丁慶燊，孫佳星

(東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)學(xué)院，遼寧 大連 116025)

一、引 言

隨著世界經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，全球城市化進(jìn)程也在不斷加快，城市成為人類社會(huì)與經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的主要載體和平臺(tái)。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?cè)丝诘?4%，預(yù)計(jì)到2050年，這一比率將增加至66%[1]。城市化是各級(jí)政府普遍面臨的戰(zhàn)略問題，是經(jīng)濟(jì)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(dǎo)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(jìn)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(jìn)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(guó)城市化進(jìn)程也極為迅速，但城市化質(zhì)量較低[2]。在經(jīng)濟(jì)與社會(huì)快速發(fā)展的同時(shí)，中國(guó)城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)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(dá)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(huì)財(cái)富分配不均，不利于社會(huì)和諧與穩(wěn)定，城鄉(xiāng)一體化仍是經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展過程中要努力實(shí)現(xiàn)的目標(biāo)。

提高城市化水平成為許多發(fā)展中國(guó)家解決發(fā)展不平衡問題、實(shí)現(xiàn)現(xiàn)代化的必然要求和戰(zhàn)略選擇，也是中國(guó)政府轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式、縮小城鄉(xiāng)收入差距以及建設(shè)中國(guó)特色社會(huì)主義和諧社會(huì)的重要抓手。李克強(qiáng)在第十二屆全國(guó)人大會(huì)議上提出，中國(guó)要依靠改革實(shí)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(jìn)新型城市化是解決中國(guó)城鄉(xiāng)差距和區(qū)域差距的基本途徑，關(guān)鍵在于提高城市化質(zhì)量，破解城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)。伴隨中國(guó)城市化的快速發(fā)展，中國(guó)GDP由2007年的270 232.3億元增長(zhǎng)至2017年的827 121.7億元，年均增長(zhǎng)速度為11.8%[3]。然而，與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不相適應(yīng)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(guó)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(shí)情況與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的預(yù)期相悖，中國(guó)城市化發(fā)展進(jìn)程對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響有待進(jìn)一步探討。在把握中國(guó)城市化與城鄉(xiāng)收入差距總體趨勢(shì)的基礎(chǔ)上，探究中國(guó)城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響方向和影響程度，既能為轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式和實(shí)現(xiàn)現(xiàn)代化的戰(zhàn)略決策提供科學(xué)依據(jù)，又能合理優(yōu)化收入分配格局，維護(hù)社會(huì)和諧穩(wěn)定。

二、理論分析與文獻(xiàn)回顧

目前，區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展和收入分配差距成為經(jīng)濟(jì)研究領(lǐng)域的熱點(diǎn)問題，城市化與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系受到越來(lái)越多國(guó)內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注。關(guān)于城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的研究，存在的主要觀點(diǎn)包含以下三種：

城市化縮小城鄉(xiāng)收入差距。國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)于城市化縮小城鄉(xiāng)收入差距的研究多以二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)理論為基礎(chǔ)。Lewis[4]首次提出二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)模式，認(rèn)為發(fā)展中國(guó)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(dòng)力轉(zhuǎn)移與二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的關(guān)系，此時(shí)城鄉(xiāng)收入差距幾乎為零，城鄉(xiāng)一體化基本形成?；贚ewis的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)理論，部分學(xué)者進(jìn)一步研究城市化進(jìn)程中勞動(dòng)力的流動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。Todaro[6]認(rèn)為在二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中，城鄉(xiāng)收入差距導(dǎo)致勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，而勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移會(huì)通過要素報(bào)酬均等化縮小城鄉(xiāng)勞動(dòng)力報(bào)酬之間的差距，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距。在此基礎(chǔ)上，大量的實(shí)證研究結(jié)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(jì)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(jī)制，認(rèn)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(jí)市面板數(shù)據(jù)展開分析，認(rèn)為從全國(guó)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(shí)證檢驗(yàn)金融發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、城市化與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系，認(rèn)為城市化與城鄉(xiāng)收入差距呈負(fù)相關(guān)，且存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系和格蘭杰因果關(guān)系。

城市化擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。國(guó)內(nèi)外學(xué)者多從政府主導(dǎo)的城市偏向以及二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)兩個(gè)角度分析城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大效應(yīng)。Lipton[11]提出了城市偏向理論，認(rèn)為城市偏向是政府部門在投資、價(jià)格、稅收、戶籍及福利制度等方面實(shí)施城市優(yōu)惠政策，以此促進(jìn)城市現(xiàn)代工業(yè)化的發(fā)展，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)。然而，這種城市偏向政策使得農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)乏力，在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下，城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大。此后，Todaro[6]通過構(gòu)建托達(dá)羅模型解釋了城市偏向政策下產(chǎn)生的一系列負(fù)面效應(yīng)：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(dòng)力受高收入吸引流向城市，導(dǎo)致城市規(guī)模迅速擴(kuò)張，失業(yè)率增加。在此基礎(chǔ)上，很多學(xué)者從不同政策角度出發(fā)，證實(shí)了城市偏向?qū)Τ青l(xiāng)收入差距的負(fù)面影響。陳斌開和林毅夫[12]基于政府發(fā)展戰(zhàn)略視角，認(rèn)為政府主導(dǎo)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(jìn)一步拉大。葛蕾等[13]則認(rèn)為城市化發(fā)展進(jìn)程中，以政府主導(dǎo)的財(cái)政政策存在明顯的城市偏向，對(duì)城鄉(xiāng)收入差距有顯著的正向影響。此外，部分學(xué)者基于二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)理論，實(shí)證檢驗(yàn)城市化進(jìn)程對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大效應(yīng)。唐斯[14]基于面板數(shù)據(jù)模型分析中國(guó)東、中、西部城市化率與城鄉(xiāng)收入之間關(guān)系，認(rèn)為在二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下，城市化擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。蔡武[15]運(yùn)用SVAR動(dòng)態(tài)方法構(gòu)建城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)模型，認(rèn)為城市化與城鄉(xiāng)收入不均等呈正相關(guān)，且正向效應(yīng)逐漸擴(kuò)大。這種城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)存在動(dòng)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(kuò)大[16]。

城市化與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系呈倒“U”型分布。關(guān)于城市化與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系呈倒“U”型分布的研究可追溯到1955年，美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家Kuznets[17]認(rèn)為一國(guó)的收入分配差距會(huì)呈先增大后縮小的倒“U”型變動(dòng)曲線，被稱為倒“U”假設(shè)。Robison[18]在假設(shè)城市化與城鄉(xiāng)收入差距無(wú)函數(shù)關(guān)系的基礎(chǔ)上，通過數(shù)學(xué)推導(dǎo)的方法驗(yàn)證了Kuznets的倒“U”型理論，即城市化初期，部分素質(zhì)和收入水平較高的農(nóng)村勞動(dòng)力率先轉(zhuǎn)移到城市中，實(shí)現(xiàn)人口城市化的轉(zhuǎn)變，而素質(zhì)和收入水平較低的農(nóng)村勞動(dòng)力仍留在農(nóng)村，導(dǎo)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(shù)和生產(chǎn)效率的溢出，農(nóng)村勞動(dòng)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(dòng)報(bào)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(shí)證檢驗(yàn)了倒“U”假設(shè)的真實(shí)性和可靠性，得到一致的結(jié)論，即城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響表現(xiàn)為短期擴(kuò)大、中長(zhǎng)期縮小的倒“U”型分布。王雪霽[25]進(jìn)一步驗(yàn)證了倒“U”型理論的正確性，并強(qiáng)調(diào)在城市化水平低的地區(qū)推進(jìn)城市化可顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距。但歐陽(yáng)金瓊等[26]認(rèn)為從全國(guó)層面上看，城鄉(xiāng)收入差距要想步入倒“U”型拐點(diǎn)向下發(fā)展，必須以提升農(nóng)村教育水平和實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化為前提。此外，還有學(xué)者認(rèn)為城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響存在閾值效應(yīng)。郭軍華[27]通過構(gòu)建閾值面板數(shù)據(jù)模型，實(shí)證得出當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距大于2.54時(shí)，推進(jìn)城市化進(jìn)程將擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距，當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距不超過2.54時(shí)，推進(jìn)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(rèn)為城市化同樣具有閾值效應(yīng)，當(dāng)城市化超過0.456時(shí)，城鄉(xiāng)收入差距將明顯降低，當(dāng)城市化低于0.456時(shí)，城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響并不顯著。

綜上所述，目前國(guó)內(nèi)外關(guān)于城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的研究大多基于二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)理論、城市偏向理論和倒“U”型理論展開。總體來(lái)看，研究的廣度和深度都有所增加，對(duì)城市化與城鄉(xiāng)收入差距之間關(guān)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(jì)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(jì)與社會(huì)視角分析城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，較少有研究通過建立空間計(jì)量模型關(guān)注地理位置上相鄰的研究對(duì)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(guān)性和空間溢出效應(yīng)。其次，在影響因素的選取上，已有研究大多只對(duì)人口城市化或土地城市化等單一因素進(jìn)行分析，對(duì)城市化的測(cè)度不夠全面，未將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)優(yōu)化過程，是城市化的重要衡量指標(biāo)。因此，本文在研究方法上建立空間計(jì)量模型以關(guān)注地理位置上相鄰的研究對(duì)象之間的相互影響；在影響因素的選取上增加產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素，從人口城市化、土地城市化和產(chǎn)業(yè)城市化三個(gè)角度反映城市化水平，同時(shí)以經(jīng)濟(jì)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(chǔ)設(shè)施水平和政府支出能力作為保障指標(biāo)。在城市化與城鄉(xiāng)收入差距空間相關(guān)性檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建空間計(jì)量模型，探究城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)。并進(jìn)一步結(jié)合中國(guó)國(guó)情，提出相應(yīng)的政策建議，以期縮小中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距，維護(hù)社會(huì)公平與穩(wěn)定。

三、指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

基于已有研究，本文將構(gòu)建空間面板計(jì)量模型分析城市化對(duì)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(biāo)，控制變量為城市化保障指標(biāo)。具體指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來(lái)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(cè)度。(2)主要解釋變量：城市化衡量指標(biāo)，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?cè)丝诘谋戎禍y(cè)度；土地城市化以城市建成區(qū)面積占總面積的比值測(cè)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(jié)構(gòu)優(yōu)化過程，其本質(zhì)是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，以第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的增加值之和與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比值測(cè)度。(3)控制變量：城市化保障指標(biāo)，包括經(jīng)濟(jì)規(guī)模(GDP)、人力資本水平(HUM)、交通基礎(chǔ)設(shè)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(jì)規(guī)模以人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值測(cè)度；人力資本水平以每十萬(wàn)人高等教育在校學(xué)生數(shù)測(cè)度；交通基礎(chǔ)設(shè)施水平以等級(jí)公路里程與總面積的比值測(cè)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(huì)固定資產(chǎn)投資的比值測(cè)度；政府支出能力以政府公共財(cái)政支出與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比值測(cè)度。

由于自2007年開始中國(guó)實(shí)施了政府公共財(cái)政支出分類改革，統(tǒng)計(jì)口徑發(fā)生變化，為保持?jǐn)?shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑一致，以2007—2015年中國(guó)31個(gè)省區(qū)為研究對(duì)象，數(shù)據(jù)來(lái)源于各年份《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站。其中，涉及現(xiàn)價(jià)計(jì)算的指標(biāo)，如國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資額和政府公共財(cái)政支出，均用消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)平減為以2007年為基期的不變價(jià)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(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

四、實(shí)證分析

(一)城市化與城鄉(xiāng)收入差距總體趨勢(shì)分析

為縮小區(qū)域差距實(shí)現(xiàn)協(xié)調(diào)發(fā)展，自2004年以來(lái)，中國(guó)內(nèi)地經(jīng)濟(jì)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(guó)“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(guó)務(wù)院發(fā)展改革委發(fā)布的《關(guān)于貫徹落實(shí)區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的指導(dǎo)意見》指出，要根據(jù)不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域的發(fā)展情況和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特點(diǎn)，實(shí)施不同的發(fā)展戰(zhàn)略。根據(jù)中國(guó)現(xiàn)有的戰(zhàn)略布局特點(diǎn)，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(shì)，以避免區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度不同對(duì)全局趨勢(shì)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(shì)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(shì)

城市化與城鄉(xiāng)收入差距大致呈負(fù)相關(guān)。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(shuō)明隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)水平的快速提高，推進(jìn)城市化的發(fā)展有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，優(yōu)化社會(huì)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(zhǎng)的趨勢(shì)。其中，人口城市化的增長(zhǎng)趨勢(shì)最為明顯，產(chǎn)業(yè)城市化次之，土地城市化的增長(zhǎng)幅度微弱，中部、西部和東北部的土地城市化變動(dòng)更是微乎其微。這是因?yàn)榻陙?lái)人口要素在城鄉(xiāng)之間的流動(dòng)與轉(zhuǎn)移較為頻繁，大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力涌入城鎮(zhèn)，帶動(dòng)城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，推進(jìn)了人口城市化的發(fā)展；同時(shí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(lái)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(lái)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(dòng)微弱可能由于近幾年城鎮(zhèn)土地價(jià)格昂貴，土地的集約利用率相對(duì)較高，城鎮(zhèn)土地?cái)U(kuò)張情況不顯著，城鎮(zhèn)建成區(qū)面積變動(dòng)不大。整體來(lái)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(shì)。其中，中部和西部的城鄉(xiāng)收入差距相對(duì)較高，自2007年以來(lái)逐年降低，而東部和東北部的城鄉(xiāng)收入差距相對(duì)較低，呈波動(dòng)下降趨勢(shì)，部分年份城鄉(xiāng)收入差距有所回升，尤其是2009年之前，受國(guó)際金融危機(jī)影響，中國(guó)部分經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較高的省區(qū)出現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大的趨勢(shì)，之后幾年由于國(guó)家和各省區(qū)相繼出臺(tái)相關(guān)政策，城鄉(xiāng)收入差距開始逐年降低。

(二)城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的空間效應(yīng)分析

1. 模型設(shè)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(jié)構(gòu)優(yōu)化過程，是城市化的重要衡量指標(biāo)。因此，從人口城市化、土地城市化和產(chǎn)業(yè)城市化三個(gè)角度衡量城市化，并分別探究不同城市化路徑對(duì)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(xiàng)；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(jì)社會(huì)因素可能存在一定的空間相關(guān)性，采用Moran’s I指數(shù)檢驗(yàn)城市化與城鄉(xiāng)收入差距的全局空間相關(guān)性。檢驗(yàn)結(jié)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(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果

注：表中括號(hào)外數(shù)值為Moran’s I指數(shù)，括號(hào)內(nèi)數(shù)值為Z統(tǒng)計(jì)量。

由表1的檢驗(yàn)結(jié)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(yàn)，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(yàn)，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(yàn)。可見，各城市化指標(biāo)與城鄉(xiāng)收入差距均存在顯著的空間正相關(guān)性，有必要在模型中引入空間因素，構(gòu)建空間計(jì)量模型，探究城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響?？臻g計(jì)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(duì)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(guān)系的空間權(quán)重矩陣，選擇Rook鄰近的0-1矩陣，且為消除“孤島效應(yīng)”，將廣東與海南設(shè)置為空間相鄰。

2. 普通面板回歸模型

在構(gòu)建空間計(jì)量模型之前，通常先對(duì)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(jì)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(jì)結(jié)果如表2所示。

表2普通面板回歸模型估計(jì)結(jié)果

由表2的估計(jì)結(jié)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(yàn)。其中，人口城市化的回歸系數(shù)為負(fù)(-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(shuō)明城市化發(fā)展的不同路徑對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響方向不同，人口城市化的推進(jìn)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(jìn)反而會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。城市化的保障指標(biāo)中，經(jīng)濟(jì)規(guī)模、交通基礎(chǔ)設(shè)施水平和政府支出能力的回歸系數(shù)均為負(fù)(-0.40，-0.39，-0.15)，且在0.05顯著性水平下通過檢驗(yàn)，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)張、交通基礎(chǔ)設(shè)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(yàn)。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(duì)模型的擬合效果影響較大。

3. 空間相關(guān)性檢驗(yàn)

由表2的估計(jì)結(jié)果可知，普通面板回歸模型的擬合程度不高，在此基礎(chǔ)上，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭惺欠翊嬖谝约按嬖诤畏N形式的空間相關(guān)性。

檢驗(yàn)空間相關(guān)性的方法主要有Moran’s I檢驗(yàn)、LM檢驗(yàn)和Robust LM檢驗(yàn)。Moran’s I檢驗(yàn)的原假設(shè)為模型中不存在空間相關(guān)性，如果拒絕原假設(shè)，空間效應(yīng)的具體形式無(wú)法確定；LM檢驗(yàn)和Robust LM檢驗(yàn)主要用于分析模型中存在的空間相關(guān)性的具體形式，包括LM-Lag檢驗(yàn)、LM-Error檢驗(yàn)、RobustLM-Lag檢驗(yàn)、Robust LM-Error檢驗(yàn)。其中，LM-Lag檢驗(yàn)和Robust LM-Lag檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭惺欠翊嬖诳臻g自相關(guān)，LM-Error檢驗(yàn)和Robust LM-Error檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭惺欠翊嬖诳臻g誤差自相關(guān)。實(shí)際應(yīng)用中需綜合考慮LM-Lag檢驗(yàn)、LM-Error檢驗(yàn)、Robust LM-Lag檢驗(yàn)和Robust LM-Error檢驗(yàn)的顯著性，確定具體的空間計(jì)量模型形式。

由空間相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果可知，Moran’s I檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量值為3.96，在0.05顯著性水平下通過檢驗(yàn)，說(shuō)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(guān)性；比較LM-Lag檢驗(yàn)、LM-Error檢驗(yàn)、Robust LM-Lag檢驗(yàn)和Robust LM-Error檢驗(yàn)的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，四種檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)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(yàn)，說(shuō)明模型中除了分別存在被解釋變量和誤差項(xiàng)的空間自相關(guān)性，還可能存在其他形式的空間相關(guān)性，可以構(gòu)建引入解釋變量滯后項(xiàng)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(gòu)建城市化對(duì)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(guān)系數(shù)，wij為N×N維空間權(quán)重矩陣，β和γ分別是自變量和其空間滯后項(xiàng)的回歸系數(shù)，μi是空間固定效應(yīng)，λi是時(shí)間固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

五種形式的空間面板杜賓模型的估計(jì)與檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，根據(jù)各回歸系數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義和顯著性、模型的擬合優(yōu)度和自然對(duì)數(shù)似然函數(shù)值、Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)以及Hausman檢驗(yàn)，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(jì)與檢驗(yàn)結(jié)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(yàn)。

對(duì)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(shí)空雙固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)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(yàn)和LR檢驗(yàn)均在0.01顯著性水平下拒絕原假設(shè)，說(shuō)明模型不能簡(jiǎn)化為SLM或SEM。進(jìn)一步通過Hausman檢驗(yàn)可看出，模型未通過Hausman檢驗(yàn)，即模型更適用隨機(jī)效應(yīng)。因此，隨機(jī)效應(yīng)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(jié)果分析

通過點(diǎn)估計(jì)法可以檢驗(yàn)空間變量是否存在溢出效應(yīng)是有偏差的，即解釋變量的系數(shù)估計(jì)值與真實(shí)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(lái)源分為直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)。在隨機(jī)效應(yīng)空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果的基礎(chǔ)上，將各解釋變量對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響分解為直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)。直接效應(yīng)為某省區(qū)解釋變量對(duì)本省區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響，溢出效應(yīng)為某省區(qū)解釋變量對(duì)鄰近省區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響。

基于隨機(jī)效應(yīng)空間杜賓模型中各解釋變量的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)分解結(jié)果，結(jié)合一般線性面板回歸模型的估計(jì)結(jié)果，對(duì)比分析各解釋變量及其空間滯后項(xiàng)的系數(shù)顯著性及經(jīng)濟(jì)意義，探究城市化及其保障指標(biāo)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響機(jī)制。

第一，人口城市化。隨機(jī)效應(yīng)空間面板杜賓模型中，人口城市化的直接效應(yīng)系數(shù)為-0.27，在0.1顯著性水平下通過檢驗(yàn)，與普通面板回歸模型中該變量的系數(shù)-0.81相比，其絕對(duì)值較小，說(shuō)明忽略空間因素會(huì)高估人口城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。人口城市化的溢出效應(yīng)系數(shù)為-1.22，在0.01顯著性水平下顯著為負(fù)，說(shuō)明本省區(qū)人口城市化的發(fā)展會(huì)顯著縮小鄰近省區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，且溢出效應(yīng)的影響程度更高，是直接效應(yīng)的4.5倍?？傮w來(lái)看，人口城市化的提高會(huì)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(yīng)系數(shù)為0.14，沒有通過顯著性檢驗(yàn)，低于普通面板回歸模型中該變量的系數(shù)0.59，說(shuō)明忽略空間因素會(huì)高估土地城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。土地城市化的溢出效應(yīng)系數(shù)為1.22，在0.05顯著性水平下通過檢驗(yàn)，說(shuō)明本省區(qū)城市建成區(qū)面積擴(kuò)張會(huì)顯著擴(kuò)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(jī)效應(yīng)空間杜賓模型中，產(chǎn)業(yè)城市化的直接效應(yīng)系數(shù)為0.02，沒有通過顯著性檢驗(yàn)，低于普通面板回歸模型中該變量的系數(shù)0.35，說(shuō)明忽略空間因素會(huì)高估產(chǎn)業(yè)城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。產(chǎn)業(yè)城市化的溢出效應(yīng)系數(shù)為-0.28，其絕對(duì)值大于0.02，且在0.1顯著性水平下通過檢驗(yàn)，說(shuō)明本省區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化會(huì)顯著縮小鄰近省區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。

第四，經(jīng)濟(jì)規(guī)模。隨機(jī)效應(yīng)空間杜賓模型中，經(jīng)濟(jì)規(guī)模的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)系數(shù)分別為0.11和-0.15，二者均未通過顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明本省區(qū)經(jīng)濟(jì)規(guī)模的增加傾向于擴(kuò)大本省區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，但會(huì)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(jī)效應(yīng)空間杜賓模型中，人力資本水平的直接效應(yīng)系數(shù)為-0.51，在0.01顯著性水平下通過檢驗(yàn)，且高于普通面板回歸模型中該變量的系數(shù)-0.07，說(shuō)明忽略空間因素會(huì)低估人力資本水平對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。人力資本水平的溢出效應(yīng)系數(shù)為0.62，在0.1顯著性水平下通過檢驗(yàn)，說(shuō)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(huì)顯著擴(kuò)大鄰近省區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。

第六，交通基礎(chǔ)設(shè)施水平。隨機(jī)效應(yīng)空間杜賓模型中，交通基礎(chǔ)設(shè)施水平的直接效應(yīng)系數(shù)為-0.10，沒有通過顯著性檢驗(yàn)，低于普通面板回歸模型中該變量的系數(shù)-0.39，說(shuō)明忽略空間因素會(huì)高估交通基礎(chǔ)設(shè)施水平對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。交通基礎(chǔ)設(shè)施水平的溢出效應(yīng)系數(shù)為-0.64，在0.05顯著性水平下通過檢驗(yàn)，說(shuō)明本省區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施水平提高會(huì)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(jī)效應(yīng)空間杜賓模型中，城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資水平的直接效應(yīng)系數(shù)為0.06，在0.05顯著性水平下通過檢驗(yàn)，且高于普通面板回歸模型中該變量的系數(shù)0.04，說(shuō)明忽略空間因素會(huì)低估城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資水平對(duì)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(yīng)系數(shù)為-0.01，沒有通過顯著性檢驗(yàn)。由此可見，城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資水平對(duì)本省區(qū)城鄉(xiāng)收入差距有顯著的擴(kuò)大效應(yīng)。

第八，政府支出能力。隨機(jī)效應(yīng)空間杜賓模型中，政府支出能力的直接效應(yīng)系數(shù)為-0.34，在0.01顯著性水平下通過檢驗(yàn)，且高于普通面板回歸模型中該變量的系數(shù)-0.15，說(shuō)明忽略空間因素會(huì)低估政府支出能力對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。政府支出能力的溢出效應(yīng)系數(shù)為-0.41，且在0.05顯著性水平下通過檢驗(yàn)。由此可見，某省區(qū)政府支出能力的提高對(duì)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(yīng)。

五、結(jié)論與政策建議

中國(guó)城市化對(duì)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(guān)性檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，引入空間因素，構(gòu)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(gè)角度探究城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的空間效應(yīng)。

(一)結(jié)論

通過城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距空間效應(yīng)的實(shí)證分析，得出的主要結(jié)論如下：

第一，從總體趨勢(shì)來(lái)看，城市化與城鄉(xiāng)收入差距呈負(fù)相關(guān)。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(zhǎng)的趨勢(shì)，大致形成“東部沿海高，西部?jī)?nèi)陸低”的空間分布格局，而城鄉(xiāng)收入差距呈波動(dòng)下降的趨勢(shì)，大致形成“中西部高，東部沿海低，擴(kuò)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?jī)?nèi)陸地區(qū)延伸，整體變動(dòng)趨勢(shì)較好。說(shuō)明隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速提高，推進(jìn)城市化進(jìn)程的發(fā)展有利于縮小中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距，優(yōu)化社會(huì)收入分配格局。

第二，中國(guó)城市化具有顯著的空間溢出效應(yīng)，不同的城市化衡量指標(biāo)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響方向不同。根據(jù)隨機(jī)效應(yīng)空間杜賓模型的估計(jì)結(jié)果可知，人口城市化、土地城市化和產(chǎn)業(yè)城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響方向不同，且溢出效應(yīng)更為顯著。人口城市化和產(chǎn)業(yè)城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的負(fù)向溢出效應(yīng)，而土地城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的正向溢出效應(yīng)，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(kuò)大鄰近省區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。人口要素流動(dòng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)具有相互作用，一方面，農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)流動(dòng)為城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展注入更多勞動(dòng)力，從而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，并且人口要素的雙向流動(dòng)使技術(shù)要素向農(nóng)村溢出，提高了農(nóng)村勞動(dòng)生產(chǎn)率和收入水平；另一方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)催生更多勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，吸引大部分農(nóng)村剩余勞動(dòng)力進(jìn)城獲取高收入工作，加速人口要素流動(dòng)。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(kuò)張會(huì)為城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)更多機(jī)遇，尤其是擴(kuò)張區(qū)域的土地價(jià)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(biāo)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響方向有正有負(fù)。直接效應(yīng)中，人力資本水平和政府支出能力對(duì)本省區(qū)城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的負(fù)效應(yīng)，城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資水平對(duì)本省區(qū)城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的正效應(yīng)?？臻g溢出效應(yīng)中，人力資本水平的空間滯后項(xiàng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的正效應(yīng)，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(chǔ)設(shè)施水平和政府支出能力的空間滯后項(xiàng)具有顯著的負(fù)效應(yīng)，即完善和提高交通基礎(chǔ)設(shè)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(jì)實(shí)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(shí)現(xiàn)社會(huì)公平、維護(hù)社會(huì)穩(wěn)定和構(gòu)建和諧社會(huì)的重要舉措。因此，本文結(jié)合中國(guó)國(guó)情和實(shí)證研究結(jié)論，從不同路徑出發(fā)針對(duì)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(jié)構(gòu)，帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，增加農(nóng)村居民非農(nóng)收入。不同的城市化路徑對(duì)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(fù)向溢出效應(yīng)的特點(diǎn)，結(jié)合中國(guó)人口眾多的現(xiàn)狀，應(yīng)進(jìn)一步優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，著重發(fā)展第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)中的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，為農(nóng)村剩余勞動(dòng)力提供更多的高收入就業(yè)機(jī)會(huì)，加強(qiáng)城鎮(zhèn)與農(nóng)村之間的互聯(lián)互通，實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)力市場(chǎng)的城鄉(xiāng)一體化，提高城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的帶動(dòng)作用，同時(shí)為外來(lái)務(wù)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(xué)問題。

第二，優(yōu)化農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，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(jìn)農(nóng)牧林相關(guān)企業(yè)以及勞動(dòng)密集型企業(yè)，優(yōu)化農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的就地城市化，加快城郊及農(nóng)村城市化的進(jìn)程。同時(shí)，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(jì)效益最大化，增加農(nóng)村居民土地收入和就業(yè)機(jī)會(huì)。

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(xué)設(shè)施，減輕農(nóng)村人口接受高等教育的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。一方面，提高農(nóng)村人口受教育水平和勞動(dòng)力素質(zhì)；另一方面，著力培養(yǎng)農(nóng)村人口的主動(dòng)受教育意識(shí)，使其適應(yīng)高收入職業(yè)對(duì)人力資本素質(zhì)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(cái)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(xiàng)財(cái)政支出。政府要加大交通基礎(chǔ)設(shè)施的財(cái)政支出力度，促進(jìn)省內(nèi)及省間的人口要素流動(dòng)與轉(zhuǎn)移，擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間溢出性。同時(shí)在財(cái)政支出上給予西部一定的政策傾斜，完善西部各項(xiàng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加強(qiáng)中國(guó)東、西部的交流與聯(lián)系，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)聯(lián)動(dòng)和資源技術(shù)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(guó)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資中，城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資占比高達(dá)98%，應(yīng)適當(dāng)縮小城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資規(guī)模，減少城鎮(zhèn)建設(shè)中不必要的基礎(chǔ)設(shè)施投資，將更多資金投入到農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提高農(nóng)村教育、醫(yī)療和科學(xué)技術(shù)水平。提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，推動(dòng)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化是提高農(nóng)村收入的重要途徑。