城鎮(zhèn)化減貧的空間溢出效應(yīng)及門檻特征
——基于貧困鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移背景

張 躍 ，黃帥金

(中國社會科學(xué)院大學(xué) 農(nóng)村發(fā)展系，北京102488)

一、引言

貧困是世界各國政府共同面對的問題，而貧困減緩是各國現(xiàn)代化進程中的永恒話題。隨著國家經(jīng)濟發(fā)展和現(xiàn)代化進一步推進，國家貧困線也不斷相應(yīng)提升，貧困逐漸由絕對貧困轉(zhuǎn)化為相對貧困、由單一貧困轉(zhuǎn)化為多維貧困、由農(nóng)村貧困轉(zhuǎn)化為城市貧困(魏后凱，2018)[1]。貧困鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移是隨著農(nóng)業(yè)人口快速轉(zhuǎn)移和城鎮(zhèn)化推進，貧困人口和低收入群體向城市集聚的現(xiàn)象，其既區(qū)別于城鄉(xiāng)結(jié)合部的貧困中間地帶，又反映出相對同質(zhì)的低技能勞動力流動問題(單德鵬等，2015)[2]。根據(jù)已有統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2014年中國城市貧困人口在6000～7500萬人之間，其中外來貧困人口占比76%(魏后凱和蘇紅鍵，2016)[3]。伴隨中國戶籍制度改革的持續(xù)深入和城鎮(zhèn)發(fā)展模式的完善，貧困人口鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移的現(xiàn)象日益顯現(xiàn)，為既往城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下的減貧研究和減貧政策的選擇提出了挑戰(zhàn)。因此，在努力減少貧困和實現(xiàn)共同富裕過程中，應(yīng)該注意貧困鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移這一現(xiàn)實背景，以便尋找城鄉(xiāng)一體化減貧措施，這也是打贏脫貧攻堅戰(zhàn)后下一步工作的難點和重點，即實現(xiàn)全面解決貧困問題。

鑒于我國突出的貧困問題，政府和學(xué)術(shù)界一直致力于尋找減緩貧困的政策?，F(xiàn)有減貧政策的研究主要從宏微觀兩方面進行。經(jīng)濟增長、轉(zhuǎn)移支付、金融發(fā)展和收入分配是宏觀研究的主流(羅楚亮，2012；陳國強等，2018；)[4～5]。也有學(xué)者從教育、健康、勞動技能和工作經(jīng)驗等微觀角度研究減貧舉措(劉歡，2017)[6]。但現(xiàn)階段中國經(jīng)濟增長速度放緩，城鎮(zhèn)化是經(jīng)濟增長的新動力，城鎮(zhèn)化是否促進貧困減緩？ Ravallion et al.(2007)[7]指出，城鎮(zhèn)化可能會將貧困指標從農(nóng)村轉(zhuǎn)移到城市，進而導(dǎo)致農(nóng)村貧困快速減緩和城市貧困減緩速度存在低估的可能。事實上，在鄉(xiāng)城貧困此消彼長的背景下，單一研究農(nóng)村或城市貧困并不能反映鄉(xiāng)城貧困動態(tài)變化特征，故本文在貧困鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移的現(xiàn)實背景下，從城鎮(zhèn)化的農(nóng)村減貧效應(yīng)和城市減貧效應(yīng)兩個方面加以檢驗。同時，各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、資源稟賦條件不同，各地區(qū)間空間異質(zhì)性導(dǎo)致傳統(tǒng)空間同質(zhì)性假設(shè)不能有效解釋城鎮(zhèn)化與減貧之間的空間關(guān)系。本文認為城鎮(zhèn)化不僅對本地區(qū)貧困存在減緩作用，還能夠通過空間上互動對周邊地區(qū)貧困產(chǎn)生一定的影響。另外，20世紀40年代以來，發(fā)展經(jīng)濟學(xué)理論認為只有跨過經(jīng)濟發(fā)展水平的門檻才能進入經(jīng)濟持續(xù)增長時期進而擺脫貧困。其中，納克斯、繆爾達爾等著名學(xué)者指出由于規(guī)模報酬遞增的存在，一國經(jīng)濟和收入必須越過門檻才能發(fā)展起來，否則就會陷入“貧困惡性循環(huán)”中。那么，城鎮(zhèn)化對貧困減緩的效應(yīng)是否存在于經(jīng)濟發(fā)展水平的差別性效應(yīng)？基于此，本文在貧困鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移的現(xiàn)實背景下，著眼于城鎮(zhèn)化的減貧效應(yīng)，研究城鎮(zhèn)化與農(nóng)村和城市貧困減緩之間的關(guān)系，這對于我國全面提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量、減緩貧困和縮小貧富差距具有重要意義。文章余下安排如下：第二部分是文獻綜述；第三部分是模型設(shè)定、變量選取與數(shù)據(jù)來源；第四部分是實證結(jié)果與分析；第五部分是結(jié)論與啟示。

二、文獻綜述

國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于城鎮(zhèn)化與減貧的關(guān)系，主要可以歸納為兩種觀點，即城鎮(zhèn)化對貧困減緩的有利論和不利論。持有利論的學(xué)者認為，城鎮(zhèn)化的減貧效應(yīng)主要通過以下渠道實現(xiàn)的：一是城鎮(zhèn)化發(fā)展可以促進經(jīng)濟增長，經(jīng)濟增長是貧困減緩的首要條件(Ravallion et al.，2007)[7]。朱孔來等(2011)[8]基于中國1978—2009年時間序列數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，中國城鎮(zhèn)化率每提高一個百分點，可以維持7.1%的經(jīng)濟增長。沈坤榮和蔣銳(2007)[9]通過構(gòu)建省際面板模型，實證結(jié)果表明城鎮(zhèn)化通過集聚經(jīng)濟和農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移，促進經(jīng)濟增長進而提高收入，減少貧困。二是城鎮(zhèn)化可以提高農(nóng)業(yè)勞動效率。農(nóng)村剩余勞動力隨著城鎮(zhèn)化水平提高向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，這有利于緩解農(nóng)村人口與土地資源矛盾，農(nóng)村人均土地擁有量增加使得土地規(guī)模化和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營成為可能，提高農(nóng)村生產(chǎn)效率，增加農(nóng)民收入(蔡武等，2013；張蒞黎等，2019)[10～11]。三是城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)村地區(qū)產(chǎn)生正外部性。勞動力通過城鎮(zhèn)化在城鄉(xiāng)間流動，會對人力資本、技術(shù)轉(zhuǎn)移和居民健康等方面起到積極作用，從而有利于農(nóng)村地區(qū)減貧(Mckenzie et al.，2007)[12]。楊俊和黃瀟(2010)[13]運用1983—2006年CHNS微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，研究表明隨著工業(yè)化和城市化進程教育差距縮小，有利于人力資本積累并對消除農(nóng)村貧困起較大促進作用。程明梅和楊朦子(2015)[14]認為城鎮(zhèn)建設(shè)推動了農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)集聚，使他們能夠享受到更好的衛(wèi)生設(shè)施、醫(yī)療條件等，提高了健康水平。

城鎮(zhèn)化不利于貧困減緩的原因可以歸納為三方面因素：一是城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長并非呈正相關(guān)關(guān)系。Henderson(2003)[15]研究表明城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，即在城鎮(zhèn)化初期階段，城鎮(zhèn)化建設(shè)有利于經(jīng)濟增長，在城鎮(zhèn)化建設(shè)的后期階段，二者是負向關(guān)系。加之農(nóng)村與城市聯(lián)系不緊密時，城鎮(zhèn)對農(nóng)村的后向關(guān)聯(lián)及農(nóng)村溢出效應(yīng)可以忽略不計，此時農(nóng)村勞動力流動對農(nóng)村減貧效應(yīng)是有限的(何春和崔萬田，2017)[16]。二是城鎮(zhèn)化發(fā)展會沖擊貧困地區(qū)的經(jīng)濟體系。隨著城鎮(zhèn)化推進，農(nóng)村人力資源外流必然會引起其他生產(chǎn)要素和公共資源向城鎮(zhèn)地區(qū)集聚，并通過極化效應(yīng)抑制貧困地區(qū)自我發(fā)展能力(龍花樓等，2016)[17]。同時貧困地區(qū)因內(nèi)生發(fā)展缺乏動力和產(chǎn)業(yè)支持會更加貧困，特別在傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化模式的影響下，農(nóng)村貧困地區(qū)更存在被邊緣化的風(fēng)險(劉彥隨等，2011；顏銀根，2014)[18～19]。三是城鎮(zhèn)化熱引起的新貧困。城鎮(zhèn)化熱導(dǎo)致非農(nóng)用地需求量增加，使得“失地”農(nóng)民數(shù)量增加，加之缺乏產(chǎn)業(yè)支撐的城鎮(zhèn)化不能為“失地”農(nóng)民提供就業(yè)崗位，進而喪失穩(wěn)定收入來源(王軼等，2018)[20]。同時“失地”農(nóng)民變?yōu)槌擎?zhèn)居民后，在社會保障上陷入既非市民又非農(nóng)民的兩難境地，造成“失地”農(nóng)民社會權(quán)利上的貧困(萬時姣和苗艷青，2006)[21]。

已有關(guān)于城鎮(zhèn)化減貧效應(yīng)的研究無疑是值得借鑒的，但筆者認為仍存在以下問題：一是從研究對象來看，以往研究多以農(nóng)村貧困作為研究對象。隨著城鎮(zhèn)化快速推進和貧困鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移，城市貧困和低收入群體不斷擴大，然而學(xué)術(shù)界對城市貧困的實證研究還相對薄弱。本文在貧困鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移的現(xiàn)實背景下，將農(nóng)村貧困和城市貧困作為研究對象可以客觀反映鄉(xiāng)城貧困的真實狀況，并對我國統(tǒng)籌農(nóng)村和城市反貧具有重要的現(xiàn)實意義。二是從研究方法來看，以往傳統(tǒng)空間同質(zhì)性假說在實證檢驗城鎮(zhèn)化和貧困減緩關(guān)系方面存在缺陷。由于各地區(qū)有著廣泛的聯(lián)系，而且距離越近的地區(qū)聯(lián)系越密切，城鎮(zhèn)化發(fā)展可能不僅對本地區(qū)城鄉(xiāng)減緩貧困有作用，而且還可以通過空間上互動性對鄰近地區(qū)貧困具有減緩作用。三是從研究假設(shè)來看，已有研究多是假設(shè)城鎮(zhèn)化與貧困減緩存在線性關(guān)系，忽視了不同經(jīng)濟發(fā)展水平下城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)貧困減緩的差別效應(yīng)。本文從門檻效應(yīng)角度對城鎮(zhèn)化與鄉(xiāng)城貧困減緩之間的關(guān)系進行研究，有助于我們更為細化地分析兩者間的影響機制，從而更好為當(dāng)前的城鎮(zhèn)化進程提供政策建議，促進其減貧效應(yīng)的有效發(fā)揮。四是從研究指標來看，以往研究多將城鎮(zhèn)人口占比這單一標準作為城鎮(zhèn)化的衡量指標。城鎮(zhèn)化要體現(xiàn)“以人為本”，要重視外來轉(zhuǎn)移人口的需求，要把解決人的就業(yè)和居住環(huán)境的改善放在最重要的位置。為全面客觀反映我國城鎮(zhèn)化尤其是新型城鎮(zhèn)化對貧困減緩的作用，本文將城鎮(zhèn)化細分為人口城鎮(zhèn)化、就業(yè)城鎮(zhèn)化和空間城鎮(zhèn)化三項指標來衡量地區(qū)城鎮(zhèn)化水平?；诖?，本文邊際貢獻在于：從貧困城鄉(xiāng)轉(zhuǎn)移的現(xiàn)實背景出發(fā)，以農(nóng)村貧困和城市貧困作為研究對象，選取人口、就業(yè)和空間三項城鎮(zhèn)化指標，并構(gòu)建空間面板模型和門檻面板模型，以中國2000—2016年30個省份(不含港澳臺和西藏)數(shù)據(jù)為研究樣本，對城鎮(zhèn)化減貧的空間溢出效應(yīng)和門檻效應(yīng)進行實證檢驗，研究結(jié)論以期為我國扶貧開發(fā)和城鎮(zhèn)化科學(xué)合理的發(fā)展提供有價值的參考。

三、模型設(shè)定、變量選取與數(shù)據(jù)來源

(一)基準模型設(shè)定

為了檢驗城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)貧困之間的關(guān)系，首先構(gòu)建基準模型如下：

(1)

公式(1)中，Yit表示農(nóng)村和城市貧困水平，urit表示人口、就業(yè)和空間城鎮(zhèn)化三項指標，Xit為控制變量集合，j為控制變量個數(shù)，μi為個體固定效應(yīng)，ηi為時間固定效應(yīng)，εit為隨機擾動項。該模型成立的假設(shè)條件之一是各地區(qū)解釋變量之間相互獨立，不存在空間關(guān)聯(lián)。然而在現(xiàn)實經(jīng)濟中，各地區(qū)存在著經(jīng)濟、社會和文化等多方面聯(lián)系，并且距離相近的地區(qū)聯(lián)系更為密切(Tobler，1970)[22]。為避免因忽視空間相關(guān)性而導(dǎo)致實證結(jié)果有偏，本文繼而構(gòu)建空間計量模型以檢驗城鎮(zhèn)化減貧的空間溢出效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，是否經(jīng)濟發(fā)展水平越高，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)貧困的減貧效應(yīng)更加顯著？以往的檢驗方法通過構(gòu)造交叉項進行檢驗，但這種檢驗方法難以確定具體門檻值，同時交叉項將非線性數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為線性數(shù)據(jù)，容易導(dǎo)致模型失偏(肖挺，2016)[23]。因此，構(gòu)建門檻面板模型是解決非線性模型最簡潔的方法之一，故建立門檻面板數(shù)據(jù)模型來測度經(jīng)濟發(fā)展水平在城鎮(zhèn)化貧困減緩中的門檻效應(yīng)。

1.空間計量模型

空間面板模型由Anselin et al.(1997)[24]首次提出，經(jīng)過Baltagi和Li dong(2000)[25]等學(xué)者的修改和完善，逐步形成較為成熟的空間面板模型框架?？臻g面板模型根據(jù)空間效應(yīng)體現(xiàn)方式不同，主要包括空間自回歸模型(SAR)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM)。由于空間杜賓模型綜合了空間自回歸模型和空間誤差模型的特點，不僅讓空間異質(zhì)和不確定性的處理更加有效，還可以反映解釋變量空間溢出效應(yīng)(Elhorst，2014)[26]。鑒于其處理空間數(shù)據(jù)的優(yōu)越性，本文以空間杜賓模型(SDM)作為實證模型：

(2)

公式(2)中，Yit為農(nóng)村和城市貧困，urit表示城鎮(zhèn)化的三方面，即人口、就業(yè)和空間城鎮(zhèn)化，Xit為控制變量集合，ρ為空間滯后項系數(shù)，W為空間權(quán)重矩陣?？臻g權(quán)重矩陣的構(gòu)建對進行空間經(jīng)濟分析尤其重要。已有文獻普遍只構(gòu)建鄰接矩陣來研究減貧的空間效應(yīng)，但鄰接矩陣設(shè)置過于簡單而存在明顯局限性，因為即便兩個不相鄰的省份也存在相關(guān)聯(lián)的可能性，所以學(xué)者逐步構(gòu)建符合經(jīng)濟現(xiàn)實情況的空間權(quán)重矩陣。李婧等(2010)[27]詳細介紹了在經(jīng)濟分析中可能使用的空間權(quán)重矩陣類型。參考該研究，本文構(gòu)建地理矩陣、經(jīng)濟矩陣及同時基于鄰接關(guān)系和經(jīng)濟矩陣的嵌套矩陣來多維度反映省份之間的空間關(guān)聯(lián)?；趦蓚€經(jīng)濟發(fā)展水平不同的省份之間的空間關(guān)聯(lián)可能不是對稱的，從而導(dǎo)致鄰接矩陣、地理矩陣和經(jīng)濟矩陣這三個對稱矩陣不符合現(xiàn)實的情況。為此，本文構(gòu)建的嵌套矩陣能夠在一定程度上克服對稱矩陣缺陷，以便更好反映省份間空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)。各空間權(quán)重矩陣的涵義及計算方法如表1所示。

表1空間權(quán)重矩陣的涵義及計算方法

2.門檻面板模型

Hansen(1999)[28]建立了門檻面板模型，門檻效應(yīng)模型可以根據(jù)數(shù)據(jù)自身的特點來內(nèi)生地劃分區(qū)間，其基本形式如下：

Yit=ζi+λ1uritI(qit<γ)+λ2uritI(qit≥γ)+θXit+εit

(3)

公式(3)為單一門檻模型，Yit表示農(nóng)村和城市貧困水平，urit表示人口、就業(yè)和空間城鎮(zhèn)化三項指標，Xit為控制變量集合，λ1和λ2為待估計參數(shù)，當(dāng)λ1≠λ2說明存在門檻效應(yīng)。I(·)為示性函數(shù)，qit表示門檻變量，在本文中為經(jīng)濟發(fā)展水平，γ為門檻值。當(dāng)括號中qit和γ滿足條件時，I(·)取值為1；不滿足條件時，I(·)取值為0。ζi表示個體影響研究，εit為擾動項。由于實際經(jīng)濟生活中的門檻變量不止一個，單一門檻模型對經(jīng)濟現(xiàn)象解釋有限，因而單一門檻模型可以演變成雙門檻模型：

Yit=ζi+λ1uritI(qit<γ1)+λ2uritI(γ2≤qit<γ1)+λ3uritI(qit≥γ2)+θXit+εit

(4)

公式(4)中的估計參數(shù)和門檻值可借助“自抽樣法”(Bootstrap)來完成。首先將qit的每一個觀測值代入模型，運用條件最小二乘法回歸，最小殘差平方和所對應(yīng)的門檻值即為真實的門檻值，得到門檻參數(shù)的估計值后，還需檢驗門檻效應(yīng)的顯著性和門檻估計值的真實性。對于顯著性檢驗，可通過構(gòu)造 F 檢驗統(tǒng)計量，并借助“自抽樣”方法模擬F的漸近分布。對于真實性檢驗，可通過構(gòu)造LR似然比檢驗統(tǒng)計量，檢驗原假設(shè)所估計門檻值與真實門檻值是否有一致性。

(二)變量選取與數(shù)據(jù)來源

1.城鄉(xiāng)貧困

目前關(guān)于貧困標準主要有絕對貧困、相對貧困和組合式貧困三類標準，發(fā)達國家多使用相對貧困線，發(fā)展中國家主要使用絕對收入貧困線。但中國現(xiàn)行的國家貧困線是針對農(nóng)村貧困提出的，至今尚未提出一個統(tǒng)一的城市貧困標準。同時由于貧困線變更和本文研究數(shù)據(jù)時間跨度長，導(dǎo)致各地?zé)o長序列的農(nóng)村貧困指數(shù)，并且中國當(dāng)前貧困主要反映在收入和消費貧困(單德朋等，2015)[2]?；诖耍梃b師榮蓉等(2013)[29]、張兵和翁辰(2015)[30]的做法，選取各省份的城鄉(xiāng)恩格爾系數(shù)作為因變量，分別反映城鄉(xiāng)收入和消費貧困狀況，城鄉(xiāng)恩格爾系數(shù)越大，城鄉(xiāng)貧困程度越高。城鄉(xiāng)恩格爾系數(shù)來源于2000—2016年各省份統(tǒng)計年鑒，部分省份某些年份中沒給出的城鄉(xiāng)恩格爾系數(shù)，本文用人均食品支出占人均消費的比例來代替。

2.核心解釋變量

人口比重法是衡量一個國家或地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的常用方法，但城鎮(zhèn)化不是簡單的城鎮(zhèn)人口增加或者城鎮(zhèn)土地的擴張，而是涉及就業(yè)、經(jīng)濟和生態(tài)環(huán)境等多方面。并且這一傳統(tǒng)衡量方法面臨著精確區(qū)分農(nóng)村人口和城鎮(zhèn)人口、界定農(nóng)業(yè)人口和非農(nóng)業(yè)人口等諸多挑戰(zhàn)(姜愛林，2002)[31]。為更加全面衡量各省份城鎮(zhèn)化水平特別是新型城鎮(zhèn)化建設(shè)背景下的客觀實際城鎮(zhèn)化水平，鑒于數(shù)據(jù)可獲得性，本文選取人口城鎮(zhèn)化、就業(yè)城鎮(zhèn)化和空間城鎮(zhèn)化三項指標來衡量各省份城鎮(zhèn)化水平。其中人口城鎮(zhèn)化是城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎兀蜆I(yè)城鎮(zhèn)化是二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)占總就業(yè)人員數(shù)比重，空間城鎮(zhèn)化的量化指標參考溫濤等(2017)[32]用各省份建成區(qū)面積的對數(shù)值表示。

3.控制變量

由于人力資本、就業(yè)狀況、收入分配和經(jīng)濟增長等因素都有可能對貧困減緩產(chǎn)生影響，故將上述因素作為控制變量。人力資本變量用從業(yè)人員中大專以上人員比重來表示。就業(yè)狀況變量用就業(yè)人口數(shù)占總?cè)丝跀?shù)比重來表示。收入分配變量用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來表示，Loayza和Raddatz(2010)[33]研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是決定收入分配變化的主要因素，并且已有研究表明不同產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)出差異性減貧效應(yīng)。因而將第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重作為收入分配變量，以最大限度地避免收入分配對城鄉(xiāng)減貧效應(yīng)的擾動?？紤]到城鎮(zhèn)化減緩城鄉(xiāng)貧困還可以通過經(jīng)濟發(fā)展帶來平均收入水平的提高，進而對城鄉(xiāng)貧困人口收入的提升帶來“滴涓效應(yīng)”。用2000年基期的人均gdp作為經(jīng)濟發(fā)展變量，同時為了驗證庫茨涅茲曲線存在的可能性，在實證模型中引入了人均gdp的二次項，若二次項的參數(shù)估計值顯著大于零，則說明經(jīng)濟發(fā)展減貧效應(yīng)下降。

本文樣本數(shù)據(jù)涵蓋了中國30個省(市、自治區(qū))，西藏和港澳臺數(shù)據(jù)因數(shù)據(jù)缺失，故不在樣本數(shù)據(jù)范圍內(nèi)。樣本數(shù)據(jù)中各省份農(nóng)村和城市恩格爾系數(shù)、各省份城鎮(zhèn)人口和總?cè)丝跀?shù)、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、人均收入和GDP數(shù)據(jù)均來自2001—2017年《中國統(tǒng)計年鑒》；各省份三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)和總就業(yè)人員數(shù)來自于2001—2017年各省份統(tǒng)計年鑒；各省份從業(yè)人員中大專以上人員數(shù)來自于2001—2017年《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》。各變量定義及描述性統(tǒng)計見表2。

表2變量定義及描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果與分析

(一)城鎮(zhèn)化減貧的空間溢出效應(yīng)

1.空間計量模型參數(shù)檢驗

在城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)貧困減緩的實證分析之前，本文需要對農(nóng)村和城市貧困的空間相關(guān)性及空間杜賓模型(SDM)選擇的正確性加以說明。首先采用“全域莫蘭指數(shù)I”對農(nóng)村和城市貧困指標進行空間相關(guān)性檢驗，I取值區(qū)間為[-1,1]，越接近于1說明正空間相關(guān)性越強，反之接近于-1，表明負空間相關(guān)性越明顯。表3是地理矩陣下農(nóng)村和城市貧困的全域莫蘭指數(shù)I值，結(jié)果表明城鄉(xiāng)貧困存在顯著的、正的空間相關(guān)性，這也表明選擇空間計量模型的適當(dāng)性。

表3農(nóng)村和城市貧困的全域莫蘭指數(shù)I

本文繼續(xù)運用埃爾霍斯特的“兩步法”來確定合適的空間計量模型(埃爾霍斯特，2014)[34]。第一步，先估計非空間面板模型，然后根據(jù)LM Spatial Lag、Robust LM Spatial Lag、LM Spatial Error和Robust LM Spatial Error四個統(tǒng)計量來判定是否采用空間滯后模型(SAR)或空間誤差模型(SEM)。根據(jù)LM檢驗的P值顯示，拒絕了不存在空間滯后或空間誤差模型的原假設(shè)，因而應(yīng)選用空間計量模型。第二步，確定具體的空間計量模型。根據(jù)Wald和LR統(tǒng)計量來檢驗空間杜賓模型(SDM)是否能簡化成SAR或SEM。Wald和LR的檢驗結(jié)果均在1%的置信水平上拒絕了原假設(shè)，表明SDM不能簡化成SAR和SEM，說明選用SDM模型來擬合樣本數(shù)據(jù)的正確性。最后，根據(jù)Hausman統(tǒng)計量的檢驗結(jié)果，最終采用SDM的固定效應(yīng)模型(限于篇幅，檢驗結(jié)果省略)。

2.空間杜賓模型估計結(jié)果

農(nóng)村貧困的實證結(jié)果如表4所示。本文對人口、就業(yè)和空間三項城鎮(zhèn)化分別在不同空間矩陣中進行了回歸。根據(jù)回歸結(jié)果，三項城鎮(zhèn)化指標下的擬合優(yōu)度最小為60%，極大似然函數(shù)值最小值為1036.71，說明樣本擬合度較好。雖然部分自變量在不同空間權(quán)重矩陣中的回歸系數(shù)及顯著性水平存在差異性，但回歸系數(shù)的作用方向表現(xiàn)一致，說明不同空間矩陣下的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。從空間自相關(guān)系數(shù)rho來看，其回歸系數(shù)均在1%顯著性水平大于0，意味著農(nóng)村居民收入貧困存在著顯著的空間正向關(guān)聯(lián)效應(yīng)。在城鎮(zhèn)化三項指標中，這種空間正關(guān)聯(lián)效應(yīng)在距離矩陣下更為明顯，意味著農(nóng)村貧困的空間正向關(guān)聯(lián)在地理上的分布特別明顯，即呈現(xiàn)出區(qū)域性的貧困集聚效應(yīng)。

從核心變量的回歸作用方向來看，人口、就業(yè)和空間三項城鎮(zhèn)化均在1%的顯著性水平為負，說明城鎮(zhèn)化的人口、就業(yè)和空間三方面均對縮小農(nóng)村貧困起到了較為顯著的積極效應(yīng)，表明城鎮(zhèn)化不僅僅是人口的城鎮(zhèn)化，還是人的生產(chǎn)生活的城鎮(zhèn)化。農(nóng)村人口轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)，如果不能在本地就業(yè)和定居，便是不完全的城鎮(zhèn)化，也不能充分發(fā)揮城鎮(zhèn)化在農(nóng)村減貧中的積極作用。今后在利用城鎮(zhèn)化發(fā)展減少農(nóng)村貧困的實踐中，尤其是在新型城鎮(zhèn)化建設(shè)中，不應(yīng)單一局限于人口為特點的人口城鎮(zhèn)化，要注重以就業(yè)非農(nóng)化和城鎮(zhèn)體系發(fā)育為特點的就業(yè)和空間城鎮(zhèn)化減貧作用。

從回歸系數(shù)大小來看，人口城鎮(zhèn)化的回歸系數(shù)大于就業(yè)和空間城鎮(zhèn)化的回歸系數(shù)，說明人口城鎮(zhèn)化所引發(fā)的農(nóng)村減貧效應(yīng)大于就業(yè)城鎮(zhèn)化和空間城鎮(zhèn)化所引致的減貧效應(yīng)，表明積極推動農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移仍是現(xiàn)階段我國農(nóng)村減貧的有效路徑。其背后的邏輯：一方面是農(nóng)村剩余勞動力隨著城鎮(zhèn)化水平提高不斷向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，這有利于改變農(nóng)村人口結(jié)構(gòu)，減少農(nóng)村貧困人口，且農(nóng)村剩余勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移就業(yè)會得到除農(nóng)村土地收入以外的工資性收入，增加農(nóng)民收入(蔡武等，2013)[10]；另一方面是在人口城鎮(zhèn)化不斷推進過程中，城鎮(zhèn)化建設(shè)為農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展提供了廣闊市場，城市建設(shè)越發(fā)達，對各種特色農(nóng)產(chǎn)品和經(jīng)濟作物的需求就越大，品質(zhì)要求就越高，對農(nóng)產(chǎn)品加工深度也提出了更高要求，城鎮(zhèn)建設(shè)對農(nóng)產(chǎn)品的需求為特色化、多樣化和品質(zhì)化的農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)提供了契機，農(nóng)民可以通過提供多樣的農(nóng)產(chǎn)品供給進而提高收入(崔萬田和何春，2018)[35]。

從不同矩陣中回歸系數(shù)大小來看，人口、就業(yè)和空間三項城鎮(zhèn)化指標在嵌套矩陣中的回歸系數(shù)大于距離和經(jīng)濟矩陣，這意味著地區(qū)間在地理位置上鄰近并在經(jīng)濟上相互依賴的城鎮(zhèn)化更有利于農(nóng)村貧困減緩。從控制變量來看，人力資本、收入分配和就業(yè)狀況作用方向與預(yù)期一致，說明人力資本提高、收入分配改善和就業(yè)機會增加能夠顯著抑制農(nóng)村貧困。經(jīng)濟增長與農(nóng)村貧困的關(guān)系為開口向上的二次函數(shù)關(guān)系，即在早期階段經(jīng)濟增長能夠?qū)r(nóng)村貧困人口的收入帶來“水漲船高”的正效應(yīng)，而在經(jīng)濟發(fā)展后期可能由于經(jīng)濟增長惡化了收入分配，貧困人口并不能受惠于經(jīng)濟增長帶來的正效應(yīng)。

表4農(nóng)村貧困的實證結(jié)果

注：*、**、***表示10%、5%、1%的顯著水平，括號內(nèi)為t值

城市貧困的實證結(jié)果如表5所示。表5同樣報告了人口、就業(yè)和空間三項城鎮(zhèn)化指標在不同矩陣中的實證結(jié)果，變量回歸系數(shù)的作用方向表現(xiàn)一致，說明不同空間矩陣下的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。在不同空間矩陣中，空間自回歸系數(shù)rho顯著大于0，意味著城市貧困存在著顯著的空間正向關(guān)聯(lián)，即城市貧困也呈現(xiàn)出區(qū)域性集聚現(xiàn)象，這與農(nóng)村貧困具有類似的分布特征。從核心變量的回歸作用方向來看，人口城鎮(zhèn)化、就業(yè)城鎮(zhèn)化和空間城鎮(zhèn)化三項指標均在1%的顯著性水平為負；從不同矩陣中回歸系數(shù)大小來看，人口、就業(yè)和空間三項城鎮(zhèn)化指標在嵌套矩陣中的回歸系數(shù)大于地理和經(jīng)濟矩陣的回歸系數(shù)。這兩項研究結(jié)論與農(nóng)村貧困實證結(jié)果一致。

從回歸系數(shù)大小來看，就業(yè)城鎮(zhèn)化的回歸系數(shù)大于人口和空間城鎮(zhèn)化的回歸系數(shù)，說明相比農(nóng)村貧困，就業(yè)城鎮(zhèn)化所引發(fā)的城市減貧效應(yīng)大于人口城鎮(zhèn)化和空間城鎮(zhèn)化的減貧效應(yīng)。其背后原因是城鎮(zhèn)化的重點是農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移的過程，在此過程中要重點解決這些轉(zhuǎn)移人口的就業(yè)和定居問題，且轉(zhuǎn)移人口穩(wěn)定了就業(yè)才具有在城市生存和定居的基礎(chǔ)。而在貧困鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移的現(xiàn)實背景下，城市貧困的外來務(wù)工人員因受教育水平、自身技能和信息獲取等方面的制約，導(dǎo)致工作途徑少和工資水平低(魏后凱和蘇紅鍵，2016)[3]?；诖耍瑸檫@部分常住的貧困外來務(wù)工人員提供就業(yè)培訓(xùn)、公益崗位以及適當(dāng)?shù)呢斦С?，使這部分人口真正具備在城市立足的能力才是消除城鎮(zhèn)貧困的核心，因而相比人口和空間城鎮(zhèn)化，就業(yè)城鎮(zhèn)化的推進可以增加就業(yè)機會進而有效減緩城市貧困。

表5城市貧困的實證結(jié)果

注：*、**、***表示10%、5%、1%的顯著水平，括號內(nèi)為t值

3.城鎮(zhèn)化減貧的空間效應(yīng)分解

相比空間誤差模型和空間滯后模型，空間杜賓模型加入了因變量和自變量的空間滯后項，其實證結(jié)果可以解釋自變量和控制變量的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。直接效應(yīng)表示省份i城鎮(zhèn)化發(fā)展對本地區(qū)的減貧產(chǎn)生直接的作用，間接效應(yīng)表示省份j的城鎮(zhèn)化發(fā)展通過空間聯(lián)系作用于省份i的貧困減緩。通過空間杜賓模型和不同空間矩陣的設(shè)定，既可以發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化是通過直接效應(yīng)還是間接效應(yīng)發(fā)揮其減貧作用，又可以識別城鎮(zhèn)化空間溢出效應(yīng)所依賴的是距離矩陣下的空間相鄰還是經(jīng)濟矩陣下的經(jīng)濟互動。從表6空間效應(yīng)分解結(jié)果來看，在直接效應(yīng)上，無論空間矩陣設(shè)定形式如何，人口、就業(yè)和空間三項城鎮(zhèn)化指標均對農(nóng)村貧困和城市貧困呈現(xiàn)出顯著的直接減緩效應(yīng)。

在間接效應(yīng)上，人口和就業(yè)城鎮(zhèn)化在距離矩陣中對農(nóng)村和城市貧困減緩作用不顯著，但對減貧都有正向作用。在經(jīng)濟矩陣和嵌套矩陣中，人口和就業(yè)城鎮(zhèn)化減貧的空間溢出作用顯著為正。以上對比反映出基于地理單元構(gòu)建的距離矩陣并不能真實反映地區(qū)間的空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)，這種關(guān)聯(lián)效應(yīng)可能是基于地區(qū)間經(jīng)濟上的互動。同時嵌套矩陣中的間接效應(yīng)回歸系數(shù)絕對值大于經(jīng)濟矩陣，進一步表明同時在地理距離和經(jīng)濟上相鄰的地區(qū)，空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)作用更顯著。這一方面說明僅僅地理位置的鄰近還不足以使城鎮(zhèn)化減貧效應(yīng)的空間溢出性充分發(fā)揮，有些省份地區(qū)雖然相鄰，但是受地形地勢、歷史文化、交通距離的限制，兩地之間的人員和物質(zhì)往來不多，城鎮(zhèn)化水平提升通過繁榮鄰近市場、激活鄰近省份地區(qū)生產(chǎn)要素等途徑發(fā)揮減貧空間溢出性的作用較弱。另一方面，即使有些省份地區(qū)間的地理位置較遠，但經(jīng)濟上聯(lián)系密切，發(fā)達地區(qū)的城鎮(zhèn)化對于帶動弱勢省份地區(qū)農(nóng)村的農(nóng)民增收也有積極效應(yīng)，這從我國農(nóng)民工曾大量從中西部地區(qū)向東部沿海流動的經(jīng)驗事實中可以得到驗證。如果鄰近省份地區(qū)在經(jīng)濟結(jié)構(gòu)上類似且相互的經(jīng)濟要素往來頻繁，則城鎮(zhèn)化發(fā)展對于鄰近省份地區(qū)的溢出效應(yīng)將得到充分發(fā)揮，因此，地區(qū)間在地理位置上鄰近并在經(jīng)濟上互動的城鎮(zhèn)化更有利于貧困減緩。

在三種矩陣中，空間城鎮(zhèn)化對農(nóng)村和城市減貧的間接效應(yīng)方向為負但其抑制作用不顯著。從需求方面來講，城鎮(zhèn)化的最終目標是人的生產(chǎn)生活的城鎮(zhèn)化，然而城區(qū)建設(shè)面積的擴大不代表人們對城鎮(zhèn)化需求的擴大。農(nóng)村人口只有先融入城市生產(chǎn)生活，有了一定的物質(zhì)積累并培養(yǎng)了城市的生產(chǎn)生活方式之后，才有能力和意愿對城鎮(zhèn)的住房空間、基礎(chǔ)設(shè)施空間等提出要求。因此，城鎮(zhèn)化首先仍然是人口的城鎮(zhèn)化和就業(yè)的城鎮(zhèn)化，最后才是空間的城鎮(zhèn)化。在人們沒有能力和意愿對城市空間拓展提出需求之前，空間城鎮(zhèn)化的減貧效應(yīng)將很難發(fā)揮。從供給方面來講，空間城鎮(zhèn)化的推進主要依托當(dāng)?shù)刎斦С龊徒?jīng)濟發(fā)展水平，且財政支出占主要地位。其對貧困的抑制作用不顯著可能由于“晉升競爭”和“經(jīng)濟增長”雙重壓力，地方政府間存在著爭奪財政資源的競爭關(guān)系(楊得前和劉仁濟，2018)[36]，這種競爭關(guān)系限制了地方財政資源的可得性，因此也限制了城市空間的拓展，這使得城鎮(zhèn)化空間溢出效應(yīng)難以有效發(fā)揮，對農(nóng)村貧困減緩的作用大打折扣。

表6城鎮(zhèn)化減貧的空間效應(yīng)分解結(jié)果

注：*、**、***表示10%、5%、1%的顯著水平，括號內(nèi)為t值

(二)城鎮(zhèn)化減貧效應(yīng)的門檻特征

1.門檻效應(yīng)檢驗

本文依據(jù)“自抽樣法”原理，并借助Stata14.0統(tǒng)計軟件對城鎮(zhèn)化的農(nóng)村、城市減貧作用進行門檻效應(yīng)檢驗。根據(jù)F統(tǒng)計量和LR統(tǒng)計量的檢驗結(jié)果可知，城鎮(zhèn)化與城市貧困減緩不存在門檻效應(yīng)，城鎮(zhèn)化與農(nóng)村貧困減緩存在門檻效應(yīng)。表7顯示了當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平作為門檻變量時，在95%的置信區(qū)間內(nèi)，人口、就業(yè)和空間城鎮(zhèn)化的單一門檻和雙重門檻效應(yīng)均在1%的顯著性水平下顯著。在雙重門檻模型中，雙門檻值分別為0.537和2.635。

表7農(nóng)村貧困門檻效應(yīng)檢驗

2.門檻面板模型估計結(jié)果

從表8估計結(jié)果來看，當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平處在不同區(qū)間時，三項城鎮(zhèn)化指標對農(nóng)村貧困減緩的回歸系數(shù)均有所不同，城鎮(zhèn)化與農(nóng)村貧困減緩的關(guān)系并非是簡單的線性關(guān)系，更傾向于以經(jīng)濟增長為門檻區(qū)間的分段函數(shù)。具體來說：當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平位于第一門檻區(qū)間( gdp<0.537)時，人口、就業(yè)和空間城鎮(zhèn)化的回歸系數(shù)分別在1%、10%和1%的顯著性水平下為負，分別為-0.517、-0.080和-0.046；當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平位于第二門檻區(qū)間(0.537 ≤ gdp<2.635)時，人口、就業(yè)和空間城鎮(zhèn)化的回歸系數(shù)分別在1%、5%和1%的顯著性水平下為負，分別為-0.576、-0.162和-0.052，這表明隨著經(jīng)濟增長，城鎮(zhèn)化對農(nóng)村減貧影響的邊際作用會遞增；當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平位于第三門檻區(qū)間(gdp≥2.635)時，人口、就業(yè)和空間城鎮(zhèn)化的回歸系數(shù)分別在1%、5%和1%的顯著性水平下為負，分別為-0.537、-0.088和-0.044，這表明當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展處于高水平時，城鎮(zhèn)化對農(nóng)村貧困減緩的影響逐漸變緩。從控制變量來看，人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)狀況和經(jīng)濟發(fā)展與農(nóng)村貧困減緩呈顯著的負向關(guān)系，這與上文得出的結(jié)論一致。

總的來說，在經(jīng)濟發(fā)展劃分的不同區(qū)間內(nèi)，城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)村貧困的影響存在差異性，經(jīng)濟發(fā)展水平跨過第一個門檻值0.537而低于第二個門檻值2.635時，城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)村減貧的邊際收益遞增；當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平跨過第二個門檻值2.635時，城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)村減貧的邊際收益遞減。本文認為，城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)村貧困之間的關(guān)系主要呈現(xiàn)出“U”曲線左邊部分，即現(xiàn)階段中國經(jīng)濟發(fā)展水平還未達到拐點，城鎮(zhèn)化對農(nóng)村貧困影響的邊際收益呈遞增特征，隨著經(jīng)濟進一步發(fā)展，城鎮(zhèn)化的減貧效應(yīng)會減弱?？赡茉蛟谟诮?jīng)濟發(fā)展進程中，城鎮(zhèn)化初期的大規(guī)模建設(shè)為農(nóng)村低技能勞動力提供了充足的就業(yè)機會。另外，城鎮(zhèn)化進程引起集聚和規(guī)模效應(yīng)，增加了農(nóng)產(chǎn)品需求量，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，進而增加了農(nóng)民收入，減少了貧困。當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展到一定程度時，一方面隨著農(nóng)村貧困率下降，貧困人口主要以極端貧困為主，此類人群由于能力缺乏等因素，長期鎖定在“貧困陷阱”，城鎮(zhèn)化對貧困減緩的效應(yīng)也逐漸變?nèi)?趙磊和張晨，2018)[37]；另一方面城鎮(zhèn)勞動力隨著農(nóng)村人口不斷向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移而逐漸趨于飽和。根據(jù)供需定理，勞動力邊際收益開始下降，同時在經(jīng)濟發(fā)展后期，住房、醫(yī)療和交通等生活成本和社會實際收入的基準也將隨之上升，相對貧困問題開始顯現(xiàn)。

表8農(nóng)村貧困的門檻模型實證結(jié)果

注：*、**、***表示10%、5%、1%的顯著水平，括號內(nèi)為t值

五、結(jié)論與啟示

本文在貧困鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移的背景下，采用中國2000—2016年30個省份的面板數(shù)據(jù)，基于空間杜賓模型并結(jié)合地理矩陣、經(jīng)濟矩陣和嵌套矩陣，考察人口、就業(yè)和空間城鎮(zhèn)化對農(nóng)村和城市貧困的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，同時構(gòu)建門檻面板模型，檢驗三項城鎮(zhèn)化指標與農(nóng)村和城市貧困之間的非線性聯(lián)系。主要得出以下結(jié)論：第一，城鎮(zhèn)化能夠顯著減緩農(nóng)村和城市貧困，同時人口、就業(yè)和空間城鎮(zhèn)化對農(nóng)村和城市貧困的作用大小存在差異性。在農(nóng)村貧困中，人口城鎮(zhèn)化對農(nóng)村減貧效應(yīng)大于就業(yè)城鎮(zhèn)化和空間城鎮(zhèn)化的減貧效應(yīng)；在城市貧困中，就業(yè)城鎮(zhèn)化對城市減貧效應(yīng)大于人口城鎮(zhèn)化和空間城鎮(zhèn)化的減貧效應(yīng)。第二，城鎮(zhèn)化對于農(nóng)村和城市貧困減緩作用不僅有直接效應(yīng)，還具有空間溢出效應(yīng)，同時人口和就業(yè)城鎮(zhèn)化在經(jīng)濟矩陣和嵌套矩陣下的空間溢出效應(yīng)要優(yōu)于地理矩陣。第三，城鎮(zhèn)化對農(nóng)村貧困減緩具有明顯的門檻特征。經(jīng)濟發(fā)展水平跨過第一個門檻值0.537而低于第二個門檻值2.635時，城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)村減貧的邊際收益遞增；當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平跨過第二個門檻值2.635時，城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)村減貧的邊際收益遞減。第四，人力資本、收入分配、就業(yè)狀況和經(jīng)濟發(fā)展都對農(nóng)村和城市減貧有積極推動作用。

基于上述研究結(jié)論，得出以下啟示：第一，在貧困對象認識上，政府應(yīng)基于貧困鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移的現(xiàn)實背景，既要關(guān)注農(nóng)村貧困，同時還要關(guān)注城市貧困問題。伴隨著城鎮(zhèn)化的快速推進，城市空間差異不斷加劇，城市內(nèi)部二元結(jié)構(gòu)日益顯現(xiàn)，城市貧困問題也越來越突出。因此，在新形勢下，城市貧困是政府未來需要著重關(guān)注的方面。第二，政府應(yīng)當(dāng)充分發(fā)揮城鎮(zhèn)化在減貧方面的作用，并認識到人口、就業(yè)和空間城鎮(zhèn)化在農(nóng)村和城市貧困減緩中的差異性作用，以便實施差別性減貧政策。根據(jù)前文結(jié)論，積極推動農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移是現(xiàn)階段我國農(nóng)村減貧的有效路徑，這表明要制定科學(xué)合理的城鎮(zhèn)化發(fā)展戰(zhàn)略，合理推進城鎮(zhèn)化進程，不斷完善戶籍制度改革，促進農(nóng)村人口就近城鎮(zhèn)化。對于城市貧困而言，一方面應(yīng)增加就業(yè)機會，著力增強城市低收入群體素質(zhì)教育意識，加強基本就業(yè)技能培訓(xùn)，完善就業(yè)服務(wù)；另一方面應(yīng)提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量，打破城鄉(xiāng)二元體制，創(chuàng)造條件讓小城鎮(zhèn)、中小城市得到發(fā)展，促進農(nóng)村勞動力就近非農(nóng)就業(yè)，這有利于舒緩大城市貧困人口集聚和減輕城市貧困。第三，城鎮(zhèn)化對貧困減緩具有顯著的空間溢出效應(yīng)，表明現(xiàn)階段各地區(qū)的城鎮(zhèn)化發(fā)展空間聯(lián)系密切、相互影響。應(yīng)將地區(qū)間的空間相關(guān)性納入到城鎮(zhèn)化發(fā)展戰(zhàn)略制定中，重視各地區(qū)之間的地理空間聯(lián)系，加強經(jīng)濟交流，打破行政區(qū)劃界線，實行區(qū)域內(nèi)的優(yōu)勢互補，揚長避短，依據(jù)市場經(jīng)濟規(guī)律和經(jīng)濟內(nèi)在聯(lián)系以及自然地理特點，實行跨市、區(qū)和省份的經(jīng)濟互動。第四，注意城鎮(zhèn)化與農(nóng)村貧困減緩之間的門檻效應(yīng)，綜合考慮城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)村貧困減緩等目標，根據(jù)本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展階段合理規(guī)劃城鎮(zhèn)發(fā)展戰(zhàn)略，同時需構(gòu)建財政支持、金融支持和轉(zhuǎn)移支付支持等多維政策體系，以便抵消城鎮(zhèn)化在高水平經(jīng)濟發(fā)展階段所帶來的邊際遞減效應(yīng)。