论经济增长、城镇化与城乡收入差距

杨靖嵩

摘 要：文章旨在探讨西北地区经济增长在城镇化中介效应作用下对城乡收入差距的影響，并通过中介效应模型和双门限面板模型揭示了其中的作用机制和数值特征。研究结果表明，西北地区的经济增长通过人均收入的提高影响城乡收入差距，呈现出一定的聚集效应和扩散效应。具体而言，经济增长促使农村劳动力向城市转移，推动城市第二产业和第三产业的发展，进而提高城市人均收入，但也导致城乡收入差距的扩大。然而随着城市发展，农村地区的收入也得到提升，且城乡收入差距逐渐减小。研究范围内的西北城市数据支持了这一结论，表明城市化对减少贫困具有明显作用。最终，文章提出了一系列政策建议，包括制定城乡收入差距缩小政策、促进城市化和农村振兴相互协调、加强农村贫困地区的扶贫工作、推动区域协调发展以及加强数据监测和评估。这些政策建议旨在促进经济增长和城乡收入差距的缩小，实现全体人民的共同富裕。

关键词：城乡收入差距；经济增长；城镇化；中介效应；双门限面板模型

中图分类号：F127文献标识码：A 文章编号：1005-6432（2024）05-0024-04

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2024.05.006

1 引言

在党的二十大报告中，强调了实现全体人民共同富裕的目标，特别提到了农村共同富裕作为中国式现代化的重要组成部分。城乡收入差距直接影响着全体人民共同富裕目标的实现。只有缩小城乡收入差距，才能让农民分享现代化发展的成果，实现物质和精神上的富裕。此外，城乡收入差距也是保障社会公平和稳定的重要因素。明显的城乡收入差距容易引发社会不满和不稳定，通过研究和解决这一差距，可以促进社会的公平正义，维护社会的和谐稳定。

文章采用中介效应模型和门限回归模型，对西北地区33个地级市2014—2020年的数据进行研究，以城镇化水平为中介变量，探究经济发展对西北地区的城乡收入差距的影响是否符合库兹涅兹曲线倒“U”型规律，以期对西北地区缩减城乡不平等提出政策建议。

库兹涅兹于1959年提出的理论认为，收入不平等会随着经济的发展而拉大，在越过某个点之后会转而降低，最终收入不平等会随着经济发展逐渐减小，两者的函数关系会呈现出倒“U”型，即“库兹涅兹曲线”。以后的学者又对该理论进行了大量补充和证明，使其成为研究收入不平等问题的重要理论基础。关于中国经济增长、城镇化和收入不平等三者关系的讨论往往都基于该理论。

陈宗胜（2002）认为城镇化与收入差距之间的倒“U”型关系成立[1]。闫东升等（2021）使用空间计量方法证明了长三角地区城镇化率与收入差距之间的倒“U”型关系存在[2]。刘赫和洪业应（2022）的定量研究认为，贵州欠发达地区的倒“U”型关系存在，但由于这些地区产业基础薄弱，这种关系不太明显且存在波动[3] 。还有一些研究认为，具体在中国部分地区和部分领域，这种影响是相反的正“U”型结构，如陆铭等（2005）的研究认为，经济开放和私有化对于收入差距的影响就是典型的倒库兹涅兹曲线[4]。具体到西北地区的城乡收入差距的变化，殷颂葵（2022）的研究表明，在过去的一段时间里西北地区的城乡收入差距指标本身随着时间变化也呈正“U”型关系[5]。程名望等（2022）也有提到存在两个门限值的情况，即城乡收入差距在人均收入水平分别越过两个门限值之后呈现出先减少，后增加，再减少的情况，但这种情况的后半部分仍旧是倒“U”型曲线[6]。

综上所述，文章的主要思路基于2014—2020年的面板数据验证库兹涅兹曲线在西北地区的有效性，主要理论基础是集聚效应和扩散效应。关于经济增长、城镇化和城乡收入差距三者的关系，文章主要从集聚效应和扩散效应两个方面来论述。

中国经济增长的过程始终伴随着劳动力从农村地区向城市转移，这一方面是由于城市人均收入的增长对于农村劳动力有着重要的吸引作用，另一方面是由于来自农村充足的劳动力为城市中的第二产业和第三产业发展提供了有利条件。两者相互促进的互动关系，使得在城镇化进程的早期城乡收入差距会拉大。

随着城镇化进程进行到某个临界值以后，城镇化的继续进行会促进中心地区经济向外围区域扩散，推动二元经济向一体化发展，从而缩小不平等差距。一方面，由于边际报酬递减规律的作用，随着农村地区劳动力持续进入城市，城市地区的劳动力要素会进入报酬递减的阶段，而农村地区由于农业劳动力的减少使得劳动力要素边际报酬增加；另一方面，由于资源的稀缺性，特别是城市土地资源的供给长期不变的性质，经济发展促使对各种生产要素的需求增加，使得地租和其他要素报酬上升，促使一些产业向城市边缘的农村地区转移。由此，城镇化缩小了城乡收入差距。

长此以往，随着扩散效应的增加，集聚效应和扩散效应的相对强度会发生变化，引起了长期内随着城镇化进程持续推进，收入不平等呈现出先增加，在越过某个点之后开始降低的倒“U”型趋势。

2 模型构建、变量选取及数据来源

2.1 模型构建

参照李豫新和李枝轩（2022）[7]，姜弘和李程（2018）[8]的方法，需要构建基准模型，并对中介效应进行检验。

Theilit=a0+alnpgdpit+θXit+εit（1）

townit=b0+blnpgdpit+θXit+εit（2）

Theilit=φ0+φ1lnpgdpit+φ2townit+θXit+εit（3）

式中，Theil是泰尔指数，用来衡量城乡收入差距；lnpgdp是人均收入的自然对数，用来衡量经济发展水平；lnpgdp代表门限值；town是城镇化率；a、b、φ、θ的参数；εit是误差项。式（1）和式（2）分别代表城乡收入差距和经济发展、城镇化率和经济发展之间的函数关系，来论证中介效应的存在性。若两者均显著，则得到式（3），代表在城镇化率中介作用下城乡收入差距与经济发展的关系。式（1）、式（2）、式（3）用以检验中介效应。

在中介效应之后，将对解释变量、被解释变量、中介变量的非线性关系进行论证，构建门限回归模型如下。

Theil=a0+a′1lnpgdp（lnpgdp>lnpgdp）+a′2lnpgdp（lnpgdp≤lnpgdp）+b′1town（lnpgdp>lnpgdp）+b′2town（lnpgdp≤lnpgdp）+θXit+εit（4）

式（4）中，lnpgdp代表门限值，其余各个变量的解释同上。较之式（3）、式（4）中lnpgdp、town的系数会随着lnpgdp超过门限值与否进行变化，从而揭示城乡收入差距与经济发展、城镇化率之间的非线性关系。

2.2 变量选取

文章衡量收入差距的方法是泰尔指数，以之作为被解释变量，相较于直接使用城乡收入比，泰尔指数的特点不仅能反映城乡地区各自的人口占比，还能有效反映出城乡两端收入的变动。

解释变量lnpgdp是地区人均收入水平的自然对数，中介变量城镇化（town）水平使用城乡人口比值来确定。

在研究城乡收入影响因素方面，相关学者长期以来一直非常关注，主流观点认为人均收入、金融发展水平[8]、产业结构[9]、对外开放水平[10]以及政府干预程度等，是城乡收入水平的主要影响因素。金融发展水平（fin）是地方金融机构存贷款之和占GDP的比重；产业机构（stu）是第三产业与国民收入的比值；对外开放水平（open）是进出口之于GDP的比值；政府干预水平（gi）是地方政府当年支出总额占GDP的比重。以下是各个变量的描述性统计结果，详见表1。

变量名变量含义观测数均值标准差最小值最大值stu产业结构2310.450.110.140.73

lngdpGDP的自然对数2316.610.865.039.21注：文章数据（包括城乡收入差距、城镇化率等）均来自历年中国城市年鉴和各民族自治区历年的地区发展公报，新疆部分城市部分年份缺失的人口、金融发展数据采用线性插值法进行了补缺。

3 结果及分析

3.1 中介效应及非线性关系检验

根据式（1）、式（2）、式（3），检验中介效应的存在性，其中M1、M2意在检验式（1）当中城乡收入差距与人均收入水平之间关系的直接效应，两者区别在于是否加入控制变量。M4检验了式（2）中城镇化率与人均收入水平之间关系的间接效应。M6检验式（3）中以城镇化率作为中介变量的经济增长与城乡收入差距之间的关系。M3、M5、M7分别在M2、M4、M6中加入了人均收入水平自然对数的平方项，以验证倒非线性关系的存在性。详见表2。

对比M1和M2可知，加入控制变量之后方程的拟合优度有所提高，说明加入控制变量是有效的，因而在此后的回归中均加入了控制变量。M2的结果说明，经济发展对于城乡收入差距存在显著的负向影响，但是否存在中介效应还需进一步检验。M4的结果表明，经济发展对城镇化率的影响显著为正，M1、M6的结果证明经济发展对城乡收入差距的直接效应和间接效应路径都是显著的。

对比M3、M5、M7可以发现，M3中平方项在1%置信水平下显著不为0，说明经济发展和城乡收入差距之间存在显著的非线性关系。另外，平方项系数为正，一次项系数为负，说明该线性关系是随着经济发展城乡收入差距先增加后减少的倒“U”型关系。观察发现M5的系数不显著而M4显著，说明经济发展和城镇化率的关系是线性的。观察M7发现，拟合优度略有提高但城镇化率系数的显著性略有下降，说明虽然非线性关系存在，但不适合直接采用加入平方项之后的回归系数，有必要进行门限回归分析。

3.2 门限模型

为了确定西北地区经济发展与城乡收入差距之间倒“U”型的确切数值关系，笔者引入式（4），这代表的面板门限模型进行检验和测度。

表4是对门限模型存在性和门限数量进行的检验，由结果可知应当采用双门限模型测度经济发展与城乡收入差距之间的关系。由此，建立双门限模板模型如下。

由表4的回归结果可以看出，模型中存在两个门限，分别为lnpgdp值为10.14和10.29，实际代表的人均收入约为25336元和29436元，记作门限a和门限b，在达到门限a之前，人均收入和城镇化率的系数均为正数，说明此时经济发展和城镇化具有明显的减贫作用，当人均收入越过门限a之后，城市的集聚效应或虹吸效应会使得城乡收入差距变大，此时人均收入和城镇化率的系数变为负数。随着经济继续发展，城镇化逐渐深入，城市的扩散效应会使得农村地区收入逐渐增加，出现明显的减贫效应。

4 结论及政策建议

4.1 结论

文章旨在探讨西北地区经济增长对城乡收入差距的影响，采用了中介效应模型探索城镇化在该影响中的作用方式，结果表明，以人均收入水平为衡量方式的西北地区经济增长通过中介效应影响城乡收入差距的路径切实存在，在城镇化过程中，集聚效应和扩散效应分别从对城乡收入差距起到相反的作用，最终扩散效应大于集聚效应，经济增长在长期中有助于减小城乡收入差距。在中介模型之后，文章建立了门限模型来进一步探究该影响的具体数值特征，结果表明存在两个人均收入的门限值，分别对应人均收入水平25336元和29436元，当人均收入处于25336元以下时，城市发展的集聚效应还未出現，对应的是城市发展起步时城市收入对于农村劳动力的吸引能力尚且不足，当人均收入处于25336～29436元时总效应是正向的，即正向的集聚效应大于负向的扩散效应，此时经济增长的过程中收入差距逐渐增大。当收入越过29436元之后，负向的扩散效应大于正向的集聚效应，城乡收入差距逐渐减小。在研究范围内的33个西北城市中，2014年，有7个城市人均收入低于第一个门限值，7个城市处于两个门限值之间。截至2020年，3个城市的人均收入水平低于第一个门限值，1个城市处于两个门限之间。其余城市均超过了第二个门限值，进入了扩散效应大于集聚效应的阶段，这说明我国西北地区的城市化具有明显的减贫作用，同时也说明了我国在2014—2020年的减贫工作卓有成效。最后，2020年人均收入低于第二门限的城市全部集中在甘肃省境内，说明社会应当关注该省的减贫事业，对政府而言应当给予该地区适当的政策倾斜。

4.2 政策建议

第一，城市化是缩小城乡收入差距的重要机制，但需要注意城市化进程中的合理规划和资源配置。政府应注重城市周边农村地区的发展，吸引和扶持产业转移，推动农村地区实现经济多元化和可持续发展，以实现城乡收入差距的逐渐缩小。

第二，加强乡村振兴工作。根据研究结果显示，仍有一些城市人均收入低于门限值，特别是甘肃省境内的城市。政府应加强对这些地区的扶持，通过提供资金支持、教育培训、就业机会等方式，帮助他们实现经济增长和农民收入的提升。

第三，推动区域协调发展。考虑到不同城市的经济增长和收入差距水平存在差异，政府应推动区域协调发展，促进经济发展的均衡性。这包括加强跨地区的合作与交流，促进资源优化配置和产业升级，以减小地区之间的差距。

这些政策建议将有助于推动经济增长与城乡收入差距缩小的目标的实现，促进全体人民的共同富裕。

参考文献：

[1]陈宗胜.关于收入差别倒U曲线及两极分化研究中的几个方法问题[J].中国社会科学，2002（5）：78-82，205.

[2]闫东升，孙伟，陈东，等.长江三角洲城镇化率与城乡收入差距的关系研究[J].中国人口·资源与环境，2021，31（5）：28-36.

[3]刘赫，洪业应.欠发达地区“倒U型”城乡收入差距的新型城镇化路径——基于贵州省的经验分析[J].贵州财经大学学报，2022（6）：98-108.

[4]陆铭，陈钊，万广华.因患寡，而患不均——中国的收入差距、投资、教育和增长的相互影响[J].经济研究，2005（12）：4-14，101.

[5]殷颂葵.西北地区城乡收入差距的时空分异及影响因素[J].中国农业资源与区划，2022，43（1）：197-205.

[6]程名望，韩佳峻，杨未然.经济增长、城乡收入差距与共同富裕[J].财贸研究，2022，33（10）：1-17.

[7]李豫新，李枝轩.乡村振兴背景下数字经济发展与城乡收入差距[J].金融与经济，2022（6）：60-67，96.

[8]姜弘，李程.二元经济条件下的金融发展与消费需求研究[J].财经问題研究，2018（9）：83-89.

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[10]王曙光，刘彦君.数字普惠金融是否有助于缩小城乡收入差距？[J].农村经济，2023（2）：75-84.