丁慶燊，孫佳星

(東北財經(jīng)大學 統(tǒng)計學院，遼寧 大連 116025)

一、引 言

隨著世界經(jīng)濟的快速發(fā)展，全球城市化進程也在不斷加快，城市成為人類社會與經(jīng)濟活動的主要載體和平臺。自1990年開始，世界城市人口急劇增加，截至2014年，全球城市人口約占總人口的54%，預計到2050年，這一比率將增加至66%[1]。城市化是各級政府普遍面臨的戰(zhàn)略問題，是經(jīng)濟發(fā)展與充分就業(yè)的源泉。如果不能妥善規(guī)劃和管理迅速發(fā)展的城市化，必然導致不平等現(xiàn)象加劇、貧民窟增多以及氣候變化等，城鄉(xiāng)收入差距也將進一步拉大。因此，合理解決城市快速發(fā)展過程中的不和諧因素，推進城市可持續(xù)發(fā)展，將成為現(xiàn)階段全球面臨的全新的城市發(fā)展議程。在世界城市化飛速發(fā)展的大背景下，中國城市化進程也極為迅速，但城市化質量較低[2]。在經(jīng)濟與社會快速發(fā)展的同時，中國城鄉(xiāng)二元結構等遺留問題尚未解決，其弊端主要表現(xiàn)在城鄉(xiāng)收入差距上。2007年，貴州、云南、甘肅和陜西等省區(qū)的城鄉(xiāng)收入比高達4.0，以后年份該比值有所降低，但依然超過3.0，過高的城鄉(xiāng)收入差距意味著社會財富分配不均，不利于社會和諧與穩(wěn)定，城鄉(xiāng)一體化仍是經(jīng)濟與社會發(fā)展過程中要努力實現(xiàn)的目標。

提高城市化水平成為許多發(fā)展中國家解決發(fā)展不平衡問題、實現(xiàn)現(xiàn)代化的必然要求和戰(zhàn)略選擇，也是中國政府轉變經(jīng)濟增長方式、縮小城鄉(xiāng)收入差距以及建設中國特色社會主義和諧社會的重要抓手。李克強在第十二屆全國人大會議上提出，中國要依靠改革實現(xiàn)沒有水分的真正發(fā)展，城市化是發(fā)展最大的潛力，積極穩(wěn)妥推進新型城市化是解決中國城鄉(xiāng)差距和區(qū)域差距的基本途徑，關鍵在于提高城市化質量，破解城鄉(xiāng)二元結構。伴隨中國城市化的快速發(fā)展，中國GDP由2007年的270 232.3億元增長至2017年的827 121.7億元，年均增長速度為11.8%[3]。然而，與經(jīng)濟增長不相適應的是，城鄉(xiāng)收入差距在部分年份不減反增，自2010年開始，全國大多數(shù)省區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距開始縮小，但仍有部分省區(qū)的城鄉(xiāng)收入比維持在3.0以上。這一現(xiàn)實情況與經(jīng)濟發(fā)展的預期相悖，中國城市化發(fā)展進程對城鄉(xiāng)收入差距的影響有待進一步探討。在把握中國城市化與城鄉(xiāng)收入差距總體趨勢的基礎上，探究中國城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響方向和影響程度，既能為轉變經(jīng)濟增長方式和實現(xiàn)現(xiàn)代化的戰(zhàn)略決策提供科學依據(jù)，又能合理優(yōu)化收入分配格局，維護社會和諧穩(wěn)定。

二、理論分析與文獻回顧

目前，區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展和收入分配差距成為經(jīng)濟研究領域的熱點問題，城市化與城鄉(xiāng)收入差距的關系受到越來越多國內(nèi)外學者的關注。關于城市化對城鄉(xiāng)收入差距影響的研究，存在的主要觀點包含以下三種：

城市化縮小城鄉(xiāng)收入差距。國內(nèi)外學者對于城市化縮小城鄉(xiāng)收入差距的研究多以二元經(jīng)濟結構理論為基礎。Lewis[4]首次提出二元經(jīng)濟結構模式，認為發(fā)展中國家普遍存在現(xiàn)代工業(yè)部門和傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門并存的現(xiàn)象。隨后，Lewis[5]又提出勞動力轉移與二元經(jīng)濟結構的關系，此時城鄉(xiāng)收入差距幾乎為零，城鄉(xiāng)一體化基本形成。基于Lewis的二元經(jīng)濟結構理論，部分學者進一步研究城市化進程中勞動力的流動對城鄉(xiāng)收入差距的影響。Todaro[6]認為在二元經(jīng)濟結構中，城鄉(xiāng)收入差距導致勞動力轉移，而勞動力轉移會通過要素報酬均等化縮小城鄉(xiāng)勞動力報酬之間的差距，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距。在此基礎上，大量的實證研究結果也表明城市化能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距。陸銘和陳釗[7]利用省際面板數(shù)據(jù)，分析城市化、經(jīng)濟開放程度及政府執(zhí)政能力與城鄉(xiāng)收入差距之間的影響機制，認為城市化可顯著降低城鄉(xiāng)收入差距。王春元和方齊云[8]基于地級市面板數(shù)據(jù)展開分析，認為從全國層面上看，人口城市化和土地城市化均顯著縮小了城鄉(xiāng)收入差距。此外，姚耀軍[9]和曹裕等[10]均基于VAR模型，實證檢驗金融發(fā)展、經(jīng)濟增長、城市化與城鄉(xiāng)收入差距之間的關系，認為城市化與城鄉(xiāng)收入差距呈負相關，且存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系和格蘭杰因果關系。

城市化擴大城鄉(xiāng)收入差距。國內(nèi)外學者多從政府主導的城市偏向以及二元經(jīng)濟結構兩個角度分析城市化對城鄉(xiāng)收入差距的擴大效應。Lipton[11]提出了城市偏向理論，認為城市偏向是政府部門在投資、價格、稅收、戶籍及福利制度等方面實施城市優(yōu)惠政策，以此促進城市現(xiàn)代工業(yè)化的發(fā)展，實現(xiàn)經(jīng)濟快速增長。然而，這種城市偏向政策使得農(nóng)村經(jīng)濟增長乏力，在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構下，城鄉(xiāng)收入差距進一步擴大。此后，Todaro[6]通過構建托達羅模型解釋了城市偏向政策下產(chǎn)生的一系列負面效應：城市收入水平增速高于農(nóng)村，使得城鄉(xiāng)收入差距拉大，農(nóng)村勞動力受高收入吸引流向城市，導致城市規(guī)模迅速擴張，失業(yè)率增加。在此基礎上，很多學者從不同政策角度出發(fā)，證實了城市偏向對城鄉(xiāng)收入差距的負面影響。陳斌開和林毅夫[12]基于政府發(fā)展戰(zhàn)略視角，認為政府主導的資本密集型產(chǎn)業(yè)城市優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略降低了城市就業(yè)水平，農(nóng)業(yè)從業(yè)人員增加，城鄉(xiāng)收入差距進一步拉大。葛蕾等[13]則認為城市化發(fā)展進程中，以政府主導的財政政策存在明顯的城市偏向，對城鄉(xiāng)收入差距有顯著的正向影響。此外，部分學者基于二元經(jīng)濟結構理論，實證檢驗城市化進程對城鄉(xiāng)收入差距的擴大效應。唐斯[14]基于面板數(shù)據(jù)模型分析中國東、中、西部城市化率與城鄉(xiāng)收入之間關系，認為在二元經(jīng)濟結構下，城市化擴大了城鄉(xiāng)收入差距。蔡武[15]運用SVAR動態(tài)方法構建城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟模型，認為城市化與城鄉(xiāng)收入不均等呈正相關，且正向效應逐漸擴大。這種城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構存在動態(tài)和靜態(tài)兩種形式，不利于城鄉(xiāng)一體化改革，收入差距也將擴大[16]。

城市化與城鄉(xiāng)收入差距的關系呈倒“U”型分布。關于城市化與城鄉(xiāng)收入差距的關系呈倒“U”型分布的研究可追溯到1955年，美國經(jīng)濟學家Kuznets[17]認為一國的收入分配差距會呈先增大后縮小的倒“U”型變動曲線，被稱為倒“U”假設。Robison[18]在假設城市化與城鄉(xiāng)收入差距無函數(shù)關系的基礎上，通過數(shù)學推導的方法驗證了Kuznets的倒“U”型理論，即城市化初期，部分素質和收入水平較高的農(nóng)村勞動力率先轉移到城市中，實現(xiàn)人口城市化的轉變，而素質和收入水平較低的農(nóng)村勞動力仍留在農(nóng)村，導致城鄉(xiāng)收入差距逐漸拉大；城市化中后期，隨著城市工業(yè)技術和生產(chǎn)效率的溢出，農(nóng)村勞動生產(chǎn)率和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化開始提升，使得農(nóng)業(yè)勞動報酬水平逐漸靠近城市工業(yè)部門，城鄉(xiāng)收入差距開始縮小[19]。Glomm[20]、Anand和Kanbur[21]、劉田[22]、余秀艷[23]、孫勇和李慧中[24]均實證檢驗了倒“U”假設的真實性和可靠性，得到一致的結論，即城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響表現(xiàn)為短期擴大、中長期縮小的倒“U”型分布。王雪霽[25]進一步驗證了倒“U”型理論的正確性，并強調(diào)在城市化水平低的地區(qū)推進城市化可顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距。但歐陽金瓊等[26]認為從全國層面上看，城鄉(xiāng)收入差距要想步入倒“U”型拐點向下發(fā)展，必須以提升農(nóng)村教育水平和實現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化為前提。此外，還有學者認為城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在閾值效應。郭軍華[27]通過構建閾值面板數(shù)據(jù)模型，實證得出當城鄉(xiāng)收入差距大于2.54時，推進城市化進程將擴大城鄉(xiāng)收入差距，當城鄉(xiāng)收入差距不超過2.54時，推進城市化能顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距。周少甫等[28]則從城市化的角度出發(fā)，認為城市化同樣具有閾值效應，當城市化超過0.456時，城鄉(xiāng)收入差距將明顯降低，當城市化低于0.456時，城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響并不顯著。

綜上所述，目前國內(nèi)外關于城市化對城鄉(xiāng)收入差距影響的研究大多基于二元經(jīng)濟結構理論、城市偏向理論和倒“U”型理論展開?？傮w來看，研究的廣度和深度都有所增加，對城市化與城鄉(xiāng)收入差距之間關系的挖掘逐漸深入，但仍存在一些不足。首先，在研究方法上，已有研究大多建立傳統(tǒng)計量模型，如普通面板回歸模型、VAR模型、SVAR模型和聯(lián)立方程模型等，基于經(jīng)濟與社會視角分析城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響，較少有研究通過建立空間計量模型關注地理位置上相鄰的研究對象之間的相互影響，忽視了城市化與城鄉(xiāng)收入差距的空間相關性和空間溢出效應。其次，在影響因素的選取上，已有研究大多只對人口城市化或土地城市化等單一因素進行分析，對城市化的測度不夠全面，未將產(chǎn)業(yè)結構因素納入其中，而產(chǎn)業(yè)城市化作為與人口城市化協(xié)調(diào)發(fā)展的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化過程，是城市化的重要衡量指標。因此，本文在研究方法上建立空間計量模型以關注地理位置上相鄰的研究對象之間的相互影響；在影響因素的選取上增加產(chǎn)業(yè)結構因素，從人口城市化、土地城市化和產(chǎn)業(yè)城市化三個角度反映城市化水平，同時以經(jīng)濟規(guī)模、人力資本水平、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資水平、交通基礎設施水平和政府支出能力作為保障指標。在城市化與城鄉(xiāng)收入差距空間相關性檢驗的基礎上，構建空間計量模型，探究城市化對城鄉(xiāng)收入差距的直接效應和空間溢出效應。并進一步結合中國國情，提出相應的政策建議，以期縮小中國城鄉(xiāng)收入差距，維護社會公平與穩(wěn)定。

三、指標選取與數(shù)據(jù)來源

基于已有研究，本文將構建空間面板計量模型分析城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響。其中，被解釋變量為城鄉(xiāng)收入差距，主要解釋變量為城市化衡量指標，控制變量為城市化保障指標。具體指標選取及數(shù)據(jù)來源如下：(1)被解釋變量：城鄉(xiāng)收入差距(GAP)，以各省區(qū)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均可支配收入的比值測度。(2)主要解釋變量：城市化衡量指標，包括人口城市化(POP)、土地城市化(LAND)和產(chǎn)業(yè)城市化(IND)。其中，人口城市化以年均城鎮(zhèn)人口占總人口的比值測度；土地城市化以城市建成區(qū)面積占總面積的比值測度；產(chǎn)業(yè)城市化是與人口城市化協(xié)調(diào)發(fā)展的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化過程，其本質是產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，以第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的增加值之和與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值測度。(3)控制變量：城市化保障指標，包括經(jīng)濟規(guī)模(GDP)、人力資本水平(HUM)、交通基礎設施水平(TRANS)、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資水平(INV)、政府支出能力(GOV)。其中，經(jīng)濟規(guī)模以人均國內(nèi)生產(chǎn)總值測度；人力資本水平以每十萬人高等教育在校學生數(shù)測度；交通基礎設施水平以等級公路里程與總面積的比值測度；城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資水平以城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資占全社會固定資產(chǎn)投資的比值測度；政府支出能力以政府公共財政支出與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值測度。

由于自2007年開始中國實施了政府公共財政支出分類改革，統(tǒng)計口徑發(fā)生變化，為保持數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑一致，以2007—2015年中國31個省區(qū)為研究對象，數(shù)據(jù)來源于各年份《中國統(tǒng)計年鑒》和國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站。其中，涉及現(xiàn)價計算的指標，如國內(nèi)生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資額和政府公共財政支出，均用消費者價格指數(shù)平減為以2007年為基期的不變價數(shù)據(jù)。此外，由于被解釋變量和解釋變量之間的量綱不同，為消除量綱影響，對數(shù)據(jù)進行標準化處理。

四、實證分析

(一)城市化與城鄉(xiāng)收入差距總體趨勢分析

為縮小區(qū)域差距實現(xiàn)協(xié)調(diào)發(fā)展，自2004年以來，中國內(nèi)地經(jīng)濟區(qū)域開始劃分為四大板塊，即東、中、西部和東北部，四大板塊戰(zhàn)略是中國“十一五”、“十二五”以及“十三五”中區(qū)域發(fā)展的總體戰(zhàn)略。2016年，國務院發(fā)展改革委發(fā)布的《關于貫徹落實區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的指導意見》指出，要根據(jù)不同經(jīng)濟區(qū)域的發(fā)展情況和產(chǎn)業(yè)結構特點，實施不同的發(fā)展戰(zhàn)略。根據(jù)中國現(xiàn)有的戰(zhàn)略布局特點，首先分析東、中、西部和東北部城市化與城鄉(xiāng)收入差距總體趨勢，以避免區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展程度不同對全局趨勢分析的影響。2007—2015年四大板塊城市化與城鄉(xiāng)收入差距總體趨勢如圖1所示。

圖1 2007—2015年四大板塊城市化與城鄉(xiāng)收入差距總體趨勢

城市化與城鄉(xiāng)收入差距大致呈負相關。從圖1可以看出，城市化越高的地區(qū)，城鄉(xiāng)收入差距越低。其中，東部和東北部的城市化較高，城鄉(xiāng)收入差距較低，中部和西部的城市化較低，而城鄉(xiāng)收入差距較高。這說明隨著中國經(jīng)濟水平的快速提高，推進城市化的發(fā)展有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，優(yōu)化社會收入分配格局。

四大板塊城市化均呈“東高西低”的格局和逐年增長的趨勢。其中，人口城市化的增長趨勢最為明顯，產(chǎn)業(yè)城市化次之，土地城市化的增長幅度微弱，中部、西部和東北部的土地城市化變動更是微乎其微。這是因為近年來人口要素在城鄉(xiāng)之間的流動與轉移較為頻繁，大量農(nóng)村剩余勞動力涌入城鎮(zhèn)，帶動城鎮(zhèn)經(jīng)濟發(fā)展的同時，推進了人口城市化的發(fā)展；同時，產(chǎn)業(yè)結構得以調(diào)整，城鎮(zhèn)中第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)越來越多，而以農(nóng)業(yè)為主的第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)越來越少，以第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)增加值占比衡量的產(chǎn)業(yè)城市化也隨之提高。土地城市化變動微弱可能由于近幾年城鎮(zhèn)土地價格昂貴，土地的集約利用率相對較高，城鎮(zhèn)土地擴張情況不顯著，城鎮(zhèn)建成區(qū)面積變動不大。整體來看，東部的人口城市化、土地城市化和產(chǎn)業(yè)城市化均最高，而西部的城市化均最低。

四大板塊城鄉(xiāng)收入差距大致呈縮小趨勢。其中，中部和西部的城鄉(xiāng)收入差距相對較高，自2007年以來逐年降低，而東部和東北部的城鄉(xiāng)收入差距相對較低，呈波動下降趨勢，部分年份城鄉(xiāng)收入差距有所回升，尤其是2009年之前，受國際金融危機影響，中國部分經(jīng)濟發(fā)展程度較高的省區(qū)出現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距進一步擴大的趨勢，之后幾年由于國家和各省區(qū)相繼出臺相關政策，城鄉(xiāng)收入差距開始逐年降低。

(二)城市化對城鄉(xiāng)收入差距的空間效應分析

1. 模型設定

產(chǎn)業(yè)城市化作為與人口城市化協(xié)調(diào)發(fā)展的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化過程，是城市化的重要衡量指標。因此，從人口城市化、土地城市化和產(chǎn)業(yè)城市化三個角度衡量城市化，并分別探究不同城市化路徑對城鄉(xiāng)收入差距的影響?；灸Ｐ托问綖椋?/p>

GAPit=β0+β1POPit+β2LANDit+β3INDit+γXit+εit

(1)

其中，GAP為城鄉(xiāng)收入差距；POP為人口城市化，LAND為土地城市化，IND為產(chǎn)業(yè)城市化；X為影響城鄉(xiāng)收入差距的其他因素；ε代表誤差項；i代表省區(qū)，t代表年份。

鑒于城鄉(xiāng)收入差距、城市化和其他經(jīng)濟社會因素可能存在一定的空間相關性，采用Moran’s I指數(shù)檢驗城市化與城鄉(xiāng)收入差距的全局空間相關性。檢驗結果如表 1所示。

表1 人口、土地、產(chǎn)業(yè)城市化與城鄉(xiāng)收入差距全局空間相關性檢驗結果

注：表中括號外數(shù)值為Moran’s I指數(shù)，括號內(nèi)數(shù)值為Z統(tǒng)計量。

由表1的檢驗結果可知，各年份人口城市化與城鄉(xiāng)收入差距的Moran’s I指數(shù)均在0.01顯著性水平下通過檢驗，各年份土地城市化的Moran’s I指數(shù)均在0.05顯著性水平下通過檢驗，各年份產(chǎn)業(yè)城市化的Moran’s I指數(shù)均在0.1顯著性水平下通過檢驗。可見，各城市化指標與城鄉(xiāng)收入差距均存在顯著的空間正相關性，有必要在模型中引入空間因素，構建空間計量模型，探究城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響?？臻g計量模型形式為：

(2)

其中，ρ為空間自回歸系數(shù)，反映鄰近省區(qū)城鄉(xiāng)收入差距對本省區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響程度和方向；W為反映區(qū)域單元空間位置關系的空間權重矩陣，選擇Rook鄰近的0-1矩陣，且為消除“孤島效應”，將廣東與海南設置為空間相鄰。

2. 普通面板回歸模型

在構建空間計量模型之前，通常先對研究變量擬合普通面板回歸模型，觀察模型各系數(shù)的顯著性和經(jīng)濟意義以及模型整體的擬合效果，將其作為是否需要加入空間因素的依據(jù)。普通面板回歸模型估計結果如表2所示。

表2普通面板回歸模型估計結果

由表2的估計結果可知，人口城市化、土地城市化和產(chǎn)業(yè)城市化均在0.05顯著性水平下通過檢驗。其中，人口城市化的回歸系數(shù)為負(-0.81)，而土地城市化和產(chǎn)業(yè)城市化的回歸系數(shù)均為正(0.59，0.35)，說明城市化發(fā)展的不同路徑對城鄉(xiāng)收入差距的影響方向不同，人口城市化的推進有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，而土地城市化和產(chǎn)業(yè)城市化的推進反而會擴大城鄉(xiāng)收入差距。城市化的保障指標中，經(jīng)濟規(guī)模、交通基礎設施水平和政府支出能力的回歸系數(shù)均為負(-0.40，-0.39，-0.15)，且在0.05顯著性水平下通過檢驗，說明經(jīng)濟規(guī)模的擴張、交通基礎設施水平的完善以及政府支出能力的提高均有利于城鄉(xiāng)收入差距的縮小。而人力資本水平和城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資水平的回歸系數(shù)分別為-0.07和0.04，沒有通過顯著性檢驗。此外，普通面板回歸模型的擬合優(yōu)度R2值為0.59，Log-Likelihood值為-267.94，擬合效果不太理想，考慮空間區(qū)位因素對模型的擬合效果影響較大。

3. 空間相關性檢驗

由表2的估計結果可知，普通面板回歸模型的擬合程度不高，在此基礎上，檢驗模型中是否存在以及存在何種形式的空間相關性。

檢驗空間相關性的方法主要有Moran’s I檢驗、LM檢驗和Robust LM檢驗。Moran’s I檢驗的原假設為模型中不存在空間相關性，如果拒絕原假設，空間效應的具體形式無法確定；LM檢驗和Robust LM檢驗主要用于分析模型中存在的空間相關性的具體形式，包括LM-Lag檢驗、LM-Error檢驗、RobustLM-Lag檢驗、Robust LM-Error檢驗。其中，LM-Lag檢驗和Robust LM-Lag檢驗用于檢驗模型中是否存在空間自相關，LM-Error檢驗和Robust LM-Error檢驗用于檢驗模型中是否存在空間誤差自相關。實際應用中需綜合考慮LM-Lag檢驗、LM-Error檢驗、Robust LM-Lag檢驗和Robust LM-Error檢驗的顯著性，確定具體的空間計量模型形式。

由空間相關性檢驗結果可知，Moran’s I檢驗的統(tǒng)計量值為3.96，在0.05顯著性水平下通過檢驗，說明城市化影響城鄉(xiāng)收入差距的模型中存在某種形式的空間相關性；比較LM-Lag檢驗、LM-Error檢驗、Robust LM-Lag檢驗和Robust LM-Error檢驗的結果發(fā)現(xiàn)，四種檢驗的統(tǒng)計量值分別為50.13、13.21、53.48和16.56，且均在0.05顯著性水平下通過檢驗，說明模型中除了分別存在被解釋變量和誤差項的空間自相關性，還可能存在其他形式的空間相關性，可以構建引入解釋變量滯后項的空間面板杜賓模型。

4. 空間面板杜賓模型的建立

基于上述分析，構建城市化對城鄉(xiāng)收入差距影響的空間面板杜賓模型，具體形式為：

(3)

其中，ρ為被解釋變量的空間自相關系數(shù)，wij為N×N維空間權重矩陣，β和γ分別是自變量和其空間滯后項的回歸系數(shù)，μi是空間固定效應，λi是時間固定效應，εit為隨機誤差項。

五種形式的空間面板杜賓模型的估計與檢驗結果如表3所示，根據(jù)各回歸系數(shù)的經(jīng)濟意義和顯著性、模型的擬合優(yōu)度和自然對數(shù)似然函數(shù)值、Wald檢驗和LR檢驗以及Hausman檢驗，綜合判斷模型優(yōu)劣，選擇最佳模型。

表3空間面板杜賓模型估計與檢驗結果

注：***、**和*分別表示在0.01、0.05和0.1顯著性水平下通過檢驗。

對比分析表3中五種模型的系數(shù)顯著性及擬合優(yōu)度，可以發(fā)現(xiàn)，時空雙固定效應模型和隨機效應模型的系數(shù)顯著性和模型擬合優(yōu)度都要優(yōu)于其余三種形式，且Wald檢驗和LR檢驗均在0.01顯著性水平下拒絕原假設，說明模型不能簡化為SLM或SEM。進一步通過Hausman檢驗可看出，模型未通過Hausman檢驗，即模型更適用隨機效應。因此，隨機效應的空間面板杜賓模型為最佳模型。

5.空間面板杜賓模型的結果分析

通過點估計法可以檢驗空間變量是否存在溢出效應是有偏差的，即解釋變量的系數(shù)估計值與真實的偏回歸系數(shù)存在偏差，由此提出利用偏微分方法將影響來源分為直接效應和溢出效應。在隨機效應空間杜賓模型估計結果的基礎上，將各解釋變量對城鄉(xiāng)收入差距的影響分解為直接效應和溢出效應。直接效應為某省區(qū)解釋變量對本省區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響，溢出效應為某省區(qū)解釋變量對鄰近省區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響。

基于隨機效應空間杜賓模型中各解釋變量的直接效應和溢出效應分解結果，結合一般線性面板回歸模型的估計結果，對比分析各解釋變量及其空間滯后項的系數(shù)顯著性及經(jīng)濟意義，探究城市化及其保障指標對城鄉(xiāng)收入差距的影響機制。

第一，人口城市化。隨機效應空間面板杜賓模型中，人口城市化的直接效應系數(shù)為-0.27，在0.1顯著性水平下通過檢驗，與普通面板回歸模型中該變量的系數(shù)-0.81相比，其絕對值較小，說明忽略空間因素會高估人口城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響。人口城市化的溢出效應系數(shù)為-1.22，在0.01顯著性水平下顯著為負，說明本省區(qū)人口城市化的發(fā)展會顯著縮小鄰近省區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，且溢出效應的影響程度更高，是直接效應的4.5倍?？傮w來看，人口城市化的提高會縮小城鄉(xiāng)收入差距。

第二，土地城市化。土地城市化的直接效應系數(shù)為0.14，沒有通過顯著性檢驗，低于普通面板回歸模型中該變量的系數(shù)0.59，說明忽略空間因素會高估土地城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響。土地城市化的溢出效應系數(shù)為1.22，在0.05顯著性水平下通過檢驗，說明本省區(qū)城市建成區(qū)面積擴張會顯著擴大鄰近省區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。

第三，產(chǎn)業(yè)城市化。隨機效應空間杜賓模型中，產(chǎn)業(yè)城市化的直接效應系數(shù)為0.02，沒有通過顯著性檢驗，低于普通面板回歸模型中該變量的系數(shù)0.35，說明忽略空間因素會高估產(chǎn)業(yè)城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響。產(chǎn)業(yè)城市化的溢出效應系數(shù)為-0.28，其絕對值大于0.02，且在0.1顯著性水平下通過檢驗，說明本省區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化會顯著縮小鄰近省區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。

第四，經(jīng)濟規(guī)模。隨機效應空間杜賓模型中，經(jīng)濟規(guī)模的直接效應和溢出效應系數(shù)分別為0.11和-0.15，二者均未通過顯著性檢驗，說明本省區(qū)經(jīng)濟規(guī)模的增加傾向于擴大本省區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，但會縮小鄰近省區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。

第五，人力資本水平。隨機效應空間杜賓模型中，人力資本水平的直接效應系數(shù)為-0.51，在0.01顯著性水平下通過檢驗，且高于普通面板回歸模型中該變量的系數(shù)-0.07，說明忽略空間因素會低估人力資本水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響。人力資本水平的溢出效應系數(shù)為0.62，在0.1顯著性水平下通過檢驗，說明本省區(qū)人力資本水平的提高有利于縮小本省區(qū)城鄉(xiāng)收入差距，但會顯著擴大鄰近省區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。

第六，交通基礎設施水平。隨機效應空間杜賓模型中，交通基礎設施水平的直接效應系數(shù)為-0.10，沒有通過顯著性檢驗，低于普通面板回歸模型中該變量的系數(shù)-0.39，說明忽略空間因素會高估交通基礎設施水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響。交通基礎設施水平的溢出效應系數(shù)為-0.64，在0.05顯著性水平下通過檢驗，說明本省區(qū)的交通基礎設施水平提高會顯著縮小鄰近省區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。

第七，城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資水平。隨機效應空間杜賓模型中，城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資水平的直接效應系數(shù)為0.06，在0.05顯著性水平下通過檢驗，且高于普通面板回歸模型中該變量的系數(shù)0.04，說明忽略空間因素會低估城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響。城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資水平的溢出效應系數(shù)為-0.01，沒有通過顯著性檢驗。由此可見，城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資水平對本省區(qū)城鄉(xiāng)收入差距有顯著的擴大效應。

第八，政府支出能力。隨機效應空間杜賓模型中，政府支出能力的直接效應系數(shù)為-0.34，在0.01顯著性水平下通過檢驗，且高于普通面板回歸模型中該變量的系數(shù)-0.15，說明忽略空間因素會低估政府支出能力對城鄉(xiāng)收入差距的影響。政府支出能力的溢出效應系數(shù)為-0.41，且在0.05顯著性水平下通過檢驗。由此可見，某省區(qū)政府支出能力的提高對本省區(qū)和鄰近省區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距均有顯著的縮小效應。

五、結論與政策建議

中國城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響方向和影響程度不盡相同，在全局空間相關性檢驗的基礎上，引入空間因素，構建空間面板杜賓模型，從人口城市化、土地城市化和產(chǎn)業(yè)城市化三個角度探究城市化對城鄉(xiāng)收入差距的空間效應。

(一)結論

通過城市化對城鄉(xiāng)收入差距空間效應的實證分析，得出的主要結論如下：

第一，從總體趨勢來看，城市化與城鄉(xiāng)收入差距呈負相關。城市化越高的地區(qū)，城鄉(xiāng)收入差距越低，且城市化總體呈逐年增長的趨勢，大致形成“東部沿海高，西部內(nèi)陸低”的空間分布格局，而城鄉(xiāng)收入差距呈波動下降的趨勢，大致形成“中西部高，東部沿海低，擴散與極化共存”的分布格局，城鄉(xiāng)收入差距低值區(qū)域逐年向中部內(nèi)陸地區(qū)延伸，整體變動趨勢較好。說明隨著中國經(jīng)濟的快速提高，推進城市化進程的發(fā)展有利于縮小中國城鄉(xiāng)收入差距，優(yōu)化社會收入分配格局。

第二，中國城市化具有顯著的空間溢出效應，不同的城市化衡量指標對城鄉(xiāng)收入差距的影響方向不同。根據(jù)隨機效應空間杜賓模型的估計結果可知，人口城市化、土地城市化和產(chǎn)業(yè)城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響方向不同，且溢出效應更為顯著。人口城市化和產(chǎn)業(yè)城市化對城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的負向溢出效應，而土地城市化對城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的正向溢出效應，即提高本省區(qū)的人口城市化和產(chǎn)業(yè)城市化可以顯著縮小鄰近省區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，而提高本省區(qū)的土地城市化能顯著擴大鄰近省區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。人口要素流動與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級具有相互作用，一方面，農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)流動為城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展注入更多勞動力，從而促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，并且人口要素的雙向流動使技術要素向農(nóng)村溢出，提高了農(nóng)村勞動生產(chǎn)率和收入水平；另一方面，產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級催生更多勞動密集型產(chǎn)業(yè)，吸引大部分農(nóng)村剩余勞動力進城獲取高收入工作，加速人口要素流動。因此，人口城市化和產(chǎn)業(yè)城市化的提高有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。而城市建成區(qū)面積擴張會為城鎮(zhèn)經(jīng)濟發(fā)展帶來更多機遇，尤其是擴張區(qū)域的土地價格將顯著高于農(nóng)村。因此，提高土地城市化不利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

第三，城市化的保障指標對城鄉(xiāng)收入差距的影響方向有正有負。直接效應中，人力資本水平和政府支出能力對本省區(qū)城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的負效應，城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資水平對本省區(qū)城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的正效應?？臻g溢出效應中，人力資本水平的空間滯后項對城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的正效應，即人力資本水平的提高能顯著增加鄰近省區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，而交通基礎設施水平和政府支出能力的空間滯后項具有顯著的負效應，即完善和提高交通基礎設施水平和政府支出能力有利于縮小鄰近省區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。

(二)政策建議

在經(jīng)濟實力和城市化快速發(fā)展的大背景下，縮小城鄉(xiāng)收入差距是實現(xiàn)社會公平、維護社會穩(wěn)定和構建和諧社會的重要舉措。因此，本文結合中國國情和實證研究結論，從不同路徑出發(fā)針對如何縮小城鄉(xiāng)收入差距提出如下政策建議：

第一，優(yōu)化城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)結構，帶動經(jīng)濟發(fā)展，增加農(nóng)村居民非農(nóng)收入。不同的城市化路徑對城鄉(xiāng)收入差距的影響方向不同，根據(jù)人口城市化和產(chǎn)業(yè)城市化具有顯著的負向溢出效應的特點，結合中國人口眾多的現(xiàn)狀，應進一步優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，著重發(fā)展第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)中的勞動密集型產(chǎn)業(yè)，為農(nóng)村剩余勞動力提供更多的高收入就業(yè)機會，加強城鎮(zhèn)與農(nóng)村之間的互聯(lián)互通，實現(xiàn)勞動力市場的城鄉(xiāng)一體化，提高城鎮(zhèn)經(jīng)濟發(fā)展的帶動作用，同時為外來務工人員本省區(qū)就業(yè)提供政策幫助，解決其住房問題及子女上學問題。

第二，優(yōu)化農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結構，提高農(nóng)村土地集約利用率，增加農(nóng)村居民農(nóng)業(yè)收入。積極向農(nóng)村引進農(nóng)牧林相關企業(yè)以及勞動密集型企業(yè)，優(yōu)化農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結構，實現(xiàn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結構的就地城市化，加快城郊及農(nóng)村城市化的進程。同時，在農(nóng)村土地征用上給予優(yōu)惠政策，提高農(nóng)村土地集約利用率和土地經(jīng)濟效益最大化，增加農(nóng)村居民土地收入和就業(yè)機會。

第三，著力解決城鎮(zhèn)與農(nóng)村人力資本分配不均現(xiàn)狀，提高農(nóng)村人力資本水平。加大農(nóng)村人力資本投資水平，完善農(nóng)村教育教學設施，減輕農(nóng)村人口接受高等教育的經(jīng)濟負擔。一方面，提高農(nóng)村人口受教育水平和勞動力素質；另一方面，著力培養(yǎng)農(nóng)村人口的主動受教育意識，使其適應高收入職業(yè)對人力資本素質的要求，這是提高農(nóng)村人均可支配收入的重要途徑。

第四，保證區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，合理安排財政支出。政府要發(fā)揮好協(xié)調(diào)區(qū)域發(fā)展的作用，合理安排各項財政支出。政府要加大交通基礎設施的財政支出力度，促進省內(nèi)及省間的人口要素流動與轉移，擴大經(jīng)濟發(fā)展的空間溢出性。同時在財政支出上給予西部一定的政策傾斜，完善西部各項基礎設施建設，加強中國東、西部的交流與聯(lián)系，實現(xiàn)經(jīng)濟聯(lián)動和資源技術共享。

第五，均衡城鎮(zhèn)與農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平。2016年，中國全社會固定資產(chǎn)投資中，城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資占比高達98%，應適當縮小城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資規(guī)模，減少城鎮(zhèn)建設中不必要的基礎設施投資，將更多資金投入到農(nóng)村基礎設施建設，提高農(nóng)村教育、醫(yī)療和科學技術水平。提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，推動農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化是提高農(nóng)村收入的重要途徑。