型的優點，并且可在一定程度上降低向量自回歸模型對于時間序列長度的限制要求，也可較好地捕捉每個樣本個體對模型參數的影響［27］，因此建立如下模型：

其中，i代表的是不同城市；t代表的是年份；Yit包括三個列向量，分別是城鎮化水平（UR）、產業結構升級（IS）和城鄉收入差距（IG）；γ0代表的是截距項向量，P代表的是滯后階數；γj代表的是滯后j階的參數矩陣；αi代表的是個體固定效應的變量；βt代表的是時間效應變量；εit代表的是隨機擾動項。

（三）數據來源與描述性統計

本文選取2005-2018年中國31個省份（不含港澳臺地區）面板數據，資料來源于《中國統計年鑒》（2005-2018）和國家統計局相關統計。同時對城鎮化變量取對數，以規避異方差和量綱問題。各個變量的統計特征描述見表1所列。

表1 變量的描述性統計

由表1可知，東部地區的城鎮化水平最高，中部地區次之，最低的為西部地區，且東部地區的城鎮化水平要高于全國城鎮化平均水平；從產業結構升級指標來看，東部地區產業結構水平最高且高于全國平均水平，中部地區的產業結構水平要略低于西部地區，且中部地區和西部地區產業結構水平皆低于全國平均水平；就城鄉收入差距指標而言，東部地區城鄉收入差距最小，其次為中部地區，并且東部地區和中部地區城鄉收入差距小于全國平均水平，而西部地區城鄉收入差距最大且高于全國平均水平。

四、實證結果與分析

（一）穩定性檢驗和最優滯后階數

（1）穩定性檢驗。在對PVAR模型進行估計之前，需要對所用數據進行平穩性檢驗，以避免因存在“偽回歸”而使得估計結果出現偏差。在此，對所需數據進行LLC檢驗，各個指標數據檢驗結果見表2所列。各數據序列皆拒絕了原假設，這表明所用數據序列為平穩序列。

表2 主要變量的穩定性檢驗

（2）最優滯后階數確定。為了估計由城鎮化、產業結構升級和城鄉收入差距三者構建的PVAR模型，需要確定其模型的最優滯后階數，全國及東中西部地區的面板向量自回歸模型最優滯后階數見表3所列。其中，全國及中、西部地區PVAR模型的最優滯后階數為2階，東部地區PVAR模型的最優滯后階數為1階。

表3 最優滯后階數確定

（二）動態面板數據GMM估計

PVAR模型利用內生變量的滯后項作為工具變量，并運用系統GMM方法消除模型中的內生性，通過截面均值差分法和前向均值差分法（Helmert）去掉模型中的時間效應和個體效應，其中，lnUR、IS和IG經過Helmert轉換消除個體效應后的序列分別為h_lnUR、h_IS和h_IG，L1、L2分別表示滯后一期和滯后二期的變量。

由表4至表7可知，在城鎮化對數（lnUR）方程中，城鎮化易受到自身的影響，在全國和東中西部四個PVAR模型中，滯后一期的城鎮化其顯著性皆在1%的水平上顯著，其影響系數也均大于0.87。此外，就全國和西部地區PVAR模型而言，在滯后二期時，產業結構升級和城鄉收入差距會對城鎮化在5%的水平存在影響，影響系數皆為負，且產業結構升級對城鎮化的影響系數更大，這表明上一期的產業結構升級和城鄉收入差距皆會對當期城鎮化產生顯著的負影響，且產業結構升級對城鎮化的影響力更大。從產業結構升級（IS）來看，全國和各個地區的估計結果顯示，滯后一期的產業結構升級對當期的產業結構升級在1%的水平上存在顯著的正向影響，其影響系數均在0.10以上。另外，除東部地區PVAR模型以外，在其余的模型中，滯后一期的城鄉收入差距會對當期的產業結構升級產生顯著的負向影響。對于城鄉收入差距（IG）方程而言，在全國和東中西地區PVAR模型中，滯后一期的城鄉收入差距會對當期城鄉收入差距在1%的顯著水平上具有正向影響，且影響系數大于0.80。在全國和東部地區PVAR模型中，滯后二期產業結構升級成為影響城鄉收入差距的關鍵因素，且影響系數為負，這表明上一期的產業結構升級會對當期城鄉收入差距具有顯著負向影響，而滯后二期的城鄉收入差距對自身影響不顯著。

表4 全國PVAR模型的GMM估計結果

表5 東部地區PVAR模型的GMM估計結果

表6 中部地區PVAR模型的GMM估計結果

表7 西部地區PVAR模型的GMM估計結果

（三）脈沖響應分析

GMM估計結果表明了城鎮化、產業結構升級和城鄉收入差距三者間的靜態相互關系，為了得到更為準確的動態關系，需要對三者進行脈沖響應分析。

此處借鑒蒙特卡羅的方法，進行200次模擬得到全國及東中西部地區在滯后6期上的脈沖響應函數圖如圖1至圖4所示。

圖1 全國脈沖響應沖擊

圖2 東部地區脈沖響應沖擊

圖3 中部地區脈沖響應沖擊

圖4 西部地區脈沖響應沖擊

依據全國及東中西部地區的脈沖響應函數圖像分析，可以得出以下結論：

第一，城鎮化、產業結構升級和城鄉收入差距三個變量當面對來自自身的信息沖擊時，會表現出顯著的正向響應，這表明城鎮化、產業結構升級和城鄉收入差距都具有相對的經濟慣性。

第二，當城鎮化面對產業結構升級信息沖擊時，從全國范圍來看，產業結構升級對城鎮化具有顯著的負面效應，并且這種負面效應表現出逐年收斂的態勢，但是在東部和中部地區，產業結構升級對城鎮化具有正面效應，這種正面效應呈現出逐年增長的趨勢且隨著滯后期的增加而逐漸平穩。這表明，中部和東部地區經濟實力較強，第二、第三產業在國民經濟中占據著優勢地位，產業結構的優化升級有助于地區經濟發展，擴大地區產業結構發展的集聚效應，從而有助于城鎮化進程的推進。從西部地區來看，產業結構升級對城鎮化具有顯著的負面效應，這種負面效應大約從滯后二期開始逐步趨于平穩。究其原因可能是因為西部地區經濟發展相對落后，基礎設施建設較差，并且由于西部地區勞動力素質較低、人口分布相對分散，加之人口外流現象嚴重，難以發揮產業結構優化升級的集聚作用，從而不利于推動城鎮化的發展。相反，產業結構升級面臨城鎮化信息沖擊時，從東部和中部地區來看，城鎮化一個單位標準化沖擊對產業結構升級產生負面效應，并且這種效應是持續擴大的。而對于全國和西部地區，城鎮化對產業結構升級的沖擊作用也為負，這種負面的沖擊效應是從滯后二期才開始的，這與前期GMM估計結果相一致。

第三，城鄉收入差距面臨城鎮化信息沖擊時，在東部地區，城鎮化一個標準化的沖擊會對城鄉收入差距產生持續擴大的負向影響，這表明城鎮化的發展會有助于城鄉之間收入差距的縮小。原因可能是因為東部地區經濟發展速度較快，城鎮化的推進有助于資金的注入，提升地區經濟對勞動力的需求程度，提供更多的就業崗位，有利于勞動力的集聚和人才市場的發展，不斷提升居民生活和收入水平，同時由于城鎮化建設的輻射作用，有助于帶動周邊鄉村經濟的發展，有助于農村居民收入水平的提高，進而可以促進城鄉收入差距的縮小。而對于西部和中部地區而言，城鎮化一個標準化的沖擊會使城鄉收入差距產生先擴大后收斂的“U型”負面影響，且這類“U型”的負面影響在中部地區表現得格外明顯。其緣由可能是因為中部和西部地區城鎮化水平較低，經濟相對落后，在前期時，城鎮化的推進有助于人口聚集，尤其是可以助推農村勞動力向城鎮的轉移，帶動地區經濟發展，進而有助于縮小收入差距，但是由于中部和西部地區基礎設施建設相對落后，經濟活力較低，再加之城鎮發展偏向，城鎮化對收入差距的縮小作用在后期有所減弱，因此城鎮化對城鄉收入差距的沖擊效應呈現出“U型”。另外，當城鎮化面臨城鄉收入差距的信息沖擊時，從全國和中部地區來看，城鄉收入差距對城鎮化的沖擊具有先擴大后收斂的負面效應，而在東部和西部地區，城鄉收入差距一個標準化的沖擊對城鎮化產生逐漸縮小的負面效應。這表明，城鄉收入差距的擴大不利于城鎮化的發展，但這種負面作用是逐漸縮小的。

第四，當城鄉收入差距面臨產業結構升級信息沖擊時，就全國、東部和西部地區而言，產業結構升級對城鄉收入差距具有顯著的負向效應。而對于中部地區，產業結構升級一個標準化沖擊對城鄉收入差距有先擴大后收斂的負面效應，這表明產業結構的升級優化有助于推動城鄉收入差距的收斂。產業結構的升級可以優化資源配置，均衡城鄉發展，同時可以提高第二、第三產業對于勞動力的吸納能力，提高居民的收入水平，從而有助于縮小收入差距。而當產業結構升級受到城鄉收入差距的信息沖擊時，從全國和東部地區來看，城鄉收入差距對產業結構升級具有負向效應，即城鄉收入差距的擴大不利于產業結構的升級優化。其緣由可能是收入差距的拉大致使社會總體消費需求降低，對于工業產品和服務業的消費能力不足，在一定程度上阻礙了產業結構的升級優化。而在中部和西部地區整體表現出正效應，這表明中部和西部地區收入差距的擴大對產業結構的升級具有推動作用。其原因可能是中部和西部地區產業結構優化水平較低，有較大的升級優化空間，收入差距的存在可以刺激第二、第三產業發展，進而帶動地區經濟發展和居民收入水平的提高。

（四）方差分解

由表8可知，全國城鎮化對自身的方差貢獻率最高，在第10期時為83.5%，到第30期時仍然占據69.9%，其次是產業結構升級，最后為城鄉收入差距。分地區來看，在滯后10期時，東中西部地區城鎮化對自身的貢獻率最高，而當滯后30期時，東部地區城鎮化的預測方差有55.1%來自自身，43.2%來自城鄉收入差距。對于中部地區而言，在第30期時，城鎮化受自身和產業結構升級的影響較大，且兩者對城鎮化的貢獻率相當。對于西部地區，在滯后30期時，產業結構升級對城鎮化的貢獻率為49.7%，城鎮化對自身的貢獻率為32.1%，城鄉收入差距對城鎮化的貢獻率為18.1%。

全國產業結構升級的方差貢獻率主要來自自身和城鄉收入差距，分別為56.7%和42.9%，且從滯后20期開始趨于穩定，城鎮化對產業結構升級的貢獻率甚微，僅為0.4%。說明產業結構升級主要受自身和城鄉收入差距的影響。從各地區來看，東部地區產業結構升級受自身和城鄉收入差距的影響最大，隨著滯后期的推移，城鄉收入差距對產業結構的貢獻率迅速提高，滯后30期時達到79.9%，產業結構升級對自身的貢獻率從39.2%降至11.6%，城鎮化對產業結構升級的貢獻率較低，這說明城鄉收入差距對產業結構升級的影響會日漸增強。中部地區產業結構升級的方差貢獻率主要來自自身和城鄉收入差距，自滯后20期時逐步趨于穩定，在其預測方差中，56.5%來自自身，33.6%來自城鄉收入差距，9.8%來自城鎮化，這表明中部地區產業結構升級受自身影響最大，但不能忽視城鎮化對產業結構升級的影響作用。對于西部地區，產業結構升級對自身的貢獻率最大，為65.8%，隨著滯后期推移而減弱但貢獻率依舊維持在56.9%左右。雖然城鎮化和城鄉收入差距對產業結構升級的貢獻有所提高，但最大僅為4.7%和38.3%。這表明，西部地區產業結構升級對自身的影響力最強，但這種影響力會隨著時間推移而減弱，而城鎮化和城鄉收入差距對產業結構升級的影響力會逐漸加強。

表8 方差分解

全國城鄉收入差距貢獻率主要來源于自身，在第10期為91.2%，在第30期仍為89.4%，而城鎮化和產業結構升級對城鄉收入差距的貢獻率較小。這表明城鄉收入差距對自身影響作用最大，而城鎮化和產業結構升級對城鄉收入差距的影響力不顯著。東部地區城鄉收入差距的方差分解與全國結果相似，即城鄉收入差距受自身影響最大。中部地區和西部地區城鄉收入差距方差分解結果相一致，即城鄉收入差距的方差貢獻率主要來自自身，其次是產業結構升級，最后為城鎮化。這表明，城鄉收入差距受自身影響較大，產業結構升級對其影響次之，城鎮化對其影響最小。

五、結論與建議

（一）結論

本文利用PVAR模型中的GMM估計、脈沖響應和方差分解對31個省份2005-2018年城鎮化、產業結構升級和城鄉收入差距的面板數據，按照全國及東中西部地區對三者的互動關系進行探究，發現三者的關系在不同地區存在顯著差異：

（1）從全國整體水平來看，城鎮化、產業結構升級和城鄉收入差距均受自身的影響最大，城鎮化的發展和產業結構的優化有助于城鄉收入差距的縮小。

（2）從東部地區來看，城鎮化主要受自身和城鄉收入差距的影響，城鎮化對自身具有正向影響作用，而與城鄉收入差距之間具有負向作用，因此推進東部地區城鎮化建設會對城鄉收入差距的縮小產生重要積極作用。產業結構升級對城鄉收入差距同樣具有負向關系，但這種負向關系不顯著。

（3）從中部地區來看，城鄉收入差距主要受自身、產業結構升級和城鎮化的影響，且影響系數均為負，兩者對城鄉收入差距的影響表現為“U型”的負向關系。

（4）從西部地區來看，產業結構升級是影響自身和城鎮化的主要原因，并且影響方向為負。城鄉收入差距受自身影響最大，但其影響作用會逐年減弱。

（二）建議

（1）堅持以縮小城鄉收入差距為基本目標。無論是新型城鎮化建設、一二三產業融合發展，還是其他扶持政策，基礎性前提都必須以不斷提高居民收入水平和持續縮小城鄉居民收入差距為出發點。考慮全國不同地區城鎮化、產業結構升級和城鄉收入差距之間的關系具有差異性，因此，政府在制定宏觀政策時應注重區域異質性，針對區域特征制定適宜的城鎮化和產業結構升級政策。

（2）處理好城鎮化與城鄉收入差距的關系，實現城鄉聯動發展。在加快推進城鎮化建設過程中，要注重提升城鎮化發展質量，同時做好城鄉之間的協調與均衡發展，進一步建立和完善現有的城鄉社會保障體系，逐步廢除城鄉差異，并加大在城鄉教育和醫療等其他基本公共服務方面的改革力度，逐步實現城鄉社會公共服務水平的均等化，建立科學的良性循環發展之路，進而穩定提高農民收入，縮小城鄉收入差距。

（3）理順產業結構升級與城鄉收入差距的關系，切實增加農民收入。推動農村第二、第三產業與城鎮產業有效對接，積極踐行鄉村振興戰略，促進一二三產協調發展。在中部和西部地區，改造提升傳統產業，依據當地特色發展現代農業及旅游業，推動新興產業和現代服務業的發展；在東部地區積極發展高新技術產業，促進產業結構轉型，加強第二、第三產業對農村勞動力的吸納能力，加強對農村剩余勞動力的文化素質及技能的培養，以期更好地適應企業對高質量人員的需求，擴大產業結構升級所帶來的“就業效益”［22］，從而增加農民收入，縮小城鄉收入差距。

（4）協同好城鎮化與產業結構升級的步伐，實現互促互助。在城鎮偏向性政策的影響下，各地區城鎮化水平有所差異，加之產業結構調整時間不一、力度不同，主要產業也不盡相同，兩者間的關系相對復雜，需要政府做好引導作用，因地制宜，避免產生“一刀切”現象。在鄉村振興戰略的指導下，中部和東部地區可以提倡“就地城鎮化”［28］，以緩解中心城市壓力，提倡產業結構升級區域化，合理規劃產業布局；西部地區應繼續提高第三產業發展水平，注重引進新興產業，擴大對農村剩余勞動力的容納力度，實現“城—鄉—產”三者的協調發展。

注 釋：

（1）借鑒李蓉（2019）的方法對城鄉收入差距基尼系數進行計算，具體計算公式為：城鄉收入差距基尼系數=農業人口收入比重/（農業人口比重+農業人口收入比重）。