城镇化、城乡收入差距与产业结构升级——基于省域面板数据的实证研究

杜文胜，曹 彤

（郑州大学 商学院，河南 郑州 450001）

一、引言

我国的城镇化率已超过60%，二次城镇化正在进行。2019年底我国常住人口城镇化率第一次突破60%，2021年底我国常住人口的城镇化率达到64.72%。预计到2035年，我国会有72%的人口居住在城镇地区。①随着城镇化的不断发展，我国已逐步进入二次城镇化阶段。与第一次城镇化过程中农村人口向城市地区的流动不同，第二次城镇化是人口在城市之间的流动，主要是中小城市人口向中心城市和大都市的流动。

我国的产业结构经过不断优化，逐渐发展到以高端新兴产业为主。《中国统计年鉴》（2021年）的数据显示：2020年我国的GDP为101.6万亿元，与1978年相比增加了274倍；人均GDP为71 999.6元，与1978年相比提升了187倍。经济发展促进了产业结构的调整、优化和升级，2020年我国第二和第三产业产值在GDP中的比重达到92.3%，与1978年相比上升了20个百分点。②我国经济进入新常态后，传统的产业结构以重化工业和低端产业为主的发展模式逐渐改变，形成以高端新兴产业为中心的产业布局。

我国的城乡收入差距问题逐步显现，经济高质量发展受阻。我国的基尼系数在2003年至2020年期间以2008年为节点呈现出先增后降的趋势，2020年的基尼系数仍高于0.4的警戒线，城乡居民收入差距扩大的趋势愈发明显。③进入新时代以来，城乡发展不平衡对我国经济的健康发展形成极大阻碍，城乡收入差距过大问题影响着经济社会的高质量发展。

改善产业结构不仅对国民经济的可持续和健康发展至关重要，对我国从要素主导向创新主导的转变也是极为重要的。新型城镇化对扩大内需、稳住经济基本盘具有重要意义，也是促进我国社会转型的强力引擎。城乡居民收入分配不平等是经济高质量发展的障碍，缩小贫富差距是实现国民经济稳定协调发展的必经之路。在新时期经济社会高质量发展的背景下，理清城镇化、产业结构升级与城乡收入差距之间的逻辑关系具有重要意义。

二、理论基础

（一）城镇化与产业结构升级

国外的研究表明，城镇化的顺利实现与产业结构升级的完善程度密切相关，而产业结构升级的程度与城镇化水平相互对应（Glaeser，2005）[1]。城镇化的推进可以促进全球产业的分权和结构调整，推动工人专业化和集聚，并显著促进产业结构的现代化（Michaels et al.，2008）[2]。城镇化水平的提升可以为现代服务业发展提供条件，产业间的协同集聚效应由此产生，而产业结构布局在这一过程中逐渐得到优化（Kolko，2010）[3]。相应地，产业结构升级也对城镇化发展起到引领作用（Hofmann，2013）[4]。

国内学者对城镇化与产业结构升级关系的研究尚未达成一致的结论。从城镇化对产业结构升级的影响来看，部分学者认为，城镇化对产业结构升级的影响为正，且具有空间溢出效应（裴潇和胡晓双，2021）[5]。有些学者却认为，城镇化可能会抑制产业结构升级（吴佳妮，2020）[6]。从产业结构升级对城镇化的影响来看，有些学者认为，产业结构升级会促进城镇化加快发展（吴佳妮，2020）[6]，产业升级是促进新型城镇化建设的重要中介（沈洋等，2021）[7]。也有一些学者认为，产业结构升级对城镇化发展的影响是先正后负的（郭树华等，2021）[8]。此外，还有一些学者发现，就部分区域而言，产业结构升级与城镇化的关系是非良性的，如甘肃省城镇化与产业结构之间不存在良性互动的关系（郝希亮和王成龙，2014）[9]，而珠三角地区城镇化对产业结构的影响是负向的（王桂新和胡健，2019）[10]。

（二）城镇化与城乡收入差距

城镇化与城乡收入差距的关联性早已成为国外研究的热点。Kuznets在1955年提出倒U形曲线假设，即随着一个国家从传统经济向工业经济的转变，收入差距会出现先扩大后缩小的趋势。城乡之间的收入差距吸引着农村劳动力进城务工以获得更高的收入，而农村劳动力的大量涌入促进了城镇化的发展，农村居民的收入水平有所提高，这就使得城镇与乡村之间的收入差距不断缩小（Todaro，1969）[11]。同时，随着城镇化的发展，区域之间人力资本的流动持续加速，各地可以充分利用人力资本的外部影响来缩小城乡收入差距（Lucas，1988）[12]。

近年来，国内的相关研究主要关注城镇化对城乡收入差距的影响。一些学者认为，城镇化水平的提高可以激励农村居民向城市有效转移，由此带来的农村居民收入水平提高可以促进城乡收入差距缩小（陈斌开和林毅夫，2013）[13]，而且这种影响在长期内是有效的（李宪印，2011）[14]。对此，也有学者持有不同的看法。周少甫等（2010）[15]认为，城镇化对缩小城乡收入差距的积极作用具有阶段性，城镇化率一旦突破0.456的门槛值，其对缩小城乡收入差距的促进作用便愈发显著。一些研究发现，城镇化水平与城乡收入差距呈现倒U形关系（穆怀中和吴鹏，2016）[16]，在城镇化发展初期，来自农村的优质资源大量涌入城市，导致城乡收入差距扩大，但随着各要素在城乡间的广泛流动，农村劳动力逐渐变得稀缺，农村居民收入增加，这就会使城乡收入差距缩小（王全景和郝增慧，2018）[17]。

（三）产业结构升级与城乡收入差距

从产业结构升级对城乡收入差距的影响来看，一种观点认为，产业结构升级对缩小城乡收入差距具有负向作用（张彤进，2016）[18]，而另一种观点则认为，产业结构升级通过影响生产要素的合理流动和促进地理集聚，可以有效缩小城乡收入差距（龚新蜀等，2018）[19]，农村地区产业结构升级是缩小城乡收入差距的有效途径（徐宇明，2022）[20]。也有学者认为，产业结构优化对城乡收入差距的影响是先正后负的（吴佳妮，2020；郑万吉和叶阿忠，2015；王亚飞和杨寒冰，2015）[6，21，22]。穆怀中和吴鹏（2016）[16]提出，当产业结构升级指标在0.639 0到0.783 6之间时，城乡收入不平等现象将会减少。周国富和陈菡彬（2021）[23]发现，产业结构升级对城乡收入差距的影响具有双门槛效应。

从城乡收入差距对产业结构的影响来看，部分学者认为，城乡收入差距扩大所导致的城乡消费断层会抑制本省的产业结构升级，并通过区域间经济贸易联系将这种负面影响扩散到相邻省份（郑万吉和叶阿忠，2015）[21]，抑制产业结构层次的提高（吕海燕和王凯风，2017）[24]，对产业结构升级产生负面作用（叶阿忠等，2015）[25]。另一些学者则认为，城乡收入差距扩大对产业结构升级的影响具有阶段性，具体表现为在供给约束阶段可以促进产业结构升级，在需求约束阶段则会抑制产业结构升级（程玉鸿和程驰，2021）[26]。

（四）城镇化、产业结构升级与城乡收入差距

叶阿忠等（2015）[25]通过构建面板向量自回归模型，研究了城镇化、产业结构升级与城乡收入差距之间的互动关系。王悦和马树才（2017）[27]通过建立空间滞后面板模型，发现三者之间的关系在我国各省份中呈现出较为显著的空间溢出性。龚新蜀等（2018）[19]运用理论模型刻画了三者之间的逻辑关系，并利用省际面板数据进行了实证检验。张志新等（2020）[28]通过构建面板向量自回归模型进行了实证分析，发现三者关系的区域差异性较为显著。

综上所述，国内外学者对城镇化、产业结构升级和城乡收入差距的研究方法多样，成果丰硕。然而，大部分学者只选择了其中的两者进行互动关系研究，而较少研究三者之间的联合动态关系。鉴于目前对三者之间关系的研究结论仍不一致，为了厘清三者之间的经济逻辑关系，本文拟采用面板数据，通过构建三因素PVAR模型进行实证研究。

三、变量选取与模型设定

（一）指标选取

1.城镇化发展水平。由于城镇化率的历年数据较易获得，全国的统计口径较为统一，学术界经常以此来衡量城镇化发展水平。本文以我国各省级行政区常住城镇人口占总人口的比重（城镇化率）衡量各省级行政区的城镇化水平，记为UR。

2.城乡收入差距。现有研究主要用三种方法测量城乡收入差距，即城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比、基尼系数、泰尔指数。第一种方法忽视了城乡人口比例关系随时间变化的情况，无法准确衡量城乡收入差距。第二种方法仅从总体上衡量了国民收入差距，无法区分城市与乡村之间的收入差距。鉴于泰尔指数在计算过程中既能区分城镇人口与乡村人口，又考虑了城乡人口结构的变化，本文参考王少平和欧阳志刚（2007）[29]的方法，引入城乡收入差距泰尔指数代表各省级行政区的城乡收入差距。

本文用IGi，t表示第i省份第t年份的城乡收入差距泰尔指数，其计算公式为：

其中，j=1表示城镇地区，j=2表示农村地区，Iij，t表示t年i地区城镇（j=1）或农村（j=2）的总收入，Ii，t表示t年i地区的总收入，Pij，t表示t年i地区城镇（j=1）或农村人口数量（j=2），Pi，t表示t年i地区的总人口。

3.产业结构升级。借鉴徐德云（2008）[30]的方法，本文引入产业结构升级指数IU对产业结构升级进行测度，具体的测算公式为：

其中，qij，t为第i省份第t年份第j产业所占比值，用各省份当年各产业的产值除以全国总产值来表示。

（二）模型构建

面板向量自回归（PVAR）模型兼具面板数据和向量自回归（VAR）模型的优点，不仅可以有效控制隐性个体异质性，还可以分析变量对每个变量动态的影响。本文建立了由三个内生变量组成的PVAR模型，具体形式如下：

其中，yi，t包括三个列向量（城镇化水平UR、城乡收入差距泰尔指数IG、产业结构升级指数IU），i代表省份，t代表年份，α0表示截距项向量，j表示滞后阶数，αj表示滞后j阶的参数矩阵，ηi表示个体固定效应，μt表示时间效应，εi，t表示随机扰动项。

（三）数据来源

为了保证实证分析的真实性，本文的原始数据均取自相应年份的《中国统计年鉴》，部分缺失数据根据相关省份的统计公报补齐。由于港澳台地区的相关统计数据存在缺失，本文以2005—2020年我国31个省份（不含港澳台地区）的年度面板数据为基础进行分析。

为了减少异方差所导致的结果误差，本文对原始数据进行了处理。由于城乡收入差距泰尔指数和产业结构升级指数的数值较小，且波动相对稳定，本文仅对城镇化率数据进行了取对数处理，记为lnUR。

四、实证分析

（一）平稳性检验和最优滞后阶数

1.面板数据平稳性检验。为了避免伪回归问题，本文进行了平稳性检验，即在相同根条件下采用面板LLC检验，在不同根条件下采用面板IPS检验和ADF检验，结果如表1所示。

表1 变量差分前平稳性检验

表1的结果显示，lnUR、IG、IU在相同根条件下平稳，但在不同根条件下不具备平稳性。因此，本文还要对原始数据进行差分处理，经过差分处理的数据分别记为dlnUR、dIG、dIU。表2的差分后数据平稳性检验结果显示，差分后的数据运用三种平稳性检验方法得到的p值均小于0.01，可以认为差分后得到的数据在1%的显著性水平上均满足平稳性的要求，可以进行进一步的实证分析。

表2 变量差分后平稳性检验

2.最优滞后阶数的选择。本文根据AIC、BIC、HQIC三个统计量最小的准则选择PVAR模型的最优滞后阶数，以保证统计可信度。由表3可知，PVAR模型的滞后阶数为一阶时，AIC、BIC、HQIC统计量均为最小，故本文选取滞后一阶作为最优滞后阶数构建模型。

表3 PVAR模型最优滞后阶数选择

（二）因果关系检验

1.协整检验。因果检验的前提是各变量协整，故本文对原始数据进行了协整检验，协整kao检验结果如表4所示。

表4 协整kao检验

表4给出了五种不同的检验统计量，不难看出，这五种检验统计量对应的p值均小于0.01，说明可以在1%的显著性水平上拒绝不存在协整关系的原假设，本文选取的变量具备进行因果关系检验的条件。

2.格兰杰因果检验。由于原始数据已被证明存在协整关系，差分后平稳数据的因果关系就可以进行进一步的检验。本文对城镇化（dlnUR）、城乡收入差距（dIG）、产业结构升级（dIU）三个差分后的平稳变量进行了格兰杰因果检验，结果如表5所示。可以看出，dlnUR和dIU对dIG进行回归所得p值均小于0.01，dlnUR对dIU进行回归所得p值小于0.01，dIG对dIU进行回归所得p值小于0.05，说明在1%的显著性水平下，城镇化和产业结构升级都是城乡收入差距的格兰杰原因，城镇化水平是产业结构升级的格兰杰原因，同时，在5%的显著性水平下，城乡收入差距和产业结构升级互为格兰杰原因。

表5 PVAR（1）格兰杰因果检验

3.面板数据GMM估计。广义矩（GMM）估计不仅不要求随机误差项的准确分布信息、同方差和无序列相关，而且与其他估计方法相比更具有效性。GMM估计包括差分GMM估计和系统GMM估计，相比较而言，系统GMM估计可以解决差分GMM估计的一些遗漏误差问题，其结果也更为精确。因此，本文采用系统GMM估计方法对PVAR（1）模型进行面板数据估计，结果如表6所示。PVAR模型可以利用截面均值差分法和前向均值差分法（Helmert）去掉模型中的时间效应和个体效应，dlnUR、dIU、dIG经过Helmert转换消除个体效应后分别记为hdlnUR、h-dIU、h-dIG。

表6的结果显示，h-dlnUR和h-dIU对h-dIG的估计系数p值小于0.01，h-dIG对h-dIU的估计系数p值小于0.01，h-dlnUR对h-dIU的估计系数p值小于0.05。可以认为，在1%的显著性水平下，城镇化对城乡收入差距的影响是显著的，产业结构升级和城乡收入差距具有双向显著性关系，同时，在5%的显著性水平下，城镇化和产业结构升级具有双向显著性关系。

表6 PVAR（1）模型的系统GMM估计

（三）脉冲响应分析

由于差分后各变量均为平稳变量，且格兰杰因果关系检验和系统GMM估计结果均显示变量间存在因果关系，为了深入探究城镇化、城乡收入差距与产业结构升级之间的动态关系，本文通过给予各变量一个标准差大小的冲击，得到一阶滞后dlnUR、dIG、dIU的脉冲响应函数（IRF），如图1所示。

图1 PVAR（1）模型脉冲响应

图1分别给出三个组别的脉冲响应函数，即以行为单位进行分组，从上到下依次为城镇化水平、城乡收入差距和产业结构升级对来源于城镇化水平、城乡收入差距和产业结构升级的脉冲响应。各变量的脉冲响应最终均收敛于零，说明本文构建的PVAR（1）模型是稳定的。在受到源于自身的信息冲击时，各变量都给出显著的正向响应，说明我国的城镇化水平、城乡收入差距和产业结构升级均具有经济惯性。

1.变量对城镇化水平的脉冲响应。给予各变量一个标准差大小的冲击，一阶滞后城镇化水平（dlnUR）的脉冲响应情况如图2所示。

图2 变量对城镇化的脉冲响应

从图2中可以看出，当城乡收入差距受到一个标准差大小的正向冲击时，城镇化水平在当期没有发生变化，但自第一期开始产生显著的正向响应，且逐渐下降并趋近于零。这说明城乡收入差距扩大对城镇化的发展具有正向影响，但这种影响是逐渐收敛的。

当产业结构升级受到一个标准差大小的正向冲击时，城镇化水平在当期不发生任何变化，在第一期则会产生一个温和的负向反应，在第二期负向影响最为显著，此后逐渐收敛于零。这说明从脉冲响应的角度来看，产业结构升级对城镇化具有温和的负向影响。

2.变量对城乡收入差距的脉冲响应。给予各变量一个标准差大小的冲击，一阶滞后城乡收入差距（dIG）的脉冲响应情况如图3所示。

图3 变量对城乡收入差距的脉冲响应

从图3中可以看出，当城镇化水平受到一个标准差大小的正向冲击时，城乡收入差距在当期立即产生一个正向反应，但在第一期迅速转变为负向反应，且这种负向反应在滞后一期达到最大，此后逐渐向零轴趋近。总体而言，城镇化水平对城乡收入差距具有先正面后负面的影响，这说明提高城镇化水平虽然在短期内会导致城乡收入差距扩大，但从长远来看，城镇化会对城乡收入差距的持续扩大起到阻碍作用。

当产业结构升级受到一个标准差大小的正向冲击时，城乡收入差距在当期没有发生变化，但此后一直保持负面影响，且这种负面影响在第一期达到顶峰，这说明产业结构的优化升级能够抑制城乡收入差距的扩大。换言之，调整产业结构和优化产业布局有助于缩小城乡收入差距。

3.变量对产业结构升级的脉冲响应。给予各变量一个标准差大小的冲击，一阶滞后产业结构升级（dIU）的脉冲响应情况如图4所示。

图4 变量对产业结构升级的脉冲响应

从图4中可以看出，城镇化水平受到一个标准差大小的正向冲击时，产业结构升级在当期立刻产生一定的负向响应，在第二期这种影响转为正向并从正向趋近于零。总体而言，城镇化水平对产业结构升级的影响为先负后正，这说明城镇化水平在提升初期对我国的产业结构升级起到阻碍作用，但其后会逐渐显示出正向影响。

当城乡收入差距受到一个标准差大小的正向冲击时，产业结构升级在当期没有响应，在第一期却迅速转为负向影响并开始从负向趋近于零。总体而言，城乡收入差距扩大会对产业结构升级起到阻碍作用。

（四）方差分解分析

脉冲响应函数虽然可以检验各变量的相关性，但无法给出变量间随时间变化的贡献度。为了进一步了解各变量间相互影响的贡献程度，本文采用方差分解方法进行分析，各变量影响因素的方差分解结果如表7所示。

表7 各变量的影响因素方差

就城镇化水平而言，其在第一期的贡献率完全源于城镇化自身，而从第二期开始，其自身贡献率一直保持下降趋势并最终维持在99.1%。城乡收入差距对城镇化水平的贡献率逐渐上升，并最终保持0.6%的占比。产业结构升级对城镇化水平的贡献率逐渐上升，最终占比为0.3%。由此可见，我国城镇化发展过程中受到的冲击主要源于城镇化自身，其受城乡收入差距和产业结构升级的影响相对较小。

就城乡收入差距而言，其在第一期有94.9%的贡献率源于自身，城镇化对城乡收入差距有5.1%的贡献率，而产业结构升级对城乡收入差距没有贡献。随着滞后时长的增加，城乡收入差距源于自身的贡献率逐渐降低，而城镇化和产业结构升级对城乡收入差距的影响逐渐加大，到第五期时城乡收入差距源于自身的贡献率为68.7%，源于城镇化的贡献率上升到21.7%，源于产业结构升级的贡献率则迅速上升至9.6%。不难看出，城乡收入差距主要受到自身发展和城镇化的影响，其中，城镇化对城乡收入差距的贡献率最终达到20%以上，而产业结构升级对城乡收入差距的贡献率逐渐提升到10%左右。

就产业结构升级而言，其在第一期有91.6%的贡献率源于自身，8.4%的贡献率源于城镇化，而城乡收入差距对产业结构升级没有贡献。产业结构升级自身的贡献率随时间推移逐渐降低，到第五期时其源于自身的贡献率已降至82.7%，而源于城镇化的贡献率上升为14.8%，源于城乡收入差距的贡献率则保持在2.6%左右。可见，我国产业结构升级过程中受到的冲击主要来源于其自身，而城镇化对产业结构升级的冲击较大，城乡收入差距对产业结构升级的贡献则保持在较低水平。

五、结论与建议

（一）研究结论

第一，城镇化、城乡收入差距与产业结构升级之间存在长期均衡关系，产业结构的改善、城镇化水平的提升与城乡收入差距的扩大之间存在协整关系。

第二，城镇化的发展受城乡收入差距和产业结构升级的影响较小，但其对城乡收入差距和产业结构升级的影响较大。脉冲响应分析显示，城乡收入差距和产业结构升级对城镇化虽有一定的影响，但其都不是城镇化发展的格兰杰原因，与城镇化发展不存在显著性关系，城镇化水平自身的贡献率始终高于99%。脉冲响应和方差分解均显示，城镇化水平对城乡收入差距和产业结构升级的影响较大。

第三，城镇化发展和产业结构升级均有助于城乡收入差距的缩小。城镇化发展和产业结构升级都是城乡收入差距扩大的格兰杰原因，这二者与城乡收入差距均具有双向显著性关系。具体而言，城镇化和产业结构升级对城乡收入差距扩大具有负向影响，即城镇化水平提高和产业结构升级可以缩小城乡收入差距。

第四，城镇化对产业结构升级的影响为先负后正，而城乡收入差距扩大会阻碍产业结构升级。城镇化发展和产业结构升级均是产业结构升级的格兰杰原因，这二者与产业结构升级均具有显著性关系。随着时间的推移，城镇化水平提高对产业结构改善具有先负后正的影响，而城乡收入差距对产业结构升级的影响则表现为负向。

第五，产业结构升级和城乡收入差距对彼此的影响较大，二者互为格兰杰原因，且具有双向显著性关系。方差分解结果显示，产业结构升级对城乡收入差距的方差贡献水平随滞后期数的增加逐渐提高，城乡收入差距对产业结构升级的方差贡献水平则一直保持在较高水平。城镇化、城乡收入差距与产业结构升级的联合动态关系如图5所示。

图5 城镇化、城乡收入差距与产业结构升级的联合动态关系

（二）对策建议

第一，城镇化、城乡收入差距与产业结构升级要形成良性互动的体系，充分发挥协同效应。我国应加快实施新型城镇化发展和农村振兴战略，优化城乡产业结构的空间格局，形成城镇化、城乡收入差距与产业结构升级良性互动的体系，通过释放城镇化红利，优化产业结构布局，促进国民经济均衡发展，为经济高质量发展提供新的发展动力。

第二，提高城乡融合和一体化程度，以城镇化发展促进城乡收入差距缩小。我国应科学编制城乡发展规划，完善城乡一体化政策措施，扩大城市辐射面，带动乡村发展，促进城乡共建共享。城乡之间应实行要素的自由流动，保证城乡共同实现高质量发展。在促进城镇化水平提高的同时，各地应注重收入分配的公平性，搭建城乡互动平台，保障城乡有序、有效交流，缩小收入差距。

第三，推动产城融合发展，促进产业结构完善升级。我国应引导新型城镇化的良性发展，实现各产业间的良性互动，推动产业生态的转型。各地应加快产城融合，在推进城镇化时注重城镇产业经济的培育，重视第二和第三产业的转型升级，完善产业链和供应链，驱动产业结构的高级化和合理化发展。

第四，优化城乡产业布局，带动城乡缩小收入差距。我国的产业结构升级和空间布局应进一步优化，提高资源利用效率，加大现代服务业和高端制造业的比重，挖掘其在稳增长、保就业和培育新经济等方面的潜力。同时，我国应着重发展现代农业，扩大农业产业链，大力支持农村第二和第三产业的发展，增加在第二和第三产业就业的农村群体数量，以提高农村居民的工资收入，拓宽农民的收入渠道，缩小城乡收入差距。

第五，缩小城乡收入差距，助力产业结构调整升级。我国应加快户籍制度改革步伐，破除城乡二元壁垒，促进城乡居民合理流动，助推产业结构升级。我国应实现教育机会均等，提高农村居民的受教育程度，构建良好的国民教育制度，从长远的角度缩小城乡收入差距，助力产业结构优化升级。

注释：

①常住人口城镇化率的历史数据来源于各年度的《中华人民共和国国民经济和社会发展统计公报》，2035年的常住人口城镇化率预测数据来源于《中国农村发展报告（2021）》。

②第二和第三产业占GDP的比重根据《中国统计年鉴》（2021年）公布的相关数据计算得到。

③基尼系数来源于相应年份的《中国统计年鉴》和《中国住户调查年鉴》。