城鎮(zhèn)化影響共同富裕的機(jī)制及效應(yīng)
——基于收入差距的視角

程開明，劉書成

（浙江工商大學(xué)a.統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院；b.統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)工程技術(shù)與應(yīng)用協(xié)同創(chuàng)新中心，浙江 杭州 310018）

一、引言

全球范圍內(nèi)貧富差距呈現(xiàn)持續(xù)擴(kuò)大態(tài)勢(shì)，貧富分化已然成為困擾世界各國經(jīng)濟(jì)發(fā)展與社會(huì)穩(wěn)定的一大難題［1］。共同富裕是社會(huì)主義的本質(zhì)特征，中國長期致力于消除貧困、促進(jìn)共同富裕。隨著“十三五”時(shí)期全面建成小康社會(huì)取得決定性成就，中共十九屆六中全會(huì)進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)“全面深化改革開放，促進(jìn)共同富裕”。共同富裕要求在“富裕”的基礎(chǔ)上實(shí)現(xiàn)“共享”，包括收入水平提高和收入公平分配兩方面［2］。共同富裕注重城鄉(xiāng)和地區(qū)間協(xié)調(diào)發(fā)展，努力縮小城鄉(xiāng)、地區(qū)及群體三大差距。為推動(dòng)實(shí)現(xiàn)共同富裕的遠(yuǎn)景目標(biāo)，2021 年5 月20日，中共中央、國務(wù)院印發(fā)了《關(guān)于支持浙江高質(zhì)量發(fā)展建設(shè)共同富裕示范區(qū)的意見》。可見，如何改善社會(huì)收入分配格局，實(shí)現(xiàn)共同富裕，是未來政策的一個(gè)重要關(guān)注點(diǎn)。

改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)高速增長，城鎮(zhèn)化進(jìn)程持續(xù)推進(jìn)。2021 年，中國城鎮(zhèn)常住人口比重達(dá)到64.72%，城鎮(zhèn)戶籍人口比重為46.7%。理論上，城鎮(zhèn)化與共同富裕具有內(nèi)在一致性，共同富裕要求區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，降低收入不均等程度［3］；城鎮(zhèn)化既有利于提高資源配置效率，又是促進(jìn)區(qū)域差距縮小的重要途徑［4］。隨著共同富裕遠(yuǎn)景目標(biāo)的提出，城鎮(zhèn)化進(jìn)程必然要求服務(wù)于全體人民共同富裕。盡管如此，已有研究仍未就“城鎮(zhèn)化能否促進(jìn)共同富裕”這一問題給出清晰答案。由此，值得深思的問題是：城鎮(zhèn)化發(fā)展如何影響城鄉(xiāng)差距及地區(qū)差距？城鎮(zhèn)化進(jìn)程能否改善社會(huì)收入分配格局，促進(jìn)共同富裕？為嘗試回答上述問題，本文基于收入差距視角，明晰城鎮(zhèn)化影響城鄉(xiāng)及地區(qū)間差距的機(jī)制及效應(yīng)，并進(jìn)一步探究城鎮(zhèn)化與總體收入差距之間的關(guān)系，闡釋城鎮(zhèn)化影響共同富裕的現(xiàn)實(shí)意義。

城鎮(zhèn)化對(duì)收入差距的影響效應(yīng)一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的重點(diǎn)問題。國外學(xué)者通過理論分析及實(shí)證檢驗(yàn)一致證明城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距具有顯著影響。Lewis（1954）［5］認(rèn)為，在城市化進(jìn)程中，農(nóng)業(yè)部門的大量剩余勞動(dòng)人口會(huì)向報(bào)酬更高的城市工業(yè)部門流動(dòng)，使農(nóng)村居民收入得到較大提高，城鄉(xiāng)相對(duì)收入差距顯著縮小；然而，Barro 和Sala-i-Martin（1992）［6］基于人口遷移視角發(fā)現(xiàn)，城市化無助于縮小城鄉(xiāng)收入差距；Kanbur和Zhuang（2013）［7］考察了亞洲各國的城市化進(jìn)程，發(fā)現(xiàn)城市化與城鄉(xiāng)收入差距之間存在“倒U”型關(guān)系，城市化率門檻值大致為36%；Su 等（2015）［8］認(rèn)為，城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距具有“即時(shí)緩解效應(yīng)”，短期能夠給農(nóng)民帶來更多收益，但長期可能加劇收入不平等。截至目前，國外有關(guān)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間關(guān)系的研究尚未得到一致結(jié)論。國內(nèi)學(xué)者研究由于測(cè)度方法和時(shí)間跨度的選擇不同，形成了三種觀點(diǎn)：①城鎮(zhèn)化會(huì)導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距拉大［9-10］；②城鎮(zhèn)化有利于城鄉(xiāng)收入差距收斂［11-12］；③城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間呈現(xiàn)“倒U”型關(guān)系［13-14］。可見，城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間究竟存在何種關(guān)系，仍有待進(jìn)一步探討。

相對(duì)于城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的廣泛探討，學(xué)者對(duì)城鎮(zhèn)化與地區(qū)間收入差距的關(guān)注相對(duì)較少。區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)理論證明，城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的區(qū)域發(fā)展政策通常會(huì)影響地區(qū)收入差距［15］。現(xiàn)有文獻(xiàn)多基于勞動(dòng)力流動(dòng)視角解析城鎮(zhèn)化對(duì)地區(qū)間收入差距的影響效應(yīng)，存在擴(kuò)大論［16-17］、縮小論［18-19］和折中論［20-21］三種觀點(diǎn)。其中，新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)是擴(kuò)大論的主要代表；新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)構(gòu)成縮小論的核心范式；折中論則是基于跨國數(shù)據(jù)或區(qū)域數(shù)據(jù)展開實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)地區(qū)差距的影響存在異質(zhì)性。總體上看，已有研究缺乏城鎮(zhèn)化與地區(qū)間收入差距之間關(guān)系的機(jī)制探究，對(duì)城鎮(zhèn)化影響地區(qū)間收入差距具體效應(yīng)的實(shí)證分析也相對(duì)不足。

盡管已有文獻(xiàn)對(duì)城鎮(zhèn)化與收入差距之間關(guān)系的研究較為豐富，但鮮有文獻(xiàn)以共同富裕為背景全面系統(tǒng)探究城鎮(zhèn)化對(duì)收入差距的影響機(jī)理及效應(yīng)。本文在明晰城鎮(zhèn)化影響收入差距機(jī)制及路徑的基礎(chǔ)上，利用我國省域面板數(shù)據(jù)多角度實(shí)證考察城鎮(zhèn)化的收入分配效應(yīng)。本文的邊際貢獻(xiàn)在于：①重點(diǎn)關(guān)注城鄉(xiāng)收入差距和地區(qū)間收入差距，從理論層面解析城鎮(zhèn)化影響城鄉(xiāng)及地區(qū)間收入差距的路徑機(jī)制；②考慮城鎮(zhèn)化的空間溢出效應(yīng)，構(gòu)建空間杜賓模型實(shí)證檢驗(yàn)城鎮(zhèn)化影響收入差距的具體效應(yīng)；③多角度深入探究城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)總體居民收入差距的影響，闡釋城鎮(zhèn)化促進(jìn)共同富裕的現(xiàn)實(shí)意義。

二、理論機(jī)制及影響路徑

（一）城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距

城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下，城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距理論上具有雙向影響機(jī)制，意味著城鎮(zhèn)化發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系可能并非線性。

從城鎮(zhèn)化縮小城鄉(xiāng)收入差距的積極效應(yīng)來看，主要存在四種路徑。一是競爭效應(yīng)。城鄉(xiāng)期望收入差距的存在吸引大量農(nóng)村勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)流動(dòng)，城鎮(zhèn)勞動(dòng)力豐富帶來的競爭壓力導(dǎo)致要素報(bào)酬均等化，一方面，城市勞動(dòng)力供給增加會(huì)加劇勞動(dòng)力市場競爭，降低城市工資水平；另一方面，勞動(dòng)力向城市流動(dòng)導(dǎo)致農(nóng)村人口減少，從而提高農(nóng)村人均收入，縮小城鄉(xiāng)收入差距［11］。二是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變效應(yīng)。隨著大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向城市轉(zhuǎn)移，農(nóng)村人均土地?fù)碛辛棵黠@增加，這將有效促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的規(guī)模化和產(chǎn)業(yè)化，提高農(nóng)村勞動(dòng)生產(chǎn)率和邊際報(bào)酬。三是要素回流效應(yīng)。城鎮(zhèn)化進(jìn)程的中后期，城市土地資源日益匱乏，一些產(chǎn)業(yè)為降低用地成本而向農(nóng)村轉(zhuǎn)移，使得資金“回流”農(nóng)村；同時(shí)，一部分流向城市的勞動(dòng)力將學(xué)習(xí)到的新知識(shí)和新技術(shù)帶回農(nóng)村，用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，有利于提高農(nóng)民收入。四是農(nóng)產(chǎn)品需求效應(yīng)。城鎮(zhèn)化進(jìn)程中勞動(dòng)力的城鄉(xiāng)轉(zhuǎn)移促使城市數(shù)量增加和規(guī)模擴(kuò)大，而城市的集聚效應(yīng)和輻射效應(yīng)擴(kuò)大了農(nóng)產(chǎn)品市場需求，促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展和農(nóng)民增收［22］。

從城鎮(zhèn)化不利于縮小城鄉(xiāng)收入差距的消極效應(yīng)來看，主要有三條路徑。一是人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變效應(yīng)。由于農(nóng)村中率先向城市轉(zhuǎn)移的往往是相對(duì)富裕或擁有較高知識(shí)技能的人群，這將導(dǎo)致農(nóng)村地區(qū)資金和人力資本的外流，擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。二是城市偏向效應(yīng)。城鎮(zhèn)化建設(shè)初期，基礎(chǔ)設(shè)施、公共服務(wù)、財(cái)政稅收等方面的支持政策具有明顯的“城市偏向”，城鄉(xiāng)福利待遇差距顯著，導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大。三是產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)。城鎮(zhèn)化會(huì)帶來更為強(qiáng)勁的集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，吸引農(nóng)村生產(chǎn)要素流入城市，導(dǎo)致農(nóng)村與城市之間勞動(dòng)生產(chǎn)率差異明顯，進(jìn)而拉大城鄉(xiāng)收入差距［23］。

總體上看，城鎮(zhèn)化影響城鄉(xiāng)收入差距的凈效應(yīng)取決于其積極效應(yīng)與消極效應(yīng)的力量對(duì)比，需通過理論模型和實(shí)證檢驗(yàn)加以考察。

鑒于我國城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀，假定社會(huì)由城鎮(zhèn)與農(nóng)村兩部門構(gòu)成，以泰爾指數(shù)作為城鄉(xiāng)收入差距的測(cè)度指標(biāo)，依據(jù)泰爾指數(shù)定義構(gòu)建城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間關(guān)系的理論模型［24］。泰爾指數(shù)公式為：

其中：N1表示城鎮(zhèn)人口，N2表示農(nóng)村人口，總?cè)丝跒镹=N1+N2；I1表示城鎮(zhèn)總收入，I2表示農(nóng)村總收入，地區(qū)總收入為I=I1+I2；urban=N1/N為人口城鎮(zhèn)化率，（1-urban）為農(nóng)村人口占比。

城鎮(zhèn)和農(nóng)村人均收入分別記作PIU和PIR，假定城鎮(zhèn)和農(nóng)村內(nèi)部不存在收入差距。為簡化模型，將農(nóng)村人均收入標(biāo)準(zhǔn)化為1。將城鎮(zhèn)總收入和農(nóng)村總收入分解為相應(yīng)的人口數(shù)量與人均收入之積，代入泰爾指數(shù)公式可得：

進(jìn)一步地，為考察城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系，對(duì)城鎮(zhèn)化率（urban）求導(dǎo)得：

H1：城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生擴(kuò)大和縮小兩方面的效應(yīng)，使得兩者之間呈現(xiàn)“倒U”型關(guān)系。

（二）城鎮(zhèn)化與地區(qū)間收入差距

與城鎮(zhèn)化影響城鄉(xiāng)收入差距的理論機(jī)制類似，城鎮(zhèn)化也從兩個(gè)方向?qū)Φ貐^(qū)間收入差距產(chǎn)生影響。

短期來看，城鎮(zhèn)化發(fā)展易造成地區(qū)間收入差距擴(kuò)大，主要存在兩方面原因。一是虹吸效應(yīng)。發(fā)達(dá)地區(qū)在成長期主要依靠集聚周邊地區(qū)的生產(chǎn)要素快速發(fā)展，人才、資本等要素逐漸向發(fā)達(dá)地區(qū)聚集勢(shì)必給周邊地區(qū)發(fā)展造成消極影響。隨著發(fā)達(dá)地區(qū)迅速發(fā)展，優(yōu)質(zhì)的醫(yī)療、教育和基礎(chǔ)設(shè)施高度聚集，區(qū)域競爭力凸顯，吸引人才、資金等優(yōu)質(zhì)資源持續(xù)流入，從而造成馬太效應(yīng)，加劇地區(qū)間收入差距。二是產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)。根據(jù)比較優(yōu)勢(shì)理論，城鎮(zhèn)化推動(dòng)優(yōu)勢(shì)要素向經(jīng)濟(jì)效率高的地區(qū)流動(dòng)，形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，拉大地區(qū)間生產(chǎn)率差距，從而擴(kuò)大地區(qū)間收入差距。

長期來看，城鎮(zhèn)化主要依賴四條渠道促進(jìn)地區(qū)間收入差距的縮小。一是勞動(dòng)報(bào)酬均衡效應(yīng)。在勞動(dòng)力自由流動(dòng)的條件下，生產(chǎn)率和勞動(dòng)報(bào)酬高的發(fā)達(dá)地區(qū)吸引勞動(dòng)力凈流入，導(dǎo)致市場競爭加劇，產(chǎn)出又被更多的勞動(dòng)者分享，致使人均收入降低；欠發(fā)達(dá)地區(qū)由于勞動(dòng)力凈流出，產(chǎn)出由更少的勞動(dòng)者分享，致使人均收入提高。二是生產(chǎn)率提升效應(yīng)。隨著欠發(fā)達(dá)地區(qū)的勞動(dòng)力減少，有利于實(shí)現(xiàn)傳統(tǒng)生產(chǎn)部門的規(guī)模化和集約化經(jīng)營，促進(jìn)邊際勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升，從而提高收入水平。三是知識(shí)溢出效應(yīng)。發(fā)達(dá)地區(qū)與欠發(fā)達(dá)地區(qū)之間存在顯著的技術(shù)水平落差，流入發(fā)達(dá)地區(qū)的工人通過“干中學(xué)”積累生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)并學(xué)習(xí)先進(jìn)管理理念，有利于傳統(tǒng)部門與現(xiàn)代部門之間的溝通交流，推動(dòng)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的生產(chǎn)技術(shù)和經(jīng)營理念創(chuàng)新，提高生產(chǎn)效率，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)出與收入的雙贏。四是收入分享效應(yīng)。流向高生產(chǎn)率和高工資水平的發(fā)達(dá)地區(qū)的勞動(dòng)者，可獲得更高的收入并將部分收益匯回戶籍地，促使欠發(fā)達(dá)地區(qū)分享發(fā)達(dá)地區(qū)的發(fā)展成果，縮小地區(qū)差距。

理論分析表明，城鎮(zhèn)化對(duì)地區(qū)間收入差距兼具擴(kuò)張力與收縮力，在不同階段綜合效應(yīng)可能存在差異。長期來看，城鎮(zhèn)化對(duì)于縮小收入差距的促進(jìn)作用可能更為突出，即城鎮(zhèn)化發(fā)展最終有利于地區(qū)間收入差距的收斂。基于此，本文提出研究假設(shè)2。

H2：城鎮(zhèn)化對(duì)地區(qū)間收入差距存在雙重影響效應(yīng)，但長期看城鎮(zhèn)化有助于縮小地區(qū)間收入差距。

三、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

1.基準(zhǔn)模型

為驗(yàn)證H1和H2，設(shè)定基準(zhǔn)面板計(jì)量模型為：

其中：i表示不同省份；t表示年份；被解釋變量中，Theilit表示城鄉(xiāng)收入差距，RILit表示地區(qū)間收入差距；Urbanit、Urban2it分別表示核心解釋變量城鎮(zhèn)化水平及其二次項(xiàng)；Xit為控制變量；μi、ξt分別為個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.空間計(jì)量模型

根據(jù)人口推拉理論，城鎮(zhèn)化進(jìn)程中勞動(dòng)力流動(dòng)不僅取決于收入預(yù)期和遷移成本，還受到具有空間鄰近性的語言文化等因素的影響［25］，使城鎮(zhèn)化發(fā)展具有空間溢出效應(yīng)。考慮地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異，城鄉(xiāng)收入差距和地區(qū)間收入差距可能存在空間依賴性，忽視其空間溢出效應(yīng)易造成估計(jì)系數(shù)偏誤。因此，本文運(yùn)用空間計(jì)量模型以準(zhǔn)確識(shí)別城鎮(zhèn)化影響收入差距的實(shí)際效應(yīng)。

設(shè)定空間計(jì)量模型之前，采用全局莫蘭指數(shù)（Moran'sI）檢驗(yàn)變量的空間自相關(guān)性。基于經(jīng)緯度坐標(biāo)構(gòu)造反地理距離的空間權(quán)重矩陣（W），為盡可能保留空間權(quán)重矩陣的主要特征和避免權(quán)重矩陣因距離衰減而失去經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋，利用矩陣最大特征根進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)變量均存在顯著的空間自相關(guān)性：城鄉(xiāng)收入差距的莫蘭指數(shù)處于0.3～0.5之間，地區(qū)間收入差距的莫蘭指數(shù)處于0.1～0.3之間，均在1%水平上顯著，說明城鄉(xiāng)及地區(qū)間收入差距存在顯著的空間依賴性，呈現(xiàn)“高—高”和“低—低”的空間集聚態(tài)勢(shì)；城鎮(zhèn)化水平的莫蘭指數(shù)在1%顯著性水平上處于0.2～0.3之間；除極個(gè)別年份外，控制變量的莫蘭指數(shù)基本在5%水平上顯著。上述結(jié)果表明變量均存在顯著的空間自相關(guān)性，有必要運(yùn)用空間計(jì)量模型開展實(shí)證分析。

本文選取更具一般性的空間杜賓模型（SDM）進(jìn)行實(shí)證分析，利用LR檢驗(yàn)和Wald檢驗(yàn)考察其能否簡化為空間滯后模型或空間誤差模型。在式（4）、式（5）的基礎(chǔ)上，設(shè)定空間杜賓模型為：

其中：W為標(biāo)準(zhǔn)化的反地理距離空間權(quán)重矩陣；WTheilit表示城鄉(xiāng)收入差距的空間滯后項(xiàng)；WRILit表示地區(qū)間收入差距的空間滯后項(xiàng)；ρ為被解釋變量的空間滯后系數(shù)；WUrbanit、WUrban2itt分別表示城鎮(zhèn)化水平及其二次項(xiàng)的空間滯后項(xiàng)；WX為控制變量的空間滯后項(xiàng)；其他變量含義與式（4）、式（5）相同。

（二）變量選取

1.被解釋變量

（1）城鄉(xiāng)收入差距。國內(nèi)學(xué)者常采用基尼系數(shù)、城鄉(xiāng)收入比和泰爾指數(shù)來衡量城鄉(xiāng)收入差距，但只有泰爾指數(shù)將城鄉(xiāng)人口所占比重考慮在內(nèi)，更適用于準(zhǔn)確測(cè)度我國城鄉(xiāng)收入差距［26］。本文選用更具針對(duì)性的城鄉(xiāng)收入泰爾指數(shù)作為城鄉(xiāng)收入差距的測(cè)度指標(biāo)，以有效反映城鄉(xiāng)收入的變化及差距。在計(jì)算時(shí)先將城鎮(zhèn)人均可支配收入與城鎮(zhèn)人口數(shù)、農(nóng)村人均可支配收入與農(nóng)村人口數(shù)相乘，得到城鎮(zhèn)和農(nóng)村總收入，進(jìn)一步計(jì)算得到城鄉(xiāng)收入泰爾指數(shù)。泰爾指數(shù)值越大，說明城鄉(xiāng)收入不均衡程度越高。

（2）地區(qū)間收入差距。借鑒Griffith等（2004）［27］提出的以非前沿地區(qū)與前沿地區(qū)之比測(cè)度技術(shù)差距的方法以及Bourlès等（2013）［28］提出的以最優(yōu)行業(yè)與其他行業(yè)之比衡量生產(chǎn)率差距的方法，鑒于上海市人均可支配收入在研究期內(nèi)始終高居首位，選取上海市作為前沿地區(qū)，以各地區(qū)人均可支配收入與前沿地區(qū)人均可支配收入的比值（即相對(duì)收入水平）作為地區(qū)間收入差距的測(cè)度指標(biāo)。相對(duì)收入水平的取值范圍在0～1 之間，相對(duì)收入水平越低，說明該地區(qū)與前沿地區(qū)的收入差距越大；反之，說明地區(qū)間收入差距越小。

2.解釋變量

有關(guān)城鎮(zhèn)化水平的測(cè)度指標(biāo)主要有兩種：一是非農(nóng)業(yè)就業(yè)人口占總就業(yè)人口的比重，即就業(yè)城鎮(zhèn)化率；二是城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎兀慈丝诔擎?zhèn)化率。依據(jù)泰爾指數(shù)定義和數(shù)據(jù)可獲取性，本文選取常住人口城鎮(zhèn)化率（城鎮(zhèn)常住人口/總?cè)丝冢┖饬砍擎?zhèn)化水平。同時(shí)，在模型中引入城鎮(zhèn)化水平的二次項(xiàng)以識(shí)別城鎮(zhèn)化與收入差距之間的非線性關(guān)系。

3.控制變量

根據(jù)收入差距的相關(guān)理論，本文選取以下5個(gè)可能對(duì)收入差距造成影響的控制變量。

（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。采用人均GDP 衡量，利用消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)進(jìn)行縮減。在我國城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)條件下，經(jīng)濟(jì)發(fā)展會(huì)對(duì)收入差距產(chǎn)生深刻影響。

（2）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)系數(shù)測(cè)度，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化帶來新的工作崗位，吸引大量勞動(dòng)力流入；同時(shí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)會(huì)淘汰一些夕陽產(chǎn)業(yè)，提高對(duì)勞動(dòng)力素質(zhì)的要求，從而影響收入分配差距。借鑒藍(lán)慶新和陳超凡（2013）的做法［29］，定義產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)系數(shù)為：

其中：Ii（i=1，2，3）分別代表三次產(chǎn)業(yè)的增加值所占比重；Indu的取值范圍在1～3之間，越趨近于1說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次越低，越趨近于3說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次越高。

（3）人力資本水平。采用勞動(dòng)從業(yè)人員平均受教育年限來代表，大量實(shí)證研究表明，人力資本投資通過改進(jìn)勞動(dòng)力質(zhì)量來提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，成為影響收入差距的重要因素［30］。

（4）經(jīng)濟(jì)開放度。采用進(jìn)出口總額與GDP 的比值衡量，反映貿(mào)易的全球化水平。張漢林和袁佳（2011）［31］研究了經(jīng)濟(jì)全球化對(duì)中國收入分配的影響，認(rèn)為貿(mào)易全球化短期內(nèi)會(huì)加劇收入分配失衡，長期則有助于抑制居民收入差距的擴(kuò)大。

（5）政策干預(yù)度。以財(cái)政支出占GDP 的比重測(cè)度，國家及地方政府實(shí)施的各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)政策也對(duì)收入分配格局造成一定影響。

（三）數(shù)據(jù)來源

研究數(shù)據(jù)來源于中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(tái)（CNRDS）、歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，涵蓋2000—2020 年我國31 個(gè)省份（不包括港澳臺(tái)地區(qū)）數(shù)據(jù)。2013年，國家統(tǒng)計(jì)局實(shí)施了城鄉(xiāng)一體化住戶調(diào)查制度，對(duì)農(nóng)村居民收入的統(tǒng)計(jì)口徑進(jìn)行了調(diào)整，以農(nóng)村人均可支配收入作為農(nóng)村人均純收入的替代指標(biāo)。由于無法對(duì)農(nóng)村居民收入的統(tǒng)計(jì)口徑作出合理修正，故將兩個(gè)指標(biāo)結(jié)合使用。2000—2004 年常住人口城鎮(zhèn)化率數(shù)據(jù)參考林堅(jiān)（2010）［32］的做法，利用人口普查數(shù)據(jù)修正后得到。

各變量的基本描述性統(tǒng)計(jì)見表1所列。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距

為準(zhǔn)確估計(jì)城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)，需判斷空間杜賓模型的合理性。先估計(jì)不包含空間依賴性的面板模型作為基準(zhǔn)模型，再計(jì)算LM統(tǒng)計(jì)量和LR統(tǒng)計(jì)量，穩(wěn)健的LM檢驗(yàn)在1%顯著性水平上拒絕了沒有空間自相關(guān)和空間誤差項(xiàng)的原假設(shè)；根據(jù)LR檢驗(yàn)結(jié)果，空間固定效應(yīng)模型和時(shí)間固定效應(yīng)模型在1%的顯著性水平上都拒絕原假設(shè)，說明適合選用時(shí)空固定效應(yīng)模型。Wald 檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)在1%的顯著性水平均拒絕原假設(shè)，表明空間杜賓模型不適合簡化為空間滯后模型和空間誤差模型。Hausman檢驗(yàn)在1%的顯著性水平上拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型，進(jìn)一步證明選用固定效應(yīng)的空間杜賓模型較為合適。

在模型估計(jì)過程中，采用極大似然估計(jì)法以盡量減少內(nèi)生性問題引致的估計(jì)偏差。對(duì)于時(shí)空固定效應(yīng)模型，當(dāng)樣本量和時(shí)間跨度都較大時(shí)估計(jì)結(jié)果可能有偏差，故對(duì)基于似然函數(shù)最大化的參數(shù)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行偏誤修正［33］。本文報(bào)告了空間杜賓模型的估計(jì)結(jié)果，并進(jìn)一步測(cè)算了直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)，具體見表2所列。

表2 城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的估計(jì)結(jié)果

城鄉(xiāng)收入差距的空間滯后系數(shù)（ρ）在1%水平上顯著為正，表明城鄉(xiāng)收入差距具有空間依賴性和空間溢出效應(yīng)，鄰近省份較小的城鄉(xiāng)收入差距有利于縮小本省的城鄉(xiāng)收入差距。鑒于城鎮(zhèn)化水平與城鄉(xiāng)收入差距可能存在“倒U”型曲線關(guān)系，模型中引入城鎮(zhèn)化水平的二次項(xiàng)加以識(shí)別。在5%水平上，城鎮(zhèn)化水平對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均顯著為正；城鎮(zhèn)化水平二次項(xiàng)的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均顯著為負(fù)，表明考慮空間自相關(guān)性后，城鎮(zhèn)化對(duì)本地區(qū)及周邊地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)符合“倒U”型特征，與理論分析結(jié)論相一致。

Lind 和Mehlum（2010）［34］指出，僅通過考察一次項(xiàng)和二次項(xiàng)的系數(shù)來判定“倒U”型關(guān)系是不夠嚴(yán)謹(jǐn)?shù)模蔬M(jìn)一步依據(jù)其提出的檢驗(yàn)“倒U”型關(guān)系的三個(gè)標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間“倒U”型關(guān)系的真實(shí)性進(jìn)行驗(yàn)證。檢驗(yàn)結(jié)果表明：城鎮(zhèn)化水平的總效應(yīng)門檻值為46.5%，95%的置信區(qū)間為［41.3%，51.1%］，處于城鎮(zhèn)化水平的樣本取值范圍［19.3%，89.6%］內(nèi)；城鎮(zhèn)化水平—城鄉(xiāng)收入差距曲線斜率在樣本取值的最小處和最大處均足夠陡峭；同時(shí)，檢驗(yàn)結(jié)果在1%顯著性水平上拒絕了“城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間表現(xiàn)為單調(diào)或‘U’型關(guān)系”的原假設(shè)。綜上，意味著在城鎮(zhèn)化“積極效應(yīng)”和“消極效應(yīng)”的共同作用下，城鄉(xiāng)收入差距的確經(jīng)歷一個(gè)先擴(kuò)大后縮小的“倒U”型曲線變化過程，H1得以證實(shí)。

控制變量的直接效應(yīng)顯示，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和人力資本水平的提升能夠顯著縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和政策干預(yù)度的提高則會(huì)擴(kuò)大本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。從間接效應(yīng)來看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)開放度都有顯著的空間溢出效應(yīng)，表明其不僅直接影響本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，對(duì)周邊地區(qū)也具有溢出效應(yīng)。

（二）城鎮(zhèn)化與地區(qū)間收入差距

以反映地區(qū)收入差距的相對(duì)收入水平作為被解釋變量，空間杜賓模型的估計(jì)結(jié)果見表3 所列。空間自相關(guān)系數(shù)通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，穩(wěn)健的LM檢驗(yàn)在1%顯著性水平上拒絕了不具備空間自相關(guān)和空間誤差項(xiàng)的原假設(shè)；LR檢驗(yàn)在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，說明空間杜賓模型的擬合效果更好。同樣，對(duì)基于似然函數(shù)最大化的參數(shù)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行偏誤修正。為保證經(jīng)濟(jì)含義的一致性，控制變量均以相對(duì)水平形式（各地區(qū)與前沿地區(qū)的比值）加入模型。

表3 城鎮(zhèn)化與地區(qū)間收入差距的估計(jì)結(jié)果

地區(qū)相對(duì)收入水平的空間滯后系數(shù)（ρ）在1%水平上顯著為正，表明地區(qū)間收入差距存在空間溢出效應(yīng)，鄰近省份的相對(duì)收入水平提高有助于提升本省的相對(duì)收入水平。城鎮(zhèn)化水平系數(shù)和直接效應(yīng)均在1%水平上顯著為正，直接效應(yīng)為0.392，意味著城鎮(zhèn)化水平提高1%，本地區(qū)相對(duì)收入水平將提高0.392%，即地區(qū)間收入差距縮小0.392%。這說明城鎮(zhèn)化水平的提高有利于提高本地區(qū)相對(duì)于前沿地區(qū)的收入水平，縮小地區(qū)間收入差距，與理論分析結(jié)論相一致。究其原因，主要在于城鎮(zhèn)化引致的勞動(dòng)報(bào)酬均衡效應(yīng)、生產(chǎn)率提升效應(yīng)、知識(shí)溢出效應(yīng)和收入分享效應(yīng)的綜合作用。城鎮(zhèn)化水平的間接效應(yīng)顯著為負(fù)，表明城鎮(zhèn)化發(fā)展具有降低周邊地區(qū)相對(duì)收入水平的傾向，這與地區(qū)間勞動(dòng)力市場的激烈競爭有關(guān)。與此同時(shí)，城鎮(zhèn)化水平的總效應(yīng)在1%水平上顯著為正，表明城鎮(zhèn)化影響本地區(qū)及周邊地區(qū)相對(duì)收入水平的平均效應(yīng)呈現(xiàn)積極態(tài)勢(shì)，總體上有利于縮小地區(qū)間收入差距。由此，長期來看，城鎮(zhèn)化導(dǎo)致地區(qū)間收入差距的“收縮效應(yīng)”終將超越“擴(kuò)張效應(yīng)”，從而有利于地區(qū)間收入差距的收斂，H2得以證實(shí)。

控制變量的直接效應(yīng)顯示，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和人力資本水平的提升能夠顯著提高本地區(qū)的相對(duì)收入水平，而經(jīng)濟(jì)開放度的提升會(huì)降低本地區(qū)的相對(duì)收入水平。此外，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和政策干預(yù)度都具有顯著的間接效應(yīng)，說明其不僅直接影響本地區(qū)的相對(duì)收入水平，對(duì)周邊地區(qū)也具有溢出效應(yīng)。

（三）內(nèi)生性處理與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文采用雙向固定效應(yīng)的空間杜賓模型有利于緩解由遺漏變量引致的內(nèi)生性問題。考慮城鄉(xiāng)收入差距和地區(qū)間收入差距可能對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程存在反向作用，進(jìn)一步導(dǎo)致內(nèi)生性問題，參考姚玉祥和吳普云（2019）的做法［35］，選取地形起伏度作為工具變量，采用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)法（System-GMM）進(jìn)行估計(jì)檢驗(yàn)。地形起伏度作為自然形成的、客觀存在的外生變量，會(huì)對(duì)交通運(yùn)輸和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)產(chǎn)生影響，與城鎮(zhèn)化發(fā)展存在明顯的相關(guān)性［36］，是一個(gè)合適的工具變量。根據(jù)LM檢驗(yàn)和Hansen J檢驗(yàn)結(jié)果，通過“不可識(shí)別”檢驗(yàn)和“過度識(shí)別”檢驗(yàn)，證明了工具變量的有效性。

進(jìn)一步采用兩種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。一是替換被解釋變量的測(cè)度指標(biāo)，將城鄉(xiāng)收入差距的測(cè)度指標(biāo)由泰爾指數(shù)替換為城鄉(xiāng)實(shí)際收入比（城鎮(zhèn)人均實(shí)際可支配收入/農(nóng)村人均實(shí)際可支配收入）（1）；由于地區(qū)間收入差距可能受直轄市的特殊地位影響，剔除4 個(gè)直轄市后，選取浙江省作為前沿地區(qū)構(gòu)造新的相對(duì)收入水平指標(biāo)（各地區(qū)人均可支配收入/浙江省人均可支配收入），重新進(jìn)行估計(jì)檢驗(yàn)。二是替換空間權(quán)重矩陣，利用（0，1）鄰接關(guān)系和反經(jīng)濟(jì)距離（2）的形式代替反地理距離方式分別構(gòu)造空間權(quán)重矩陣，重新進(jìn)行估計(jì)檢驗(yàn)。內(nèi)生性與穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果見表4所列。

表4 內(nèi)生性處理與穩(wěn)健性檢驗(yàn)的主要估計(jì)結(jié)果

引入工具變量后，城鎮(zhèn)化水平的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果與前述結(jié)果基本一致，系數(shù)在5%水平上通過顯著性檢驗(yàn)，表現(xiàn)出較強(qiáng)的穩(wěn)健性，證明研究結(jié)論較為可靠。替換城鄉(xiāng)收入差距的測(cè)度指標(biāo)并未影響城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U”型關(guān)系，估計(jì)得到城鎮(zhèn)化水平的總效應(yīng)門檻值為49.3%，95%的置信區(qū)間為［44.1%，54.3%］，“倒U”型關(guān)系較為穩(wěn)健。替換地區(qū)收入差距的測(cè)度指標(biāo)后，城鎮(zhèn)化水平的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)都顯著為正，表明城鎮(zhèn)化水平的提高有利于提升本地區(qū)及周邊地區(qū)的相對(duì)收入水平，縮小地區(qū)間收入差距。變換空間權(quán)重矩陣后，模型中各變量的系數(shù)符號(hào)基本未變，證明了估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

（四）城鎮(zhèn)化與收入差距之間關(guān)系的實(shí)際考察

結(jié)合我國實(shí)際數(shù)據(jù)，考察城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距、地區(qū)間收入差距之間的關(guān)系。利用省域面板數(shù)據(jù)計(jì)算2000—2020年全國城鄉(xiāng)收入泰爾指數(shù)和地區(qū)相對(duì)收入水平的均值，結(jié)合城鎮(zhèn)化水平，觀察其動(dòng)態(tài)變化規(guī)律。本文分別呈現(xiàn)了城鎮(zhèn)化與泰爾指數(shù)、城鎮(zhèn)化與相對(duì)收入水平之間的關(guān)系，如圖1所示。

圖1 城鎮(zhèn)化與收入差距之間關(guān)系的實(shí)際考察

隨著城鎮(zhèn)化水平的不斷提高，城鄉(xiāng)收入泰爾指數(shù)的變動(dòng)大體符合“倒U”型曲線特征，城鄉(xiāng)收入差距由擴(kuò)大轉(zhuǎn)為縮小的城鎮(zhèn)化率門檻值大致位于2007年的45.8%，這與空間杜賓模型估計(jì)出的城鎮(zhèn)化率總效應(yīng)門檻值46.5%較為接近。城鎮(zhèn)化率與地區(qū)相對(duì)收入水平之間呈現(xiàn)明顯的正相關(guān)關(guān)系，意味著隨著城鎮(zhèn)化水平的不斷提高，地區(qū)相對(duì)收入水平逐步拉近，城鎮(zhèn)化有利于地區(qū)間收入差距的收斂。

基于我國實(shí)際數(shù)據(jù)的考察，同樣驗(yàn)證了城鎮(zhèn)化進(jìn)程與城鄉(xiāng)收入差距之間的“倒U”型關(guān)系，以及城鎮(zhèn)化對(duì)于促進(jìn)地區(qū)間收入差距收斂的積極作用，進(jìn)一步證明了研究結(jié)論的可信度和有效性。截至2019年，我國除西藏外30個(gè)省份（不包括港澳臺(tái)地區(qū)）的城鎮(zhèn)化率均突破城鄉(xiāng)收入差距由升轉(zhuǎn)降的門檻值，意味著城鎮(zhèn)化的進(jìn)一步推進(jìn)將持續(xù)縮小城鄉(xiāng)收入差距；同時(shí)，長期來看，城鎮(zhèn)化有利于改善地區(qū)間收入不均衡狀況，推進(jìn)收入分配視角的共同富裕。

五、拓展分析：城鎮(zhèn)化與總體居民收入差距

在刻畫城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)及地區(qū)間收入差距影響效應(yīng)的基礎(chǔ)上，對(duì)城鎮(zhèn)化與總體收入差距之間的關(guān)系進(jìn)行拓展分析。由于反映社會(huì)整體收入差距的基尼系數(shù)為時(shí)序數(shù)據(jù)，直接建立計(jì)量模型容易造成偽回歸問題，故采用省域總體居民收入基尼系數(shù)進(jìn)行分析。從城鄉(xiāng)視角看，該指標(biāo)涵蓋了農(nóng)村內(nèi)部、城市內(nèi)部及城鄉(xiāng)之間收入差距；從地區(qū)視角看，包含了地區(qū)內(nèi)部、地區(qū)之間的收入差距。因此，基尼系數(shù)能夠全面綜合地反映居民收入分配均衡狀況，即共同富裕的實(shí)現(xiàn)程度。本文以基尼系數(shù)衡量總體居民收入差距，借鑒田衛(wèi)民（2012）［37］的測(cè)算方法，先計(jì)算出各省份城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的收入基尼系數(shù)，再利用分組加權(quán)法計(jì)算出總體收入基尼系數(shù)。

（一）空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果

依據(jù)前文分析，城鄉(xiāng)收入差距和地區(qū)間收入差距都存在顯著的空間自相關(guān)性，總體收入差距同樣可能存在明顯的空間依賴性。本文構(gòu)建空間杜賓模型考察城鎮(zhèn)化對(duì)總體收入差距的影響效應(yīng)，引入城鎮(zhèn)化水平二次項(xiàng)以識(shí)別潛在的非線性關(guān)系，估計(jì)結(jié)果見表5所列。

表5 空間杜賓模型的估計(jì)結(jié)果

城鎮(zhèn)化水平直接效應(yīng)和總效應(yīng)的一次項(xiàng)及二次項(xiàng)系數(shù)均通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)，一次項(xiàng)系數(shù)為正，二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，表明城鎮(zhèn)化與總體居民收入差距之間存在著“倒U”型關(guān)系。隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn)，其對(duì)總體居民收入差距的影響存在一個(gè)拐點(diǎn)，在城鎮(zhèn)化初期會(huì)加大居民收入的不均等程度，當(dāng)城鎮(zhèn)化達(dá)到較高水平后有利于改善社會(huì)收入分配格局。根據(jù)Lind 和Mehlum（2010）的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)［34］，城鎮(zhèn)化水平總效應(yīng)的拐點(diǎn)大致為53.8%，95%的置信區(qū)間為［49.1%，58.3%］，說明城鎮(zhèn)化影響本地區(qū)及周邊地區(qū)總體收入差距的平均效應(yīng)呈現(xiàn)先抑制后改善的變動(dòng)態(tài)勢(shì)。原因在于：城鎮(zhèn)化初期，城鄉(xiāng)收入差距在總體收入差距中所占比重較高［35］，城鄉(xiāng)收入差距的拉大將導(dǎo)致社會(huì)整體收入分配失衡；隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的不斷深入，城鎮(zhèn)化對(duì)縮小收入差距的積極效應(yīng)愈發(fā)凸顯，城鄉(xiāng)收入差距和地區(qū)間收入差距均呈現(xiàn)收斂態(tài)勢(shì)，從而有助于縮小總體收入差距。實(shí)際上，2014 年中國城鎮(zhèn)化水平已達(dá)到54.7%，跨越了這一拐點(diǎn)值，意味著現(xiàn)階段中國城鎮(zhèn)化進(jìn)程已處于總體收入差距下行的通道，能夠起到促進(jìn)收入分配均等化的積極作用。

（二）空間分位數(shù)回歸結(jié)果

為進(jìn)一步驗(yàn)證城鎮(zhèn)化與總體收入差距之間“倒U”型關(guān)系的真實(shí)性，仍需考察不同總體收入差距水平下城鎮(zhèn)化的影響效應(yīng)。在分位數(shù)模型的基礎(chǔ)上，將總體收入差距的空間滯后項(xiàng)引入解釋變量中，構(gòu)建空間分位數(shù)模型進(jìn)行分析。為緩解內(nèi)生性問題，采用兩階段分位數(shù)回歸法（2SQR）進(jìn)行估計(jì)［38］。設(shè)定具體模型為：

其中：Giniit表示總體居民收入差距，采用基尼系數(shù)測(cè)度，該值越大說明總體收入不均等程度越高；Qτ(Giniit)為總體居民收入差距的τ分位數(shù)；ρτ為空間滯后項(xiàng)的τ分位數(shù)系數(shù)；β1τ、β2τ分別為城鎮(zhèn)化水平和控制變量的τ分位數(shù)系數(shù)；W為標(biāo)準(zhǔn)化的反地理距離空間權(quán)重矩陣；其他變量含義與式（5）相同。

空間分位數(shù)模型估計(jì)結(jié)果見表6 所列。可以發(fā)現(xiàn)，空間滯后項(xiàng)（ρ）在各個(gè)分位點(diǎn)上均通過5%水平的顯著性檢驗(yàn)，說明總體居民收入差距存在較強(qiáng)的空間溢出效應(yīng)，不考慮空間自相關(guān)性會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果偏誤。在空間分位數(shù)模型中，不同分位點(diǎn)下城鎮(zhèn)化對(duì)總體居民收入差距的影響效應(yīng)呈現(xiàn)異質(zhì)性。在25%～50%分位點(diǎn)上，城鎮(zhèn)化水平系數(shù)顯著為正且系數(shù)呈下降態(tài)勢(shì)；在75%～90%分位點(diǎn)上，該系數(shù)顯著為負(fù)且系數(shù)絕對(duì)值呈上升態(tài)勢(shì)。

表6 空間分位數(shù)模型的估計(jì)結(jié)果

為更直觀地反映城鎮(zhèn)化對(duì)總體居民收入差距影響的變動(dòng)趨勢(shì)，繪制城鎮(zhèn)化水平系數(shù)隨分位點(diǎn)的變動(dòng)趨勢(shì)圖，如圖2所示。

圖2 城鎮(zhèn)化影響總體居民收入差距的空間分位數(shù)回歸趨勢(shì)

由圖2可見，城鎮(zhèn)化水平系數(shù)呈現(xiàn)波動(dòng)下降態(tài)勢(shì)，大致在50%分位點(diǎn)處由正轉(zhuǎn)負(fù)。起初在收入均衡程度較高時(shí)，城鎮(zhèn)化對(duì)總體收入差距是正向影響，城鎮(zhèn)化進(jìn)程會(huì)顯著擴(kuò)大總體收入差距；隨著收入不均衡程度的加大，城鎮(zhèn)化的影響效應(yīng)逐步下降并最終由正轉(zhuǎn)負(fù)，逐漸起到縮小總體收入差距的積極作用。可見，城鎮(zhèn)化與總體居民收入差距之間確實(shí)存在“倒U”型關(guān)系，城鎮(zhèn)化水平的進(jìn)一步提升將有利于改善社會(huì)收入分配格局，促進(jìn)共同富裕。

六、結(jié)論與建議

本文遵循“理論機(jī)制—實(shí)證檢驗(yàn)”的邏輯主線，基于收入差距視角力圖回答“城鎮(zhèn)化能否促進(jìn)共同富裕”這一焦點(diǎn)問題。研究結(jié)果表明：第一，城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間存在穩(wěn)健的“倒U”型關(guān)系，城鎮(zhèn)化影響城鄉(xiāng)收入差距的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均符合“倒U”型特征，城鄉(xiāng)收入差距由擴(kuò)大轉(zhuǎn)為縮小的城鎮(zhèn)化率總效應(yīng)門檻值為46.5%；第二，城鎮(zhèn)化影響地區(qū)間收入差距的直接效應(yīng)和總效應(yīng)顯著為正，間接效應(yīng)顯著為負(fù)，表明城鎮(zhèn)化發(fā)展具有提高本地區(qū)相對(duì)收入水平和降低周邊地區(qū)相對(duì)收入水平的傾向，總體上有利于促進(jìn)地區(qū)間收入差距的收斂；第三，城鎮(zhèn)化進(jìn)程與總體居民收入差距之間存在“倒U”型關(guān)系，拐點(diǎn)出現(xiàn)在53.8%的城鎮(zhèn)化率附近，表明城鎮(zhèn)化初期會(huì)擴(kuò)大總體收入差距，當(dāng)城鎮(zhèn)化到達(dá)較高水平后有利于改善社會(huì)收入分配格局，促進(jìn)共同富裕。

基于以上研究結(jié)論，本文提出如下對(duì)策建議：其一，合理化解阻礙勞動(dòng)力自由流動(dòng)的制度難題，有效發(fā)揮城鎮(zhèn)化縮小收入差距的促進(jìn)作用。有序引導(dǎo)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，讓欠發(fā)達(dá)地區(qū)的居民能夠充分自由地選擇到收入最大化的地方去就業(yè)和生活，促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的集約化、規(guī)模化發(fā)展。其二，探索構(gòu)建區(qū)域間利益共享機(jī)制，充分發(fā)揮地區(qū)比較優(yōu)勢(shì)。實(shí)施城市群、大都市圈等區(qū)域一體化戰(zhàn)略，逐步形成區(qū)域協(xié)作網(wǎng)絡(luò)，不斷優(yōu)化生產(chǎn)要素空間配置，強(qiáng)化中心大城市的輻射帶動(dòng)作用。其三，堅(jiān)持以人為核心的發(fā)展理念，城鎮(zhèn)化發(fā)展速度與質(zhì)量并舉。合理化解城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的戶籍歧視與就業(yè)歧視，加快農(nóng)村轉(zhuǎn)移人口市民化，努力實(shí)現(xiàn)效率與公平兼容，推動(dòng)實(shí)現(xiàn)全體人民共同富裕。