城镇化对城乡收入差距的影响——基于2005—2017年省级面板数据空间计量研究

求文星，李 超

(安徽财经大学 统计与应用数学学院，安徽 蚌埠 233030)

0 引言

自改革开放以来，我国经济迅速增长，居民收入和生活水平有了大幅度的提升，同时在社会发展中逐渐形成了城乡二元结构,使得城乡收入存在一定差距.收入差距有绝对差距和相对差距，绝对差距是收入之差，通常用于横截面数据的对比；相对差距是收入之比，更多地用于比较收入变动的趋势.本文主要通过相对收入差距来研究收入变动趋势.2005年我国城镇居民和农村居民的人均可支配收入分别为10 382.3元和3 370.2元，相对差距为3.08.2018年城乡人均可支配收入分别达到39 251元和14 617元，相对差距为2.69(数据来自国家统计局).以世界各国的发展经验为鉴，城镇化水平在经济发展的过程中不断提高，中国也不例外，从2005年的43%提升至 2018 年的60%.

关于城镇化与城乡收入差距之间的关系，国内有众多相关研究，但具体的影响效果并没有形成一致的结论.一些研究者表明，城镇化的发展可以缩小城乡收入差距：廖信林[1]根据1978—2009年的时序数据发现，城市化对泰尔指数的扩大产生负向冲击；刘赛红，朱建[2]从全国、东、中、西和东北地区等区域角度分析得出，城镇化缩小了城乡居民收入差距；李超，商玉萍[3]对2005—2015年31个省市区面板数据进行夏普利值分解，得出相同的结论；付雨佳[4]提出新型城镇化政策缩小城乡收入差距的作用具有滞后性；李一花等[5]表明，以人口流动为表征的城镇化与以户籍“农转非”为标志的市民化均有利于缩小城乡收入差距.也有研究者得出相左的结论：余菊，刘新[6]79-84基于面板数据，从全国和地区两个方面分析得出，城市化率与城乡收入差距呈正相关；葛蕾等[7]基于城市面板数据发现，倾向城市建设的财政政策推动了地方城市化进程，也扩大了城乡收入差距；王亚飞[8]、杨英丽[9]等均认为金融发展和城镇化会加大城乡差距，王亚飞还提出交互影响恶化了城乡收入分配状况.此外，还有研究者认为，城镇化与城乡收入差距的关系并不可以简单地概括为线性关系：李伶俐等[10]实证研究发现，全国和中、东部地区城市化进程能缩小城乡收入差距，但西部地区收敛效应并不显著.马强，王军[11]基于城市面板数据分析得出，城镇化和城乡收入绝对差距呈线性关系，和城乡收入相对差距呈“倒U型”关系.曾珠[12]、周梦婧[13]等均得出，就全国而言，城镇化有利于缩小城乡居民收入差距；就地区而言，东部地区的城镇化对城乡居民收入差距的作用不显著，中、西部地区的城镇化能够显著地缩小城乡收入差距.

综上，国内学者目前研究主要集中在城镇化对城乡收入差距的单方面影响上，并没有考虑城镇化具有传递作用——经济发展水平、产业结构等相关因素可能通过对城镇化的影响而对城乡收入差距也产生相应的作用效果;也没有考虑城镇化的空间效应对城乡收入差距产生的关键影响.本文从以上两个方面出发：一是考虑将城镇化对城乡收入差距的影响和相关因素与城镇化的交互影响均纳入模型中; 二是通过构建空间计量模型对城镇化和城乡收入差距之间的关系进行检验，以避免因传统计量方法对空间相关性的忽视而带来问题，以此分析地区城镇化给城乡收入差距带来的影响及程度.

1 理论分析

通过对现有的相关文献整理，可知城镇化对城乡收入差距的影响确实显著存在，但是具体的作用没有统一的结论.现从相关的理论展开分析，目前以户籍制度为基础的社会经济“城乡二元结构”在我国经济社会改革的进程中逐渐形成.农村居民由于现行的户籍制度及城乡发展水平的差异，在很多方面很难获得与城镇居民相同的权益，如教育、医疗、就业、养老等，这使得农村剩余劳动力更倾向于外出到大城市打工.另外，由于城市住房成本很高，农村外出打工者无法以家庭为单位整体迁出，这又阻止了农村劳动力的迁移.所以，城镇化对城乡收入的双重作用机制，在现今的“城乡二元结构”环境下，无法确定最终的影响效果.

一方面，城镇化的集聚效应、反哺作用及辐射效应可能对城乡收入差距有改善效应[6]81.首先，城镇化的集聚效应.在城乡二元经济结构中,只要存在着城乡期望收入差距,农村剩余劳动力就会主动向城市迁移,而劳动力的迁移则会通过要素报酬的均等化来缩小城乡收入差距[14].一、城市劳动供给的增加导致城市劳动力市场竞争增强，因此城市劳动力均衡工资下降；二、农村劳动力向城市流动导致农村剩余劳动力减少，农村的劳动生产率和平均收入水平随之上升.其次，城镇化的反哺作用.农村劳动力在外出打工期间得到的技能和知识，返乡后，对农业投资和农村经济建设有一定的作用，可以提高农村居民的平均收入水平[15].再次，城镇化的辐射效应.随着城市规模的扩张，城市居民的消费需求日益增加和多样化，也进一步带动农产品的消费和农家乐的发展，农村居民的收入也相应提升[16].

另一方面，城镇化可能通过政策倾向、资源不均和人力资本的溢出效应拉大城乡收入差距.首先，政策倾向.改革开放以来，为发展经济，地方政府倾向于鼓励部分地区、部分城市先发展带动其他地区，鼓励先富带动后富，这样的做法带来了经济的高速增长和改革开放的丰硕成果，但同时也导致了贫富不均，尤其是城乡收入不均问题[17]103.其次，资源不均.与城市相比，农村在环境、交通和教育资源等方面明显处于劣势，两者存在一定的差距.农村大多地处偏远地区，以农业为主，农产品需求弹性小，农业增长落后于二、三产业发展，导致城乡收入增速不同[18].再次，农村农民受教育程度有限，学习能力稍逊于城市居民，对新事物接受能力不够，对灾害的防御和止损能力也不及城市居民.最后，人力资本溢出效应.在城镇化的进程中，人口和产业更多地集中在城市，城市里劳动力市场信息传递、技术扩散迅速而农村信息闭塞，两者的差异会导致城市人力资本内溢和农村人力资本外溢.人力资本的溢出效应有利于城市而不利于农村的发展，这在一定程度上也会扩大城乡收入差距.

2 数据来源、变量说明及模型设定

2.1 数据来源

采用我国2005—2017年31个省级面板数据进行实证检验，数据主要来自《中国统计年鉴》、各省统计年鉴和统计公报等官方统计资料.

2.2 变量说明

所用变量的名称、符号及定义如表1所示.

2.3 模型设定

根据“地理学第一定律”，所有事物都与其他事物相关联，但较近的事物比较远的事物关联程度更高[19].而空间计量经济学就是用来衡量这种关联性，侧重于考虑空间的依赖性.当空间面板模型包含因变量的空间滞后项，则称为空间滞后模型(Spatial Lag Model，SLM)或者空间自回归模型(Spatial Autoregressive Model，SAR)；当模型包含误差项的空间滞后项，则称为空间误差模型(Spatial Error Model，SEM)；当模型包含自变量的空间滞后项或者同时包含自变量和因变量的空间滞后项，则称为空间杜宾模型(Spatial Durbin Model，SDM).

表1 变量说明表

2.3.1 空间权重矩阵

空间计量分析首先需要设定空间权重矩阵W，其作用相当于描述地区i和地区j之间的相互作用.通常空间权重有两种设定方法，即根据相邻关系或者距离远近来设定.具体为：根据相邻关系设定，如果区域i与区域j相邻，则Wij取值为1，反之则取值为 0；根据距离远近设定，使用距离的倒数来定义空间权重矩阵，即Wij=1/dij.

2.3.2 空间相关性检验

度量空间自相关的指标有很多，有莫兰指数(Moran’s I)、局部莫兰指数(global Moran’s I)、吉尔里指数(Geary’s C)、局部Getis-Ord指数等.本文采用的是使用最广泛的Moran’s I，其定义如下：

(1)

Moran’sI∈[-1,1]，若其值小于0，说明地区城乡收入差距之间存在负的空间相关性; 若大于0，说明存在正的空间相关性; 若等于0，说明不存在空间相关性.Moran’sI指数的绝对值越大，则说明城乡收入差距的空间相关性越大.

2.3.3 空间面板模型

空间面板数据模型的一般设定：

(2)

对参数的不同约束，可以得到不同类型的空间模型，常见的有下述几种分类：

1)θ=0，带自回归扰动项的空间自回归模型(Spatial Autoregressive Model with Auto Regressive disturbances，SAC);

2)λ=0，空间杜宾模型(Spatial Durbin Model，SDM);

3)λ=0,θ=0，空间自回归模型(Spatial Autoregressive Model，SAR);

4)ρ=0,θ=0，空间误差模型(Spatial Error Model，SEM).

式中，yit为因变量，t为时期数(文中t=1,…,12)，i,j为地区数(文中i,j=1,…,31)，α为截距项，ρ为空间自回归项的系数，wij为空间权重矩阵，βk为解释变量回归系数，xitk为解释变量，θk为解释变量空间滞后系数，μi表示空间效应，γt表示时间效应，vit为随机误差项.

该公式表示时间空间均固定的效应面板模型:当只有μi时，表示空间固定效应面板模型; 当只有γt时，表示时间固定效应面板模型; 当μi和γt都不存在时，表示混合面板模型.将式(2)推广到本文中，城乡收入差距的空间自回归模型(SAR)可以表示为：

(3)

城乡收入差距的空间误差模型(SEM)可以表示为：

(4)

城乡收入差距的空间杜宾模型(SDM)可以表示为：

(5)

3 实证检验与结果分析

3.1 相关性检验

根据式(1)可以测算出我国31个省(市、区)2005—2017年城乡收入差距Moran’sI指数.如表2所示， 2005—2017年城乡收入差距Moran’sI指数均为正数且全部通过1%显著性检验水平.总体看来，Moran’sI指数呈现波动略有下降趋势，最低为2014年、2017年的0.41，基本在0.45上下浮动，说明各地区城乡收入差距具有显著的空间相关性.

表2 2005—2017年中国各省(市、区)城乡收入差距Moran’s I指数

由表2可知，各省(市、区)城乡收入差距已通过相关性检验，我们采用Hauseman检验来分析应该采用随机效应模型还是固定效应模型，结果如表3所示.SAR表示空间自回归模型，SAR1、SAR2、SAR3分别指包含一次项自变量、一次项和平方项自变量、一次项和平方项以及交互项的空间自回归模型；SEM表示空间误差回归模型，SEM1、SEM2、SEM3包含的自变量和SAR三个模型对应一致；SDM表示空间杜宾模型，SDM1、SDM2、SDM3包含的自变量也与SAR三个模型一致.由于Hauseman检验卡方值为负选择随机效应，卡方值为正选择固定效应，从表3中得出三种模型均选择固定效应，其中空间自回归模型选择包含一次项、平方项和交互项自变量的模型(SAR3)，空间误差模型选择包含一次项和平方项自变量的模型(SEM2)，空间杜宾模型也选择包含一次项和平方项自变量的模型(SDM2).

表3 hauseman检验结果

3.2 空间面板模型

对以上检验筛选出的三个模型，分别以两类权重矩阵(近邻矩阵W和距离倒数矩阵M)进行构建模型，结果如表4所示.

表4 城镇化与城乡收入差距SAR、SEM、SDM模型回归结果

注：*、** 、***分别表示在10%、5%和1%的显著性水平下显著.

从表4的回归结果中可以看出，空间自回归模型和空间杜宾模型均表明因变量滞后项的系数显著为正，表明存在因变量空间滞后效应.三个模型均是以各省距离倒数作为权重矩阵，拟合优度更好一些(SAR3_M为0.700 4，SEM2_M为0.758 3，SDM2_M为0.944 3).其中拟合效果最好的是空间杜宾模型，R2高达0.944 3.

图1 三种模型简化比较图

根据如上结论，可将我国31个省(市、区)划分成三类A(urb≥0.697 8，城乡收入差距随着城镇化率的提高而减小)，B(0.585 5

表5 城镇化对城乡收入差距的影响省(市、区)分类表

在2005年经济总量平衡、物价稳定和结构性问题突出的背景下，国家实施稳健的财政政策，调整支出结构，侧重保障公共支出需要，重点投向农业、教育、就业和社会保障等公共服务的薄弱环节，农村农民的各项社会福利不断提升.其中，辽宁省、黑龙江省等东北地区老工业基地对重点行业结构进行了调整和改造.而广东省、浙江省、福建省等东部沿海地区由于改革开放政策、交通便利和港口众多的地理优势、商业环境优势等，经济发展都领先于中、西部地区.经济社会发展到较高水平，在福利政策上也有一定的体现，2013年国家的社会福利政策，从过去的“补缺型” “救助型”向“适度普惠型”方向发展，民政功能从兜底保障向改善发展型转变.广东省2018年实施新型城镇化战略，全省城镇化率提高到69.85%.现代农业加快发展，新农村建设深入推进，农民人均可支配收入年均增长9.5%、增速高于城镇居民.浙江省在“十三五”规划中提出完善服务设施，全面推进智慧城市建设，强化人才支撑，积极实施现代服务业人才培养计划.湖北省提出坚持区域协同、城乡统筹，继续支持“一主两副”率先发展，加力支持其他市州竞相发展，切实增强发展的整体性、协调性.重庆市近几年提出，促进城乡要素双向流动，完善“引进”和“留住”人才机制，鼓励企业家、技能人才、农民工返乡投资兴业，加快培育农业龙头企业和新型职业农民.鼓励和规范工商资本参与乡村振兴，深化农业项目财政补助资金股权化改革，推进“三社”融合发展试点，完善利益联结机制，让农民分享产业发展收益.综上，各省市在近几年经济发展水平较高的基础上都不同程度地优化了社会福利措施，加速城镇化进程，缩小城乡收入差距.

对于普通自变量，所有模型均反映，人均GDP(pgdp)和消费价格指数(cpi)对城乡收入差距是影响显著的.人均GDP对城乡收入差距是负向作用，城乡收入差距随着人均GDP的上升而减小，根据模型，人均GDP每增加1元，城乡收入差距大致下降0.001～0.002；消费价格指数对城乡收入差距的作用是正向的，城乡收入差距随着消费价格指数的上升而扩大，消费价格指数每增加0.1，城乡收入差距大致上升0.01(考虑SAR3_M、SEM2_M、SDM2_M三个效果较好的模型).

对于交互项，空间自回归模型表明，城镇化与人均GDP(urb×pgdp)和城镇化与城镇失业人口登记率(urb×uem)两者对城乡收入差距的影响比较显著，两个交互项系数均为正，分别通过1%和5%的显著性检验水平，说明城镇化与人均GDP和城镇化与城镇失业人口的交互关系、协调作用也能够明显扩大城乡收入差距.

4 结论与建议

本文基于我国2005—2017年省级面板数据构建空间计量模型，对城镇化与城乡收入差距之间的关系进行探索，分析研究结果可得出以下几点结论:第一，从宏观上看，城镇化与城乡收入差距之间呈现“倒U型”关系，只有当城镇化水平达到0.697 8时，城镇化率的提高才能对缩小城乡收入差距起正向作用；当城镇化率小于0.585 5时，城镇化率的上升将对缩小城乡收入差距起反向作用.第二，从2005—2017年，A类省(市、区)(urb≥0.697 8，城乡收入差距随着城镇化率的提高而减小)从原来的北京市、天津市和上海市，新增了一个广东省，B类省(市、区)(0.585 5

基于分析结果，笔者提出以下几点建议： 1)有效稳健推动新型城镇化.在推进新型城镇化进程时，政府政策务必做到以人为本，切实让农村人口积极融入城市社会中，促进农民向市民的真正转变，对缩小A类省(市、区)的城乡收入差距产生积极影响，也益于B、C两类省(市、区)向A类省(市、区)的转变，推动其城乡收入差距由扩大向缩小进行转变.2)适当控制人口过快增长.一般来说，人口数量的增长对收入没有显著的抑制作用，但从长远来看，人口持续过快增长会稀释经济发展所带来的红利，也会导致公共资源的紧张，应该适当调整现阶段的国家生育政策和社会福利政策.3)积极调控稳定物价.基础生活用品消费对城乡收入差距影响不大，但是以住房等为主的居住成本对城乡收入差距影响较大，可通过公租房、廉租房和保障房等有效的住房福利政策来缩小收入差距.4)建立和完善社会保障和救助体系，特别是针对在城市失业的农民工的失业救助体系，通过有效帮助农民进城务工来缩小城乡收入差距，如提供更多的招聘信息、增加城市就业岗位、适当为满足一定条件的人员提供技能培训机会.