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大规模的农村劳动力向城市流动，开始于20世纪80年代后期。1990、2000、2010年的跨省流动规模分别为1106.5万人、4241.9万人和8587.6万人(余吉祥，2013)。要实现2020年60％常住人口城市化率的目标，1亿左右的农村人口将流动到城市生活(唐为、王媛，2015)。如此大规模的农村劳动力向城市空间集聚的根源是什么?新型城市化被视为现代化的必由之路、最大的内需所在、经济增长的新动力(国发[2016]8号)。那么农村劳动力流动主导的新型城市化能否成为中国新的经济增长引擎?新型城市化带来的经济增长是否具有“包容性”，绝大部分劳动力是否广泛受益于经济增长:城市劳动力市场中城镇劳动力、外地农村劳动力和本地农村劳动力，是否仅仅由于户籍身份的不同，在分享经济增长收益方面存在显著差异性?本文紧紧围绕上述三个问题，以省级、副省级和地级城市为研究对象，以集聚经济理论为基础，将集聚经济细分为金融外部性和技术外部性，在规模报酬递增和不完全竞争等假设前提下，引入“冰山”贸易成本，利用柯布一道格拉斯函数表示间接效用函数，在Puga(1998)劳动力城乡流动模型基础上建立理论模型，考察集聚经济对于农村劳动力流动的引导机制:然后分析城市层级的集聚经济效应，以西科恩和霍尔(Ciccone and Hall，1996、2002)模型为基础，识别影响城市经济增长变量，并利用Shapley方法分析城市经济增长差异性:最后重点关注城市集聚经济效应的分享，在Mincer(1974)工资方程基础上，判断城镇劳动力、本地农村劳动力和外地农村劳动力在分享城市集聚经济带来工资溢价方面是否存在差异性，最后提出相应的政策建议。
以上研究内容分别在文章中的四、五、六章详细阐述并进行实证检验。第四章在基本理论模型基础上，用市场潜能和城市人口规模分别代理金融外部性和技术外部性，建立多元非线性回归模型，利用全国第六次人口普查数据库和《中国城市统计年鉴》实证检验了集聚经济对于农村劳动力流动的非线性影响。第五章使用全国第六次人口普查数据库和《中国城市统计年鉴》，并选择“市辖区土地面积”和“2000年市辖区农村劳动力流动比例”作为工具变量，识别影响城市经济增长变量，检验农村劳动力流动对于城市经济的贡献;并利用Shapley方法分解经济增长差异化指标，进一步确定农村劳动力流动对于城市经济增长差异性的影响。第六章拓展Mincer的工资决定方程。利用CHIP2002和CHIP2007数据库，引入城市层级的金融外部性和技术外部性，同时控制劳动力年龄、性别、婚姻、教育水平、经验等传统文献常用的劳动力个人层面变量，利用1953年第一次全国人1∶3普查数据作为工具变量，实证检验城市集聚经济带给劳动力的工资溢价及其差异性。
本文通过理论研究和实证检验。主要得到以下结论:
1.农村劳动力流动和城市集聚经济之间存在典型的非线性关系。农村劳动力流动规模与佥融外部性之间存在“U”型曲线关系，这意味着金融外部性的发挥需要一定的市场规模和经济基础，只有当金融外部性达到一定的门槛值之后，农村劳动力流动规模将随着金融外部性的增加而增长;农村劳动力流动规模与技术外部性之间存在“一”型曲线关系，城市集聚的技术外部性对农村劳动力流动规模有一个先抑制、后促进、再抑制的作用。
2.农村劳动力向城市流动显著促进城市经济增长，但是户籍制度削弱了劳动力流动带来的城市经济增长效应，并且农村劳动力的空间分布不均衡带来城市经济增长的差异性。实证结果显示，In(1+m)(m=市辖区农村劳动力规模/城镇劳动力规模)的回归系数是1.769，并在1％水平显著:m和金融外部性交叉项的回归系数显著为负值，表明户籍制度在一定程度上削弱了金融外部性:而m和技术外部性交叉项的回归系数为正值，但是不显著，有待于进一步的验证:最后运用Shapley方法分解城市经济增长差异性的基尼系数、泰尔-L指数、秦尔-T指数，发现变量(1+m)对于基尼系数、泰尔-L指数、秦尔-T指数贡献分别为31％、43％和61％，对于三个差异性指标贡献均居于首位，农村劳动力流动增加了城市间经济增长的差异性。
3.城市集聚经济带给劳动力较高的工资溢价，大幅度地提升了劳动力收入水平，新型城市化是广泛“包容的”的:但是工资溢价的分享具有差异性，城镇劳动力与外地农村劳动力在分享金融外部性带来的工资溢价方面不存在显著的差异。而本地农村劳动力获得的工资溢价最低;技术外部性带来的工资溢价更多地被域镇劳动力分享，本地农村劳动力次之，外地农村劳动力最低。
实证结果显示，金融外部性和技术外部性上升1％，劳动力小时工资收入分别提升0.418％和0.124％，劳动力确实在新型城市化过程中获得好处。然而仅仅由于户籍身份的不同，在经济增长成果分享方面存在一定的差异。城镇劳动力、本地农村劳动力、外地农村劳动力的小时工资收入与金融外部性的回归系数分别为0.417、0.332和0.421，这意味着城市集聚产生的金融外部性提高1％，城镇劳动力、本地农村劳动力、外地农村劳动力的小时工资分别提高0.417％、0.332％和0.421％。城镇劳动力、本地农村劳动力、外地农村劳动力的小时工资收入与技术外部性的回归系数分别为0.144、0.119，0.072，这意味着城市集聚产生的技术外部性增加1％，城镇劳动力、本地农村劳动力、外地农村劳动力的小时工资收入分别可以提高0.144％、0.119％、0.072％，外地农村劳动力获得技术外部性带来的工资溢价最低，仅仅达到城镇劳动力的一半。
最后，论文从发挥城市集聚经济效应和缓解户籍制度约束等方面提出相应的建议和对策，有助于新型城市化的推进和现代化、可持续经济增长目标的实现。
以上研究内容分别在文章中的四、五、六章详细阐述并进行实证检验。第四章在基本理论模型基础上，用市场潜能和城市人口规模分别代理金融外部性和技术外部性，建立多元非线性回归模型，利用全国第六次人口普查数据库和《中国城市统计年鉴》实证检验了集聚经济对于农村劳动力流动的非线性影响。第五章使用全国第六次人口普查数据库和《中国城市统计年鉴》，并选择“市辖区土地面积”和“2000年市辖区农村劳动力流动比例”作为工具变量，识别影响城市经济增长变量，检验农村劳动力流动对于城市经济的贡献;并利用Shapley方法分解经济增长差异化指标，进一步确定农村劳动力流动对于城市经济增长差异性的影响。第六章拓展Mincer的工资决定方程。利用CHIP2002和CHIP2007数据库，引入城市层级的金融外部性和技术外部性，同时控制劳动力年龄、性别、婚姻、教育水平、经验等传统文献常用的劳动力个人层面变量，利用1953年第一次全国人1∶3普查数据作为工具变量，实证检验城市集聚经济带给劳动力的工资溢价及其差异性。
本文通过理论研究和实证检验。主要得到以下结论:
1.农村劳动力流动和城市集聚经济之间存在典型的非线性关系。农村劳动力流动规模与佥融外部性之间存在“U”型曲线关系，这意味着金融外部性的发挥需要一定的市场规模和经济基础，只有当金融外部性达到一定的门槛值之后，农村劳动力流动规模将随着金融外部性的增加而增长;农村劳动力流动规模与技术外部性之间存在“一”型曲线关系，城市集聚的技术外部性对农村劳动力流动规模有一个先抑制、后促进、再抑制的作用。
2.农村劳动力向城市流动显著促进城市经济增长，但是户籍制度削弱了劳动力流动带来的城市经济增长效应，并且农村劳动力的空间分布不均衡带来城市经济增长的差异性。实证结果显示，In(1+m)(m=市辖区农村劳动力规模/城镇劳动力规模)的回归系数是1.769，并在1％水平显著:m和金融外部性交叉项的回归系数显著为负值，表明户籍制度在一定程度上削弱了金融外部性:而m和技术外部性交叉项的回归系数为正值，但是不显著，有待于进一步的验证:最后运用Shapley方法分解城市经济增长差异性的基尼系数、泰尔-L指数、秦尔-T指数，发现变量(1+m)对于基尼系数、泰尔-L指数、秦尔-T指数贡献分别为31％、43％和61％，对于三个差异性指标贡献均居于首位，农村劳动力流动增加了城市间经济增长的差异性。
3.城市集聚经济带给劳动力较高的工资溢价，大幅度地提升了劳动力收入水平，新型城市化是广泛“包容的”的:但是工资溢价的分享具有差异性，城镇劳动力与外地农村劳动力在分享金融外部性带来的工资溢价方面不存在显著的差异。而本地农村劳动力获得的工资溢价最低;技术外部性带来的工资溢价更多地被域镇劳动力分享，本地农村劳动力次之，外地农村劳动力最低。
实证结果显示，金融外部性和技术外部性上升1％，劳动力小时工资收入分别提升0.418％和0.124％，劳动力确实在新型城市化过程中获得好处。然而仅仅由于户籍身份的不同，在经济增长成果分享方面存在一定的差异。城镇劳动力、本地农村劳动力、外地农村劳动力的小时工资收入与金融外部性的回归系数分别为0.417、0.332和0.421，这意味着城市集聚产生的金融外部性提高1％，城镇劳动力、本地农村劳动力、外地农村劳动力的小时工资分别提高0.417％、0.332％和0.421％。城镇劳动力、本地农村劳动力、外地农村劳动力的小时工资收入与技术外部性的回归系数分别为0.144、0.119，0.072，这意味着城市集聚产生的技术外部性增加1％，城镇劳动力、本地农村劳动力、外地农村劳动力的小时工资收入分别可以提高0.144％、0.119％、0.072％，外地农村劳动力获得技术外部性带来的工资溢价最低，仅仅达到城镇劳动力的一半。
最后，论文从发挥城市集聚经济效应和缓解户籍制度约束等方面提出相应的建议和对策，有助于新型城市化的推进和现代化、可持续经济增长目标的实现。