產業結構優化、城鄉收入差距與城鎮化高質量發展

劉淑茹，段勇恒，黨繼強

（1.西安建筑科技大學 管理學院，陜西 西安 710055；2.西安生產力促進中心，陜西 西安 710048）

一、引言

21 世紀以來，中國已經成為了世界第二大經濟體。在這一偉大進程中，城鎮化建設推動了經濟增長[1]，同時吸引了大量農村人口向城市轉移。2019 年我國人口城鎮化率為60.6%，表明中國城鎮化進程已進入諾瑟姆曲線的中后期，雖然相較于發達國家城鎮化水平仍有較大差距，但在這個時期加速城鎮化已經不是主旋律。隨著新時代中國經濟轉入高質量發展階段，城鎮化也相應地邁入了質量提升關鍵期。

城鎮化的高質量發展需要產業發展作為支撐。十九大報告指出建設現代化經濟體系，必須支持傳統產業優化升級，加快發展現代服務業。傳統產業的優化升級作為今后經濟建設的一個重要抓手，這是否會對城鎮化高質量發展產生積極影響？這一影響在不同時段會如何變化？同時，在社會主要矛盾轉為“人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發展之間的矛盾”的時代背景下，城鄉收入差距作為不平衡不充分發展的突出表現，又將在二者關系中發揮何種作用？因此，本文利用我國2000—2018 年省級面板數據，以逐步回歸法分析了不同時期產業結構優化、城鄉收入差距對城鎮化高質量發展的影響機制，并提出了相應的政策建議。

二、文獻綜述

目前學術界關注較多的是城鎮化對產業結構優化的影響，Michael 等（2012）[2]認為城鎮化進程對產業結構優化的推動作用可以通過產業聚集，提高技術難度和創新能力實現。張宗益和武焓熙（2015）[3]從城鎮化內涵視角出發，以2000—2013 年省級面板數據為樣本，將我國分為東部、中部、西部三部分進行研究，結論為經濟和人口城鎮化對產業結構優化的正向作用在三個區域內均顯著，而社會城鎮化和環境城鎮化在三個地區內對產業結構優化的作用具有差異性。楊鈞和羅能生（2017）[4]以內生經濟增長視角構建理論模型，研究新型城鎮化對農村產業結構調整的影響，結果顯示新型城鎮化對農村第一、二產占比的影響呈倒U 型，而對農村第三產業占比的影響相反。

關于產業結構優化影響城鎮化的研究相對較少，同時因為研究視角和研究方法的不同，相關研究結論也具有一定差異。Davis 和Henderson（2003）[5]從人口流動視角，發現勞動力會在產業結構升級過程中從農業流向工業，進而流向服務業，促進了人口在城市中的聚集，從而推動了城鎮化發展。楊鈞（2018）[6]分析了農村產業結構調整對城鎮化發展的結構效應和區域效應，結果發現農村第一、第二產業占比對城鎮化發展的影響呈U 型路徑，而農村第三產業占比的影響效應呈現出倒U 型路徑。蔡悅靈等（2019）[7]基于技術進步的視角，以我國23 個大城市群為研究對象，通過拓展的Krugman 的核心—邊緣模型進行理論分析，認為產業結構升級能夠顯著促進城市群發展，但促進作用具有區域差異性。于斌斌和申晨（2020）[8]利用動態空間面板模型檢驗了產業結構對城鎮化效率的作用機制和影響效應，結果表明產業內各行業的生產效率增長才是城鎮化效率提升的主要來源。

通過文獻梳理可以發現，目前學術界在產業結構優化對城鎮化高質量發展的影響研究較少，并且鮮有文獻將城鄉收入差距考慮到理論分析框架內。因此，本文將基于我國城鄉二元經濟結構特征構建一個理論分析框架，討論不同時期產業結構優化對城鎮化高質量發展的影響效應，同時依據中介效應原理探究城鄉收入差距與二者間的作用機制。

三、研究假設

（一）產業結構優化與城鎮化高質量發展

在經濟發展初期，產業結構優化意味著工業化。這一時期工業快速發展刺激經濟增長，為提升城鎮的基礎設施建設以及公共服務水平提供了資金支持。工業擴張造成的就業缺口不僅為城市勞動力提供工作機會，而且吸引了農村勞動力流入。另外，收入水平的改善也允許勞動力進行人力資本投資，進而使城市人口質量得以提升。隨著經濟水平的提高，產業結構優化轉為發展服務業。服務業為社會釋放更多的就業崗位，進一步吸引農村人口向城市轉移，為城鎮化發展帶來積極影響。但因為人均生產效率的損失，產業結構優化造成了經濟增長的“結構性減速”的問題[9]。與此同時，原有的工業部門的產能規模并不能及時調整，短期內產業結構的要素配置與市場需求的錯位也成為經濟增長的包袱[10]。而城鎮化主要依靠政府主導和市場主導提供動力[11]，二者均需大量資金投入。經濟增長疲軟的負面影響無疑會抵消產業結構優化對城鎮化高質量發展的一部分積極效應。因此，產業結構優化對城鎮化高質量發展的積極效應會有所減弱。故提出以下假說：

H1：產業結構優化能夠促進城鎮化高質量發展，但促進效應具有減弱趨勢。

（二）城鄉收入差距的間接效應

產業結構優化是生產要素配置結構的轉變過程。在產業結構優化初期，政府大力推動工業化。在城鄉二元經濟體系下，產業結構優化對城鄉收入差距的影響體現在兩個方面。一方面，城鎮相較于農村更適合工業發展需要，生產要素向城市聚集，使城鎮地區勞動力收入增加；另一方面，農村勞動力短期內無法適應以資本和技術密集型為主的產業結構升級方向，造成了農村產業的低端鎖定。因此，導致城鄉收入差距擴大，但由于此時城鄉收入差距起點水平仍然較低，其主要發揮“激勵效應”促進城鎮化高質量發展。一方面，預期高收入和便捷生活會使農村勞動力克服障礙，主動成為城鎮勞動力部門的一員[12]。從而加快了農村勞動力流向城市，為城市規模的擴張提供人口數量支持；另一方面，在城鄉收入差距日益增大的情形下，推遲進入城市會提高農村勞動力適應城市生活的難度，這種危機意識也會促進農村勞動力向城鎮轉移。

隨著產業結構不斷優化升級，服務業占據主導地位。此時產業結構優化對城鄉收入差距的影響主要分為兩個方面。一方面，城鎮地區服務業將對農村地區形成知識和技術溢出，進而提升農村地區整體生產效率；另一方面，技術水平低下的企業發展受限于政府規劃及環境保護政策，開始向農村地區轉移，帶動農村人口工資性收入增長。因此，城鄉收入差距開始逐漸回落。但是經過前一個時期的增長，城鄉收入差距已經處于較高的水平，其主要發揮“壁壘效應”阻礙城鎮化高質量發展。一方面，進入城鎮生活將面臨生活成本的增加，高昂的城鎮生活成本在短期內并未緩解，這會阻礙人口向城鎮流動。另一方面，部分農村勞動力限于自身條件無法進行素質技能提升，在城鎮中只能從事低收入工作[13]，導致其收入水平并未得到實質性提升，減弱了農村人口向城鎮中的流動意愿。因此，提出以下假說：

H2：產業結構優化能夠通過城鄉收入差距影響城鎮化高質量發展，但城鄉收入差距的間接效應具有時間差異性。

四、研究設計

（一）模型設定

基于本文研究目的，設計如下回歸模型并采用逐步回歸法以驗證假說結果。

在式（1）、式（2）和式（3）中，i表示省份，t表示年份；被解釋變量是城鎮化高質量發展（URB），解釋變量是產業結構優化（OIS），中介變量是城鄉收入差距（INE）。Xit表示一組控制變量，具體包括政府干預程度（gov）、對外開放程度（fdi）、居民消費結構（cons）和社會購買力（purs）。α、β和γ分別為三個模型中的待估參數，ε、μ和ζ分別為隨機擾動項。

關于中介效應的分析，根據溫忠麟和葉寶娟（2014）[14]以及MacKinnon（2000）[15]的研究結果，在自變量和因變量中加入第三個變量之后會出現三種相似的機制，分別是中介效應、混淆效應和遮掩效應。其中中介效應和混淆效應變量均可以減少自變量和因變量之間的總效應，區別在于中介效應變量與自變量和因變量具有因果關系，混淆效應變量與二者沒有必然的因果關系。而遮掩效應與前兩種效應不同，加入遮掩效應變量會增加自變量對因變量的作用力。以此為依據，本文將對城鄉收入差距的間接效應進行驗證和區分。

（二）變量說明

1.被解釋變量：城鎮化高質量發展（URB）。城鎮化高質量發展作為一個復雜的社會科學問題，單一的指標難以體現其全部內涵。因此，結合已有文獻[16]，兼顧指標科學性和數據可獲性，本文從高質量經濟建設、高質量人口發展、高質量基礎設施、高質量人居環境和高質量公共服務五個方面共計選取24 個指標，并采用“綜合熵值—TOPSIS—灰色關聯”評價模型對城鎮化高質量發展進行測度，具體指標體系如表1 所示。

表1 城鎮化高質量發展指標體系

2.解釋變量：產業結構優化（OIS）。本文借鑒何娣和鄒璇（2013）[17]的產業結構優化的測度模型，從產值結構和就業結構兩個層面上體現產業結構優化水平，具體見式（4）：

其中，OIS為產業結構優化，Sη為第η產業產值，Lη為第η產業的勞動力數量。OIS的值越大，表示產業結構優化水平越高。

3.中介變量：城鄉收入差距（INE）。為更好地體現城鄉居民收入水平的變化，相關指標必須能夠反映城鄉居民的投入狀況及產出效率。因此，本文選用城鄉居民收入比作為測量城鄉收入差距的方法，具體見式（5）：

其中，INE為城鄉收入差距，其值越大，表示城鄉收入差距越大。

4.控制變量：本文選取政府干預程度、對外開放程度、居民消費水平和社會購買力強度作為控制變量。政府干預程度（gov）用一般公共預算財政支出的GDP 占比表示。對外開放程度（fdi）將實際利用的外商直接投資按當年匯率折算成人民幣的GDP 占比來表示。社會消費結構（cons）用城鄉居民消費水平之比表示。社會購買力（purs）用社會消費品零售總額的GDP 占比表示。

（三）描述性統計

本文以2000—2018 年省級面板數據樣本為基礎展開研究，相關數據均來自2001—2019 年《中國統計年鑒》《中國能源統計年鑒》《中國環境統計年鑒》和各省區統計年鑒及公報。部分缺失數據采用移動平移法補齊。相關變量的描述性統計結果如表2 所示。

表2 描述性統計結果

（四）典型事實分析

圖1 為標準化后的主要變量的變動趨勢。可以發現進入21 世紀以來，產業結構優化和城鎮化高質量發展水平都持續增長，而城鄉收入差距在2009年達到了研究期內的最大值。結合本文研究假設，為了探討產業結構優化對城鎮化高質量發展影響效應的時間差異，以及城鄉收入差距在二者中間接效應的時間差異，采用Stata 15 軟件將研究時段分為2000—2009 年和2009—2018 年兩個樣本區間進行估計。

圖1 標準化后主要變量的變動趨勢

五、研究結果與分析

（一）全樣本回歸結果

表3 為全樣本回歸分析結果。直接效應方面，2000—2009 年產業結構優化對城鎮化高質量發展的影響在1%的顯著性水平下為0.511。而2009—2018 年產業結構優化對城鎮化高質量發展的影響在1%顯著性水平下為0.356。對比兩個時間樣本的回歸結果，可以看出兩個研究期內，產業結構優化均能夠顯著推動城鎮化高質量發展，但促進作用有下降趨勢。因此，H1 得到驗證。

表3 全樣本回歸分析結果

間接效應方面，2000—2009 年產業結構優化對城鄉收入差距的影響系數在1%顯著性水平下為0.153，表明產業結構優化擴大了城鄉收入差距。這可能因為這一時期政府實施城市傾向的產業發展政策，城鎮居民率先享受到政策紅利，導致城鄉間發展差異增大。將城鄉收入差距代入模型后，其間接效應為-0.175×0.153，而產業結構優化對城鎮化高質量發展的正向效應依舊顯著，且相關系數從0.511 增至0.537。表明城鄉收入差距在這一時期發揮的不是“中介效應”而是“遮掩效應”。在2009—2018 年產業結構優化對城鄉收入差距的相關系數在1%的顯著性水平下為-0.377，說明產業結構優化水平的持續提升會縮小城鄉間收入差距。將城鄉收入差距帶入模型后，城鄉收入差距的間接效應為-0.251×-0.377，產業結構優化與城鎮化高質量發展的相關系數依舊顯著，但從0.356 減至0.262。表明城鄉收入差距在產業結構優化和城鎮化高質量發展間起到部分中介效應。研究結果表明，產業結構優化能夠通過城鄉收入差距間接影響城鎮化高質量發展，但城鄉收入差距的間接效應具有時間差異性。即城鄉收入差距的間接效應在第一個研究期中表現為“遮掩效應”，而在第二個研究期中表現為“部分中介效應”，因此H2 得到驗證。

（二）分地區假設檢驗

為進一步分析所有假設在不同區域間的表現，將樣本分為東部和中西部兩個子樣本進行檢驗。表4為東部地區和中西部地區的子樣本回歸分析結果。

表4 東部及中西部地區回歸結果

直接效應方面，東部及中西部產業結構優化在兩個研究期均能正向影響城鎮化高質量發展，但對比兩個研究期二者相關系數可見，東部地區由0.728 變為0.548，中西部地區由0.447 變為0.270，說明在東部及中西部地區產業結構優化對城鎮化高質量發展的促進效應均有減弱趨勢。因此，H1 在東部及中西部均得到驗證。

間接效應方面，東部地區在2000—2009 年代入城鄉收入差距后，產業結構優化對城鎮化高質量發展的相關系數減小，但由于城鄉收入差距對城鎮化高質量發展的相關系數不顯著，故城鄉收入差距在產業結構優化和城鎮化高質量發展中不存在中介效應。在2009—2018 年，產業結構優化能正向影響城鎮化高質量發展，代入城鄉收入差距變量后二者相關系數減小，但仍為顯著。城鄉收入差距的間接效應為-0.185×-0.220，故城鄉收入差距發揮了“部分中介效應”。因此，H2 在東部地區未得到驗證。而中西部地區在2000—2009 年代入城鄉收入差距后，產業結構優化對城鎮化高質量發展的相關系數增大。城鄉收入差距的間接效應為0.108×-0.504，故城鄉收入差距發揮了“遮掩效應”。在2009—2018年，引入城鄉收入差距后，產業結構優化對城鎮化高質量發展的促進作用有所減弱，但仍為顯著，城鄉收入差距的間接效應為-0.408×-0.272，故城鄉收入差距發揮了“部分中介效應”。由此可知，中西部地區產業結構優化能夠通過城鄉收入差距間接影響城鎮化高質量發展，但城鄉收入差距的間接效應在兩個研究期內具有時間差異性。因此，H2 在中西部地區得到驗證。

對比不同區域的回歸結果可見，在東部和中西部地區的產業結構優化對城鎮化高質量發展的促進作用均呈下降趨勢，但東部產業結構優化的推動作用在兩個時期內均高于中西部，表明產業結構優化對城鎮化高質量發展的推動作用存在區域差異性。而中西部地區城鄉收入差距的間接效應在兩個研究期內均強于東部地區，且與全國層面回歸結果保持一致，這表明城鄉收入差距在產業結構優化和城鎮化高質量發展中的間接效應具有區域差異。

（三）間接效應的Bootstrap 檢驗

為了檢驗回歸分析結果的穩健性，本文采用偏差校正的非參數百分位Bootstrap 法對城鄉收入差距的間接效應進行檢驗，樣本數量設置為5 000，表5 為檢驗結果。

表5 Bootstrap 中介效應檢驗

其中LLCI 和ULCI 分別為95%置信區間的下限和上限。結果顯示：全樣本中，城鄉收入差距在兩個研究期的間接效應在95%置信區間分別為[-0.0232，-0.0047]和[0.0021，0.0216]，均不包含0。表明全國層面城鄉收入差距的間接效應在兩個研究期內均顯著。東部地區城鄉收入差距的間接效應在95%置信區間為[-0.0384，0.0043]和[0.0075，0.0295]，只有2009—2018 年的間接效應置信區間不包含0，表明這一時期城鄉收入差距的間接效應顯著。在中西部地區，城鄉收入差距的間接效應在95%置信區間分別為[-0.0119，-0.0029]和[0.0301，0.0846]，均不包含0。表明中西部地區城鄉收入差距的間接效應在兩個研究時段內均顯著。可見檢驗結果與上文回歸分析結果保持一致。

六、結論與政策建議

本文結合我國2000—2018 年省級面板數據，采用逐步回歸法對比分析了2000—2009 年和2009—2018 年兩個研究期內產業結構優化、城鄉收入差距和城鎮化高質量發展作用機制的時間差異和區域差異。研究表明：在全國以及區域層面，產業結構優化均能夠推動城鎮化高質量發展，但這種促進作用有減弱趨勢。城鄉收入差距在本文所考察的時間范圍內表現出了差異性的間接效應，即城鄉收入差距在第一個研究期內發揮了遮掩效應，而在第二個研究期內發揮了部分中介效應，進一步在東部和中西部區域層面分析發現，中西部地區三者的影響機制在兩個時期內均與全國層面保持一致，東部地區城鄉收入差距的間接效應弱于同期中西部水平。依據上述研究結論，本文提出以下政策建議：

1.構建新興產業與傳統產業協同發展的產業結構優化體系。各級政府應當實施積極的產業政策，以創新驅動和發展質量為要求，推動產業結構優化升級，以科學布局和市場導向為標準支持新興產業發展，注重生產要素在產業間的合理分配，構建傳統產業和新興產業的協同發展體系，助力城鎮化高質量發展。

2.有效控制城鄉發展差異，加快落實農業轉移人口有序市民化。在經濟發展不同時期，制定差異化政策，規避城鄉收入差距對經濟社會發展的阻礙作用。完善落戶政策，通過政府托底保障住房、醫療和公共服務，解決后顧之憂，進一步提升農村人口進城意愿，為城鎮化建設提供人口支撐。

3.依托區域資源稟賦，縮小城鎮化高質量發展的地區差異。中西部地區應整合資源，制定符合當地發展現狀的城鎮化建設規劃，東部地區省份增強輻射帶動能力，以先進技術和管理經驗為依托，促進區域間經濟交流，為中西部城鎮化高質量發展提供支撐。