論經濟增長、城鎮化與城鄉收入差距

楊靖嵩

摘?要：文章旨在探討西北地區經濟增長在城鎮化中介效應作用下對城鄉收入差距的影響，并通過中介效應模型和雙門限面板模型揭示了其中的作用機制和數值特征。研究結果表明，西北地區的經濟增長通過人均收入的提高影響城鄉收入差距，呈現出一定的聚集效應和擴散效應。具體而言，經濟增長促使農村勞動力向城市轉移，推動城市第二產業和第三產業的發展，進而提高城市人均收入，但也導致城鄉收入差距的擴大。然而隨著城市發展，農村地區的收入也得到提升，且城鄉收入差距逐漸減小。研究范圍內的西北城市數據支持了這一結論，表明城市化對減少貧困具有明顯作用。最終，文章提出了一系列政策建議，包括制定城鄉收入差距縮小政策、促進城市化和農村振興相互協調、加強農村貧困地區的扶貧工作、推動區域協調發展以及加強數據監測和評估。這些政策建議旨在促進經濟增長和城鄉收入差距的縮小，實現全體人民的共同富裕。

關鍵詞：城鄉收入差距；經濟增長；城鎮化；中介效應；雙門限面板模型

中圖分類號：F127文獻標識碼：A?文章編號：1005-6432（2024）05-0024-04

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2024.05.006

1?引言

在黨的二十大報告中，強調了實現全體人民共同富裕的目標，特別提到了農村共同富裕作為中國式現代化的重要組成部分。城鄉收入差距直接影響著全體人民共同富裕目標的實現。只有縮小城鄉收入差距，才能讓農民分享現代化發展的成果，實現物質和精神上的富裕。此外，城鄉收入差距也是保障社會公平和穩定的重要因素。明顯的城鄉收入差距容易引發社會不滿和不穩定，通過研究和解決這一差距，可以促進社會的公平正義，維護社會的和諧穩定。

文章采用中介效應模型和門限回歸模型，對西北地區33個地級市2014—2020年的數據進行研究，以城鎮化水平為中介變量，探究經濟發展對西北地區的城鄉收入差距的影響是否符合庫茲涅茲曲線倒“U”型規律，以期對西北地區縮減城鄉不平等提出政策建議。

庫茲涅茲于1959年提出的理論認為，收入不平等會隨著經濟的發展而拉大，在越過某個點之后會轉而降低，最終收入不平等會隨著經濟發展逐漸減小，兩者的函數關系會呈現出倒“U”型，即“庫茲涅茲曲線”。以后的學者又對該理論進行了大量補充和證明，使其成為研究收入不平等問題的重要理論基礎。關于中國經濟增長、城鎮化和收入不平等三者關系的討論往往都基于該理論。

陳宗勝（2002）認為城鎮化與收入差距之間的倒“U”型關系成立[1]。閆東升等（2021）使用空間計量方法證明了長三角地區城鎮化率與收入差距之間的倒“U”型關系存在[2]。劉赫和洪業應（2022）的定量研究認為，貴州欠發達地區的倒“U”型關系存在，但由于這些地區產業基礎薄弱，這種關系不太明顯且存在波動[3]?。還有一些研究認為，具體在中國部分地區和部分領域，這種影響是相反的正“U”型結構，如陸銘等（2005）的研究認為，經濟開放和私有化對于收入差距的影響就是典型的倒庫茲涅茲曲線[4]。具體到西北地區的城鄉收入差距的變化，殷頌葵（2022）的研究表明，在過去的一段時間里西北地區的城鄉收入差距指標本身隨著時間變化也呈正“U”型關系[5]。程名望等（2022）也有提到存在兩個門限值的情況，即城鄉收入差距在人均收入水平分別越過兩個門限值之后呈現出先減少，后增加，再減少的情況，但這種情況的后半部分仍舊是倒“U”型曲線[6]。

綜上所述，文章的主要思路基于2014—2020年的面板數據驗證庫茲涅茲曲線在西北地區的有效性，主要理論基礎是集聚效應和擴散效應。關于經濟增長、城鎮化和城鄉收入差距三者的關系，文章主要從集聚效應和擴散效應兩個方面來論述。

中國經濟增長的過程始終伴隨著勞動力從農村地區向城市轉移，這一方面是由于城市人均收入的增長對于農村勞動力有著重要的吸引作用，另一方面是由于來自農村充足的勞動力為城市中的第二產業和第三產業發展提供了有利條件。兩者相互促進的互動關系，使得在城鎮化進程的早期城鄉收入差距會拉大。

隨著城鎮化進程進行到某個臨界值以后，城鎮化的繼續進行會促進中心地區經濟向外圍區域擴散，推動二元經濟向一體化發展，從而縮小不平等差距。一方面，由于邊際報酬遞減規律的作用，隨著農村地區勞動力持續進入城市，城市地區的勞動力要素會進入報酬遞減的階段，而農村地區由于農業勞動力的減少使得勞動力要素邊際報酬增加；另一方面，由于資源的稀缺性，特別是城市土地資源的供給長期不變的性質，經濟發展促使對各種生產要素的需求增加，使得地租和其他要素報酬上升，促使一些產業向城市邊緣的農村地區轉移。由此，城鎮化縮小了城鄉收入差距。

長此以往，隨著擴散效應的增加，集聚效應和擴散效應的相對強度會發生變化，引起了長期內隨著城鎮化進程持續推進，收入不平等呈現出先增加，在越過某個點之后開始降低的倒“U”型趨勢。

2?模型構建、變量選取及數據來源

2.1?模型構建

參照李豫新和李枝軒（2022）[7]，姜弘和李程（2018）[8]的方法，需要構建基準模型，并對中介效應進行檢驗。

Theilit=a0+alnpgdpit+θXit+εit（1）

townit=b0+blnpgdpit+θXit+εit（2）

Theilit=φ0+φ1lnpgdpit+φ2townit+θXit+εit（3）

式中，Theil是泰爾指數，用來衡量城鄉收入差距；lnpgdp是人均收入的自然對數，用來衡量經濟發展水平；lnpgdp代表門限值；town是城鎮化率；a、b、φ、θ的參數；εit是誤差項。式（1）和式（2）分別代表城鄉收入差距和經濟發展、城鎮化率和經濟發展之間的函數關系，來論證中介效應的存在性。若兩者均顯著，則得到式（3），代表在城鎮化率中介作用下城鄉收入差距與經濟發展的關系。式（1）、式（2）、式（3）用以檢驗中介效應。

在中介效應之后，將對解釋變量、被解釋變量、中介變量的非線性關系進行論證，構建門限回歸模型如下。

Theil=a0+a′1lnpgdp（lnpgdp>lnpgdp）+a′2lnpgdp（lnpgdp≤lnpgdp）+b′1town（lnpgdp>lnpgdp）+b′2town（lnpgdp≤lnpgdp）+θXit+εit（4）

式（4）中，lnpgdp代表門限值，其余各個變量的解釋同上。較之式（3）、式（4）中lnpgdp、town的系數會隨著lnpgdp超過門限值與否進行變化，從而揭示城鄉收入差距與經濟發展、城鎮化率之間的非線性關系。

2.2?變量選取

文章衡量收入差距的方法是泰爾指數，以之作為被解釋變量，相較于直接使用城鄉收入比，泰爾指數的特點不僅能反映城鄉地區各自的人口占比，還能有效反映出城鄉兩端收入的變動。

解釋變量lnpgdp是地區人均收入水平的自然對數，中介變量城鎮化（town）水平使用城鄉人口比值來確定。

在研究城鄉收入影響因素方面，相關學者長期以來一直非常關注，主流觀點認為人均收入、金融發展水平[8]、產業結構[9]、對外開放水平[10]以及政府干預程度等，是城鄉收入水平的主要影響因素。金融發展水平（fin）是地方金融機構存貸款之和占GDP的比重；產業機構（stu）是第三產業與國民收入的比值；對外開放水平（open）是進出口之于GDP的比值；政府干預水平（gi）是地方政府當年支出總額占GDP的比重。以下是各個變量的描述性統計結果，詳見表1。

變量名變量含義觀測數均值標準差最小值最大值stu產業結構2310.450.110.140.73

lngdpGDP的自然對數2316.610.865.039.21注：文章數據（包括城鄉收入差距、城鎮化率等）均來自歷年中國城市年鑒和各民族自治區歷年的地區發展公報，新疆部分城市部分年份缺失的人口、金融發展數據采用線性插值法進行了補缺。

3?結果及分析

3.1?中介效應及非線性關系檢驗

根據式（1）、式（2）、式（3），檢驗中介效應的存在性，其中M1、M2意在檢驗式（1）當中城鄉收入差距與人均收入水平之間關系的直接效應，兩者區別在于是否加入控制變量。M4檢驗了式（2）中城鎮化率與人均收入水平之間關系的間接效應。M6檢驗式（3）中以城鎮化率作為中介變量的經濟增長與城鄉收入差距之間的關系。M3、M5、M7分別在M2、M4、M6中加入了人均收入水平自然對數的平方項，以驗證倒非線性關系的存在性。詳見表2。

對比M1和M2可知，加入控制變量之后方程的擬合優度有所提高，說明加入控制變量是有效的，因而在此后的回歸中均加入了控制變量。M2的結果說明，經濟發展對于城鄉收入差距存在顯著的負向影響，但是否存在中介效應還需進一步檢驗。M4的結果表明，經濟發展對城鎮化率的影響顯著為正，M1、M6的結果證明經濟發展對城鄉收入差距的直接效應和間接效應路徑都是顯著的。

對比M3、M5、M7可以發現，M3中平方項在1%置信水平下顯著不為0，說明經濟發展和城鄉收入差距之間存在顯著的非線性關系。另外，平方項系數為正，一次項系數為負，說明該線性關系是隨著經濟發展城鄉收入差距先增加后減少的倒“U”型關系。觀察發現M5的系數不顯著而M4顯著，說明經濟發展和城鎮化率的關系是線性的。觀察M7發現，擬合優度略有提高但城鎮化率系數的顯著性略有下降，說明雖然非線性關系存在，但不適合直接采用加入平方項之后的回歸系數，有必要進行門限回歸分析。

3.2?門限模型

為了確定西北地區經濟發展與城鄉收入差距之間倒“U”型的確切數值關系，筆者引入式（4），這代表的面板門限模型進行檢驗和測度。

表4是對門限模型存在性和門限數量進行的檢驗，由結果可知應當采用雙門限模型測度經濟發展與城鄉收入差距之間的關系。由此，建立雙門限模板模型如下。

由表4的回歸結果可以看出，模型中存在兩個門限，分別為lnpgdp值為10.14和10.29，實際代表的人均收入約為25336元和29436元，記作門限a和門限b，在達到門限a之前，人均收入和城鎮化率的系數均為正數，說明此時經濟發展和城鎮化具有明顯的減貧作用，當人均收入越過門限a之后，城市的集聚效應或虹吸效應會使得城鄉收入差距變大，此時人均收入和城鎮化率的系數變為負數。隨著經濟繼續發展，城鎮化逐漸深入，城市的擴散效應會使得農村地區收入逐漸增加，出現明顯的減貧效應。

4?結論及政策建議

4.1?結論

文章旨在探討西北地區經濟增長對城鄉收入差距的影響，采用了中介效應模型探索城鎮化在該影響中的作用方式，結果表明，以人均收入水平為衡量方式的西北地區經濟增長通過中介效應影響城鄉收入差距的路徑切實存在，在城鎮化過程中，集聚效應和擴散效應分別從對城鄉收入差距起到相反的作用，最終擴散效應大于集聚效應，經濟增長在長期中有助于減小城鄉收入差距。在中介模型之后，文章建立了門限模型來進一步探究該影響的具體數值特征，結果表明存在兩個人均收入的門限值，分別對應人均收入水平25336元和29436元，當人均收入處于25336元以下時，城市發展的集聚效應還未出現，對應的是城市發展起步時城市收入對于農村勞動力的吸引能力尚且不足，當人均收入處于25336～29436元時總效應是正向的，即正向的集聚效應大于負向的擴散效應，此時經濟增長的過程中收入差距逐漸增大。當收入越過29436元之后，負向的擴散效應大于正向的集聚效應，城鄉收入差距逐漸減小。在研究范圍內的33個西北城市中，2014年，有7個城市人均收入低于第一個門限值，7個城市處于兩個門限值之間。截至2020年，3個城市的人均收入水平低于第一個門限值，1個城市處于兩個門限之間。其余城市均超過了第二個門限值，進入了擴散效應大于集聚效應的階段，這說明我國西北地區的城市化具有明顯的減貧作用，同時也說明了我國在2014—2020年的減貧工作卓有成效。最后，2020年人均收入低于第二門限的城市全部集中在甘肅省境內，說明社會應當關注該省的減貧事業，對政府而言應當給予該地區適當的政策傾斜。

4.2?政策建議

第一，城市化是縮小城鄉收入差距的重要機制，但需要注意城市化進程中的合理規劃和資源配置。政府應注重城市周邊農村地區的發展，吸引和扶持產業轉移，推動農村地區實現經濟多元化和可持續發展，以實現城鄉收入差距的逐漸縮小。

第二，加強鄉村振興工作。根據研究結果顯示，仍有一些城市人均收入低于門限值，特別是甘肅省境內的城市。政府應加強對這些地區的扶持，通過提供資金支持、教育培訓、就業機會等方式，幫助他們實現經濟增長和農民收入的提升。

第三，推動區域協調發展。考慮到不同城市的經濟增長和收入差距水平存在差異，政府應推動區域協調發展，促進經濟發展的均衡性。這包括加強跨地區的合作與交流，促進資源優化配置和產業升級，以減小地區之間的差距。

這些政策建議將有助于推動經濟增長與城鄉收入差距縮小的目標的實現，促進全體人民的共同富裕。

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