長江三角洲城鎮化率與城鄉收入差距的關系研究

閆東升 孫偉 陳東 仝文濤

摘要 城鎮化進入加速階段、經濟轉向高質量發展時期，準確把握城鎮化率與城鄉收入差距之間的關系，對于更好地解決城鄉不平衡發展具有重要意義。基于城鄉二元經濟模型和已有相關研究，從城鎮化率與城鄉收入差距之間“倒U型”關系理論假設出發，進一步理清城鎮化進程影響城鄉收入差距的具體機制。為驗證這一假設，以我國經濟最發達的長江三角洲為例，基于2000—2018年城市尺度數據，采用空間計量模型，對城鎮化率與城鄉收入差距的關系進行深入研究。研究結果表明：①空間效應分析發現，城鎮化率對城鄉收入差距影響存在較強空間溢出效應，且在核心區與邊緣區均顯著存在。②城鎮化率、經濟發展水平、產業結構、財政狀況、交通設施和對外開放等，都是城鄉收入差距演變的重要驅動因素，但基于“核心-邊緣”的對比發現，不同因素效應存在差異，如交通狀況在核心區效應的不顯著與邊緣區的顯著等。③總體上，長江三角洲城鎮化率對城鄉收入差距影響的直接效應為“U型”、間接效應為“倒U型”，且城鎮化率拐點分別為0.842、0.648，這可能與研究期較高的城鎮化率有直接聯系。對于發展水平存在顯著差距的不同區域對比看，較為發達的核心區二者之間始終呈現“U型”關系、邊緣區則為“倒U型”，直接效應、間接效應的城鎮化率拐點分別為0.843、0.877與0.481、0.673，但均處于城鎮化率推動城鄉收入差距縮小階段。據此，提出進一步推動城鎮化進程縮小城鄉收入差距的政策，但在此過程中應注重強化城市之間的協調，特別是消除邊界壁壘以提升要素流動便捷度。

關鍵詞 城鎮化率;城鄉收入差距;空間溢出效應;長江三角洲

中圖分類號 F129.9文獻標識碼 A文章編號 1002-2104（2021）05-0028-09DOI：10.12062/cpre.20201206

中國特色社會主義進入新時代，進一步縮小城鄉收入差距，成為解決“不平衡發展”難題的重要內容。與“增長奇跡”相伴的顯著城鄉收入差距，通過抑制消費、降低效率等阻礙經濟增長，也導致社會階層固化、影響社會和諧穩定[1-3]。邁入高質量發展階段，城鄉協調發展面臨更加復雜挑戰，制定科學政策推動城鄉收入差距縮小，不僅是解決社會主要矛盾的體現和全面建設小康社會的應有之義，也能夠有效激發內需活力、推動區域協調發展和加快跨越中等收入陷阱[3]。

城鄉收入“絕對平均主義”并不現實，理論與實踐關注焦點在于，如何推動這一差距縮小[3-5]。20世紀以來，學者基于城鄉收入比、城鄉收入絕對差距、泰爾指數等指標，采用變異系數、馬爾科夫鏈、ESDA等方法，分析不同區域、不同尺度城鄉收入差距時空演變規律[5-9]。研究發現這一差距在不同區域均顯著存在，如東中西差異及城市群“核心-邊緣”格局依然顯著、相對穩定等，表明推動城鄉收入差距縮小“任重道遠”[8-10]。在此基礎上，學者基于定性分析及多元線性回歸、空間計量等定量方法，發現城鄉收入差距演變是經濟發展水平、產業結構、城鎮化率、基礎設施、對外開放、政府政策等綜合作用結果，但不同時期、不同區域驅動因素存在一定差異[1，6，10-12]。特別地，隨著一體化進程推進、交通設施完善和要素流動障礙弱化等，城鄉收入差距越來越受到周邊區域影響[10，13]。總體上，多樣化研究成果，為準確把握城鄉收入差距格局演變及驅動機制，進而制定政策以推動這一差距縮小，提供了科學參考。

發展經濟學等理論認為，通過城鎮化引導農村人口向城鎮轉移，縮小城鄉人口邊際產出與報酬差距，是縮小城鄉收入差距可行策略[4，7，11]。但事實上，盡管我國城鎮化率從1978年的17.92%迅速增加到2018年的59.58%，但城鎮化率快速提升帶來城鄉收入增長同時，二者差距并未出現明顯下降[2，7]。十九大報告提出：“以城市群為主體構建大中小城市和小城鎮協調發展的城鎮格局”。作為區域協同發展主陣地、資源高度集中、經濟發展水平較高的城市群，在引領我國更大區域城鄉協調發展中的重要意義得到進一步認可，對城市群這一特殊區域城鎮化與城鄉收入差距關系的進一步探討，不僅具有一定的理論意義，也具有更加重要的實踐價值。

1理論機制分析與文獻綜述

1.1理論機制分析

城鎮化對城鄉收入差距影響是一把雙刃劍：一方面，農村剩余勞動力向城鎮轉移過程中，農村勞動生產率更快提升，推動城鄉收入差距縮小[1，14];另一方面，城鎮產業結構優化吸引更多優質要素的集聚，農村資源特別是高素質勞動人口的短缺，帶來城鄉收入差距擴大[15]。總體上，在差異化要素集聚、人口流動和政府引導等綜合作用下，城鎮化進程對城鄉收入差距影響呈現非線性特征，這也是當前研究主要觀點[15-17]。

微觀層面的人口遷移，宏觀上表現為城鎮化率的改變[15]。基于“倒U型”理論假設[4，7，16]，分析經濟發展過程中，城鎮化率與城鄉收入差距演變關系，見圖1。經濟發展初始階段（A點），城鎮勞動生產率明顯高于農村，城鄉之間存在明顯收入差距[1，3，18]。起步階段（A-B），資源總體緊缺、人口流動限制較大，城鄉收入差距相對穩定。而后（B-C），隨著城鎮偏向性發展政策實施，資源加速向城鎮集聚，不僅通過規模報酬遞增效應帶動城鎮居民收入快速增長，也通過擴大市場規模、加快產業轉型等促進城鎮經濟增長，城鄉發展“核心-邊緣”格局得以進一步確立[9，15]。對于農村而言，經濟發展水平的提升、社會對農產品需求的增加及鄉村產業“規模化”經營的便利，帶來農民收入的快速增加;但發展要素相對不足，制約農村生產效率提升[9，19]。總體上，城鎮成為政策、資源集聚地，要素差異化集聚及其帶來的城鄉勞動力生產效率差異化演變，推動城鄉收入差距擴大。

面對城鄉收入差距過大帶來的負面效應，各級政府也會積極發揮“有形的手”作用進行宏觀調控[2，9]。假設城鎮化率提高到C點，城鄉收入差距達到最大，但城鎮化仍處于快速發展時期。此后，規模不經濟帶來城鎮規模報酬增速放緩甚至下降，即勞均產出和工資增速放緩[13-15];城鄉聯通進一步降低要素流動成本，“擴散效應”超過“集聚效應”成為城鄉之間新互動關系[3]。對于農村而言，政策、資金、人力等逐漸向這一“洼地”集聚，進一步為農業規模化、機械化經營和農業技術、效率提升提供了基礎，勞均報酬得以更快的增長;此外，農村生態項目、旅游項目等日漸興起，進一步提高了農村經濟活力和農民收入[8，15]。在“擴散效應”逐漸顯現時期（C-D），城鄉收入差距逐漸縮小，并延續到城鎮化穩定發展期（D）。而后，均衡化發展政策、完善市場調節機制下，城鄉收入差距趨于穩定但不會消失，即城鄉一體化而非一樣化[4，7，9]。

1.2文獻綜述

學者采用差異化指標、計量方法，對我國不同尺度、不同時期的城鎮化率與城鄉收入差距關系進行研究，但并未獲得一致結論。總結發現，主要包括以下4類。

1.2.1城鎮化率提升帶來城鄉收入差距擴大

資本密集型產業優先發展的城鎮化進程中，城鄉勞動力邊際生產率、報酬水平等趨于擴大，即城鄉居民收入差距進一步擴大[7]。如對江蘇省研究發現，改革開放以來城鎮化水平提升伴隨著城鄉收入差距擴大[20]。

1.2.2城鎮化率提升縮小了城鄉收入差距

農村剩余勞動力向城鎮轉移過程中，不僅直接提高了農村居民收入，也通過影響城鄉勞動力規模、勞動報酬等，推動城鄉收入差距縮小[11，21]。如相關研究發現，21世紀以來我國城鎮化進程帶來城鄉收入差距的顯著縮小[21]。

1.2.3城鎮化率對城鄉收入差距影響的非線性

經濟增長率先出現在資本密集的城鎮現代工業部門，農村剩余勞動力不斷向城鎮集聚，城鄉收入差距呈現擴大化趨勢;隨著經濟發展帶來的就業規模擴大、政府發展政策轉變及農業生產效率提升等，農村收入增速超過城鎮，帶來城鎮化率與城鄉收入差距呈現負相關關系;即二者之間呈“倒U型”關系[3，16，19]。但不同學者對拐點認識存在差異，如Wu和Rao[17]發現城鎮化率高于0.53后推動城鄉收入差距的縮小，孔艷芳[7]發現考慮空間相關后這一拐點在0.30～0.37之間。此外，少數學者認為城鎮化起步階段能夠縮小城鄉收入差距，但隨著城鎮化水平提升帶來城鄉收入差距擴大，即二者之間呈現“U型”關系[3，9]。

1.2.4城鎮化率對城鄉收入差距影響的區域分異

如歐陽金瓊等[19]發現，在經濟發達、城鎮化水平高、農業勞動力豐富的地區，二者之間呈現負相關關系;在經濟欠發達、城鎮化水平低、農業勞動力稀缺的地區，二者之間表現為正相關關系。此外，不同研究對同一區域研究也呈現差異化結果，如李長亮[22]認為西部地區城鎮化擴大了城鄉收入差距，而劉賽紅和朱建[21]發現西部地區城鎮化率對城鄉收入差距影響不顯著。

作為一種復雜經濟社會現象，不同時期、不同因素對城鄉作用的差異，帶來城鎮化率與城鄉收入差距關系的非線性演變[5，7，13]。學者對城鎮化率與城鄉收入差距關系研究得到迥異結論，這與指標選擇、模型設定及研究區域、研究時段等，都存在直接聯系[11，13，17]。如研究方法上，忽視“空間效應”可能導致研究結果的偏誤[10，13，22];多數基于省級尺度的探究，忽視了省內異質性問題[7，20];作為核心指標的城鎮化率測度，常住人口城鎮化率更符合經濟社會發展現實，但多數基于戶籍人口的指標難以準確反映經濟社會發展現實[6，13，20]。為此，綜合考慮數據可得性與研究現實意義，采用空間計量模型，基于2000—2018年面板數據，對長江三角洲城鎮化率與城鄉收入差距互動關系進行探究，進一步實證檢驗城鎮化率與城鄉收入差距的“倒U型”關系是否成立。此外，對長江三角洲這一我國城鎮化水平最高城市群相關問題研究，可以為其他區域政策制定提供前瞻性參考。

2模型構建、變量選取與數據說明

2.1模型構建

一體化深化帶來城市城鄉收入差距演變受到周邊城市影響。對此，采用空間計量模型，對長江三角洲城鎮化率與城鄉收入差距關系進行定量測度。較早研究中，考慮空間因變量滯后的空間滯后模型（SpatialLagModel，SLM）、空間誤差項自相關的空間誤差模型（SpatialErrorModel，SEM）是常用的空間計量方法;隨著研究深入，學者發現空間溢出效應可能同時來自因變量空間滯后與隨機沖擊導致的誤差項變化，并據此構建了綜合考慮上述兩種空間溢出機制的空間杜賓模型（SpatialDurbinModel，SDM）、空間交叉模型（SpatialAutocorrelationModel，SAC）[10，23-26]。

不同模型的空間溢出效應傳導機制存在一定差異，也表現為差異化經濟含義[10，25]。因此，如何科學選擇合理的計量模型，成為定量研究重要基礎。參考已有研究成果[24-26]，遵照OLS-[SEM/SLM]-SAC-SDM的路徑，對相關模型進行設定、檢驗。其中，SDM、SAC、SLM、SEM模型的基準計量模型分別如公式（1）、（2）、（3）、（4）所示：

2.2變量選取

結合研究目的、數據可得性等，對相關變量選取做以下說明。

2.2.1被解釋變量

城鄉收入差距（GAP），以城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均純收入之比，表征城鄉收入差距。盡管2013年以來，城鄉居民收入統計口徑有所調整，但鑒于這一指標并未發生明顯跳躍，對這一數據并未進行調整。

2.2.2解釋變量

城鎮化率（Urb），以城鎮常住人口占總人口比重表征。假設城鎮化率與城鄉收入差距之間呈非線性關系，在實證分析中將平方項（Urb2）一并納入解釋變量中。

2.2.3控制變量

為盡可能消除解釋變量與隨機擾動項之間相關性，選取以下控制變量。①經濟發展水平（GDP）。經濟發展通過影響收入分配效率，進而影響城鄉收入差距[13]，以人均GDP表征經濟發展水平。②產業結構（Ind）。產業結構通過影響人口流動推動城鄉收入差距變化，特別是產業高級化帶來的就業機會增長、邊際收益提升等[6，9]。以第二、第三產業增加值占GDP比重表征產業結構。③城市財政水平（Fis）。政府在經濟發展、人口流動和收入分配等方面都發揮著重要作用[9，11]，相關政策發揮需要財政支持，選擇人均財政支出表征城市財政水平。④交通設施狀況（Tra）。交通設施的完善，一方面強化與周邊城市經濟聯系和促進本地經濟發展，另一方面降低人口流動成本、發揮擴散效應拉動農村經濟發展，進而對城鄉收入差距產生影響[3，6]。采用每平方公里公路通行里程，表征城市交通設施狀況。⑤開放水平（Ope）。對外開放是政府推動經濟發展、技術進步的重要舉措，也通過影響產業結構、人口流動等作用于城鄉收入差距[11]。采用進出口貿易總額占GDP比重，表征城市開放水平。

2.3數據說明

以《長江三角洲區域一體化發展規劃綱要》為準，將江浙滬皖三省一市作為研究區域，以城市尺度數據為基準進行研究。相關數據主要來源于統計年鑒、統計公報等。處理過程主要如下：①以2000年行政區劃為基準，共包括42個城市單元，并以縣級數據為基準，對涉及區劃調整城市數據進行估算。②經濟數據以2000年為基準，結合GDP指數、商品零售價格指數等，對數據進行可比價調整。③缺失數據，參照歷年增長率估計。④以人民幣兌美元匯率中間值，將當年美元計價進出口總額換算成人民幣，并除以名義GDP獲得當年城市開放水平。

3城鎮化率與城鄉收入差距關系實證

3.1計量模型的選擇

首先采用OLS方法檢驗城鎮化率對城鄉收入差距影響，并借鑒相關研究方法[25-27]，探討OLS回歸殘差項的空間相關性（圖2）。結果發現，OLS回歸殘差項存在明顯空間相關性，即普通OLS回歸忽略空間相關性可能導致結果的偏誤。

借鑒Anselin等[23]提出的方法，對模型擬合效果進行檢驗、比選。首先，Hausman檢驗表明面板模型選擇固定效應較為合適（表1）。采用極大似然法對相關模型分別估計（表2），發現空間項系數均顯著為正，進一步印證了空間計量模型的必要性。不同模型回歸結果對比看：一方面，SDM擬合優度、對數似然值均為最高;另一方面，SDM較其他模型具有更多回歸系數顯著特點。進一步對SDM進行Wald檢驗、LR檢驗（表3），發現Wald-spatiallag、LR-spatiallag、Wald-spatialerror、LR-spatialerror的統計量均在1%水平上顯著，進一步驗證了SDM最優擬合效果的結論。此外，SDM模型回歸系數無法滿足模型轉化的原假設H0：θ=0與θ+ρβ=0，即SDM不能轉換為SLM、SEM，其擁有的兩種空間傳導機制不可忽視。綜合而言，選擇SDM對城鎮化率與城鄉收入差距之間關系進行定量研究。

3.2空間計量結果分析

從回歸結果看（表2），城鎮化率、經濟發展水平、產業結構、財政狀況、交通設施和對外開放等，都是城鄉收入差距演變的重要驅動因素，且估計系數均通過5%顯著性水平檢驗。驅動因素的回歸系數、空間交互項系數均存在一定差異，表明在長江三角洲城鄉收入差距演變過程中，不同因素效應有所差異。

研究發現，城鎮化率與城鄉收入差距之間呈現“U型”關系，與多數研究存在一定差異，可能與長江三角洲較高城鎮化率有直接關系：已有研究發現“倒U型”拐點在0.30～0.55之間[7，16-17]，而2000—2018年長江三角洲城鎮化率平均值約0.53，可能處于“倒U型”拐點之后。此外，經濟發展水平影響要素城鄉流動格局[2，5，10]，但對于較高城鎮化率推動城鄉收入差距擴大的具體機制，需要后續深入研究以驗證。從空間交互項系數看，二者呈現“倒U型”關系，表明城鎮化率對自身與周邊城市影響存在一定差異。空間滯后項系數為0.389，且通過1%顯著性水平檢驗，表明相關政策制定過程中，需考慮通過城市協調發展推動城鄉收入差距縮小。

3.3效應分解下的城鎮化率與城鄉收入差距關系

由于空間杜賓模型既包含因變量空間滯后項，也包含自變量空間滯后項，表2中估計參數無法準確表征因素的直接效應、溢出效應，利用“求偏微分法”，對驅動因素的總效應、直接效應與間接效應進行測度[23-25]。具體結果見表3。

從城鎮化率這一解釋變量看：①直接效應中，二者之間呈“U型”關系，且城鎮化率拐點約為0.842，表明2000年以來城鎮化推進帶來城鄉收入差距縮小;發達國家經驗表明，城鎮化率達到80%以后城鎮化將進入相對穩定狀態，這與前文理論分析并不沖突。②間接效應方面，二者之間呈現“倒U型”態勢，表明城鎮化推進率先對周邊發展呈現虹吸效應，帶來周邊城市城鄉收入差距擴大[9]，隨著擴散效應顯現、城鄉人口流動加快等，城鎮化推進帶動周邊城市城鄉收入差距縮小，城鎮化率拐點為0.648。③從總效應看，城鎮化率與城鄉收入差距之間呈現“U型”關系，表明推動城鎮化進程，對于縮小城鄉收入差距依然具有重要的意義。

從控制變量看：①經濟發展水平提升，推動自身城鄉收入差距縮小，但帶來周邊城市差距擴大，表明經濟從粗放轉向高質量發展階段，均衡化發展策略取代城鎮偏向性發展導向，但城市對高端要素競爭、交通等基礎設施改善，城鎮之間交流顯著強于城鄉，導致溢出效應為正。②城鎮化伴隨著產業結構升級，產業非農化為吸引農村剩余勞動力、擴大城鎮居民收入提供了可能，也對勞動力素質提出了較高要求，城鄉人力資本差異帶來收入差距擴大，區域產業聯動帶來空間溢出效應為正。③財政水平提升能夠縮小城鄉收入差距，也帶動周邊城市城鄉收入差距的縮小。作為一體化水平最高的城市群之一，無論是城鄉一體化還是區域一體化發展，都已成為政府重要考量，要素流動障礙弱化等有效促進了區域聯動發展和城鄉收入差距縮小。④交通水平改善抑制了自身城鄉收入差距縮小，但有利于推動周邊城市城鄉收入差距縮小，表明城鎮對高端要素“虹吸效應”依然存在，帶來周邊城市城鄉邊際收益差距縮小，且總體上交通設施完善依然是縮小城鄉收入差距重要力量。⑤開放度的提升促進產業結構多樣化、提供更多就業崗位，有效吸引農村剩余勞動力，而低端出口加工型產業的轉移、外資從城鎮向農村或周邊欠發達地區的擴散等，都為縮小城鄉收入差距提供了可能。

3.4城鎮化率與城鄉收入差距關系的區域對比

無論是政府主導規劃，還是學術研究的區域劃分，都表明長江三角洲城市之間發展存在的顯著差距。參考已有研究成果，將長江三角洲分為核心區、邊緣區[26，28]，上海、南京、蘇州、無錫、常州、揚州、鎮江、泰州、南通、杭州、寧波、紹興、嘉興、臺州、湖州、舟山等16個核心區城市發展水平相對較高、一體化進程起步較早、城市間聯系相對深入，這也是長期以來宏觀規劃與相關研究的重要劃分方法。從城鎮化率與城鄉收入差距關系看（表4），核心區表現為“U型”特征，而邊緣區為“倒U型”特征，即區域發展差距與二者關系有直接聯系。核心區、邊緣區空間滯后項系數均顯著為正，且通過1%顯著性水平檢驗，表明所有區域城鄉收入差距演變均存在顯著空間效應。回歸系數、空間交互項系數的差異表明，在制定相關政策推動城鄉協調發展中，應做到政策的“因地制宜”。

采用“求偏微分法”，對不同區域直接效應、間接效應與總效應進行測度（表5）。不同區域城鎮化率與城鄉收入差距關系存在顯著差異，且城鎮化率對邊緣區城鄉收入差距影響更大：核心區三類效應均表現為“U型”關系，直接效應、間接效應、總效應的城鎮化率拐點分別為0.843、0.877、0.861，核心區2000年、2018年城鎮化率均值分別為0.526、0.714，表明城鎮化率提升依然有助于縮小城鄉收入差距;邊緣區均呈現“倒U型”關系，直接效應、間接效應、總效應的城鎮化率拐點分別為0.481、0.673、0.554，邊緣區2000年、2018年城鎮化率分別為0.327、0.582，同樣表明加快城鎮化進程依然具有十分重要現實意義，但如何弱化對周邊城市的負面影響，是未來政策制定中需要考慮的問題。

不同區域控制變量影響也存在一定差異：①經濟發展水平直接效應在核心區為不顯著負效應、邊緣區為顯著負效應，前者受城市轉型發展中，對高質量要素需求提升及低端要素效應下降等影響;間接效應在核心區為顯著負效應、邊緣區為顯著正效應，表明欠發達城市發展仍以集聚周邊城市要素為主。②產業結構在核心區為顯著負效應、邊緣區為顯著正效應，前者表明隨著經濟發展水平提高，城市勞動力素質也得到提升，并與產業結構匹配，特別是服務業發展進一步激活了市場活力，且城市之間發展聯動性較好[13];后者仍受限于城鎮偏向性發展政策、勞動力等要素質量差異，城市間對優質要素競爭依然強烈，導致產業結構升級擴大了城鄉收入差距。③人均財政支出在核心區顯著的負效應表明，城鄉、區域協調發展，能夠有效推動城鄉收入差距縮小;但城鎮偏向政策依然是邊緣區發展主導戰略，城鎮更快發展帶來城鄉收入差距擴大，而溢出效應表明城市之間競爭依然占據著重要位置。④對于可得性較好的核心區而言，交通狀況已不再是城鄉收入差距演變重要因素;但邊緣區顯著為負的直接效應、正的溢出效應表明，交通改善有助于加快城鄉人口流動以縮小城鄉收入差距，但也在一定程度上擴大周邊城市城鄉收入差距，這可能與不同要素流動能力差異有關，如具有較高人力資本的人口流動性更強。⑤開放水平在核心區與邊緣區均表現為負效應，說明對外開放水平的提升，通過提供就業崗位、提升勞動力質量等，有效推動城鄉收入差距縮小;但邊緣區不顯著直接效應表明，在外向型產業仍然集聚在城鎮、以全球價值鏈低端生產環節為主的階段，對外開放對城鄉收入差距具有多重效應。

4研究結論與政策啟示

4.1研究結論

人口城鄉流動推動的城鎮化進程，是城鄉收入差距演變重要動力。區域一體化深化過程中，城鄉收入差距演變不僅受自身經濟社會發展影響，也與周邊城市發展息息相關。基于城鄉二元經濟模型和長江三角洲城市尺度數據，采用空間計量方法，對城鎮化率與城鄉收入差距關系進行實證檢驗。研究發現，城鎮化率、經濟發展水平、產業結構、財政狀況、交通設施和對外開放等，都是長江三角洲城鄉收入差距演變重要因素，但核心區與邊緣區城鄉收入差距影響因素存在一定差異。此外，城鄉收入差距演變存在的顯著空間溢出效應，表明政策制定應重視城市之間協調發展。

基于城鎮化率與城鄉收入差距關系分析發現，總體上二者之間直接效應呈“U型”關系、間接效應呈“倒U型”關系，城鎮化率拐點分別約為0.842、0.648;區域對比發現，核心區直接效應、間接效應均呈現“U型”關系，邊緣區呈現“倒U型”關系。二者關系演變的多樣性及與多數研究“倒U型”結論的明顯差異，表明城鎮化對城鄉收入差距的復雜、非線性影響，即經濟發展水平差異呈現的不同城鎮化階段，城鄉要素流動的總體狀況存在一定差異，特別是發達地區城鄉要素效率差異的縮小、要素區位對綜合成本的考慮及戶籍制度壁壘的弱化等，具有更好發展環境的發達地區再次成為要素集聚區，人口等隨之向城鎮地區集聚。但城鎮化率較高的轉變門檻表明，當前對于不同區域而言，加快城鎮化進程同樣是縮小區域發展差距重要舉措。

4.2政策啟示

驅動因素研究表明，除提高城鎮化率以縮小城鄉收入差距外，也要進一步深化經濟體制如戶籍制度改革、完善基礎設施網絡、協同制定大中小城市發展規劃等舉措，發揮市場在資源配置決定性作用同時，依靠“有形的手”引導資源在區域、城鄉之間合理配置;在此過程中，顯著空間溢出效應，要求相關政策制定，應充分考慮不同要素溢出效應，多政策、多區域配合，加快區域、城鄉全面一體化，高質量推動城鄉收入差距縮小。

相關政策制定過程中，應盡力“因地制宜”。對于發展水平較高地區而言，在實現經濟增長和城鎮化提升同時，率先引導產業轉型升級和塑造農村內生發展動力，通過產業轉移、人口流動等，帶動周邊城市和欠發達地區發展。對于欠發達地區而言，完善區域、城鄉之間基礎設施網絡，以“鄉村振興”契機提升人才等要素質量，積極強化與區域發達城市之間經濟聯動性，充分借勢發達城市“溢出效應”實現自身快速發展。

城鎮化進程對城鄉收入差距影響呈現復雜性，基于最發達城市群的常住人口城鎮化率研究，可補充當前多數基于戶籍人口城鎮化率研究的不足，為全國其他地方政策制定提供參考。但該研究同樣存在進一步討論空間，如城鎮化質量與城鄉收入差距關系、對空間溢出效應驅動因素的探究、不同城市城鄉收入差距影響因素的探討等，特別是城鎮化率與城鄉收入差距“U型”關系機制的深入探討，相關問題對進一步完善現有研究、實現精準施策等具有重要意義，也有待后續深入研究。

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（責任編輯：李琪）