求文星，李 超

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)與應(yīng)用數(shù)學(xué)學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

0 引言

自改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)迅速增長(zhǎng)，居民收入和生活水平有了大幅度的提升，同時(shí)在社會(huì)發(fā)展中逐漸形成了城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu),使得城鄉(xiāng)收入存在一定差距.收入差距有絕對(duì)差距和相對(duì)差距，絕對(duì)差距是收入之差，通常用于橫截面數(shù)據(jù)的對(duì)比；相對(duì)差距是收入之比，更多地用于比較收入變動(dòng)的趨勢(shì).本文主要通過(guò)相對(duì)收入差距來(lái)研究收入變動(dòng)趨勢(shì).2005年我國(guó)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的人均可支配收入分別為10 382.3元和3 370.2元，相對(duì)差距為3.08.2018年城鄉(xiāng)人均可支配收入分別達(dá)到39 251元和14 617元，相對(duì)差距為2.69(數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局).以世界各國(guó)的發(fā)展經(jīng)驗(yàn)為鑒，城鎮(zhèn)化水平在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)程中不斷提高，中國(guó)也不例外，從2005年的43%提升至 2018 年的60%.

關(guān)于城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系，國(guó)內(nèi)有眾多相關(guān)研究，但具體的影響效果并沒(méi)有形成一致的結(jié)論.一些研究者表明，城鎮(zhèn)化的發(fā)展可以縮小城鄉(xiāng)收入差距：廖信林[1]根據(jù)1978—2009年的時(shí)序數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，城市化對(duì)泰爾指數(shù)的擴(kuò)大產(chǎn)生負(fù)向沖擊；劉賽紅，朱建[2]從全國(guó)、東、中、西和東北地區(qū)等區(qū)域角度分析得出，城鎮(zhèn)化縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距；李超，商玉萍[3]對(duì)2005—2015年31個(gè)省市區(qū)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行夏普利值分解，得出相同的結(jié)論；付雨佳[4]提出新型城鎮(zhèn)化政策縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用具有滯后性；李一花等[5]表明，以人口流動(dòng)為表征的城鎮(zhèn)化與以戶籍“農(nóng)轉(zhuǎn)非”為標(biāo)志的市民化均有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距.也有研究者得出相左的結(jié)論：余菊，劉新[6]79-84基于面板數(shù)據(jù)，從全國(guó)和地區(qū)兩個(gè)方面分析得出，城市化率與城鄉(xiāng)收入差距呈正相關(guān)；葛蕾等[7]基于城市面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，傾向城市建設(shè)的財(cái)政政策推動(dòng)了地方城市化進(jìn)程，也擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距；王亞飛[8]、楊英麗[9]等均認(rèn)為金融發(fā)展和城鎮(zhèn)化會(huì)加大城鄉(xiāng)差距，王亞飛還提出交互影響惡化了城鄉(xiāng)收入分配狀況.此外，還有研究者認(rèn)為，城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系并不可以簡(jiǎn)單地概括為線性關(guān)系：李伶俐等[10]實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，全國(guó)和中、東部地區(qū)城市化進(jìn)程能縮小城鄉(xiāng)收入差距，但西部地區(qū)收斂效應(yīng)并不顯著.馬強(qiáng)，王軍[11]基于城市面板數(shù)據(jù)分析得出，城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)收入絕對(duì)差距呈線性關(guān)系，和城鄉(xiāng)收入相對(duì)差距呈“倒U型”關(guān)系.曾珠[12]、周夢(mèng)婧[13]等均得出，就全國(guó)而言，城鎮(zhèn)化有利于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距；就地區(qū)而言，東部地區(qū)的城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的作用不顯著，中、西部地區(qū)的城鎮(zhèn)化能夠顯著地縮小城鄉(xiāng)收入差距.

綜上，國(guó)內(nèi)學(xué)者目前研究主要集中在城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的單方面影響上，并沒(méi)有考慮城鎮(zhèn)化具有傳遞作用——經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等相關(guān)因素可能通過(guò)對(duì)城鎮(zhèn)化的影響而對(duì)城鄉(xiāng)收入差距也產(chǎn)生相應(yīng)的作用效果;也沒(méi)有考慮城鎮(zhèn)化的空間效應(yīng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生的關(guān)鍵影響.本文從以上兩個(gè)方面出發(fā)：一是考慮將城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響和相關(guān)因素與城鎮(zhèn)化的交互影響均納入模型中; 二是通過(guò)構(gòu)建空間計(jì)量模型對(duì)城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，以避免因傳統(tǒng)計(jì)量方法對(duì)空間相關(guān)性的忽視而帶來(lái)問(wèn)題，以此分析地區(qū)城鎮(zhèn)化給城鄉(xiāng)收入差距帶來(lái)的影響及程度.

1 理論分析

通過(guò)對(duì)現(xiàn)有的相關(guān)文獻(xiàn)整理，可知城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響確實(shí)顯著存在，但是具體的作用沒(méi)有統(tǒng)一的結(jié)論.現(xiàn)從相關(guān)的理論展開(kāi)分析，目前以戶籍制度為基礎(chǔ)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)“城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)”在我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)改革的進(jìn)程中逐漸形成.農(nóng)村居民由于現(xiàn)行的戶籍制度及城鄉(xiāng)發(fā)展水平的差異，在很多方面很難獲得與城鎮(zhèn)居民相同的權(quán)益，如教育、醫(yī)療、就業(yè)、養(yǎng)老等，這使得農(nóng)村剩余勞動(dòng)力更傾向于外出到大城市打工.另外，由于城市住房成本很高，農(nóng)村外出打工者無(wú)法以家庭為單位整體遷出，這又阻止了農(nóng)村勞動(dòng)力的遷移.所以，城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入的雙重作用機(jī)制，在現(xiàn)今的“城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)”環(huán)境下，無(wú)法確定最終的影響效果.

一方面，城鎮(zhèn)化的集聚效應(yīng)、反哺作用及輻射效應(yīng)可能對(duì)城鄉(xiāng)收入差距有改善效應(yīng)[6]81.首先，城鎮(zhèn)化的集聚效應(yīng).在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中,只要存在著城鄉(xiāng)期望收入差距,農(nóng)村剩余勞動(dòng)力就會(huì)主動(dòng)向城市遷移,而勞動(dòng)力的遷移則會(huì)通過(guò)要素報(bào)酬的均等化來(lái)縮小城鄉(xiāng)收入差距[14].一、城市勞動(dòng)供給的增加導(dǎo)致城市勞動(dòng)力市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)增強(qiáng)，因此城市勞動(dòng)力均衡工資下降；二、農(nóng)村勞動(dòng)力向城市流動(dòng)導(dǎo)致農(nóng)村剩余勞動(dòng)力減少，農(nóng)村的勞動(dòng)生產(chǎn)率和平均收入水平隨之上升.其次，城鎮(zhèn)化的反哺作用.農(nóng)村勞動(dòng)力在外出打工期間得到的技能和知識(shí)，返鄉(xiāng)后，對(duì)農(nóng)業(yè)投資和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)建設(shè)有一定的作用，可以提高農(nóng)村居民的平均收入水平[15].再次，城鎮(zhèn)化的輻射效應(yīng).隨著城市規(guī)模的擴(kuò)張，城市居民的消費(fèi)需求日益增加和多樣化，也進(jìn)一步帶動(dòng)農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)和農(nóng)家樂(lè)的發(fā)展，農(nóng)村居民的收入也相應(yīng)提升[16].

另一方面，城鎮(zhèn)化可能通過(guò)政策傾向、資源不均和人力資本的溢出效應(yīng)拉大城鄉(xiāng)收入差距.首先，政策傾向.改革開(kāi)放以來(lái)，為發(fā)展經(jīng)濟(jì)，地方政府傾向于鼓勵(lì)部分地區(qū)、部分城市先發(fā)展帶動(dòng)其他地區(qū)，鼓勵(lì)先富帶動(dòng)后富，這樣的做法帶來(lái)了經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)和改革開(kāi)放的豐碩成果，但同時(shí)也導(dǎo)致了貧富不均，尤其是城鄉(xiāng)收入不均問(wèn)題[17]103.其次，資源不均.與城市相比，農(nóng)村在環(huán)境、交通和教育資源等方面明顯處于劣勢(shì)，兩者存在一定的差距.農(nóng)村大多地處偏遠(yuǎn)地區(qū)，以農(nóng)業(yè)為主，農(nóng)產(chǎn)品需求彈性小，農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)落后于二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入增速不同[18].再次，農(nóng)村農(nóng)民受教育程度有限，學(xué)習(xí)能力稍遜于城市居民，對(duì)新事物接受能力不夠，對(duì)災(zāi)害的防御和止損能力也不及城市居民.最后，人力資本溢出效應(yīng).在城鎮(zhèn)化的進(jìn)程中，人口和產(chǎn)業(yè)更多地集中在城市，城市里勞動(dòng)力市場(chǎng)信息傳遞、技術(shù)擴(kuò)散迅速而農(nóng)村信息閉塞，兩者的差異會(huì)導(dǎo)致城市人力資本內(nèi)溢和農(nóng)村人力資本外溢.人力資本的溢出效應(yīng)有利于城市而不利于農(nóng)村的發(fā)展，這在一定程度上也會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距.

2 數(shù)據(jù)來(lái)源、變量說(shuō)明及模型設(shè)定

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

采用我國(guó)2005—2017年31個(gè)省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，數(shù)據(jù)主要來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省統(tǒng)計(jì)年鑒和統(tǒng)計(jì)公報(bào)等官方統(tǒng)計(jì)資料.

2.2 變量說(shuō)明

所用變量的名稱、符號(hào)及定義如表1所示.

2.3 模型設(shè)定

根據(jù)“地理學(xué)第一定律”，所有事物都與其他事物相關(guān)聯(lián)，但較近的事物比較遠(yuǎn)的事物關(guān)聯(lián)程度更高[19].而空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)就是用來(lái)衡量這種關(guān)聯(lián)性，側(cè)重于考慮空間的依賴性.當(dāng)空間面板模型包含因變量的空間滯后項(xiàng)，則稱為空間滯后模型(Spatial Lag Model，SLM)或者空間自回歸模型(Spatial Autoregressive Model，SAR)；當(dāng)模型包含誤差項(xiàng)的空間滯后項(xiàng)，則稱為空間誤差模型(Spatial Error Model，SEM)；當(dāng)模型包含自變量的空間滯后項(xiàng)或者同時(shí)包含自變量和因變量的空間滯后項(xiàng)，則稱為空間杜賓模型(Spatial Durbin Model，SDM).

表1 變量說(shuō)明表

2.3.1 空間權(quán)重矩陣

空間計(jì)量分析首先需要設(shè)定空間權(quán)重矩陣W，其作用相當(dāng)于描述地區(qū)i和地區(qū)j之間的相互作用.通常空間權(quán)重有兩種設(shè)定方法，即根據(jù)相鄰關(guān)系或者距離遠(yuǎn)近來(lái)設(shè)定.具體為：根據(jù)相鄰關(guān)系設(shè)定，如果區(qū)域i與區(qū)域j相鄰，則Wij取值為1，反之則取值為 0；根據(jù)距離遠(yuǎn)近設(shè)定，使用距離的倒數(shù)來(lái)定義空間權(quán)重矩陣，即Wij=1/dij.

2.3.2 空間相關(guān)性檢驗(yàn)

度量空間自相關(guān)的指標(biāo)有很多，有莫蘭指數(shù)(Moran’s I)、局部莫蘭指數(shù)(global Moran’s I)、吉爾里指數(shù)(Geary’s C)、局部Getis-Ord指數(shù)等.本文采用的是使用最廣泛的Moran’s I，其定義如下：

(1)

Moran’sI∈[-1,1]，若其值小于0，說(shuō)明地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距之間存在負(fù)的空間相關(guān)性; 若大于0，說(shuō)明存在正的空間相關(guān)性; 若等于0，說(shuō)明不存在空間相關(guān)性.Moran’sI指數(shù)的絕對(duì)值越大，則說(shuō)明城鄉(xiāng)收入差距的空間相關(guān)性越大.

2.3.3 空間面板模型

空間面板數(shù)據(jù)模型的一般設(shè)定：

(2)

對(duì)參數(shù)的不同約束，可以得到不同類型的空間模型，常見(jiàn)的有下述幾種分類：

1)θ=0，帶自回歸擾動(dòng)項(xiàng)的空間自回歸模型(Spatial Autoregressive Model with Auto Regressive disturbances，SAC);

2)λ=0，空間杜賓模型(Spatial Durbin Model，SDM);

3)λ=0,θ=0，空間自回歸模型(Spatial Autoregressive Model，SAR);

4)ρ=0,θ=0，空間誤差模型(Spatial Error Model，SEM).

式中，yit為因變量，t為時(shí)期數(shù)(文中t=1,…,12)，i,j為地區(qū)數(shù)(文中i,j=1,…,31)，α為截距項(xiàng)，ρ為空間自回歸項(xiàng)的系數(shù)，wij為空間權(quán)重矩陣，βk為解釋變量回歸系數(shù)，xitk為解釋變量，θk為解釋變量空間滯后系數(shù)，μi表示空間效應(yīng)，γt表示時(shí)間效應(yīng)，vit為隨機(jī)誤差項(xiàng).

該公式表示時(shí)間空間均固定的效應(yīng)面板模型:當(dāng)只有μi時(shí)，表示空間固定效應(yīng)面板模型; 當(dāng)只有γt時(shí)，表示時(shí)間固定效應(yīng)面板模型; 當(dāng)μi和γt都不存在時(shí)，表示混合面板模型.將式(2)推廣到本文中，城鄉(xiāng)收入差距的空間自回歸模型(SAR)可以表示為：

(3)

城鄉(xiāng)收入差距的空間誤差模型(SEM)可以表示為：

(4)

城鄉(xiāng)收入差距的空間杜賓模型(SDM)可以表示為：

(5)

3 實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

3.1 相關(guān)性檢驗(yàn)

根據(jù)式(1)可以測(cè)算出我國(guó)31個(gè)省(市、區(qū))2005—2017年城鄉(xiāng)收入差距Moran’sI指數(shù).如表2所示， 2005—2017年城鄉(xiāng)收入差距Moran’sI指數(shù)均為正數(shù)且全部通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)水平.總體看來(lái)，Moran’sI指數(shù)呈現(xiàn)波動(dòng)略有下降趨勢(shì)，最低為2014年、2017年的0.41，基本在0.45上下浮動(dòng)，說(shuō)明各地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的空間相關(guān)性.

表2 2005—2017年中國(guó)各省(市、區(qū))城鄉(xiāng)收入差距Moran’s I指數(shù)

由表2可知，各省(市、區(qū))城鄉(xiāng)收入差距已通過(guò)相關(guān)性檢驗(yàn)，我們采用Hauseman檢驗(yàn)來(lái)分析應(yīng)該采用隨機(jī)效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型，結(jié)果如表3所示.SAR表示空間自回歸模型，SAR1、SAR2、SAR3分別指包含一次項(xiàng)自變量、一次項(xiàng)和平方項(xiàng)自變量、一次項(xiàng)和平方項(xiàng)以及交互項(xiàng)的空間自回歸模型；SEM表示空間誤差回歸模型，SEM1、SEM2、SEM3包含的自變量和SAR三個(gè)模型對(duì)應(yīng)一致；SDM表示空間杜賓模型，SDM1、SDM2、SDM3包含的自變量也與SAR三個(gè)模型一致.由于Hauseman檢驗(yàn)卡方值為負(fù)選擇隨機(jī)效應(yīng)，卡方值為正選擇固定效應(yīng)，從表3中得出三種模型均選擇固定效應(yīng)，其中空間自回歸模型選擇包含一次項(xiàng)、平方項(xiàng)和交互項(xiàng)自變量的模型(SAR3)，空間誤差模型選擇包含一次項(xiàng)和平方項(xiàng)自變量的模型(SEM2)，空間杜賓模型也選擇包含一次項(xiàng)和平方項(xiàng)自變量的模型(SDM2).

表3 hauseman檢驗(yàn)結(jié)果

3.2 空間面板模型

對(duì)以上檢驗(yàn)篩選出的三個(gè)模型，分別以兩類權(quán)重矩陣(近鄰矩陣W和距離倒數(shù)矩陣M)進(jìn)行構(gòu)建模型，結(jié)果如表4所示.

表4 城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距SAR、SEM、SDM模型回歸結(jié)果

注：*、** 、***分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平下顯著.

從表4的回歸結(jié)果中可以看出，空間自回歸模型和空間杜賓模型均表明因變量滯后項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，表明存在因變量空間滯后效應(yīng).三個(gè)模型均是以各省距離倒數(shù)作為權(quán)重矩陣，擬合優(yōu)度更好一些(SAR3_M為0.700 4，SEM2_M為0.758 3，SDM2_M為0.944 3).其中擬合效果最好的是空間杜賓模型，R2高達(dá)0.944 3.

圖1 三種模型簡(jiǎn)化比較圖

根據(jù)如上結(jié)論，可將我國(guó)31個(gè)省(市、區(qū))劃分成三類A(urb≥0.697 8，城鄉(xiāng)收入差距隨著城鎮(zhèn)化率的提高而減小)，B(0.585 5

表5 城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響省(市、區(qū))分類表

在2005年經(jīng)濟(jì)總量平衡、物價(jià)穩(wěn)定和結(jié)構(gòu)性問(wèn)題突出的背景下，國(guó)家實(shí)施穩(wěn)健的財(cái)政政策，調(diào)整支出結(jié)構(gòu)，側(cè)重保障公共支出需要，重點(diǎn)投向農(nóng)業(yè)、教育、就業(yè)和社會(huì)保障等公共服務(wù)的薄弱環(huán)節(jié)，農(nóng)村農(nóng)民的各項(xiàng)社會(huì)福利不斷提升.其中，遼寧省、黑龍江省等東北地區(qū)老工業(yè)基地對(duì)重點(diǎn)行業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了調(diào)整和改造.而廣東省、浙江省、福建省等東部沿海地區(qū)由于改革開(kāi)放政策、交通便利和港口眾多的地理優(yōu)勢(shì)、商業(yè)環(huán)境優(yōu)勢(shì)等，經(jīng)濟(jì)發(fā)展都領(lǐng)先于中、西部地區(qū).經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展到較高水平，在福利政策上也有一定的體現(xiàn)，2013年國(guó)家的社會(huì)福利政策，從過(guò)去的“補(bǔ)缺型” “救助型”向“適度普惠型”方向發(fā)展，民政功能從兜底保障向改善發(fā)展型轉(zhuǎn)變.廣東省2018年實(shí)施新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，全省城鎮(zhèn)化率提高到69.85%.現(xiàn)代農(nóng)業(yè)加快發(fā)展，新農(nóng)村建設(shè)深入推進(jìn)，農(nóng)民人均可支配收入年均增長(zhǎng)9.5%、增速高于城鎮(zhèn)居民.浙江省在“十三五”規(guī)劃中提出完善服務(wù)設(shè)施，全面推進(jìn)智慧城市建設(shè)，強(qiáng)化人才支撐，積極實(shí)施現(xiàn)代服務(wù)業(yè)人才培養(yǎng)計(jì)劃.湖北省提出堅(jiān)持區(qū)域協(xié)同、城鄉(xiāng)統(tǒng)籌，繼續(xù)支持“一主兩副”率先發(fā)展，加力支持其他市州競(jìng)相發(fā)展，切實(shí)增強(qiáng)發(fā)展的整體性、協(xié)調(diào)性.重慶市近幾年提出，促進(jìn)城鄉(xiāng)要素雙向流動(dòng)，完善“引進(jìn)”和“留住”人才機(jī)制，鼓勵(lì)企業(yè)家、技能人才、農(nóng)民工返鄉(xiāng)投資興業(yè)，加快培育農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)和新型職業(yè)農(nóng)民.鼓勵(lì)和規(guī)范工商資本參與鄉(xiāng)村振興，深化農(nóng)業(yè)項(xiàng)目財(cái)政補(bǔ)助資金股權(quán)化改革，推進(jìn)“三社”融合發(fā)展試點(diǎn)，完善利益聯(lián)結(jié)機(jī)制，讓農(nóng)民分享產(chǎn)業(yè)發(fā)展收益.綜上，各省市在近幾年經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的基礎(chǔ)上都不同程度地優(yōu)化了社會(huì)福利措施，加速城鎮(zhèn)化進(jìn)程，縮小城鄉(xiāng)收入差距.

對(duì)于普通自變量，所有模型均反映，人均GDP(pgdp)和消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(cpi)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距是影響顯著的.人均GDP對(duì)城鄉(xiāng)收入差距是負(fù)向作用，城鄉(xiāng)收入差距隨著人均GDP的上升而減小，根據(jù)模型，人均GDP每增加1元，城鄉(xiāng)收入差距大致下降0.001～0.002；消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的作用是正向的，城鄉(xiāng)收入差距隨著消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的上升而擴(kuò)大，消費(fèi)價(jià)格指數(shù)每增加0.1，城鄉(xiāng)收入差距大致上升0.01(考慮SAR3_M、SEM2_M、SDM2_M三個(gè)效果較好的模型).

對(duì)于交互項(xiàng)，空間自回歸模型表明，城鎮(zhèn)化與人均GDP(urb×pgdp)和城鎮(zhèn)化與城鎮(zhèn)失業(yè)人口登記率(urb×uem)兩者對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響比較顯著，兩個(gè)交互項(xiàng)系數(shù)均為正，分別通過(guò)1%和5%的顯著性檢驗(yàn)水平，說(shuō)明城鎮(zhèn)化與人均GDP和城鎮(zhèn)化與城鎮(zhèn)失業(yè)人口的交互關(guān)系、協(xié)調(diào)作用也能夠明顯擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距.

4 結(jié)論與建議

本文基于我國(guó)2005—2017年省級(jí)面板數(shù)據(jù)構(gòu)建空間計(jì)量模型，對(duì)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系進(jìn)行探索，分析研究結(jié)果可得出以下幾點(diǎn)結(jié)論:第一，從宏觀上看，城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間呈現(xiàn)“倒U型”關(guān)系，只有當(dāng)城鎮(zhèn)化水平達(dá)到0.697 8時(shí)，城鎮(zhèn)化率的提高才能對(duì)縮小城鄉(xiāng)收入差距起正向作用；當(dāng)城鎮(zhèn)化率小于0.585 5時(shí)，城鎮(zhèn)化率的上升將對(duì)縮小城鄉(xiāng)收入差距起反向作用.第二，從2005—2017年，A類省(市、區(qū))(urb≥0.697 8，城鄉(xiāng)收入差距隨著城鎮(zhèn)化率的提高而減小)從原來(lái)的北京市、天津市和上海市，新增了一個(gè)廣東省，B類省(市、區(qū))(0.585 5

基于分析結(jié)果，筆者提出以下幾點(diǎn)建議： 1)有效穩(wěn)健推動(dòng)新型城鎮(zhèn)化.在推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程時(shí)，政府政策務(wù)必做到以人為本，切實(shí)讓農(nóng)村人口積極融入城市社會(huì)中，促進(jìn)農(nóng)民向市民的真正轉(zhuǎn)變，對(duì)縮小A類省(市、區(qū))的城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生積極影響，也益于B、C兩類省(市、區(qū))向A類省(市、區(qū))的轉(zhuǎn)變，推動(dòng)其城鄉(xiāng)收入差距由擴(kuò)大向縮小進(jìn)行轉(zhuǎn)變.2)適當(dāng)控制人口過(guò)快增長(zhǎng).一般來(lái)說(shuō)，人口數(shù)量的增長(zhǎng)對(duì)收入沒(méi)有顯著的抑制作用，但從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，人口持續(xù)過(guò)快增長(zhǎng)會(huì)稀釋經(jīng)濟(jì)發(fā)展所帶來(lái)的紅利，也會(huì)導(dǎo)致公共資源的緊張，應(yīng)該適當(dāng)調(diào)整現(xiàn)階段的國(guó)家生育政策和社會(huì)福利政策.3)積極調(diào)控穩(wěn)定物價(jià).基礎(chǔ)生活用品消費(fèi)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響不大，但是以住房等為主的居住成本對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響較大，可通過(guò)公租房、廉租房和保障房等有效的住房福利政策來(lái)縮小收入差距.4)建立和完善社會(huì)保障和救助體系，特別是針對(duì)在城市失業(yè)的農(nóng)民工的失業(yè)救助體系，通過(guò)有效幫助農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工來(lái)縮小城鄉(xiāng)收入差距，如提供更多的招聘信息、增加城市就業(yè)崗位、適當(dāng)為滿足一定條件的人員提供技能培訓(xùn)機(jī)會(huì).