城镇化影响共同富裕的机制及效应——基于收入差距的视角

程开明，刘书成

（浙江工商大学a.统计与数学学院；b.统计数据工程技术与应用协同创新中心，浙江 杭州 310018）

一、引言

全球范围内贫富差距呈现持续扩大态势，贫富分化已然成为困扰世界各国经济发展与社会稳定的一大难题［1］。共同富裕是社会主义的本质特征，中国长期致力于消除贫困、促进共同富裕。随着“十三五”时期全面建成小康社会取得决定性成就，中共十九届六中全会进一步强调“全面深化改革开放，促进共同富裕”。共同富裕要求在“富裕”的基础上实现“共享”，包括收入水平提高和收入公平分配两方面［2］。共同富裕注重城乡和地区间协调发展，努力缩小城乡、地区及群体三大差距。为推动实现共同富裕的远景目标，2021 年5 月20日，中共中央、国务院印发了《关于支持浙江高质量发展建设共同富裕示范区的意见》。可见，如何改善社会收入分配格局，实现共同富裕，是未来政策的一个重要关注点。

改革开放以来，中国经济高速增长，城镇化进程持续推进。2021 年，中国城镇常住人口比重达到64.72%，城镇户籍人口比重为46.7%。理论上，城镇化与共同富裕具有内在一致性，共同富裕要求区域协调发展，降低收入不均等程度［3］；城镇化既有利于提高资源配置效率，又是促进区域差距缩小的重要途径［4］。随着共同富裕远景目标的提出，城镇化进程必然要求服务于全体人民共同富裕。尽管如此，已有研究仍未就“城镇化能否促进共同富裕”这一问题给出清晰答案。由此，值得深思的问题是：城镇化发展如何影响城乡差距及地区差距？城镇化进程能否改善社会收入分配格局，促进共同富裕？为尝试回答上述问题，本文基于收入差距视角，明晰城镇化影响城乡及地区间差距的机制及效应，并进一步探究城镇化与总体收入差距之间的关系，阐释城镇化影响共同富裕的现实意义。

城镇化对收入差距的影响效应一直是学术界关注的重点问题。国外学者通过理论分析及实证检验一致证明城镇化对城乡居民收入差距具有显著影响。Lewis（1954）［5］认为，在城市化进程中，农业部门的大量剩余劳动人口会向报酬更高的城市工业部门流动，使农村居民收入得到较大提高，城乡相对收入差距显著缩小；然而，Barro 和Sala-i-Martin（1992）［6］基于人口迁移视角发现，城市化无助于缩小城乡收入差距；Kanbur和Zhuang（2013）［7］考察了亚洲各国的城市化进程，发现城市化与城乡收入差距之间存在“倒U”型关系，城市化率门槛值大致为36%；Su 等（2015）［8］认为，城市化对城乡收入差距具有“即时缓解效应”，短期能够给农民带来更多收益，但长期可能加剧收入不平等。截至目前，国外有关城镇化与城乡收入差距之间关系的研究尚未得到一致结论。国内学者研究由于测度方法和时间跨度的选择不同，形成了三种观点：①城镇化会导致城乡收入差距拉大［9-10］；②城镇化有利于城乡收入差距收敛［11-12］；③城镇化与城乡收入差距之间呈现“倒U”型关系［13-14］。可见，城镇化与城乡收入差距之间究竟存在何种关系，仍有待进一步探讨。

相对于城镇化与城乡收入差距的广泛探讨，学者对城镇化与地区间收入差距的关注相对较少。区域经济学理论证明，城镇化进程中的区域发展政策通常会影响地区收入差距［15］。现有文献多基于劳动力流动视角解析城镇化对地区间收入差距的影响效应，存在扩大论［16-17］、缩小论［18-19］和折中论［20-21］三种观点。其中，新经济地理学是扩大论的主要代表；新古典经济学构成缩小论的核心范式；折中论则是基于跨国数据或区域数据展开实证分析，发现劳动力流动对地区差距的影响存在异质性。总体上看，已有研究缺乏城镇化与地区间收入差距之间关系的机制探究，对城镇化影响地区间收入差距具体效应的实证分析也相对不足。

尽管已有文献对城镇化与收入差距之间关系的研究较为丰富，但鲜有文献以共同富裕为背景全面系统探究城镇化对收入差距的影响机理及效应。本文在明晰城镇化影响收入差距机制及路径的基础上，利用我国省域面板数据多角度实证考察城镇化的收入分配效应。本文的边际贡献在于：①重点关注城乡收入差距和地区间收入差距，从理论层面解析城镇化影响城乡及地区间收入差距的路径机制；②考虑城镇化的空间溢出效应，构建空间杜宾模型实证检验城镇化影响收入差距的具体效应；③多角度深入探究城镇化进程对总体居民收入差距的影响，阐释城镇化促进共同富裕的现实意义。

二、理论机制及影响路径

（一）城镇化与城乡收入差距

城乡二元结构下，城镇化对城乡收入差距理论上具有双向影响机制，意味着城镇化发展与城乡收入差距之间的关系可能并非线性。

从城镇化缩小城乡收入差距的积极效应来看，主要存在四种路径。一是竞争效应。城乡期望收入差距的存在吸引大量农村劳动力向城镇流动，城镇劳动力丰富带来的竞争压力导致要素报酬均等化，一方面，城市劳动力供给增加会加剧劳动力市场竞争，降低城市工资水平；另一方面，劳动力向城市流动导致农村人口减少，从而提高农村人均收入，缩小城乡收入差距［11］。二是农业生产方式转变效应。随着大量农村剩余劳动力向城市转移，农村人均土地拥有量明显增加，这将有效促进农业生产的规模化和产业化，提高农村劳动生产率和边际报酬。三是要素回流效应。城镇化进程的中后期，城市土地资源日益匮乏，一些产业为降低用地成本而向农村转移，使得资金“回流”农村；同时，一部分流向城市的劳动力将学习到的新知识和新技术带回农村，用于农业生产和基础设施建设，有利于提高农民收入。四是农产品需求效应。城镇化进程中劳动力的城乡转移促使城市数量增加和规模扩大，而城市的集聚效应和辐射效应扩大了农产品市场需求，促进农业发展和农民增收［22］。

从城镇化不利于缩小城乡收入差距的消极效应来看，主要有三条路径。一是人口结构转变效应。由于农村中率先向城市转移的往往是相对富裕或拥有较高知识技能的人群，这将导致农村地区资金和人力资本的外流，扩大城乡收入差距。二是城市偏向效应。城镇化建设初期，基础设施、公共服务、财政税收等方面的支持政策具有明显的“城市偏向”，城乡福利待遇差距显著，导致城乡收入差距扩大。三是产业集聚效应。城镇化会带来更为强劲的集聚经济效应，吸引农村生产要素流入城市，导致农村与城市之间劳动生产率差异明显，进而拉大城乡收入差距［23］。

总体上看，城镇化影响城乡收入差距的净效应取决于其积极效应与消极效应的力量对比，需通过理论模型和实证检验加以考察。

鉴于我国城乡二元经济结构现状，假定社会由城镇与农村两部门构成，以泰尔指数作为城乡收入差距的测度指标，依据泰尔指数定义构建城镇化与城乡收入差距之间关系的理论模型［24］。泰尔指数公式为：

其中：N1表示城镇人口，N2表示农村人口，总人口为N=N1+N2；I1表示城镇总收入，I2表示农村总收入，地区总收入为I=I1+I2；urban=N1/N为人口城镇化率，（1-urban）为农村人口占比。

城镇和农村人均收入分别记作PIU和PIR，假定城镇和农村内部不存在收入差距。为简化模型，将农村人均收入标准化为1。将城镇总收入和农村总收入分解为相应的人口数量与人均收入之积，代入泰尔指数公式可得：

进一步地，为考察城镇化与城乡收入差距之间的关系，对城镇化率（urban）求导得：

H1：城镇化对城乡收入差距产生扩大和缩小两方面的效应，使得两者之间呈现“倒U”型关系。

（二）城镇化与地区间收入差距

与城镇化影响城乡收入差距的理论机制类似，城镇化也从两个方向对地区间收入差距产生影响。

短期来看，城镇化发展易造成地区间收入差距扩大，主要存在两方面原因。一是虹吸效应。发达地区在成长期主要依靠集聚周边地区的生产要素快速发展，人才、资本等要素逐渐向发达地区聚集势必给周边地区发展造成消极影响。随着发达地区迅速发展，优质的医疗、教育和基础设施高度聚集，区域竞争力凸显，吸引人才、资金等优质资源持续流入，从而造成马太效应，加剧地区间收入差距。二是产业集聚效应。根据比较优势理论，城镇化推动优势要素向经济效率高的地区流动，形成规模经济效应，拉大地区间生产率差距，从而扩大地区间收入差距。

长期来看，城镇化主要依赖四条渠道促进地区间收入差距的缩小。一是劳动报酬均衡效应。在劳动力自由流动的条件下，生产率和劳动报酬高的发达地区吸引劳动力净流入，导致市场竞争加剧，产出又被更多的劳动者分享，致使人均收入降低；欠发达地区由于劳动力净流出，产出由更少的劳动者分享，致使人均收入提高。二是生产率提升效应。随着欠发达地区的劳动力减少，有利于实现传统生产部门的规模化和集约化经营，促进边际劳动生产率的提升，从而提高收入水平。三是知识溢出效应。发达地区与欠发达地区之间存在显著的技术水平落差，流入发达地区的工人通过“干中学”积累生产经验并学习先进管理理念，有利于传统部门与现代部门之间的沟通交流，推动欠发达地区的生产技术和经营理念创新，提高生产效率，实现产出与收入的双赢。四是收入分享效应。流向高生产率和高工资水平的发达地区的劳动者，可获得更高的收入并将部分收益汇回户籍地，促使欠发达地区分享发达地区的发展成果，缩小地区差距。

理论分析表明，城镇化对地区间收入差距兼具扩张力与收缩力，在不同阶段综合效应可能存在差异。长期来看，城镇化对于缩小收入差距的促进作用可能更为突出，即城镇化发展最终有利于地区间收入差距的收敛。基于此，本文提出研究假设2。

H2：城镇化对地区间收入差距存在双重影响效应，但长期看城镇化有助于缩小地区间收入差距。

三、实证研究设计

（一）模型设定

1.基准模型

为验证H1和H2，设定基准面板计量模型为：

其中：i表示不同省份；t表示年份；被解释变量中，Theilit表示城乡收入差距，RILit表示地区间收入差距；Urbanit、Urban2it分别表示核心解释变量城镇化水平及其二次项；Xit为控制变量；μi、ξt分别为个体效应和时间效应；εit为随机误差项。

2.空间计量模型

根据人口推拉理论，城镇化进程中劳动力流动不仅取决于收入预期和迁移成本，还受到具有空间邻近性的语言文化等因素的影响［25］，使城镇化发展具有空间溢出效应。考虑地区间经济发展水平差异，城乡收入差距和地区间收入差距可能存在空间依赖性，忽视其空间溢出效应易造成估计系数偏误。因此，本文运用空间计量模型以准确识别城镇化影响收入差距的实际效应。

设定空间计量模型之前，采用全局莫兰指数（Moran'sI）检验变量的空间自相关性。基于经纬度坐标构造反地理距离的空间权重矩阵（W），为尽可能保留空间权重矩阵的主要特征和避免权重矩阵因距离衰减而失去经济学解释，利用矩阵最大特征根进行标准化处理。检验结果发现变量均存在显著的空间自相关性：城乡收入差距的莫兰指数处于0.3～0.5之间，地区间收入差距的莫兰指数处于0.1～0.3之间，均在1%水平上显著，说明城乡及地区间收入差距存在显著的空间依赖性，呈现“高—高”和“低—低”的空间集聚态势；城镇化水平的莫兰指数在1%显著性水平上处于0.2～0.3之间；除极个别年份外，控制变量的莫兰指数基本在5%水平上显著。上述结果表明变量均存在显著的空间自相关性，有必要运用空间计量模型开展实证分析。

本文选取更具一般性的空间杜宾模型（SDM）进行实证分析，利用LR检验和Wald检验考察其能否简化为空间滞后模型或空间误差模型。在式（4）、式（5）的基础上，设定空间杜宾模型为：

其中：W为标准化的反地理距离空间权重矩阵；WTheilit表示城乡收入差距的空间滞后项；WRILit表示地区间收入差距的空间滞后项；ρ为被解释变量的空间滞后系数；WUrbanit、WUrban2itt分别表示城镇化水平及其二次项的空间滞后项；WX为控制变量的空间滞后项；其他变量含义与式（4）、式（5）相同。

（二）变量选取

1.被解释变量

（1）城乡收入差距。国内学者常采用基尼系数、城乡收入比和泰尔指数来衡量城乡收入差距，但只有泰尔指数将城乡人口所占比重考虑在内，更适用于准确测度我国城乡收入差距［26］。本文选用更具针对性的城乡收入泰尔指数作为城乡收入差距的测度指标，以有效反映城乡收入的变化及差距。在计算时先将城镇人均可支配收入与城镇人口数、农村人均可支配收入与农村人口数相乘，得到城镇和农村总收入，进一步计算得到城乡收入泰尔指数。泰尔指数值越大，说明城乡收入不均衡程度越高。

（2）地区间收入差距。借鉴Griffith等（2004）［27］提出的以非前沿地区与前沿地区之比测度技术差距的方法以及Bourlès等（2013）［28］提出的以最优行业与其他行业之比衡量生产率差距的方法，鉴于上海市人均可支配收入在研究期内始终高居首位，选取上海市作为前沿地区，以各地区人均可支配收入与前沿地区人均可支配收入的比值（即相对收入水平）作为地区间收入差距的测度指标。相对收入水平的取值范围在0～1 之间，相对收入水平越低，说明该地区与前沿地区的收入差距越大；反之，说明地区间收入差距越小。

2.解释变量

有关城镇化水平的测度指标主要有两种：一是非农业就业人口占总就业人口的比重，即就业城镇化率；二是城镇人口占总人口的比重，即人口城镇化率。依据泰尔指数定义和数据可获取性，本文选取常住人口城镇化率（城镇常住人口/总人口）衡量城镇化水平。同时，在模型中引入城镇化水平的二次项以识别城镇化与收入差距之间的非线性关系。

3.控制变量

根据收入差距的相关理论，本文选取以下5个可能对收入差距造成影响的控制变量。

（1）经济发展水平。采用人均GDP 衡量，利用消费者价格指数进行缩减。在我国城乡二元经济结构条件下，经济发展会对收入差距产生深刻影响。

（2）产业结构。采用产业结构升级系数测度，产业结构优化带来新的工作岗位，吸引大量劳动力流入；同时，产业结构升级会淘汰一些夕阳产业，提高对劳动力素质的要求，从而影响收入分配差距。借鉴蓝庆新和陈超凡（2013）的做法［29］，定义产业结构升级系数为：

其中：Ii（i=1，2，3）分别代表三次产业的增加值所占比重；Indu的取值范围在1～3之间，越趋近于1说明产业结构层次越低，越趋近于3说明产业结构层次越高。

（3）人力资本水平。采用劳动从业人员平均受教育年限来代表，大量实证研究表明，人力资本投资通过改进劳动力质量来提高劳动生产率，成为影响收入差距的重要因素［30］。

（4）经济开放度。采用进出口总额与GDP 的比值衡量，反映贸易的全球化水平。张汉林和袁佳（2011）［31］研究了经济全球化对中国收入分配的影响，认为贸易全球化短期内会加剧收入分配失衡，长期则有助于抑制居民收入差距的扩大。

（5）政策干预度。以财政支出占GDP 的比重测度，国家及地方政府实施的各项经济政策也对收入分配格局造成一定影响。

（三）数据来源

研究数据来源于中国研究数据服务平台（CNRDS）、历年《中国统计年鉴》和《中国城市统计年鉴》，涵盖2000—2020 年我国31 个省份（不包括港澳台地区）数据。2013年，国家统计局实施了城乡一体化住户调查制度，对农村居民收入的统计口径进行了调整，以农村人均可支配收入作为农村人均纯收入的替代指标。由于无法对农村居民收入的统计口径作出合理修正，故将两个指标结合使用。2000—2004 年常住人口城镇化率数据参考林坚（2010）［32］的做法，利用人口普查数据修正后得到。

各变量的基本描述性统计见表1所列。

表1 变量描述性统计

四、实证结果分析

（一）城镇化与城乡收入差距

为准确估计城镇化对城乡收入差距的影响效应，需判断空间杜宾模型的合理性。先估计不包含空间依赖性的面板模型作为基准模型，再计算LM统计量和LR统计量，稳健的LM检验在1%显著性水平上拒绝了没有空间自相关和空间误差项的原假设；根据LR检验结果，空间固定效应模型和时间固定效应模型在1%的显著性水平上都拒绝原假设，说明适合选用时空固定效应模型。Wald 检验和LR检验在1%的显著性水平均拒绝原假设，表明空间杜宾模型不适合简化为空间滞后模型和空间误差模型。Hausman检验在1%的显著性水平上拒绝随机效应模型，进一步证明选用固定效应的空间杜宾模型较为合适。

在模型估计过程中，采用极大似然估计法以尽量减少内生性问题引致的估计偏差。对于时空固定效应模型，当样本量和时间跨度都较大时估计结果可能有偏差，故对基于似然函数最大化的参数估计结果进行偏误修正［33］。本文报告了空间杜宾模型的估计结果，并进一步测算了直接效应、间接效应和总效应，具体见表2所列。

表2 城镇化与城乡收入差距的估计结果

城乡收入差距的空间滞后系数（ρ）在1%水平上显著为正，表明城乡收入差距具有空间依赖性和空间溢出效应，邻近省份较小的城乡收入差距有利于缩小本省的城乡收入差距。鉴于城镇化水平与城乡收入差距可能存在“倒U”型曲线关系，模型中引入城镇化水平的二次项加以识别。在5%水平上，城镇化水平对城乡收入差距的直接效应、间接效应和总效应均显著为正；城镇化水平二次项的直接效应、间接效应和总效应均显著为负，表明考虑空间自相关性后，城镇化对本地区及周边地区城乡收入差距的影响效应符合“倒U”型特征，与理论分析结论相一致。

Lind 和Mehlum（2010）［34］指出，仅通过考察一次项和二次项的系数来判定“倒U”型关系是不够严谨的，故进一步依据其提出的检验“倒U”型关系的三个标准，对城镇化与城乡收入差距之间“倒U”型关系的真实性进行验证。检验结果表明：城镇化水平的总效应门槛值为46.5%，95%的置信区间为［41.3%，51.1%］，处于城镇化水平的样本取值范围［19.3%，89.6%］内；城镇化水平—城乡收入差距曲线斜率在样本取值的最小处和最大处均足够陡峭；同时，检验结果在1%显著性水平上拒绝了“城镇化与城乡收入差距之间表现为单调或‘U’型关系”的原假设。综上，意味着在城镇化“积极效应”和“消极效应”的共同作用下，城乡收入差距的确经历一个先扩大后缩小的“倒U”型曲线变化过程，H1得以证实。

控制变量的直接效应显示，产业结构和人力资本水平的提升能够显著缩小本地区的城乡收入差距，而经济发展水平和政策干预度的提高则会扩大本地区的城乡收入差距。从间接效应来看，经济发展水平、产业结构和经济开放度都有显著的空间溢出效应，表明其不仅直接影响本地区的城乡收入差距，对周边地区也具有溢出效应。

（二）城镇化与地区间收入差距

以反映地区收入差距的相对收入水平作为被解释变量，空间杜宾模型的估计结果见表3 所列。空间自相关系数通过1%的显著性水平检验，稳健的LM检验在1%显著性水平上拒绝了不具备空间自相关和空间误差项的原假设；LR检验在1%的显著性水平上拒绝原假设，说明空间杜宾模型的拟合效果更好。同样，对基于似然函数最大化的参数估计结果进行偏误修正。为保证经济含义的一致性，控制变量均以相对水平形式（各地区与前沿地区的比值）加入模型。

表3 城镇化与地区间收入差距的估计结果

地区相对收入水平的空间滞后系数（ρ）在1%水平上显著为正，表明地区间收入差距存在空间溢出效应，邻近省份的相对收入水平提高有助于提升本省的相对收入水平。城镇化水平系数和直接效应均在1%水平上显著为正，直接效应为0.392，意味着城镇化水平提高1%，本地区相对收入水平将提高0.392%，即地区间收入差距缩小0.392%。这说明城镇化水平的提高有利于提高本地区相对于前沿地区的收入水平，缩小地区间收入差距，与理论分析结论相一致。究其原因，主要在于城镇化引致的劳动报酬均衡效应、生产率提升效应、知识溢出效应和收入分享效应的综合作用。城镇化水平的间接效应显著为负，表明城镇化发展具有降低周边地区相对收入水平的倾向，这与地区间劳动力市场的激烈竞争有关。与此同时，城镇化水平的总效应在1%水平上显著为正，表明城镇化影响本地区及周边地区相对收入水平的平均效应呈现积极态势，总体上有利于缩小地区间收入差距。由此，长期来看，城镇化导致地区间收入差距的“收缩效应”终将超越“扩张效应”，从而有利于地区间收入差距的收敛，H2得以证实。

控制变量的直接效应显示，经济发展水平、产业结构和人力资本水平的提升能够显著提高本地区的相对收入水平，而经济开放度的提升会降低本地区的相对收入水平。此外，经济发展水平、产业结构和政策干预度都具有显著的间接效应，说明其不仅直接影响本地区的相对收入水平，对周边地区也具有溢出效应。

（三）内生性处理与稳健性检验

本文采用双向固定效应的空间杜宾模型有利于缓解由遗漏变量引致的内生性问题。考虑城乡收入差距和地区间收入差距可能对城镇化进程存在反向作用，进一步导致内生性问题，参考姚玉祥和吴普云（2019）的做法［35］，选取地形起伏度作为工具变量，采用系统广义矩估计法（System-GMM）进行估计检验。地形起伏度作为自然形成的、客观存在的外生变量，会对交通运输和基础设施建设产生影响，与城镇化发展存在明显的相关性［36］，是一个合适的工具变量。根据LM检验和Hansen J检验结果，通过“不可识别”检验和“过度识别”检验，证明了工具变量的有效性。

进一步采用两种方法进行稳健性检验。一是替换被解释变量的测度指标，将城乡收入差距的测度指标由泰尔指数替换为城乡实际收入比（城镇人均实际可支配收入/农村人均实际可支配收入）（1）；由于地区间收入差距可能受直辖市的特殊地位影响，剔除4 个直辖市后，选取浙江省作为前沿地区构造新的相对收入水平指标（各地区人均可支配收入/浙江省人均可支配收入），重新进行估计检验。二是替换空间权重矩阵，利用（0，1）邻接关系和反经济距离（2）的形式代替反地理距离方式分别构造空间权重矩阵，重新进行估计检验。内生性与稳健性检验结果见表4所列。

表4 内生性处理与稳健性检验的主要估计结果

引入工具变量后，城镇化水平的直接效应、间接效应和总效应的估计结果与前述结果基本一致，系数在5%水平上通过显著性检验，表现出较强的稳健性，证明研究结论较为可靠。替换城乡收入差距的测度指标并未影响城镇化与城乡收入差距的“倒U”型关系，估计得到城镇化水平的总效应门槛值为49.3%，95%的置信区间为［44.1%，54.3%］，“倒U”型关系较为稳健。替换地区收入差距的测度指标后，城镇化水平的直接效应和间接效应都显著为正，表明城镇化水平的提高有利于提升本地区及周边地区的相对收入水平，缩小地区间收入差距。变换空间权重矩阵后，模型中各变量的系数符号基本未变，证明了估计结果的稳健性。

（四）城镇化与收入差距之间关系的实际考察

结合我国实际数据，考察城镇化与城乡收入差距、地区间收入差距之间的关系。利用省域面板数据计算2000—2020年全国城乡收入泰尔指数和地区相对收入水平的均值，结合城镇化水平，观察其动态变化规律。本文分别呈现了城镇化与泰尔指数、城镇化与相对收入水平之间的关系，如图1所示。

图1 城镇化与收入差距之间关系的实际考察

随着城镇化水平的不断提高，城乡收入泰尔指数的变动大体符合“倒U”型曲线特征，城乡收入差距由扩大转为缩小的城镇化率门槛值大致位于2007年的45.8%，这与空间杜宾模型估计出的城镇化率总效应门槛值46.5%较为接近。城镇化率与地区相对收入水平之间呈现明显的正相关关系，意味着随着城镇化水平的不断提高，地区相对收入水平逐步拉近，城镇化有利于地区间收入差距的收敛。

基于我国实际数据的考察，同样验证了城镇化进程与城乡收入差距之间的“倒U”型关系，以及城镇化对于促进地区间收入差距收敛的积极作用，进一步证明了研究结论的可信度和有效性。截至2019年，我国除西藏外30个省份（不包括港澳台地区）的城镇化率均突破城乡收入差距由升转降的门槛值，意味着城镇化的进一步推进将持续缩小城乡收入差距；同时，长期来看，城镇化有利于改善地区间收入不均衡状况，推进收入分配视角的共同富裕。

五、拓展分析：城镇化与总体居民收入差距

在刻画城镇化对城乡及地区间收入差距影响效应的基础上，对城镇化与总体收入差距之间的关系进行拓展分析。由于反映社会整体收入差距的基尼系数为时序数据，直接建立计量模型容易造成伪回归问题，故采用省域总体居民收入基尼系数进行分析。从城乡视角看，该指标涵盖了农村内部、城市内部及城乡之间收入差距；从地区视角看，包含了地区内部、地区之间的收入差距。因此，基尼系数能够全面综合地反映居民收入分配均衡状况，即共同富裕的实现程度。本文以基尼系数衡量总体居民收入差距，借鉴田卫民（2012）［37］的测算方法，先计算出各省份城镇居民和农村居民的收入基尼系数，再利用分组加权法计算出总体收入基尼系数。

（一）空间杜宾模型估计结果

依据前文分析，城乡收入差距和地区间收入差距都存在显著的空间自相关性，总体收入差距同样可能存在明显的空间依赖性。本文构建空间杜宾模型考察城镇化对总体收入差距的影响效应，引入城镇化水平二次项以识别潜在的非线性关系，估计结果见表5所列。

表5 空间杜宾模型的估计结果

城镇化水平直接效应和总效应的一次项及二次项系数均通过5%的显著性水平检验，一次项系数为正，二次项系数为负，表明城镇化与总体居民收入差距之间存在着“倒U”型关系。随着城镇化进程的推进，其对总体居民收入差距的影响存在一个拐点，在城镇化初期会加大居民收入的不均等程度，当城镇化达到较高水平后有利于改善社会收入分配格局。根据Lind 和Mehlum（2010）的检验标准［34］，城镇化水平总效应的拐点大致为53.8%，95%的置信区间为［49.1%，58.3%］，说明城镇化影响本地区及周边地区总体收入差距的平均效应呈现先抑制后改善的变动态势。原因在于：城镇化初期，城乡收入差距在总体收入差距中所占比重较高［35］，城乡收入差距的拉大将导致社会整体收入分配失衡；随着城镇化进程的不断深入，城镇化对缩小收入差距的积极效应愈发凸显，城乡收入差距和地区间收入差距均呈现收敛态势，从而有助于缩小总体收入差距。实际上，2014 年中国城镇化水平已达到54.7%，跨越了这一拐点值，意味着现阶段中国城镇化进程已处于总体收入差距下行的通道，能够起到促进收入分配均等化的积极作用。

（二）空间分位数回归结果

为进一步验证城镇化与总体收入差距之间“倒U”型关系的真实性，仍需考察不同总体收入差距水平下城镇化的影响效应。在分位数模型的基础上，将总体收入差距的空间滞后项引入解释变量中，构建空间分位数模型进行分析。为缓解内生性问题，采用两阶段分位数回归法（2SQR）进行估计［38］。设定具体模型为：

其中：Giniit表示总体居民收入差距，采用基尼系数测度，该值越大说明总体收入不均等程度越高；Qτ(Giniit)为总体居民收入差距的τ分位数；ρτ为空间滞后项的τ分位数系数；β1τ、β2τ分别为城镇化水平和控制变量的τ分位数系数；W为标准化的反地理距离空间权重矩阵；其他变量含义与式（5）相同。

空间分位数模型估计结果见表6 所列。可以发现，空间滞后项（ρ）在各个分位点上均通过5%水平的显著性检验，说明总体居民收入差距存在较强的空间溢出效应，不考虑空间自相关性会导致估计结果偏误。在空间分位数模型中，不同分位点下城镇化对总体居民收入差距的影响效应呈现异质性。在25%～50%分位点上，城镇化水平系数显著为正且系数呈下降态势；在75%～90%分位点上，该系数显著为负且系数绝对值呈上升态势。

表6 空间分位数模型的估计结果

为更直观地反映城镇化对总体居民收入差距影响的变动趋势，绘制城镇化水平系数随分位点的变动趋势图，如图2所示。

图2 城镇化影响总体居民收入差距的空间分位数回归趋势

由图2可见，城镇化水平系数呈现波动下降态势，大致在50%分位点处由正转负。起初在收入均衡程度较高时，城镇化对总体收入差距是正向影响，城镇化进程会显著扩大总体收入差距；随着收入不均衡程度的加大，城镇化的影响效应逐步下降并最终由正转负，逐渐起到缩小总体收入差距的积极作用。可见，城镇化与总体居民收入差距之间确实存在“倒U”型关系，城镇化水平的进一步提升将有利于改善社会收入分配格局，促进共同富裕。

六、结论与建议

本文遵循“理论机制—实证检验”的逻辑主线，基于收入差距视角力图回答“城镇化能否促进共同富裕”这一焦点问题。研究结果表明：第一，城镇化与城乡收入差距之间存在稳健的“倒U”型关系，城镇化影响城乡收入差距的直接效应、间接效应和总效应均符合“倒U”型特征，城乡收入差距由扩大转为缩小的城镇化率总效应门槛值为46.5%；第二，城镇化影响地区间收入差距的直接效应和总效应显著为正，间接效应显著为负，表明城镇化发展具有提高本地区相对收入水平和降低周边地区相对收入水平的倾向，总体上有利于促进地区间收入差距的收敛；第三，城镇化进程与总体居民收入差距之间存在“倒U”型关系，拐点出现在53.8%的城镇化率附近，表明城镇化初期会扩大总体收入差距，当城镇化到达较高水平后有利于改善社会收入分配格局，促进共同富裕。

基于以上研究结论，本文提出如下对策建议：其一，合理化解阻碍劳动力自由流动的制度难题，有效发挥城镇化缩小收入差距的促进作用。有序引导农村剩余劳动力向城镇转移，让欠发达地区的居民能够充分自由地选择到收入最大化的地方去就业和生活，促进农业生产的集约化、规模化发展。其二，探索构建区域间利益共享机制，充分发挥地区比较优势。实施城市群、大都市圈等区域一体化战略，逐步形成区域协作网络，不断优化生产要素空间配置，强化中心大城市的辐射带动作用。其三，坚持以人为核心的发展理念，城镇化发展速度与质量并举。合理化解城镇化进程中的户籍歧视与就业歧视，加快农村转移人口市民化，努力实现效率与公平兼容，推动实现全体人民共同富裕。