城鎮(zhèn)化影響共同富裕的機制及效應
——基于收入差距的視角

程開明，劉書成

（浙江工商大學a.統計與數學學院；b.統計數據工程技術與應用協同創(chuàng)新中心，浙江 杭州 310018）

一、引言

全球范圍內貧富差距呈現持續(xù)擴大態(tài)勢，貧富分化已然成為困擾世界各國經濟發(fā)展與社會穩(wěn)定的一大難題［1］。共同富裕是社會主義的本質特征，中國長期致力于消除貧困、促進共同富裕。隨著“十三五”時期全面建成小康社會取得決定性成就，中共十九屆六中全會進一步強調“全面深化改革開放，促進共同富?！薄９餐辉Ｒ笤凇案辉！钡幕A上實現“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)間協調發(fā)展，努力縮小城鄉(xiāng)、地區(qū)及群體三大差距。為推動實現共同富裕的遠景目標，2021 年5 月20日，中共中央、國務院印發(fā)了《關于支持浙江高質量發(fā)展建設共同富裕示范區(qū)的意見》。可見，如何改善社會收入分配格局，實現共同富裕，是未來政策的一個重要關注點。

改革開放以來，中國經濟高速增長，城鎮(zhèn)化進程持續(xù)推進。2021 年，中國城鎮(zhèn)常住人口比重達到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在一致性，共同富裕要求區(qū)域協調發(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，又是促進區(qū)域差距縮小的重要途徑［4］。隨著共同富裕遠景目標的提出，城鎮(zhèn)化進程必然要求服務于全體人民共同富裕。盡管如此，已有研究仍未就“城鎮(zhèn)化能否促進共同富?！边@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)化進程能否改善社會收入分配格局，促進共同富裕？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)間差距的機制及效應，并進一步探究城鎮(zhèn)化與總體收入差距之間的關系，闡釋城鎮(zhèn)化影響共同富裕的現實意義。

城鎮(zhèn)化對收入差距的影響效應一直是學術界關注的重點問題。國外學者通過理論分析及實證檢驗一致證明城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)居民收入差距具有顯著影響。Lewis（1954）［5］認為，在城市化進程中，農業(yè)部門的大量剩余勞動人口會向報酬更高的城市工業(yè)部門流動，使農村居民收入得到較大提高，城鄉(xiāng)相對收入差距顯著縮??；然而，Barro 和Sala-i-Martin（1992）［6］基于人口遷移視角發(fā)現，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程，發(fā)現城市化與城鄉(xiāng)收入差距之間存在“倒U”型關系，城市化率門檻值大致為36%；Su 等（2015）［8］認為，城市化對城鄉(xiāng)收入差距具有“即時緩解效應”，短期能夠給農民帶來更多收益，但長期可能加劇收入不平等。截至目前，國外有關城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間關系的研究尚未得到一致結論。國內學者研究由于測度方法和時間跨度的選擇不同，形成了三種觀點：①城鎮(zhèn)化會導致城鄉(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“倒U”型關系［13-14］?？梢?，城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間究竟存在何種關系，仍有待進一步探討。

相對于城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的廣泛探討，學者對城鎮(zhèn)化與地區(qū)間收入差距的關注相對較少。區(qū)域經濟學理論證明，城鎮(zhèn)化進程中的區(qū)域發(fā)展政策通常會影響地區(qū)收入差距［15］?，F有文獻多基于勞動力流動視角解析城鎮(zhèn)化對地區(qū)間收入差距的影響效應，存在擴大論［16-17］、縮小論［18-19］和折中論［20-21］三種觀點。其中，新經濟地理學是擴大論的主要代表；新古典經濟學構成縮小論的核心范式；折中論則是基于跨國數據或區(qū)域數據展開實證分析，發(fā)現勞動力流動對地區(qū)差距的影響存在異質性。總體上看，已有研究缺乏城鎮(zhèn)化與地區(qū)間收入差距之間關系的機制探究，對城鎮(zhèn)化影響地區(qū)間收入差距具體效應的實證分析也相對不足。

盡管已有文獻對城鎮(zhèn)化與收入差距之間關系的研究較為豐富，但鮮有文獻以共同富裕為背景全面系統探究城鎮(zhèn)化對收入差距的影響機理及效應。本文在明晰城鎮(zhèn)化影響收入差距機制及路徑的基礎上，利用我國省域面板數據多角度實證考察城鎮(zhèn)化的收入分配效應。本文的邊際貢獻在于：①重點關注城鄉(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制；②考慮城鎮(zhèn)化的空間溢出效應，構建空間杜賓模型實證檢驗城鎮(zhèn)化影響收入差距的具體效應；③多角度深入探究城鎮(zhèn)化進程對總體居民收入差距的影響，闡釋城鎮(zhèn)化促進共同富裕的現實意義。

二、理論機制及影響路徑

（一）城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距

城鄉(xiāng)二元結構下，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距理論上具有雙向影響機制，意味著城鎮(zhèn)化發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的關系可能并非線性。

從城鎮(zhèn)化縮小城鄉(xiāng)收入差距的積極效應來看，主要存在四種路徑。一是競爭效應。城鄉(xiāng)期望收入差距的存在吸引大量農村勞動力向城鎮(zhèn)流動，城鎮(zhèn)勞動力豐富帶來的競爭壓力導致要素報酬均等化，一方面，城市勞動力供給增加會加劇勞動力市場競爭，降低城市工資水平；另一方面，勞動力向城市流動導致農村人口減少，從而提高農村人均收入，縮小城鄉(xiāng)收入差距［11］。二是農業(yè)生產方式轉變效應。隨著大量農村剩余勞動力向城市轉移，農村人均土地擁有量明顯增加，這將有效促進農業(yè)生產的規(guī)?；彤a業(yè)化，提高農村勞動生產率和邊際報酬。三是要素回流效應。城鎮(zhèn)化進程的中后期，城市土地資源日益匱乏，一些產業(yè)為降低用地成本而向農村轉移，使得資金“回流”農村；同時，一部分流向城市的勞動力將學習到的新知識和新技術帶回農村，用于農業(yè)生產和基礎設施建設，有利于提高農民收入。四是農產品需求效應。城鎮(zhèn)化進程中勞動力的城鄉(xiāng)轉移促使城市數量增加和規(guī)模擴大，而城市的集聚效應和輻射效應擴大了農產品市場需求，促進農業(yè)發(fā)展和農民增收［22］。

從城鎮(zhèn)化不利于縮小城鄉(xiāng)收入差距的消極效應來看，主要有三條路徑。一是人口結構轉變效應。由于農村中率先向城市轉移的往往是相對富?；驌碛休^高知識技能的人群，這將導致農村地區(qū)資金和人力資本的外流，擴大城鄉(xiāng)收入差距。二是城市偏向效應。城鎮(zhèn)化建設初期，基礎設施、公共服務、財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，導致城鄉(xiāng)收入差距擴大。三是產業(yè)集聚效應。城鎮(zhèn)化會帶來更為強勁的集聚經濟效應，吸引農村生產要素流入城市，導致農村與城市之間勞動生產率差異明顯，進而拉大城鄉(xiāng)收入差距［23］。

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

鑒于我國城鄉(xiāng)二元經濟結構現狀，假定社會由城鎮(zhèn)與農村兩部門構成，以泰爾指數作為城鄉(xiāng)收入差距的測度指標，依據泰爾指數定義構建城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間關系的理論模型［24］。泰爾指數公式為：

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

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

進一步地，為考察城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間的關系，對城鎮(zhèn)化率（urban）求導得：

H1：城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距產生擴大和縮小兩方面的效應，使得兩者之間呈現“倒U”型關系。

（二）城鎮(zhèn)化與地區(qū)間收入差距

與城鎮(zhèn)化影響城鄉(xiāng)收入差距的理論機制類似，城鎮(zhèn)化也從兩個方向對地區(qū)間收入差距產生影響。

短期來看，城鎮(zhèn)化發(fā)展易造成地區(qū)間收入差距擴大，主要存在兩方面原因。一是虹吸效應。發(fā)達地區(qū)在成長期主要依靠集聚周邊地區(qū)的生產要素快速發(fā)展，人才、資本等要素逐漸向發(fā)達地區(qū)聚集勢必給周邊地區(qū)發(fā)展造成消極影響。隨著發(fā)達地區(qū)迅速發(fā)展，優(yōu)質的醫(yī)療、教育和基礎設施高度聚集，區(qū)域競爭力凸顯，吸引人才、資金等優(yōu)質資源持續(xù)流入，從而造成馬太效應，加劇地區(qū)間收入差距。二是產業(yè)集聚效應。根據比較優(yōu)勢理論，城鎮(zhèn)化推動優(yōu)勢要素向經濟效率高的地區(qū)流動，形成規(guī)模經濟效應，拉大地區(qū)間生產率差距，從而擴大地區(qū)間收入差距。

長期來看，城鎮(zhèn)化主要依賴四條渠道促進地區(qū)間收入差距的縮小。一是勞動報酬均衡效應。在勞動力自由流動的條件下，生產率和勞動報酬高的發(fā)達地區(qū)吸引勞動力凈流入，導致市場競爭加劇，產出又被更多的勞動者分享，致使人均收入降低；欠發(fā)達地區(qū)由于勞動力凈流出，產出由更少的勞動者分享，致使人均收入提高。二是生產率提升效應。隨著欠發(fā)達地區(qū)的勞動力減少，有利于實現傳統生產部門的規(guī)?；图s化經營，促進邊際勞動生產率的提升，從而提高收入水平。三是知識溢出效應。發(fā)達地區(qū)與欠發(fā)達地區(qū)之間存在顯著的技術水平落差，流入發(fā)達地區(qū)的工人通過“干中學”積累生產經驗并學習先進管理理念，有利于傳統部門與現代部門之間的溝通交流，推動欠發(fā)達地區(qū)的生產技術和經營理念創(chuàng)新，提高生產效率，實現產出與收入的雙贏。四是收入分享效應。流向高生產率和高工資水平的發(fā)達地區(qū)的勞動者，可獲得更高的收入并將部分收益匯回戶籍地，促使欠發(fā)達地區(qū)分享發(fā)達地區(qū)的發(fā)展成果，縮小地區(qū)差距。

理論分析表明，城鎮(zhèn)化對地區(qū)間收入差距兼具擴張力與收縮力，在不同階段綜合效應可能存在差異。長期來看，城鎮(zhèn)化對于縮小收入差距的促進作用可能更為突出，即城鎮(zhèn)化發(fā)展最終有利于地區(qū)間收入差距的收斂?；诖耍疚奶岢鲅芯考僭O2。

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

三、實證研究設計

（一）模型設定

1.基準模型

為驗證H1和H2，設定基準面板計量模型為：

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；Xit為控制變量；μi、ξt分別為個體效應和時間效應；εit為隨機誤差項。

2.空間計量模型

根據人口推拉理論，城鎮(zhèn)化進程中勞動力流動不僅取決于收入預期和遷移成本，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?？紤]地區(qū)間經濟發(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易造成估計系數偏誤。因此，本文運用空間計量模型以準確識別城鎮(zhèn)化影響收入差距的實際效應。

設定空間計量模型之前，采用全局莫蘭指數（Moran'sI）檢驗變量的空間自相關性?；诮浘暥茸鴺藰嬙旆吹乩砭嚯x的空間權重矩陣（W），為盡可能保留空間權重矩陣的主要特征和避免權重矩陣因距離衰減而失去經濟學解釋，利用矩陣最大特征根進行標準化處理。檢驗結果發(fā)現變量均存在顯著的空間自相關性：城鄉(xiāng)收入差距的莫蘭指數處于0.3～0.5之間，地區(qū)間收入差距的莫蘭指數處于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“高—高”和“低—低”的空間集聚態(tài)勢；城鎮(zhèn)化水平的莫蘭指數在1%顯著性水平上處于0.2～0.3之間；除極個別年份外，控制變量的莫蘭指數基本在5%水平上顯著。上述結果表明變量均存在顯著的空間自相關性，有必要運用空間計量模型開展實證分析。

本文選取更具一般性的空間杜賓模型（SDM）進行實證分析，利用LR檢驗和Wald檢驗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）的基礎上，設定空間杜賓模型為：

其中：W為標準化的反地理距離空間權重矩陣；WTheilit表示城鄉(xiāng)收入差距的空間滯后項；WRILit表示地區(qū)間收入差距的空間滯后項；ρ為被解釋變量的空間滯后系數；WUrbanit、WUrban2itt分別表示城鎮(zhèn)化水平及其二次項的空間滯后項；WX為控制變量的空間滯后項；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。國內學者常采用基尼系數、城鄉(xiāng)收入比和泰爾指數來衡量城鄉(xiāng)收入差距，但只有泰爾指數將城鄉(xiāng)人口所占比重考慮在內，更適用于準確測度我國城鄉(xiāng)收入差距［26］。本文選用更具針對性的城鄉(xiāng)收入泰爾指數作為城鄉(xiāng)收入差距的測度指標，以有效反映城鄉(xiāng)收入的變化及差距。在計算時先將城鎮(zhèn)人均可支配收入與城鎮(zhèn)人口數、農村人均可支配收入與農村人口數相乘，得到城鎮(zhèn)和農村總收入，進一步計算得到城鄉(xiāng)收入泰爾指數。泰爾指數值越大，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)之比測度技術差距的方法以及Bourlès等（2013）［28］提出的以最優(yōu)行業(yè)與其他行業(yè)之比衡量生產率差距的方法，鑒于上海市人均可支配收入在研究期內始終高居首位，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（即相對收入水平）作為地區(qū)間收入差距的測度指標。相對收入水平的取值范圍在0～1 之間，相對收入水平越低，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

有關城鎮(zhèn)化水平的測度指標主要有兩種：一是非農業(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)人口占總人口的比重，即人口城鎮(zhèn)化率。依據泰爾指數定義和數據可獲取性，本文選取常住人口城鎮(zhèn)化率（城鎮(zhèn)常住人口/總人口）衡量城鎮(zhèn)化水平。同時，在模型中引入城鎮(zhèn)化水平的二次項以識別城鎮(zhèn)化與收入差距之間的非線性關系。

3.控制變量

根據收入差距的相關理論，本文選取以下5個可能對收入差距造成影響的控制變量。

（1）經濟發(fā)展水平。采用人均GDP 衡量，利用消費者價格指數進行縮減。在我國城鄉(xiāng)二元經濟結構條件下，經濟發(fā)展會對收入差距產生深刻影響。

（2）產業(yè)結構。采用產業(yè)結構升級系數測度，產業(yè)結構優(yōu)化帶來新的工作崗位，吸引大量勞動力流入；同時，產業(yè)結構升級會淘汰一些夕陽產業(yè)，提高對勞動力素質的要求，從而影響收入分配差距。借鑒藍慶新和陳超凡（2013）的做法［29］，定義產業(yè)結構升級系數為：

其中：Ii（i=1，2，3）分別代表三次產業(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說明產業(yè)結構層次越低，越趨近于3說明產業(yè)結構層次越高。

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

（4）經濟開放度。采用進出口總額與GDP 的比值衡量，反映貿易的全球化水平。張漢林和袁佳（2011）［31］研究了經濟全球化對中國收入分配的影響，認為貿易全球化短期內會加劇收入分配失衡，長期則有助于抑制居民收入差距的擴大。

（5）政策干預度。以財政支出占GDP 的比重測度，國家及地方政府實施的各項經濟政策也對收入分配格局造成一定影響。

（三）數據來源

研究數據來源于中國研究數據服務平臺（CNRDS）、歷年《中國統計年鑒》和《中國城市統計年鑒》，涵蓋2000—2020 年我國31 個省份（不包括港澳臺地區(qū)）數據。2013年，國家統計局實施了城鄉(xiāng)一體化住戶調查制度，對農村居民收入的統計口徑進行了調整，以農村人均可支配收入作為農村人均純收入的替代指標。由于無法對農村居民收入的統計口徑作出合理修正，故將兩個指標結合使用。2000—2004 年常住人口城鎮(zhèn)化率數據參考林堅（2010）［32］的做法，利用人口普查數據修正后得到。

各變量的基本描述性統計見表1所列。

表1 變量描述性統計

四、實證結果分析

（一）城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距

為準確估計城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應，需判斷空間杜賓模型的合理性。先估計不包含空間依賴性的面板模型作為基準模型，再計算LM統計量和LR統計量，穩(wěn)健的LM檢驗在1%顯著性水平上拒絕了沒有空間自相關和空間誤差項的原假設；根據LR檢驗結果，空間固定效應模型和時間固定效應模型在1%的顯著性水平上都拒絕原假設，說明適合選用時空固定效應模型。Wald 檢驗和LR檢驗在1%的顯著性水平均拒絕原假設，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檢驗在1%的顯著性水平上拒絕隨機效應模型，進一步證明選用固定效應的空間杜賓模型較為合適。

在模型估計過程中，采用極大似然估計法以盡量減少內生性問題引致的估計偏差。對于時空固定效應模型，當樣本量和時間跨度都較大時估計結果可能有偏差，故對基于似然函數最大化的參數估計結果進行偏誤修正［33］。本文報告了空間杜賓模型的估計結果，并進一步測算了直接效應、間接效應和總效應，具體見表2所列。

表2 城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的估計結果

城鄉(xiāng)收入差距的空間滯后系數（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，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”型曲線關系，模型中引入城鎮(zhèn)化水平的二次項加以識別。在5%水平上，城鎮(zhèn)化水平對城鄉(xiāng)收入差距的直接效應、間接效應和總效應均顯著為正；城鎮(zhèn)化水平二次項的直接效應、間接效應和總效應均顯著為負，表明考慮空間自相關性后，城鎮(zhèn)化對本地區(qū)及周邊地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響效應符合“倒U”型特征，與理論分析結論相一致。

Lind 和Mehlum（2010）［34］指出，僅通過考察一次項和二次項的系數來判定“倒U”型關系是不夠嚴謹的，故進一步依據其提出的檢驗“倒U”型關系的三個標準，對城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間“倒U”型關系的真實性進行驗證。檢驗結果表明：城鎮(zhèn)化水平的總效應門檻值為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；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，檢驗結果在1%顯著性水平上拒絕了“城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間表現為單調或‘U’型關系”的原假設。綜上，意味著在城鎮(zhèn)化“積極效應”和“消極效應”的共同作用下，城鄉(xiāng)收入差距的確經歷一個先擴大后縮小的“倒U”型曲線變化過程，H1得以證實。

控制變量的直接效應顯示，產業(yè)結構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，而經濟發(fā)展水平和政策干預度的提高則會擴大本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。從間接效應來看，經濟發(fā)展水平、產業(yè)結構和經濟開放度都有顯著的空間溢出效應，表明其不僅直接影響本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，對周邊地區(qū)也具有溢出效應。

（二）城鎮(zhèn)化與地區(qū)間收入差距

以反映地區(qū)收入差距的相對收入水平作為被解釋變量，空間杜賓模型的估計結果見表3 所列。空間自相關系數通過1%的顯著性水平檢驗，穩(wěn)健的LM檢驗在1%顯著性水平上拒絕了不具備空間自相關和空間誤差項的原假設；LR檢驗在1%的顯著性水平上拒絕原假設，說明空間杜賓模型的擬合效果更好。同樣，對基于似然函數最大化的參數估計結果進行偏誤修正。為保證經濟含義的一致性，控制變量均以相對水平形式（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)間收入差距的估計結果

地區(qū)相對收入水平的空間滯后系數（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，鄰近省份的相對收入水平提高有助于提升本省的相對收入水平。城鎮(zhèn)化水平系數和直接效應均在1%水平上顯著為正，直接效應為0.392，意味著城鎮(zhèn)化水平提高1%，本地區(qū)相對收入水平將提高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，與理論分析結論相一致。究其原因，主要在于城鎮(zhèn)化引致的勞動報酬均衡效應、生產率提升效應、知識溢出效應和收入分享效應的綜合作用。城鎮(zhèn)化水平的間接效應顯著為負，表明城鎮(zhèn)化發(fā)展具有降低周邊地區(qū)相對收入水平的傾向，這與地區(qū)間勞動力市場的激烈競爭有關。與此同時，城鎮(zhèn)化水平的總效應在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)相對收入水平的平均效應呈現積極態(tài)勢，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)化導致地區(qū)間收入差距的“收縮效應”終將超越“擴張效應”，從而有利于地區(qū)間收入差距的收斂，H2得以證實。

控制變量的直接效應顯示，經濟發(fā)展水平、產業(yè)結構和人力資本水平的提升能夠顯著提高本地區(qū)的相對收入水平，而經濟開放度的提升會降低本地區(qū)的相對收入水平。此外，經濟發(fā)展水平、產業(yè)結構和政策干預度都具有顯著的間接效應，說明其不僅直接影響本地區(qū)的相對收入水平，對周邊地區(qū)也具有溢出效應。

（三）內生性處理與穩(wěn)健性檢驗

本文采用雙向固定效應的空間杜賓模型有利于緩解由遺漏變量引致的內生性問題?？紤]城鄉(xiāng)收入差距和地區(qū)間收入差距可能對城鎮(zhèn)化進程存在反向作用，進一步導致內生性問題，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，采用系統廣義矩估計法（System-GMM）進行估計檢驗。地形起伏度作為自然形成的、客觀存在的外生變量，會對交通運輸和基礎設施建設產生影響，與城鎮(zhèn)化發(fā)展存在明顯的相關性［36］，是一個合適的工具變量。根據LM檢驗和Hansen J檢驗結果，通過“不可識別”檢驗和“過度識別”檢驗，證明了工具變量的有效性。

進一步采用兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗。一是替換被解釋變量的測度指標，將城鄉(xiāng)收入差距的測度指標由泰爾指數替換為城鄉(xiāng)實際收入比（城鎮(zhèn)人均實際可支配收入/農村人均實際可支配收入）（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 個直轄市后，選取浙江省作為前沿地區(qū)構造新的相對收入水平指標（各地區(qū)人均可支配收入/浙江省人均可支配收入），重新進行估計檢驗。二是替換空間權重矩陣，利用（0，1）鄰接關系和反經濟距離（2）的形式代替反地理距離方式分別構造空間權重矩陣，重新進行估計檢驗。內生性與穩(wěn)健性檢驗結果見表4所列。

表4 內生性處理與穩(wěn)健性檢驗的主要估計結果

引入工具變量后，城鎮(zhèn)化水平的直接效應、間接效應和總效應的估計結果與前述結果基本一致，系數在5%水平上通過顯著性檢驗，表現出較強的穩(wěn)健性，證明研究結論較為可靠。替換城鄉(xiāng)收入差距的測度指標并未影響城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U”型關系，估計得到城鎮(zhèn)化水平的總效應門檻值為49.3%，95%的置信區(qū)間為［44.1%，54.3%］，“倒U”型關系較為穩(wěn)健。替換地區(qū)收入差距的測度指標后，城鎮(zhèn)化水平的直接效應和間接效應都顯著為正，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)的相對收入水平，縮小地區(qū)間收入差距。變換空間權重矩陣后，模型中各變量的系數符號基本未變，證明了估計結果的穩(wěn)健性。

（四）城鎮(zhèn)化與收入差距之間關系的實際考察

結合我國實際數據，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系。利用省域面板數據計算2000—2020年全國城鄉(xiāng)收入泰爾指數和地區(qū)相對收入水平的均值，結合城鎮(zhèn)化水平，觀察其動態(tài)變化規(guī)律。本文分別呈現了城鎮(zhèn)化與泰爾指數、城鎮(zhèn)化與相對收入水平之間的關系，如圖1所示。

圖1 城鎮(zhèn)化與收入差距之間關系的實際考察

隨著城鎮(zhèn)化水平的不斷提高，城鄉(xiāng)收入泰爾指數的變動大體符合“倒U”型曲線特征，城鄉(xiāng)收入差距由擴大轉為縮小的城鎮(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出的城鎮(zhèn)化率總效應門檻值46.5%較為接近。城鎮(zhèn)化率與地區(qū)相對收入水平之間呈現明顯的正相關關系，意味著隨著城鎮(zhèn)化水平的不斷提高，地區(qū)相對收入水平逐步拉近，城鎮(zhèn)化有利于地區(qū)間收入差距的收斂。

基于我國實際數據的考察，同樣驗證了城鎮(zhèn)化進程與城鄉(xiāng)收入差距之間的“倒U”型關系，以及城鎮(zhèn)化對于促進地區(qū)間收入差距收斂的積極作用，進一步證明了研究結論的可信度和有效性。截至2019年，我國除西藏外30個省份（不包括港澳臺地區(qū)）的城鎮(zhèn)化率均突破城鄉(xiāng)收入差距由升轉降的門檻值，意味著城鎮(zhèn)化的進一步推進將持續(xù)縮小城鄉(xiāng)收入差距；同時，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)化對城鄉(xiāng)及地區(qū)間收入差距影響效應的基礎上，對城鎮(zhèn)化與總體收入差距之間的關系進行拓展分析。由于反映社會整體收入差距的基尼系數為時序數據，直接建立計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進行分析。從城鄉(xiāng)視角看，該指標涵蓋了農村內部、城市內部及城鄉(xiāng)之間收入差距；從地區(qū)視角看，包含了地區(qū)內部、地區(qū)之間的收入差距。因此，基尼系數能夠全面綜合地反映居民收入分配均衡狀況，即共同富裕的實現程度。本文以基尼系數衡量總體居民收入差距，借鑒田衛(wèi)民（2012）［37］的測算方法，先計算出各省份城鎮(zhèn)居民和農村居民的收入基尼系數，再利用分組加權法計算出總體收入基尼系數。

（一）空間杜賓模型估計結果

依據前文分析，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性，總體收入差距同樣可能存在明顯的空間依賴性。本文構建空間杜賓模型考察城鎮(zhèn)化對總體收入差距的影響效應，引入城鎮(zhèn)化水平二次項以識別潛在的非線性關系，估計結果見表5所列。

表5 空間杜賓模型的估計結果

城鎮(zhèn)化水平直接效應和總效應的一次項及二次項系數均通過5%的顯著性水平檢驗，一次項系數為正，二次項系數為負，表明城鎮(zhèn)化與總體居民收入差距之間存在著“倒U”型關系。隨著城鎮(zhèn)化進程的推進，其對總體居民收入差距的影響存在一個拐點，在城鎮(zhèn)化初期會加大居民收入的不均等程度，當城鎮(zhèn)化達到較高水平后有利于改善社會收入分配格局。根據Lind 和Mehlum（2010）的檢驗標準［34］，城鎮(zhèn)化水平總效應的拐點大致為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呈現先抑制后改善的變動態(tài)勢。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致社會整體收入分配失衡；隨著城鎮(zhèn)化進程的不斷深入，城鎮(zhèn)化對縮小收入差距的積極效應愈發(fā)凸顯，城鄉(xiāng)收入差距和地區(qū)間收入差距均呈現收斂態(tài)勢，從而有助于縮小總體收入差距。實際上，2014 年中國城鎮(zhèn)化水平已達到54.7%，跨越了這一拐點值，意味著現階段中國城鎮(zhèn)化進程已處于總體收入差距下行的通道，能夠起到促進收入分配均等化的積極作用。

（二）空間分位數回歸結果

為進一步驗證城鎮(zhèn)化與總體收入差距之間“倒U”型關系的真實性，仍需考察不同總體收入差距水平下城鎮(zhèn)化的影響效應。在分位數模型的基礎上，將總體收入差距的空間滯后項引入解釋變量中，構建空間分位數模型進行分析。為緩解內生性問題，采用兩階段分位數回歸法（2SQR）進行估計［38］。設定具體模型為：

其中：Giniit表示總體居民收入差距，采用基尼系數測度，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；ρτ為空間滯后項的τ分位數系數；β1τ、β2τ分別為城鎮(zhèn)化水平和控制變量的τ分位數系數；W為標準化的反地理距離空間權重矩陣；其他變量含義與式（5）相同。

空間分位數模型估計結果見表6 所列?？梢园l(fā)現，空間滯后項（ρ）在各個分位點上均通過5%水平的顯著性檢驗，說明總體居民收入差距存在較強的空間溢出效應，不考慮空間自相關性會導致估計結果偏誤。在空間分位數模型中，不同分位點下城鎮(zhèn)化對總體居民收入差距的影響效應呈現異質性。在25%～50%分位點上，城鎮(zhèn)化水平系數顯著為正且系數呈下降態(tài)勢；在75%～90%分位點上，該系數顯著為負且系數絕對值呈上升態(tài)勢。

表6 空間分位數模型的估計結果

為更直觀地反映城鎮(zhèn)化對總體居民收入差距影響的變動趨勢，繪制城鎮(zhèn)化水平系數隨分位點的變動趨勢圖，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回歸趨勢

由圖2可見，城鎮(zhèn)化水平系數呈現波動下降態(tài)勢，大致在50%分位點處由正轉負。起初在收入均衡程度較高時，城鎮(zhèn)化對總體收入差距是正向影響，城鎮(zhèn)化進程會顯著擴大總體收入差距；隨著收入不均衡程度的加大，城鎮(zhèn)化的影響效應逐步下降并最終由正轉負，逐漸起到縮小總體收入差距的積極作用?？梢姡擎?zhèn)化與總體居民收入差距之間確實存在“倒U”型關系，城鎮(zhèn)化水平的進一步提升將有利于改善社會收入分配格局，促進共同富裕。

六、結論與建議

本文遵循“理論機制—實證檢驗”的邏輯主線，基于收入差距視角力圖回答“城鎮(zhèn)化能否促進共同富?！边@一焦點問題。研究結果表明：第一，城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間存在穩(wěn)健的“倒U”型關系，城鎮(zhèn)化影響城鄉(xiāng)收入差距的直接效應、間接效應和總效應均符合“倒U”型特征，城鄉(xiāng)收入差距由擴大轉為縮小的城鎮(zhèn)化率總效應門檻值為46.5%；第二，城鎮(zhèn)化影響地區(qū)間收入差距的直接效應和總效應顯著為正，間接效應顯著為負，表明城鎮(zhèn)化發(fā)展具有提高本地區(qū)相對收入水平和降低周邊地區(qū)相對收入水平的傾向，總體上有利于促進地區(qū)間收入差距的收斂；第三，城鎮(zhèn)化進程與總體居民收入差距之間存在“倒U”型關系，拐點出現在53.8%的城鎮(zhèn)化率附近，表明城鎮(zhèn)化初期會擴大總體收入差距，當城鎮(zhèn)化到達較高水平后有利于改善社會收入分配格局，促進共同富裕。

基于以上研究結論，本文提出如下對策建議：其一，合理化解阻礙勞動力自由流動的制度難題，有效發(fā)揮城鎮(zhèn)化縮小收入差距的促進作用。有序引導農村剩余勞動力向城鎮(zhèn)轉移，讓欠發(fā)達地區(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，促進農業(yè)生產的集約化、規(guī)?；l(fā)展。其二，探索構建區(qū)域間利益共享機制，充分發(fā)揮地區(qū)比較優(yōu)勢。實施城市群、大都市圈等區(qū)域一體化戰(zhàn)略，逐步形成區(qū)域協作網絡，不斷優(yōu)化生產要素空間配置，強化中心大城市的輻射帶動作用。其三，堅持以人為核心的發(fā)展理念，城鎮(zhèn)化發(fā)展速度與質量并舉。合理化解城鎮(zhèn)化進程中的戶籍歧視與就業(yè)歧視，加快農村轉移人口市民化，努力實現效率與公平兼容，推動實現全體人民共同富裕。