新質生產力對城鄉收入差距的影響分析

摘 要： 【目的/意義】發展新質生產力是經濟高質量發展的關鍵。實證探討了新質生產力對城鄉收入差距的影響，以期為優化新質生產力布局，促進區域協調發展、緩解城鄉收入差距、實現共同富裕提供新路徑。【方法/過程】在厘清新質生產力與城鄉收入差距時空演變及區域差異的基礎上，從不同視角探討新質生產力影響城鄉收入差距的路徑。【結果/結論】研究結果顯示，（1）城鄉收入差距呈現逐年下降的趨勢，中西部大于東部。基尼系數則呈現先減后增的趨勢，且區域間尤其是東西部間差異是城鄉收入差距基尼系數的主要來源；新質生產力在波動中上升，東部地區大幅度領先中西部；基尼系數則呈現波動上升趨勢，中西部大于東部地區；（2）新質生產力縮小了城鄉收入差距，且創業活躍度、產業結構升級是新質生產力影響城鄉收入差距的作用機制；新質生產力對城鄉收入差距的負向影響呈現邊際遞減的態勢，同時還存在創業活躍度、產業結構升級的調節影響。

關鍵詞： 新質生產力；城鄉收入差距；作用機制；創業活躍度；產業結構升級

中圖分類號： F124.7 文獻標志碼： A 文章編號： 1673?5617 （ 2024 ） 04?0064?10

黨的二十大報告指出“著力推進城鄉融合和區域協調發展，推動經濟實現質的有效提升和量的合理增長”，緩解城鄉收入差距是推動區域協調發展、經濟高質量發展的應有之義。2023 年9 月，“新質生產力”這一概念首次被明確提出，新質生產力是以全要素生產率大幅提升為核心標志的先進生產力[1]，這也為緩解城鄉收入差距、實現共同富裕提供了新的思路。當前，推進以工促農、以城帶鄉，全面融合、共同繁榮的新型工農城鄉關系成為新時代“三農”工作的行動指南。鑒于此，探討新質生產力如何賦能城鄉融合發展，對于縮小城鄉收入差距、實現共同富裕具有重要的理論與現實意義。

已有新質生產力影響城鄉收入差距的研究，主要集中在以科技創新為代表的新質生產力對城鄉收入差距的研究。如李泉[2] 的研究表明，科技創新推動了基礎設施的升級進而加速城鄉融合。蒙昱竹等[3] 的研究表明，互聯網技術的普及顯著提高了農村地區的經濟發展水平，縮小了城鄉收入差距。新質生產力不僅通過提高科技創新能力緩解城鄉收入差距，同時也帶動了農村地區教育、養老、醫療衛生等公共服務水平[4]。燕連福等[5] 則從“新動能”“新產業”“新模式”等方面探討了新質生產力對共同富裕的影響。唐瓊等[6]指出新質研發、新質產業、新質企業、新質環境是新質生產力促進城鄉區域協調發展的路徑。Liu 等[7] 研究表明新質生產力是產業集聚影響制造業高質量發展的重要路徑。在農業領域，新質生產力對農業現代化水平的影響同樣不容忽視，楊秋菊等[8] 的研究表明，新質生產力延伸到農業領域，可以調整農業生產關系，促進農業農村現代化發展，縮小城鄉發展差距，賦能城鄉共同富裕。周潔等[9] 認為，以創新活躍、技術密集為特點的戰略性新興產業和未來產業不斷涌現，依托強大“頭雁效應”帶動農業產業體系向創新、綠色方向邁進，促進農業現代化。基于上述背景，本文綜合運用面板固定效應模型、中介效應模型、門檻模型探討新質生產力對城鄉收入差距的影響路徑，以期為發揮新質生產力促進區域協調發展、城鄉融合提供政策建議。可能的邊際貢獻在于：現有文獻對新質生產力影響城鄉收入差距的研究多集中在理論層面，鮮有從實證層面探討二者間的關系。

1 我國城鄉收入差距與新質生產力測算及特征

1.1 城鄉收入差距與新質生產力測算

本文參照參考龍海明等[10]、程名望等[11] 的做法，采用泰爾指數測算城鄉收入差距。具體計算方式如下。

參照韓文龍等[12] 的做法，從實體性要素和滲透性要素2 個維度的6 個一級指標、14 個二級指標、24個三級指標構建新質生產力指標測算體系。本文運用主成分分析法得到各地區新質生產力發展水平，同時將熵值法計算得到的新質生產力發展水平作為本文的穩健性檢驗指標。新質生產力指標測算體系如表1所示。

1.2 區域時變分析

從城鄉收入差距時變分析來看（圖1），2012—2022 年城鄉收入差距整體呈現逐年下降的態勢。2012 年城鄉收入差距指數為0.1037，到2022 年這一數值降至0.0620，降幅40.21%。可能的原因是黨的十八大以來，隨著鄉村振興戰略和脫貧攻堅各項政策的縱深推進，同時黨和政府著力深化收入分配制度改革，城鄉和區域居民收入差距持續縮小，收入分配格局明顯改善；從不同區域城鄉收入差距時變分析來看，2012—2022 年不同地理分區城鄉收入差距均呈現逐年下降的態勢，同時城鄉收入差距呈現由東向西階梯式遞增格局且東西差距逐漸出現收窄跡象。可能的原因是，2012—2022 年我國經濟增速呈現“西快東慢”，東部省份受到外需沖擊經濟動能放緩，而中部地區承接產業轉移，在工業升級驅動下快速崛起，西部地區在能源安全戰略下迎頭追趕，中西部地區逐漸縮小了與東部地區的差距。

從新質生產力發展水平時變分析來看（圖2），2012—2022 年新質生產力發展水平整體呈現波動中上升態勢。2012—2014 年，新質生產力處于緩慢發展階段，2015—2019 年新質生產力則“降—升—降”中發展，可能的原因是這一段時間美國對中國發起了科技戰，以科技為核心的新質生產力發展大受影響。隨后，新質生產力繼續呈現逐年上升態勢；從區域變化來看，東部地區式中大幅度領先中西部地區，中西部則呈現交替領先的態勢，同時東部地區波動趨勢較中西部更為明顯。

1.3 區域差異分析

DagumGw GnbGi本部分采用基尼系數探討我國城鄉收入差距及新質生產力區域差異及其來源。該方法將區域差異分解為區域內差距、區域間差距貢獻和超變密度貢獻等3 個部分。具體步驟如下：

表2、表3 展示了整體和不同地理分區的城鄉收入差距及新質生產力的差異隨時間的演變趨勢。從全國層面城鄉收入差距來看（表2），整體基尼系數均值為0.2291，并呈現先減后增趨勢。2012—2019 年城鄉收入差距的基尼系數由0.2305 逐年降至0.2256，表明這一階段城鄉收入差距逐漸縮小。2019 年以后，受新冠疫情影響，這一值則有所上升；從區域內差異來看，基尼系數值表現為東部＞西部＞中部。東部基尼系數呈現逐年下降趨勢，中部地區則呈現先減后增趨勢，西部地區則逐年上升；從區域差異來源及貢獻來看，效率值差異的主要來源表現為東—西＞東—中＞中—西，其中東—西差異這一貢獻率始終保持在70% 以上。說明城鄉收入差距總體差異中貢獻最大的依次是區域間差異、區域內差異和超變密度。這也意味著解決城鄉收入差距區域差異問題，得從縮小貢獻最大的區域間差異入手，從而實現區域協調發展、共同富裕。

從全國層面新質生產力來看（表3），整體基尼系數均值為0.3997，并呈現波動中上升趨勢，表明我國新質生產力區域差異較大；從區域內差異來看，基尼系數值在絕大部分時間內表現為中西部大于東部地區，可能的原因是東部地區整體新質生產力發展水平較高，區域發展較為協調，而中西部地區新質生產力發展水平較高省份主要為少數經濟發展較好省份，區域差異較大；從區域差異來源及貢獻來看，效率值差異的主要來源較為均衡，但仍以地區間差異為主。

2 新質生產力對城鄉收入差距的影響

2.1 模型構建

本文首先構建固定效應模型探析新質生產力對城鄉收入差距的影響，模型形式如下：

進一步驗證新質生產力影響城鄉收入差距的作用機制，構建中介效應模型模型形式如下：

為進一步檢驗數字普惠金融對鄉村振興發展的影響是否存在非線性特征，采用Hansen[13] 的面板門檻模型進行非線性特征的考察，以構建的具有單一門檻值的面板門檻模型為例，進行說明：

2.2 基準結果

本文同時展示不同模型下的回歸結果（表5），其中模型1～模型3 分別表示雙向固定效應、個體固定效應以及隨機效應的回歸結果。從F 檢驗和Hausman 檢驗值來看，二者檢驗值對應P 值在1% 或5% 的顯著性水平拒絕使用混合OLS 和隨機效應的原假設，因此本文最終選擇固定效應模型。從回歸結果來看，三次回歸均表明新質生產力有助于縮小城鄉收入差距。在雙向固定效應模型下，新質生產力對城鄉收入差距的回歸系數為－0.0009，且在5% 的顯著性水平下通過統計檢驗。

2.3 機制分析

本文從2 個層面對新質生產力影響城鄉收入差距的機制進行檢驗。一方面，以科技創新為核心的新質生產力，不僅能夠推動傳統產業結構升級，同時在此過程中進一步激發創新活力。而這種技術的創新與產業的轉型，不僅使社會經濟快速增長，也為縮小城鄉收入差距、實現共同富裕提供機會。另一方面，發展新質生產力推動培育新產業、催生新模式、形成新動能，引領了企業生產方式和經營模式的變革，為個體提供多樣化的就業創業渠道和機會。因此本部分檢驗產業結構升級和創業活躍度是否為新質生產力影響城鄉收入差距的作用機制。

從機制檢驗結果來看（表6），在模型1 驗證新質生產力抑制城鄉收入差距的基礎上，分別在模型2、模型3 中將中介變量創業活躍度和產業結構升級作為被解釋變量進行回歸。從回歸結果來看，新質生產力對創業活躍度和產業結構升級均顯著為正，表明新質生產力提升了創業活躍度、推動了產業結構升級。同時，模型3、模型5 中新質生產力回歸系數絕對值相較模型1 中均顯著下降。參照溫忠麟等[14] 的中介效應做法，創業活躍度和產業結構升級是新質生產力影響城鄉收入差距的作用機制成立。

2.4 門檻效應

考慮到不同新質生產力發展水平對城鄉收入差距產生不同影響，存在新質生產力的門檻效應。本文構建面板門檻模型，分別將新質生產力、產業結構升級、創業活躍度作為門檻變量，探析新質生產力發展水平對城鄉收入差距的非線性影響。在抽樣次數300 下（表7），新質生產力、產業結構升級、創業活躍度均存在顯著單門檻，三者門檻值分別為1.5170、2.2254、0.5580，但雙門檻均未通過顯著性檢驗。

從門檻檢驗結果來看（表8），新質生產力對城鄉收入差距的負向影響呈現邊際效應遞增的特征，當新質生產力低于門檻值時，新質生產力的回歸系數為－0.0027，當新質生產力高于門檻值時，新質生產力的回歸系數為－0.0041，在數字新質生產力發展初期，由于不同地區資源稟賦、基礎條件存在一定差異，因此數字新質生產力在不同地區存在發展不平衡的現象，致使發達地區與落后地區發展差距擴大，使得數字新質生產力對城鄉收入差距的抑制作用有限。而當數字新質生產力發展達到一定水平之后，落后地區相關數字基礎設施建設趨于完善，促使地區間“數字鴻溝”逐漸縮小，數字經濟對城鄉收入差距的抑制作用凸顯；創業活躍度與產業結構升級作為門檻時，2 個變量對城鄉收入差距的影響呈現先正后負，可能的原因是創業行為與產業結構升級初始階段主要發生在城市，此時新質生產力促進城市居民收入增長速度會大于農村居民，此時會加劇城鄉收入差距，而當創業活躍度與產業結構升級進一步發展時，此時農村居民創業活躍度以及農業與其他產業融合度不斷提升，此時新質生產力對農村居民收入增長作用凸顯，抑制了城鄉收入差距。

2.5 異質性分析

進一步考察不同地理分區新質生產力發展對城鄉收入差距的影響，從回歸結果（表9）來看，新質生產力對城鄉收入差距抑制作用在中西部地區顯著，而在東部地區不顯著。可能的原因是：（1）新質生產力發展水平存在顯著差異，前文清晰地看出東部地區新質生產力發展水平顯著高于中西部，其對城鄉收入差距影響作用有限；而中西部地區處于新質生產力快速發展時期，新質生產力發展潛力更大，其對城鄉收入差距的邊際貢獻可能高于東部地區；（2）政策支持力度不同，近年來，隨著中部崛起、西部大開發、東西部協作等戰略的實施，中西部地區在新能源、信息技術、智能制造等新興產業抓住機遇，發揮新質生產力對城鄉收入差距的異質作用。

2.6 穩健性檢驗

為進一步加強本文實證結果的穩健性，本部分運用替換變量、更換模型、工具變量等方法進行檢驗，檢驗方法如下。（1）采用熵值法測算新質生產力替換解釋變量，新質生產力回歸系數為－0.0044 且在10% 的顯著性水平下通過檢驗。（2）采用城鎮居民人均收入與農村居民人均收入之比替換被解釋變量。新質生產力回歸系數為－0.0127，且在5% 的顯著性水平下通過檢驗。（3）采用面板tobit 模型替換雙向固定效應模型。由于被解釋變量介于0～0.2 之間為受限因變量，因此可以采用面板tobit 模型，新質生產力回歸系數為－0.0009，且在5% 的顯著性水平下通過檢驗。（4）考慮到經濟變量可能存在的慣性，也即當期的城鄉收入差距受上一期城鄉收入差距的影響。從回歸結果來看，城鄉收入差距的滯后一階回歸系數為0.8879，這表明城鄉收入差距會受到上一年度發展水平的正向影響。同時，逐步回歸中，二階自相關檢驗P 值大于0.1，因此模型不存在二階序列相關性，過度識別檢驗P 值同樣大于0.1，表明所有工具變量均有效。（5）本文借鑒彭政欽等[15] 的做法，將解釋變量的滯后一階作為工具變量進行回歸。從回歸結果（表10）來看，新質生產力回歸仍然顯著為負，同時Underidentification test 和Weak identification test 檢驗均表明不存在識別不足和弱工具變量問題。綜上，本文的結果是穩健的。

3 研究結論與政策建議

3.1 研究結論

本文探討了新質生產力對城鄉收入差距的影響及作用機制。首先，厘清了2012—2022 年新質生產力與城鄉收入差距的時空變化趨勢，在此基礎上分別基于面板固定效應模型、中介效應模型、門檻模型探討了新質生產力對城鄉收入差距的直接影響、間接影響和非線性影響。本文主要結論如下：（1）從城鄉收入差距發展來看，城鄉收入差距呈現逐年下降趨勢，中西部大于東部。基尼系數則呈現先減后增的趨勢且東部區域差異高于中西部地區，且從差異來源來看，區域間尤其是東部與西部間差異是城鄉收入差距基尼系數的主要來源；從新質生產力發展水平來看，新質生產力在波動中上升，東部地區大幅度領先中西部地區。基尼系數則呈現波動上升趨勢，中西部大于東部地區。（2）從實證檢驗來看，新質生產力縮小了城鄉收入差距，且創業活躍度、產業結構升級是新質生產力影響城鄉收入差距的作用機制。門檻檢驗結果表明，新質生產力對城鄉收入差距的負向影響呈現邊際遞減的態勢，同時還存在創業活躍度、產業結構升級的調節影響。

3.2 政策建議

基于上述研究結論，本文提出如下建議。（1）加快推動產業結構升級，為城鄉融合發展提供動力。著力優化產業布局，使產業發展與當地政策、資源適配，聚焦城鄉企業全要素生產率、產品質量等方面，推動農業產業鏈各環節數字化轉型，進而推進產業結構優化升級。（2）暢通資源要素流動，提高創新創業活力。要著力在阻礙新質生產力發展的堵點、卡點發力，不斷優化資源配置方式，讓生產要素向新質生產力流動，激發企業創新創造活力。（3）因地制宜培育新質生產力。東部地區在新質生產力發展方面大幅領先于中西部地區，且新質生產力對中西部地區城鄉收入差距的抑制作用大于東部地區。因此，東部地區應充分發揮示范效應和輻射帶動效應，突破行政壁壘，推動區域合作；中西部地區應加快基礎設施建設，尤其是農村地區，積極開展與東部地區人才、技術方面合作，追趕東部地區新質生產力發展水平。