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摘要 城镇化进入加速阶段、经济转向高质量发展时期，准确把握城镇化率与城乡收入差距之间的关系，对于更好地解决城乡不平衡发展具有重要意义。基于城乡二元经济模型和已有相关研究，从城镇化率与城乡收入差距之间“倒U型”关系理论假设出发，进一步理清城镇化进程影响城乡收入差距的具体机制。为验证这一假设，以我国经济最发达的长江三角洲为例，基于2000—2018年城市尺度数据，采用空间计量模型，对城镇化率与城乡收入差距的关系进行深入研究。研究结果表明：①空间效应分析发现，城镇化率对城乡收入差距影响存在较强空间溢出效应，且在核心区与边缘区均显著存在。②城镇化率、经济发展水平、产业结构、财政状况、交通设施和对外开放等，都是城乡收入差距演变的重要驱动因素，但基于“核心-边缘”的对比发现，不同因素效应存在差异，如交通状况在核心区效应的不显著与边缘区的显著等。③总体上，长江三角洲城镇化率对城乡收入差距影响的直接效应为“U型”、间接效应为“倒U型”，且城镇化率拐点分别为0.842、0.648，这可能与研究期较高的城镇化率有直接联系。对于发展水平存在显著差距的不同区域对比看，较为发达的核心区二者之间始终呈现“U型”关系、边缘区则为“倒U型”，直接效应、间接效应的城镇化率拐点分别为0.843、0.877与0.481、0.673，但均处于城镇化率推动城乡收入差距缩小阶段。据此，提出进一步推动城镇化进程缩小城乡收入差距的政策，但在此过程中应注重强化城市之间的协调，特别是消除边界壁垒以提升要素流动便捷度。
关键词 城镇化率;城乡收入差距;空间溢出效應;长江三角洲
中图分类号 F129.9文献标识码 A文章编号 1002-2104（2021）05-0028-09DOI：10.12062/cpre.20201206
中国特色社会主义进入新时代，进一步缩小城乡收入差距，成为解决“不平衡发展”难题的重要内容。与“增长奇迹”相伴的显著城乡收入差距，通过抑制消费、降低效率等阻碍经济增长，也导致社会阶层固化、影响社会和谐稳定[1-3]。迈入高质量发展阶段，城乡协调发展面临更加复杂挑战，制定科学政策推动城乡收入差距缩小，不仅是解决社会主要矛盾的体现和全面建设小康社会的应有之义，也能够有效激发内需活力、推动区域协调发展和加快跨越中等收入陷阱[3]。
城乡收入“绝对平均主义”并不现实，理论与实践关注焦点在于，如何推动这一差距缩小[3-5]。20世纪以来，学者基于城乡收入比、城乡收入绝对差距、泰尔指数等指标，采用变异系数、马尔科夫链、ESDA等方法，分析不同区域、不同尺度城乡收入差距时空演变规律[5-9]。研究发现这一差距在不同区域均显著存在，如东中西差异及城市群“核心-边缘”格局依然显著、相对稳定等，表明推动城乡收入差距缩小“任重道远”[8-10]。在此基础上，学者基于定性分析及多元线性回归、空间计量等定量方法，发现城乡收入差距演变是经济发展水平、产业结构、城镇化率、基础设施、对外开放、政府政策等综合作用结果，但不同时期、不同区域驱动因素存在一定差异[1，6，10-12]。特别地，随着一体化进程推进、交通设施完善和要素流动障碍弱化等，城乡收入差距越来越受到周边区域影响[10，13]。总体上，多样化研究成果，为准确把握城乡收入差距格局演变及驱动机制，进而制定政策以推动这一差距缩小，提供了科学参考。
发展经济学等理论认为，通过城镇化引导农村人口向城镇转移，缩小城乡人口边际产出与报酬差距，是缩小城乡收入差距可行策略[4，7，11]。但事实上，尽管我国城镇化率从1978年的17.92%迅速增加到2018年的59.58%，但城镇化率快速提升带来城乡收入增长同时，二者差距并未出现明显下降[2，7]。十九大报告提出：“以城市群为主体构建大中小城市和小城镇协调发展的城镇格局”。作为区域协同发展主阵地、资源高度集中、经济发展水平较高的城市群，在引领我国更大区域城乡协调发展中的重要意义得到进一步认可，对城市群这一特殊区域城镇化与城乡收入差距关系的进一步探讨，不仅具有一定的理论意义，也具有更加重要的实践价值。
1理论机制分析与文献综述
1.1理论机制分析
城镇化对城乡收入差距影响是一把双刃剑：一方面，农村剩余劳动力向城镇转移过程中，农村劳动生产率更快提升，推动城乡收入差距缩小[1，14];另一方面，城镇产业结构优化吸引更多优质要素的集聚，农村资源特别是高素质劳动人口的短缺，带来城乡收入差距扩大[15]。总体上，在差异化要素集聚、人口流动和政府引导等综合作用下，城镇化进程对城乡收入差距影响呈现非线性特征，这也是当前研究主要观点[15-17]。
微观层面的人口迁移，宏观上表现为城镇化率的改变[15]。基于“倒U型”理论假设[4，7，16]，分析经济发展过程中，城镇化率与城乡收入差距演变关系，见图1。经济发展初始阶段（A点），城镇劳动生产率明显高于农村，城乡之间存在明显收入差距[1，3，18]。起步阶段（A-B），资源总体紧缺、人口流动限制较大，城乡收入差距相对稳定。而后（B-C），随着城镇偏向性发展政策实施，资源加速向城镇集聚，不仅通过规模报酬递增效应带动城镇居民收入快速增长，也通过扩大市场规模、加快产业转型等促进城镇经济增长，城乡发展“核心-边缘”格局得以进一步确立[9，15]。对于农村而言，经济发展水平的提升、社会对农产品需求的增加及乡村产业“规模化”经营的便利，带来农民收入的快速增加;但发展要素相对不足，制约农村生产效率提升[9，19]。总体上，城镇成为政策、资源集聚地，要素差异化集聚及其带来的城乡劳动力生产效率差异化演变，推动城乡收入差距扩大。
面对城乡收入差距过大带来的负面效应，各级政府也会积极发挥“有形的手”作用进行宏观调控[2，9]。假设城镇化率提高到C点，城乡收入差距达到最大，但城镇化仍处于快速发展时期。此后，规模不经济带来城镇规模报酬增速放缓甚至下降，即劳均产出和工资增速放缓[13-15];城乡联通进一步降低要素流动成本，“扩散效应”超过“集聚效应”成为城乡之间新互动关系[3]。对于农村而言，政策、资金、人力等逐渐向这一“洼地”集聚，进一步为农业规模化、机械化经营和农业技术、效率提升提供了基础，劳均报酬得以更快的增长;此外，农村生态项目、旅游项目等日渐兴起，进一步提高了农村经济活力和农民收入[8，15]。在“扩散效应”逐渐显现时期（C-D），城乡收入差距逐渐缩小，并延续到城镇化稳定发展期（D）。而后，均衡化发展政策、完善市场调节机制下，城乡收入差距趋于稳定但不会消失，即城乡一体化而非一样化[4，7，9]。 1.2文献综述
学者采用差异化指标、计量方法，对我国不同尺度、不同时期的城镇化率与城乡收入差距关系进行研究，但并未获得一致结论。总结发现，主要包括以下4类。
1.2.1城镇化率提升带来城乡收入差距扩大
资本密集型产业优先发展的城镇化进程中，城乡劳动力边际生产率、报酬水平等趋于扩大，即城乡居民收入差距进一步扩大[7]。如对江苏省研究发现，改革开放以来城镇化水平提升伴随着城乡收入差距扩大[20]。
1.2.2城镇化率提升缩小了城乡收入差距
农村剩余劳动力向城镇转移过程中，不仅直接提高了农村居民收入，也通过影响城乡劳动力规模、劳动报酬等，推动城乡收入差距缩小[11，21]。如相关研究发现，21世纪以来我国城镇化进程带来城乡收入差距的显著缩小[21]。
1.2.3城镇化率对城乡收入差距影响的非线性
经济增长率先出现在资本密集的城镇现代工业部门，农村剩余劳动力不断向城镇集聚，城乡收入差距呈现扩大化趋势;随着经济发展带来的就业规模扩大、政府发展政策转变及农业生产效率提升等，农村收入增速超过城镇，带来城镇化率与城乡收入差距呈现负相关关系;即二者之间呈“倒U型”关系[3，16，19]。但不同学者对拐点认识存在差异，如Wu和Rao[17]发现城镇化率高于0.53后推动城乡收入差距的缩小，孔艳芳[7]发现考虑空间相关后这一拐点在0.30～0.37之间。此外，少数学者认为城镇化起步阶段能够缩小城乡收入差距，但随着城镇化水平提升带来城乡收入差距扩大，即二者之间呈现“U型”关系[3，9]。
1.2.4城镇化率对城乡收入差距影响的区域分异
如欧阳金琼等[19]发现，在经济发达、城镇化水平高、农业劳动力丰富的地区，二者之间呈现负相关关系;在经济欠发达、城镇化水平低、农业劳动力稀缺的地区，二者之间表现为正相关关系。此外，不同研究对同一区域研究也呈现差异化结果，如李长亮[22]认为西部地区城镇化扩大了城乡收入差距，而刘赛红和朱建[21]发现西部地区城镇化率对城乡收入差距影响不显著。
作为一种复杂经济社会现象，不同时期、不同因素对城乡作用的差异，带来城镇化率与城乡收入差距关系的非线性演变[5，7，13]。学者对城镇化率与城乡收入差距关系研究得到迥异结论，这与指标选择、模型设定及研究区域、研究时段等，都存在直接联系[11，13，17]。如研究方法上，忽视“空间效应”可能导致研究结果的偏误[10，13，22];多数基于省级尺度的探究，忽视了省内异质性问题[7，20];作为核心指标的城镇化率测度，常住人口城镇化率更符合经济社会发展现实，但多数基于户籍人口的指标难以准确反映经济社会发展现实[6，13，20]。为此，综合考虑数据可得性与研究现实意义，采用空间计量模型，基于2000—2018年面板数据，对长江三角洲城镇化率与城乡收入差距互动关系进行探究，进一步实证检验城镇化率与城乡收入差距的“倒U型”关系是否成立。此外，对长江三角洲这一我国城镇化水平最高城市群相关问题研究，可以为其他区域政策制定提供前瞻性参考。
2模型构建、变量选取与数据说明
2.1模型构建
一体化深化带来城市城乡收入差距演变受到周边城市影响。对此，采用空间计量模型，对长江三角洲城镇化率与城乡收入差距关系进行定量测度。较早研究中，考虑空间因变量滞后的空间滞后模型（SpatialLagModel，SLM）、空间误差项自相关的空间误差模型（SpatialErrorModel，SEM）是常用的空间计量方法;随着研究深入，学者发现空间溢出效应可能同时来自因变量空间滞后与随机冲击导致的误差项变化，并據此构建了综合考虑上述两种空间溢出机制的空间杜宾模型（SpatialDurbinModel，SDM）、空间交叉模型（SpatialAutocorrelationModel，SAC）[10，23-26]。
不同模型的空间溢出效应传导机制存在一定差异，也表现为差异化经济含义[10，25]。因此，如何科学选择合理的计量模型，成为定量研究重要基础。参考已有研究成果[24-26]，遵照OLS-[SEM/SLM]-SAC-SDM的路径，对相关模型进行设定、检验。其中，SDM、SAC、SLM、SEM模型的基准计量模型分别如公式（1）、（2）、（3）、（4）所示：
2.2变量选取
结合研究目的、数据可得性等，对相关变量选取做以下说明。
2.2.1被解释变量
城乡收入差距（GAP），以城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比，表征城乡收入差距。尽管2013年以来，城乡居民收入统计口径有所调整，但鉴于这一指标并未发生明显跳跃，对这一数据并未进行调整。
2.2.2解释变量
城镇化率（Urb），以城镇常住人口占总人口比重表征。假设城镇化率与城乡收入差距之间呈非线性关系，在实证分析中将平方项（Urb2）一并纳入解释变量中。
2.2.3控制变量
为尽可能消除解释变量与随机扰动项之间相关性，选取以下控制变量。①经济发展水平（GDP）。经济发展通过影响收入分配效率，进而影响城乡收入差距[13]，以人均GDP表征经济发展水平。②产业结构（Ind）。产业结构通过影响人口流动推动城乡收入差距变化，特别是产业高级化带来的就业机会增长、边际收益提升等[6，9]。以第二、第三产业增加值占GDP比重表征产业结构。③城市财政水平（Fis）。政府在经济发展、人口流动和收入分配等方面都发挥着重要作用[9，11]，相关政策发挥需要财政支持，选择人均财政支出表征城市财政水平。④交通设施状况（Tra）。交通设施的完善，一方面强化与周边城市经济联系和促进本地经济发展，另一方面降低人口流动成本、发挥扩散效应拉动农村经济发展，进而对城乡收入差距产生影响[3，6]。采用每平方公里公路通行里程，表征城市交通设施状况。⑤开放水平（Ope）。对外开放是政府推动经济发展、技术进步的重要举措，也通过影响产业结构、人口流动等作用于城乡收入差距[11]。采用进出口贸易总额占GDP比重，表征城市开放水平。 2.3数据说明
以《长江三角洲区域一体化发展规划纲要》为准，将江浙沪皖三省一市作为研究区域，以城市尺度数据为基准进行研究。相关数据主要来源于统计年鉴、统计公报等。处理过程主要如下：①以2000年行政区划为基准，共包括42个城市单元，并以县级数据为基准，对涉及区划调整城市数据进行估算。②经济数据以2000年为基准，结合GDP指数、商品零售价格指数等，对数据进行可比价调整。③缺失数据，参照历年增长率估计。④以人民币兑美元汇率中间值，将当年美元计价进出口总额换算成人民币，并除以名义GDP获得当年城市开放水平。
3城镇化率与城乡收入差距关系实证
3.1计量模型的选择
首先采用OLS方法检验城镇化率对城乡收入差距影响，并借鉴相关研究方法[25-27]，探讨OLS回归残差项的空间相关性（图2）。结果发现，OLS回归残差项存在明显空间相关性，即普通OLS回归忽略空间相关性可能导致结果的偏误。
借鉴Anselin等[23]提出的方法，对模型拟合效果进行检验、比选。首先，Hausman检验表明面板模型选择固定效应较为合适（表1）。采用极大似然法对相关模型分别估计（表2），发现空间项系数均显著为正，进一步印证了空间计量模型的必要性。不同模型回归结果对比看：一方面，SDM拟合优度、对数似然值均为最高;另一方面，SDM较其他模型具有更多回归系数显著特点。进一步对SDM进行Wald检验、LR检验（表3），发现Wald-spatiallag、LR-spatiallag、Wald-spatialerror、LR-spatialerror的统计量均在1%水平上显著，进一步验证了SDM最优拟合效果的结论。此外，SDM模型回归系数无法满足模型转化的原假设H0：θ=0与θ+ρβ=0，即SDM不能转换为SLM、SEM，其拥有的两种空间传导机制不可忽视。综合而言，选择SDM对城镇化率与城乡收入差距之间关系进行定量研究。
3.2空间计量结果分析
从回归结果看（表2），城镇化率、经济发展水平、产业结构、财政状况、交通设施和对外开放等，都是城乡收入差距演变的重要驱动因素，且估计系数均通过5%显著性水平检验。驱动因素的回归系数、空间交互项系数均存在一定差异，表明在长江三角洲城乡收入差距演变过程中，不同因素效应有所差异。
研究发现，城镇化率与城乡收入差距之间呈现“U型”关系，与多数研究存在一定差异，可能与长江三角洲较高城镇化率有直接关系：已有研究发现“倒U型”拐点在0.30～0.55之间[7，16-17]，而2000—2018年长江三角洲城镇化率平均值约0.53，可能处于“倒U型”拐点之后。此外，经济发展水平影响要素城乡流动格局[2，5，10]，但对于较高城镇化率推动城乡收入差距扩大的具体机制，需要后续深入研究以验证。从空间交互项系数看，二者呈现“倒U型”关系，表明城镇化率对自身与周边城市影响存在一定差异。空间滞后项系数为0.389，且通过1%显著性水平检验，表明相关政策制定过程中，需考虑通过城市协调发展推动城乡收入差距缩小。
3.3效应分解下的城镇化率与城乡收入差距关系
由于空间杜宾模型既包含因变量空间滞后项，也包含自变量空间滞后项，表2中估计参数无法准确表征因素的直接效应、溢出效应，利用“求偏微分法”，对驱动因素的总效应、直接效应与间接效应进行测度[23-25]。具体结果见表3。
从城镇化率这一解释变量看：①直接效应中，二者之间呈“U型”关系，且城镇化率拐点约为0.842，表明2000年以来城镇化推进带来城乡收入差距缩小;发达国家经验表明，城镇化率达到80%以后城镇化将进入相对稳定状态，这与前文理论分析并不冲突。②间接效应方面，二者之间呈现“倒U型”態势，表明城镇化推进率先对周边发展呈现虹吸效应，带来周边城市城乡收入差距扩大[9]，随着扩散效应显现、城乡人口流动加快等，城镇化推进带动周边城市城乡收入差距缩小，城镇化率拐点为0.648。③从总效应看，城镇化率与城乡收入差距之间呈现“U型”关系，表明推动城镇化进程，对于缩小城乡收入差距依然具有重要的意义。
从控制变量看：①经济发展水平提升，推动自身城乡收入差距缩小，但带来周边城市差距扩大，表明经济从粗放转向高质量发展阶段，均衡化发展策略取代城镇偏向性发展导向，但城市对高端要素竞争、交通等基础设施改善，城镇之间交流显著强于城乡，导致溢出效应为正。②城镇化伴随着产业结构升级，产业非农化为吸引农村剩余劳动力、扩大城镇居民收入提供了可能，也对劳动力素质提出了较高要求，城乡人力资本差异带来收入差距扩大，区域产业联动带来空间溢出效应为正。③财政水平提升能够缩小城乡收入差距，也带动周边城市城乡收入差距的缩小。作为一体化水平最高的城市群之一，无论是城乡一体化还是区域一体化发展，都已成为政府重要考量，要素流动障碍弱化等有效促进了区域联动发展和城乡收入差距缩小。④交通水平改善抑制了自身城乡收入差距缩小，但有利于推动周边城市城乡收入差距缩小，表明城镇对高端要素“虹吸效应”依然存在，带来周边城市城乡边际收益差距缩小，且总体上交通设施完善依然是缩小城乡收入差距重要力量。⑤开放度的提升促进产业结构多样化、提供更多就业岗位，有效吸引农村剩余劳动力，而低端出口加工型产业的转移、外资从城镇向农村或周边欠发达地区的扩散等，都为缩小城乡收入差距提供了可能。
3.4城镇化率与城乡收入差距关系的区域对比
无论是政府主导规划，还是学术研究的区域划分，都表明长江三角洲城市之间发展存在的显著差距。参考已有研究成果，将长江三角洲分为核心区、边缘区[26，28]，上海、南京、苏州、无锡、常州、扬州、镇江、泰州、南通、杭州、宁波、绍兴、嘉兴、台州、湖州、舟山等16个核心区城市发展水平相对较高、一体化进程起步较早、城市间联系相对深入，这也是长期以来宏观规划与相关研究的重要划分方法。从城镇化率与城乡收入差距关系看（表4），核心区表现为“U型”特征，而边缘区为“倒U型”特征，即区域发展差距与二者关系有直接联系。核心区、边缘区空间滞后项系数均显著为正，且通过1%显著性水平检验，表明所有区域城乡收入差距演变均存在显著空间效应。回归系数、空间交互项系数的差异表明，在制定相关政策推动城乡协调发展中，应做到政策的“因地制宜”。 采用“求偏微分法”，对不同区域直接效应、间接效应与总效应进行测度（表5）。不同区域城镇化率与城乡收入差距关系存在显著差异，且城镇化率对边缘区城乡收入差距影响更大：核心区三类效应均表现为“U型”关系，直接效应、间接效应、总效应的城镇化率拐点分别为0.843、0.877、0.861，核心区2000年、2018年城镇化率均值分别为0.526、0.714，表明城镇化率提升依然有助于缩小城乡收入差距;边缘区均呈现“倒U型”关系，直接效应、间接效应、总效应的城镇化率拐点分别为0.481、0.673、0.554，边缘区2000年、2018年城镇化率分别为0.327、0.582，同样表明加快城镇化进程依然具有十分重要现实意义，但如何弱化对周边城市的负面影响，是未来政策制定中需要考虑的问题。
不同区域控制变量影响也存在一定差异：①经济发展水平直接效应在核心区为不显著负效应、边缘区为显著负效应，前者受城市转型发展中，对高质量要素需求提升及低端要素效应下降等影响;间接效应在核心区为显著负效应、边缘区为显著正效应，表明欠发达城市发展仍以集聚周边城市要素为主。②产业结构在核心区为显著负效应、边缘区为显著正效应，前者表明随着经济发展水平提高，城市劳动力素质也得到提升，并与产业结构匹配，特别是服务业发展进一步激活了市场活力，且城市之间发展联动性较好[13];后者仍受限于城镇偏向性发展政策、劳动力等要素质量差异，城市间对优质要素竞争依然强烈，导致产业结构升级扩大了城乡收入差距。③人均财政支出在核心区显著的负效应表明，城乡、区域协调发展，能够有效推动城乡收入差距缩小;但城镇偏向政策依然是边缘区发展主导战略，城镇更快发展带来城乡收入差距扩大，而溢出效应表明城市之间竞争依然占据着重要位置。④对于可得性较好的核心区而言，交通状况已不再是城乡收入差距演变重要因素;但边缘区显著为负的直接效应、正的溢出效应表明，交通改善有助于加快城乡人口流动以缩小城乡收入差距，但也在一定程度上扩大周边城市城乡收入差距，这可能与不同要素流动能力差异有关，如具有较高人力资本的人口流动性更强。⑤开放水平在核心区与边缘区均表现为负效应，说明对外开放水平的提升，通过提供就业岗位、提升劳动力质量等，有效推动城乡收入差距缩小;但边缘区不显著直接效应表明，在外向型产业仍然集聚在城镇、以全球价值链低端生产环节为主的阶段，对外开放对城乡收入差距具有多重效应。
4研究结论与政策启示
4.1研究结论
人口城乡流动推动的城镇化进程，是城乡收入差距演变重要动力。区域一体化深化過程中，城乡收入差距演变不仅受自身经济社会发展影响，也与周边城市发展息息相关。基于城乡二元经济模型和长江三角洲城市尺度数据，采用空间计量方法，对城镇化率与城乡收入差距关系进行实证检验。研究发现，城镇化率、经济发展水平、产业结构、财政状况、交通设施和对外开放等，都是长江三角洲城乡收入差距演变重要因素，但核心区与边缘区城乡收入差距影响因素存在一定差异。此外，城乡收入差距演变存在的显著空间溢出效应，表明政策制定应重视城市之间协调发展。
基于城镇化率与城乡收入差距关系分析发现，总体上二者之间直接效应呈“U型”关系、间接效应呈“倒U型”关系，城镇化率拐点分别约为0.842、0.648;区域对比发现，核心区直接效应、间接效应均呈现“U型”关系，边缘区呈现“倒U型”关系。二者关系演变的多样性及与多数研究“倒U型”结论的明显差异，表明城镇化对城乡收入差距的复杂、非线性影响，即经济发展水平差异呈现的不同城镇化阶段，城乡要素流动的总体状况存在一定差异，特别是发达地区城乡要素效率差异的缩小、要素区位对综合成本的考虑及户籍制度壁垒的弱化等，具有更好发展环境的发达地区再次成为要素集聚区，人口等随之向城镇地区集聚。但城镇化率较高的转变门槛表明，当前对于不同区域而言，加快城镇化进程同样是缩小区域发展差距重要举措。
4.2政策启示
驱动因素研究表明，除提高城镇化率以缩小城乡收入差距外，也要进一步深化经济体制如户籍制度改革、完善基础设施网络、协同制定大中小城市发展规划等举措，发挥市场在资源配置决定性作用同时，依靠“有形的手”引导资源在区域、城乡之间合理配置;在此过程中，显著空间溢出效应，要求相关政策制定，应充分考虑不同要素溢出效应，多政策、多区域配合，加快区域、城乡全面一体化，高质量推动城乡收入差距缩小。
相关政策制定过程中，应尽力“因地制宜”。对于发展水平较高地区而言，在实现经济增长和城镇化提升同时，率先引导产业转型升级和塑造农村内生发展动力，通过产业转移、人口流动等，带动周边城市和欠发达地区发展。对于欠发达地区而言，完善区域、城乡之间基础设施网络，以“乡村振兴”契机提升人才等要素质量，积极强化与区域发达城市之间经济联动性，充分借势发达城市“溢出效应”实现自身快速发展。
城镇化进程对城乡收入差距影响呈现复杂性，基于最发达城市群的常住人口城镇化率研究，可补充当前多数基于户籍人口城镇化率研究的不足，为全国其他地方政策制定提供参考。但该研究同样存在进一步讨论空间，如城镇化质量与城乡收入差距关系、对空间溢出效应驱动因素的探究、不同城市城乡收入差距影响因素的探讨等，特别是城镇化率与城乡收入差距“U型”关系机制的深入探讨，相关问题对进一步完善现有研究、实现精准施策等具有重要意义，也有待后续深入研究。
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（责任编辑：李琪）
关键词 城镇化率;城乡收入差距;空间溢出效應;长江三角洲
中图分类号 F129.9文献标识码 A文章编号 1002-2104（2021）05-0028-09DOI：10.12062/cpre.20201206
中国特色社会主义进入新时代，进一步缩小城乡收入差距，成为解决“不平衡发展”难题的重要内容。与“增长奇迹”相伴的显著城乡收入差距，通过抑制消费、降低效率等阻碍经济增长，也导致社会阶层固化、影响社会和谐稳定[1-3]。迈入高质量发展阶段，城乡协调发展面临更加复杂挑战，制定科学政策推动城乡收入差距缩小，不仅是解决社会主要矛盾的体现和全面建设小康社会的应有之义，也能够有效激发内需活力、推动区域协调发展和加快跨越中等收入陷阱[3]。
城乡收入“绝对平均主义”并不现实，理论与实践关注焦点在于，如何推动这一差距缩小[3-5]。20世纪以来，学者基于城乡收入比、城乡收入绝对差距、泰尔指数等指标，采用变异系数、马尔科夫链、ESDA等方法，分析不同区域、不同尺度城乡收入差距时空演变规律[5-9]。研究发现这一差距在不同区域均显著存在，如东中西差异及城市群“核心-边缘”格局依然显著、相对稳定等，表明推动城乡收入差距缩小“任重道远”[8-10]。在此基础上，学者基于定性分析及多元线性回归、空间计量等定量方法，发现城乡收入差距演变是经济发展水平、产业结构、城镇化率、基础设施、对外开放、政府政策等综合作用结果，但不同时期、不同区域驱动因素存在一定差异[1，6，10-12]。特别地，随着一体化进程推进、交通设施完善和要素流动障碍弱化等，城乡收入差距越来越受到周边区域影响[10，13]。总体上，多样化研究成果，为准确把握城乡收入差距格局演变及驱动机制，进而制定政策以推动这一差距缩小，提供了科学参考。
发展经济学等理论认为，通过城镇化引导农村人口向城镇转移，缩小城乡人口边际产出与报酬差距，是缩小城乡收入差距可行策略[4，7，11]。但事实上，尽管我国城镇化率从1978年的17.92%迅速增加到2018年的59.58%，但城镇化率快速提升带来城乡收入增长同时，二者差距并未出现明显下降[2，7]。十九大报告提出：“以城市群为主体构建大中小城市和小城镇协调发展的城镇格局”。作为区域协同发展主阵地、资源高度集中、经济发展水平较高的城市群，在引领我国更大区域城乡协调发展中的重要意义得到进一步认可，对城市群这一特殊区域城镇化与城乡收入差距关系的进一步探讨，不仅具有一定的理论意义，也具有更加重要的实践价值。
1理论机制分析与文献综述
1.1理论机制分析
城镇化对城乡收入差距影响是一把双刃剑：一方面，农村剩余劳动力向城镇转移过程中，农村劳动生产率更快提升，推动城乡收入差距缩小[1，14];另一方面，城镇产业结构优化吸引更多优质要素的集聚，农村资源特别是高素质劳动人口的短缺，带来城乡收入差距扩大[15]。总体上，在差异化要素集聚、人口流动和政府引导等综合作用下，城镇化进程对城乡收入差距影响呈现非线性特征，这也是当前研究主要观点[15-17]。
微观层面的人口迁移，宏观上表现为城镇化率的改变[15]。基于“倒U型”理论假设[4，7，16]，分析经济发展过程中，城镇化率与城乡收入差距演变关系，见图1。经济发展初始阶段（A点），城镇劳动生产率明显高于农村，城乡之间存在明显收入差距[1，3，18]。起步阶段（A-B），资源总体紧缺、人口流动限制较大，城乡收入差距相对稳定。而后（B-C），随着城镇偏向性发展政策实施，资源加速向城镇集聚，不仅通过规模报酬递增效应带动城镇居民收入快速增长，也通过扩大市场规模、加快产业转型等促进城镇经济增长，城乡发展“核心-边缘”格局得以进一步确立[9，15]。对于农村而言，经济发展水平的提升、社会对农产品需求的增加及乡村产业“规模化”经营的便利，带来农民收入的快速增加;但发展要素相对不足，制约农村生产效率提升[9，19]。总体上，城镇成为政策、资源集聚地，要素差异化集聚及其带来的城乡劳动力生产效率差异化演变，推动城乡收入差距扩大。
面对城乡收入差距过大带来的负面效应，各级政府也会积极发挥“有形的手”作用进行宏观调控[2，9]。假设城镇化率提高到C点，城乡收入差距达到最大，但城镇化仍处于快速发展时期。此后，规模不经济带来城镇规模报酬增速放缓甚至下降，即劳均产出和工资增速放缓[13-15];城乡联通进一步降低要素流动成本，“扩散效应”超过“集聚效应”成为城乡之间新互动关系[3]。对于农村而言，政策、资金、人力等逐渐向这一“洼地”集聚，进一步为农业规模化、机械化经营和农业技术、效率提升提供了基础，劳均报酬得以更快的增长;此外，农村生态项目、旅游项目等日渐兴起，进一步提高了农村经济活力和农民收入[8，15]。在“扩散效应”逐渐显现时期（C-D），城乡收入差距逐渐缩小，并延续到城镇化稳定发展期（D）。而后，均衡化发展政策、完善市场调节机制下，城乡收入差距趋于稳定但不会消失，即城乡一体化而非一样化[4，7，9]。 1.2文献综述
学者采用差异化指标、计量方法，对我国不同尺度、不同时期的城镇化率与城乡收入差距关系进行研究，但并未获得一致结论。总结发现，主要包括以下4类。
1.2.1城镇化率提升带来城乡收入差距扩大
资本密集型产业优先发展的城镇化进程中，城乡劳动力边际生产率、报酬水平等趋于扩大，即城乡居民收入差距进一步扩大[7]。如对江苏省研究发现，改革开放以来城镇化水平提升伴随着城乡收入差距扩大[20]。
1.2.2城镇化率提升缩小了城乡收入差距
农村剩余劳动力向城镇转移过程中，不仅直接提高了农村居民收入，也通过影响城乡劳动力规模、劳动报酬等，推动城乡收入差距缩小[11，21]。如相关研究发现，21世纪以来我国城镇化进程带来城乡收入差距的显著缩小[21]。
1.2.3城镇化率对城乡收入差距影响的非线性
经济增长率先出现在资本密集的城镇现代工业部门，农村剩余劳动力不断向城镇集聚，城乡收入差距呈现扩大化趋势;随着经济发展带来的就业规模扩大、政府发展政策转变及农业生产效率提升等，农村收入增速超过城镇，带来城镇化率与城乡收入差距呈现负相关关系;即二者之间呈“倒U型”关系[3，16，19]。但不同学者对拐点认识存在差异，如Wu和Rao[17]发现城镇化率高于0.53后推动城乡收入差距的缩小，孔艳芳[7]发现考虑空间相关后这一拐点在0.30～0.37之间。此外，少数学者认为城镇化起步阶段能够缩小城乡收入差距，但随着城镇化水平提升带来城乡收入差距扩大，即二者之间呈现“U型”关系[3，9]。
1.2.4城镇化率对城乡收入差距影响的区域分异
如欧阳金琼等[19]发现，在经济发达、城镇化水平高、农业劳动力丰富的地区，二者之间呈现负相关关系;在经济欠发达、城镇化水平低、农业劳动力稀缺的地区，二者之间表现为正相关关系。此外，不同研究对同一区域研究也呈现差异化结果，如李长亮[22]认为西部地区城镇化扩大了城乡收入差距，而刘赛红和朱建[21]发现西部地区城镇化率对城乡收入差距影响不显著。
作为一种复杂经济社会现象，不同时期、不同因素对城乡作用的差异，带来城镇化率与城乡收入差距关系的非线性演变[5，7，13]。学者对城镇化率与城乡收入差距关系研究得到迥异结论，这与指标选择、模型设定及研究区域、研究时段等，都存在直接联系[11，13，17]。如研究方法上，忽视“空间效应”可能导致研究结果的偏误[10，13，22];多数基于省级尺度的探究，忽视了省内异质性问题[7，20];作为核心指标的城镇化率测度，常住人口城镇化率更符合经济社会发展现实，但多数基于户籍人口的指标难以准确反映经济社会发展现实[6，13，20]。为此，综合考虑数据可得性与研究现实意义，采用空间计量模型，基于2000—2018年面板数据，对长江三角洲城镇化率与城乡收入差距互动关系进行探究，进一步实证检验城镇化率与城乡收入差距的“倒U型”关系是否成立。此外，对长江三角洲这一我国城镇化水平最高城市群相关问题研究，可以为其他区域政策制定提供前瞻性参考。
2模型构建、变量选取与数据说明
2.1模型构建
一体化深化带来城市城乡收入差距演变受到周边城市影响。对此，采用空间计量模型，对长江三角洲城镇化率与城乡收入差距关系进行定量测度。较早研究中，考虑空间因变量滞后的空间滞后模型（SpatialLagModel，SLM）、空间误差项自相关的空间误差模型（SpatialErrorModel，SEM）是常用的空间计量方法;随着研究深入，学者发现空间溢出效应可能同时来自因变量空间滞后与随机冲击导致的误差项变化，并據此构建了综合考虑上述两种空间溢出机制的空间杜宾模型（SpatialDurbinModel，SDM）、空间交叉模型（SpatialAutocorrelationModel，SAC）[10，23-26]。
不同模型的空间溢出效应传导机制存在一定差异，也表现为差异化经济含义[10，25]。因此，如何科学选择合理的计量模型，成为定量研究重要基础。参考已有研究成果[24-26]，遵照OLS-[SEM/SLM]-SAC-SDM的路径，对相关模型进行设定、检验。其中，SDM、SAC、SLM、SEM模型的基准计量模型分别如公式（1）、（2）、（3）、（4）所示：
2.2变量选取
结合研究目的、数据可得性等，对相关变量选取做以下说明。
2.2.1被解释变量
城乡收入差距（GAP），以城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比，表征城乡收入差距。尽管2013年以来，城乡居民收入统计口径有所调整，但鉴于这一指标并未发生明显跳跃，对这一数据并未进行调整。
2.2.2解释变量
城镇化率（Urb），以城镇常住人口占总人口比重表征。假设城镇化率与城乡收入差距之间呈非线性关系，在实证分析中将平方项（Urb2）一并纳入解释变量中。
2.2.3控制变量
为尽可能消除解释变量与随机扰动项之间相关性，选取以下控制变量。①经济发展水平（GDP）。经济发展通过影响收入分配效率，进而影响城乡收入差距[13]，以人均GDP表征经济发展水平。②产业结构（Ind）。产业结构通过影响人口流动推动城乡收入差距变化，特别是产业高级化带来的就业机会增长、边际收益提升等[6，9]。以第二、第三产业增加值占GDP比重表征产业结构。③城市财政水平（Fis）。政府在经济发展、人口流动和收入分配等方面都发挥着重要作用[9，11]，相关政策发挥需要财政支持，选择人均财政支出表征城市财政水平。④交通设施状况（Tra）。交通设施的完善，一方面强化与周边城市经济联系和促进本地经济发展，另一方面降低人口流动成本、发挥扩散效应拉动农村经济发展，进而对城乡收入差距产生影响[3，6]。采用每平方公里公路通行里程，表征城市交通设施状况。⑤开放水平（Ope）。对外开放是政府推动经济发展、技术进步的重要举措，也通过影响产业结构、人口流动等作用于城乡收入差距[11]。采用进出口贸易总额占GDP比重，表征城市开放水平。 2.3数据说明
以《长江三角洲区域一体化发展规划纲要》为准，将江浙沪皖三省一市作为研究区域，以城市尺度数据为基准进行研究。相关数据主要来源于统计年鉴、统计公报等。处理过程主要如下：①以2000年行政区划为基准，共包括42个城市单元，并以县级数据为基准，对涉及区划调整城市数据进行估算。②经济数据以2000年为基准，结合GDP指数、商品零售价格指数等，对数据进行可比价调整。③缺失数据，参照历年增长率估计。④以人民币兑美元汇率中间值，将当年美元计价进出口总额换算成人民币，并除以名义GDP获得当年城市开放水平。
3城镇化率与城乡收入差距关系实证
3.1计量模型的选择
首先采用OLS方法检验城镇化率对城乡收入差距影响，并借鉴相关研究方法[25-27]，探讨OLS回归残差项的空间相关性（图2）。结果发现，OLS回归残差项存在明显空间相关性，即普通OLS回归忽略空间相关性可能导致结果的偏误。
借鉴Anselin等[23]提出的方法，对模型拟合效果进行检验、比选。首先，Hausman检验表明面板模型选择固定效应较为合适（表1）。采用极大似然法对相关模型分别估计（表2），发现空间项系数均显著为正，进一步印证了空间计量模型的必要性。不同模型回归结果对比看：一方面，SDM拟合优度、对数似然值均为最高;另一方面，SDM较其他模型具有更多回归系数显著特点。进一步对SDM进行Wald检验、LR检验（表3），发现Wald-spatiallag、LR-spatiallag、Wald-spatialerror、LR-spatialerror的统计量均在1%水平上显著，进一步验证了SDM最优拟合效果的结论。此外，SDM模型回归系数无法满足模型转化的原假设H0：θ=0与θ+ρβ=0，即SDM不能转换为SLM、SEM，其拥有的两种空间传导机制不可忽视。综合而言，选择SDM对城镇化率与城乡收入差距之间关系进行定量研究。
3.2空间计量结果分析
从回归结果看（表2），城镇化率、经济发展水平、产业结构、财政状况、交通设施和对外开放等，都是城乡收入差距演变的重要驱动因素，且估计系数均通过5%显著性水平检验。驱动因素的回归系数、空间交互项系数均存在一定差异，表明在长江三角洲城乡收入差距演变过程中，不同因素效应有所差异。
研究发现，城镇化率与城乡收入差距之间呈现“U型”关系，与多数研究存在一定差异，可能与长江三角洲较高城镇化率有直接关系：已有研究发现“倒U型”拐点在0.30～0.55之间[7，16-17]，而2000—2018年长江三角洲城镇化率平均值约0.53，可能处于“倒U型”拐点之后。此外，经济发展水平影响要素城乡流动格局[2，5，10]，但对于较高城镇化率推动城乡收入差距扩大的具体机制，需要后续深入研究以验证。从空间交互项系数看，二者呈现“倒U型”关系，表明城镇化率对自身与周边城市影响存在一定差异。空间滞后项系数为0.389，且通过1%显著性水平检验，表明相关政策制定过程中，需考虑通过城市协调发展推动城乡收入差距缩小。
3.3效应分解下的城镇化率与城乡收入差距关系
由于空间杜宾模型既包含因变量空间滞后项，也包含自变量空间滞后项，表2中估计参数无法准确表征因素的直接效应、溢出效应，利用“求偏微分法”，对驱动因素的总效应、直接效应与间接效应进行测度[23-25]。具体结果见表3。
从城镇化率这一解释变量看：①直接效应中，二者之间呈“U型”关系，且城镇化率拐点约为0.842，表明2000年以来城镇化推进带来城乡收入差距缩小;发达国家经验表明，城镇化率达到80%以后城镇化将进入相对稳定状态，这与前文理论分析并不冲突。②间接效应方面，二者之间呈现“倒U型”態势，表明城镇化推进率先对周边发展呈现虹吸效应，带来周边城市城乡收入差距扩大[9]，随着扩散效应显现、城乡人口流动加快等，城镇化推进带动周边城市城乡收入差距缩小，城镇化率拐点为0.648。③从总效应看，城镇化率与城乡收入差距之间呈现“U型”关系，表明推动城镇化进程，对于缩小城乡收入差距依然具有重要的意义。
从控制变量看：①经济发展水平提升，推动自身城乡收入差距缩小，但带来周边城市差距扩大，表明经济从粗放转向高质量发展阶段，均衡化发展策略取代城镇偏向性发展导向，但城市对高端要素竞争、交通等基础设施改善，城镇之间交流显著强于城乡，导致溢出效应为正。②城镇化伴随着产业结构升级，产业非农化为吸引农村剩余劳动力、扩大城镇居民收入提供了可能，也对劳动力素质提出了较高要求，城乡人力资本差异带来收入差距扩大，区域产业联动带来空间溢出效应为正。③财政水平提升能够缩小城乡收入差距，也带动周边城市城乡收入差距的缩小。作为一体化水平最高的城市群之一，无论是城乡一体化还是区域一体化发展，都已成为政府重要考量，要素流动障碍弱化等有效促进了区域联动发展和城乡收入差距缩小。④交通水平改善抑制了自身城乡收入差距缩小，但有利于推动周边城市城乡收入差距缩小，表明城镇对高端要素“虹吸效应”依然存在，带来周边城市城乡边际收益差距缩小，且总体上交通设施完善依然是缩小城乡收入差距重要力量。⑤开放度的提升促进产业结构多样化、提供更多就业岗位，有效吸引农村剩余劳动力，而低端出口加工型产业的转移、外资从城镇向农村或周边欠发达地区的扩散等，都为缩小城乡收入差距提供了可能。
3.4城镇化率与城乡收入差距关系的区域对比
无论是政府主导规划，还是学术研究的区域划分，都表明长江三角洲城市之间发展存在的显著差距。参考已有研究成果，将长江三角洲分为核心区、边缘区[26，28]，上海、南京、苏州、无锡、常州、扬州、镇江、泰州、南通、杭州、宁波、绍兴、嘉兴、台州、湖州、舟山等16个核心区城市发展水平相对较高、一体化进程起步较早、城市间联系相对深入，这也是长期以来宏观规划与相关研究的重要划分方法。从城镇化率与城乡收入差距关系看（表4），核心区表现为“U型”特征，而边缘区为“倒U型”特征，即区域发展差距与二者关系有直接联系。核心区、边缘区空间滞后项系数均显著为正，且通过1%显著性水平检验，表明所有区域城乡收入差距演变均存在显著空间效应。回归系数、空间交互项系数的差异表明，在制定相关政策推动城乡协调发展中，应做到政策的“因地制宜”。 采用“求偏微分法”，对不同区域直接效应、间接效应与总效应进行测度（表5）。不同区域城镇化率与城乡收入差距关系存在显著差异，且城镇化率对边缘区城乡收入差距影响更大：核心区三类效应均表现为“U型”关系，直接效应、间接效应、总效应的城镇化率拐点分别为0.843、0.877、0.861，核心区2000年、2018年城镇化率均值分别为0.526、0.714，表明城镇化率提升依然有助于缩小城乡收入差距;边缘区均呈现“倒U型”关系，直接效应、间接效应、总效应的城镇化率拐点分别为0.481、0.673、0.554，边缘区2000年、2018年城镇化率分别为0.327、0.582，同样表明加快城镇化进程依然具有十分重要现实意义，但如何弱化对周边城市的负面影响，是未来政策制定中需要考虑的问题。
不同区域控制变量影响也存在一定差异：①经济发展水平直接效应在核心区为不显著负效应、边缘区为显著负效应，前者受城市转型发展中，对高质量要素需求提升及低端要素效应下降等影响;间接效应在核心区为显著负效应、边缘区为显著正效应，表明欠发达城市发展仍以集聚周边城市要素为主。②产业结构在核心区为显著负效应、边缘区为显著正效应，前者表明随着经济发展水平提高，城市劳动力素质也得到提升，并与产业结构匹配，特别是服务业发展进一步激活了市场活力，且城市之间发展联动性较好[13];后者仍受限于城镇偏向性发展政策、劳动力等要素质量差异，城市间对优质要素竞争依然强烈，导致产业结构升级扩大了城乡收入差距。③人均财政支出在核心区显著的负效应表明，城乡、区域协调发展，能够有效推动城乡收入差距缩小;但城镇偏向政策依然是边缘区发展主导战略，城镇更快发展带来城乡收入差距扩大，而溢出效应表明城市之间竞争依然占据着重要位置。④对于可得性较好的核心区而言，交通状况已不再是城乡收入差距演变重要因素;但边缘区显著为负的直接效应、正的溢出效应表明，交通改善有助于加快城乡人口流动以缩小城乡收入差距，但也在一定程度上扩大周边城市城乡收入差距，这可能与不同要素流动能力差异有关，如具有较高人力资本的人口流动性更强。⑤开放水平在核心区与边缘区均表现为负效应，说明对外开放水平的提升，通过提供就业岗位、提升劳动力质量等，有效推动城乡收入差距缩小;但边缘区不显著直接效应表明，在外向型产业仍然集聚在城镇、以全球价值链低端生产环节为主的阶段，对外开放对城乡收入差距具有多重效应。
4研究结论与政策启示
4.1研究结论
人口城乡流动推动的城镇化进程，是城乡收入差距演变重要动力。区域一体化深化過程中，城乡收入差距演变不仅受自身经济社会发展影响，也与周边城市发展息息相关。基于城乡二元经济模型和长江三角洲城市尺度数据，采用空间计量方法，对城镇化率与城乡收入差距关系进行实证检验。研究发现，城镇化率、经济发展水平、产业结构、财政状况、交通设施和对外开放等，都是长江三角洲城乡收入差距演变重要因素，但核心区与边缘区城乡收入差距影响因素存在一定差异。此外，城乡收入差距演变存在的显著空间溢出效应，表明政策制定应重视城市之间协调发展。
基于城镇化率与城乡收入差距关系分析发现，总体上二者之间直接效应呈“U型”关系、间接效应呈“倒U型”关系，城镇化率拐点分别约为0.842、0.648;区域对比发现，核心区直接效应、间接效应均呈现“U型”关系，边缘区呈现“倒U型”关系。二者关系演变的多样性及与多数研究“倒U型”结论的明显差异，表明城镇化对城乡收入差距的复杂、非线性影响，即经济发展水平差异呈现的不同城镇化阶段，城乡要素流动的总体状况存在一定差异，特别是发达地区城乡要素效率差异的缩小、要素区位对综合成本的考虑及户籍制度壁垒的弱化等，具有更好发展环境的发达地区再次成为要素集聚区，人口等随之向城镇地区集聚。但城镇化率较高的转变门槛表明，当前对于不同区域而言，加快城镇化进程同样是缩小区域发展差距重要举措。
4.2政策启示
驱动因素研究表明，除提高城镇化率以缩小城乡收入差距外，也要进一步深化经济体制如户籍制度改革、完善基础设施网络、协同制定大中小城市发展规划等举措，发挥市场在资源配置决定性作用同时，依靠“有形的手”引导资源在区域、城乡之间合理配置;在此过程中，显著空间溢出效应，要求相关政策制定，应充分考虑不同要素溢出效应，多政策、多区域配合，加快区域、城乡全面一体化，高质量推动城乡收入差距缩小。
相关政策制定过程中，应尽力“因地制宜”。对于发展水平较高地区而言，在实现经济增长和城镇化提升同时，率先引导产业转型升级和塑造农村内生发展动力，通过产业转移、人口流动等，带动周边城市和欠发达地区发展。对于欠发达地区而言，完善区域、城乡之间基础设施网络，以“乡村振兴”契机提升人才等要素质量，积极强化与区域发达城市之间经济联动性，充分借势发达城市“溢出效应”实现自身快速发展。
城镇化进程对城乡收入差距影响呈现复杂性，基于最发达城市群的常住人口城镇化率研究，可补充当前多数基于户籍人口城镇化率研究的不足，为全国其他地方政策制定提供参考。但该研究同样存在进一步讨论空间，如城镇化质量与城乡收入差距关系、对空间溢出效应驱动因素的探究、不同城市城乡收入差距影响因素的探讨等，特别是城镇化率与城乡收入差距“U型”关系机制的深入探讨，相关问题对进一步完善现有研究、实现精准施策等具有重要意义，也有待后续深入研究。
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（责任编辑：李琪）