（山東大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院 山東濟南 250199）

一、引言與文獻綜述

城鎮(zhèn)化日益被視為21世紀最重要的問題之一。目前世界上有一半以上的人口居住在城鎮(zhèn)，預(yù)計到2050年這一數(shù)字將上升到75%，大部分城市增長主要集中于亞洲和非洲地區(qū)（United Nations，2015）。1978年，中國城鎮(zhèn)人口只有1.7億，占總?cè)丝诘?7.9%，到2016年該比例上升到57.3%。①因篇幅所限，本文省略了中國城鎮(zhèn)化發(fā)展歷程回顧，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟科學(xué)》官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴展”欄目下載。與此同時，按當年價現(xiàn)行農(nóng)村貧困標準衡量，1978年末農(nóng)村貧困發(fā)生率約97.5%，2017年末農(nóng)村貧困發(fā)生率為3.1%，農(nóng)村貧困發(fā)生率下降94.4個百分點，年均下降2.4個百分點。②數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局。參見http://www.stats.gov.cn/ztjc/ztfx/ggkf40n/201809/t20180903_1620407.html。那么，城鎮(zhèn)化與農(nóng)村貧困減少二者之間是否有關(guān)？

城鎮(zhèn)化通過如下幾個渠道影響農(nóng)村家庭的收入、消費和貧困（Mallick，2014）：其一，匯款渠道。城鎮(zhèn)化往往伴隨著農(nóng)村人口向城市的遷移，這意味著勞動者從農(nóng)業(yè)部門和農(nóng)村地區(qū)轉(zhuǎn)向工業(yè)部門和城鎮(zhèn)地區(qū)，遷移會使農(nóng)村移民的收入和消費水平提高，通過移民的匯款，農(nóng)村家庭收入和消費水平預(yù)期也會上升。匯款還可以用來進行人力資本投資或社會資本投資，進而帶動農(nóng)村勞動生產(chǎn)率提高或促進農(nóng)村勞動力從事非農(nóng)活動。匯款在減少農(nóng)村家庭的資源約束及在為負向沖擊提供保險方面有積極作用。當然，如考慮到以下情況，由城市轉(zhuǎn)移到農(nóng)村的匯款凈流入可能會減少，即移民家庭往往給初次留在城市的移民提供貨幣或?qū)嵨锏冉?jīng)濟支持，這種旨在支付移民固定成本的支持可以解釋為一項投資，其回報是隨后收到的反向城鄉(xiāng)匯款流量（Stark，1980）。移民對留守家庭的影響在實證中并沒有一致的結(jié)論，一些文獻認為匯款對家庭收入增長和緩解貧困有積極作用（Bouiyour等，2016），另一些文獻則認為移民對貧困沒有作用（Yang，2008）。其二，非農(nóng)就業(yè)渠道。城市地域擴張有利于非農(nóng)經(jīng)濟活動的多樣化，進而對收入有正面影響（Jacoby和Minten，2009），這種效應(yīng)對地理上靠近城市的鄉(xiāng)村尤為重要，由于城市提供了密集的市場來更有效地交換商品和服務(wù)，靠近城市的農(nóng)戶可以依據(jù)其比較優(yōu)勢從事特定的經(jīng)濟活動，依靠市場來滿足消費和投資需求，更廣泛的專業(yè)化生產(chǎn)可能會提高生產(chǎn)率和收入。此外，靠近城市能夠刺激農(nóng)業(yè)貿(mào)易的非農(nóng)活動，比如運輸和營銷。城市刺激附近農(nóng)村高回報非農(nóng)就業(yè)的例子在亞洲地區(qū)比較常見。城市擴張還使得城市周邊勞動者通勤的概率上升，進而會帶動城郊諸如消費和零售的非農(nóng)活動的增長來滿足通勤人口不斷增長的服務(wù)業(yè)需求。企業(yè)在城市中集聚并吸引城市和城市附近的農(nóng)村勞動者就業(yè)，農(nóng)民工工資得以增加。另外，基于城鄉(xiāng)間工資差異的遷移可能會使農(nóng)村勞動力供給下降并引致農(nóng)村勞動力工資上升。其三，農(nóng)產(chǎn)品消費需求渠道。農(nóng)產(chǎn)品需求渠道主要通過收入效應(yīng)和替代效應(yīng)起作用。收入效應(yīng)指城市收入高于農(nóng)村而引致的對農(nóng)產(chǎn)品需求增加，即城市對農(nóng)產(chǎn)品、勞動密集型產(chǎn)品的需求隨著城市經(jīng)濟和人口密度的增長而增長，運輸條件和基礎(chǔ)設(shè)施的改善使農(nóng)產(chǎn)品從農(nóng)村運往城市的運輸成本降低。由于運輸成本降低，亞洲國家的勞動密集型出口產(chǎn)品從城市向農(nóng)村轉(zhuǎn)包的情形增加。替代效應(yīng)與較高附加值產(chǎn)品在農(nóng)業(yè)總需求中所占比例的增加有關(guān)，這是典型的更復(fù)雜的城市消費者的特征（Cali和Menon，2013）。其四，農(nóng)村土地渠道。城市擴張增加了附近農(nóng)地改居住用地的需求，農(nóng)地價格將上升，土地所有者可以通過租賃、售賣土地等形式獲得更高收入（Plantinga等，2002）。事實上，前述農(nóng)產(chǎn)品消費需求渠道中，預(yù)期未來農(nóng)業(yè)收入的上升也會帶動土地租賃價格上升。土地渠道對農(nóng)村貧困的最終影響還取決于增加的這部分農(nóng)業(yè)收入在農(nóng)村人群中的分布，如果土地非常集中，這個渠道可能只會使少數(shù)地主受益，且沒有土地的人群獲得有償就業(yè)的機會也會受到限制，這時該渠道減少貧困的效果就會打折扣。此外，勞動力從農(nóng)村轉(zhuǎn)向城市無疑會降低農(nóng)村勞動力供給，農(nóng)村人均可用土地相應(yīng)地增加，由于土地數(shù)量固定不變、土地邊際收益遞減，可用性土地的增加應(yīng)該會提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率并給農(nóng)村工資帶來上漲壓力（Cali和Menon，2013）。其五，技術(shù)和市場的溢出效應(yīng)渠道。農(nóng)村居民生活水平因城市化溢出效應(yīng)而上升。除了遷移外（Arouri等，2017），城鄉(xiāng)之間諸如信息傳遞、先進技能和知識傳播等其他互動形式也對農(nóng)村人力資本的形成產(chǎn)生積極影響。而且，城市化在城市和附近農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟和社會結(jié)構(gòu)中起著至關(guān)重要的作用，它為教育、健康服務(wù)和環(huán)境設(shè)施改進提供了機會。教育資本決定了農(nóng)村居民學(xué)習與使用技術(shù)的能力，健康資本則影響經(jīng)濟活動和減貧。

然而，城鎮(zhèn)化并不必然引起農(nóng)村家庭收入的增長，比如勞動力向城市遷移降低了農(nóng)村勞動力供給，短期內(nèi)遷移者無法匯款給留守農(nóng)村的家人，他們必然會經(jīng)歷收入下降之痛。從長期來看，農(nóng)村到城市的遷移會阻止這些家庭參與高回報的勞動密集型活動。再如，在農(nóng)村土地渠道中，如果最具有生產(chǎn)效率的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移到城市，可能會抵消移民帶來的生產(chǎn)率提高效應(yīng)。此外，匯款可能產(chǎn)生道德風險問題。一些文獻研究表明移民會影響遷移家庭中其他成員的勞動決策，并會提高他們的保留工資（Grigorian和Melkonyan，2011）。匯款會對接受者的勞動供給產(chǎn)生負向激勵。綜上所述，城鎮(zhèn)化可能通過匯款、非農(nóng)就業(yè)、農(nóng)產(chǎn)品消費需求、農(nóng)村土地、技術(shù)和市場的溢出效應(yīng)等渠道影響農(nóng)村家庭的農(nóng)業(yè)或非農(nóng)活動，其對貧困的影響在理論上沒有明確答案，結(jié)論的得出依賴于上述不同渠道相對力量的比較。

從本世紀初起，學(xué)者們開始研究城鎮(zhèn)化對發(fā)展中國家貧困的影響，尤其是對農(nóng)村貧困的影響。比如，Ravallion等（2007）研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化對減少貧困有積極影響，但城鎮(zhèn)化減貧效力因地區(qū)不同而不同。Martinez-Vazquez等（2009）利用非平衡跨國的面板數(shù)據(jù)分析得出了城鎮(zhèn)化與貧困之間存在U形關(guān)系的結(jié)論。Cali和Menon（2013）利用印度1983—1999年的地區(qū)面板數(shù)據(jù)估計了城鎮(zhèn)化對貧困減少的影響，該研究使用地區(qū)間遷移數(shù)據(jù)預(yù)測了城市人口、城市就業(yè)中制造業(yè)人口就業(yè)比重，并借助了工具變量方法，他們得到的結(jié)論是，大約75%的城鎮(zhèn)化減貧效果可以用農(nóng)村商品需求的增加來解釋，農(nóng)村到城市遷移的貢獻不足20%。Mallick（2014）研究表明在印度農(nóng)業(yè)部門萎縮的過程中，貧困勞動者從農(nóng)村流向城市有助于減少農(nóng)村貧困。Arouri等（2017）使用越南4個年份的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化在增加農(nóng)村非農(nóng)收入的同時使得農(nóng)業(yè)收入下降，城鎮(zhèn)化減少了農(nóng)村貧困。Higashikata和Hashiguchi（2017）基于印度尼西亞家庭微觀數(shù)據(jù)，使用有效市場規(guī)模增長作為城鎮(zhèn)化的代理指標的分析表明，城鎮(zhèn)化導(dǎo)致農(nóng)村家庭尤其是貧困農(nóng)村家庭人均支出增加，貧困家庭福利增長主要由非農(nóng)收入增加所致。楊沫等（2019）認為城鎮(zhèn)化過程使農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口具有較高的代際職業(yè)流動性。崔萬田和何春（2018）運用2000—2014年中國25個省份的面板數(shù)據(jù)實證發(fā)現(xiàn)：城鎮(zhèn)化與農(nóng)村貧困呈現(xiàn)出U形關(guān)系，在城鎮(zhèn)化發(fā)展前期，城鎮(zhèn)化有利于農(nóng)村貧困的減少，在城鎮(zhèn)化發(fā)展后期，城鎮(zhèn)化不利于農(nóng)村貧困的減少；城鎮(zhèn)化農(nóng)村減貧的收入效應(yīng)要大于轉(zhuǎn)移效應(yīng)。何春和崔萬田（2017）選取32個發(fā)展中經(jīng)濟體1992—2015年的數(shù)據(jù)進行了實證檢驗，表明城鎮(zhèn)化建設(shè)能夠提高教育、健康、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，從而有助于貧困的減少。夏慶杰等（2017）主要從城市化和城市貧困、城市化與農(nóng)村貧困、中國城市化和貧困方面進行了綜述。萬廣華等（2017）研究發(fā)現(xiàn)，中國的城市化能有效減少農(nóng)村和農(nóng)民工的貧困。

本文基于中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查（CFPS）2010年、2012年、2014年的面板數(shù)據(jù)，使用工具變量面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)的兩部模型分析了城鎮(zhèn)化對農(nóng)村家庭人均收入、消費及貧困的影響。本文在分析城鎮(zhèn)化對農(nóng)村家庭收入的影響時，研究了城鎮(zhèn)化對經(jīng)營收入、工資收入、財產(chǎn)收入、轉(zhuǎn)移收入等不同收入來源的影響，此外還把農(nóng)村按郊區(qū)與純農(nóng)村、東中西地域、平原與非平原地貌特征進行了分組并對其進行實證檢驗。

二、數(shù)據(jù)來源及方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的微觀數(shù)據(jù)來自于北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心執(zhí)行的“中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查”（CFPS）。CFPS的抽樣設(shè)計關(guān)注初訪調(diào)查樣本的代表性，采用了內(nèi)隱分層的、多階段的、多層次與人口規(guī)模成比例的概率抽樣方式（PPS）。樣本覆蓋了除香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)、臺灣省、新疆維吾爾自治區(qū)、青海省、內(nèi)蒙古自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)和海南省之外的25個省份。CFPS的問卷分為三個層級：個體，個體生活的緊密環(huán)境即家庭，家庭的緊密環(huán)境即村居，因此形成了三種問卷：個人問卷、家庭問卷、村居問卷，其中根據(jù)年齡特征把個人問卷分為成人問卷和少兒問卷。本文選取了2010年、2012年和2014年三次調(diào)查的面板數(shù)據(jù)，家庭數(shù)量為6 107個，三年樣本數(shù)量共計18 321個。以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬康母魇》莩擎?zhèn)化水平，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。①因篇幅所限，本文省略了城鎮(zhèn)化與農(nóng)村家庭的收入、消費和貧困率的表格，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟科學(xué)》官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴展”欄目下載。

（二）方法

基于面板數(shù)據(jù)把農(nóng)村家庭的人均收入、收入來源中的人均經(jīng)營性收入、人均工資性收入、人均財產(chǎn)性收入、人均轉(zhuǎn)移性收入、家庭生活條件、人均消費等結(jié)果變量寫成城鎮(zhèn)化及家庭特征變量的函數(shù)形式：

其中，Yijt代表j省的i家庭在t時期（2010年、2012年、2014年）的結(jié)果變量。urbanjt代表城鎮(zhèn)化水平，本文的城鎮(zhèn)化水平采用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋頊y度，urbanjt表示在t時期j省的城鎮(zhèn)人口占其總?cè)丝诘谋戎?，式?）中的城鎮(zhèn)化用滯后一期（2009年、2011年、2013年）的城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋肀硎?，這說明城鎮(zhèn)化變量在結(jié)果變量之前就確定了。Tt代表t年份的啞變量。Xijt代表家庭特征變量。ηij和εijt分別代表時間不變和時間可變的不可觀測變量。β代表城鎮(zhèn)化對結(jié)果變量的彈性。因為城鎮(zhèn)化并非是隨機過程，城鎮(zhèn)化進程不能被完全觀測，為此，本文使用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型來消除可能引致內(nèi)生性的不可觀測的不隨時間變化的變量。此外，本文還使用了工具變量的固定效應(yīng)模型進行回歸，城鎮(zhèn)化（滯后一期的城鎮(zhèn)人口比重）的工具變量利用滯后兩期的城鎮(zhèn)人口比重來代替，即滯后的內(nèi)生變量被當作當前內(nèi)生變量的工具變量。

使用式（1）能較為恰當?shù)胤治龀擎?zhèn)化對消費和全部收入的影響，但全部收入的組成部分中的一部分變量比如工資收入、財產(chǎn)性收入等變量有較多的零值，因變量有較多零值時一般使用Tobit模型，可是由于最大似然估計方法中的偶然參數(shù)問題導(dǎo)致沒有固定效應(yīng)的Tobit模型可用。另外，如果誤差項的正態(tài)性和同方差假定不滿足的話，Tobit模型估計并不是一致性的估計，而上述假定又太強無法在現(xiàn)實中得到滿足。因此，本文借鑒Arouri等（2017）的方法，使用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)的兩部模型：

式（2）中Dijt為二元啞變量，當Yijt＞0時Dijt為1，當Yijt=0時Dijt為0。式（2）和式（3）使用固定效應(yīng)回歸估計。雖然二元啞變量常用Probit或Logit模型來估計，但因為我們使用固定效應(yīng)來估計式（2），而沒有可用的固定效應(yīng)Probit模型，而固定效應(yīng)的Logit模型會刪去觀測值為固定值的較多樣本導(dǎo)致樣本量不足，因此，本文使用線性概率模型來估計式（2）。

使用消費來衡量貧困比使用收入更合理，因為消費能直接與生活福利相關(guān)聯(lián)?；谑剑?）的消費數(shù)據(jù)計算家庭i陷入貧困的概率如下：

式（4）可簡化為下式：

其中，P代表貧困概率，當家庭為貧困時P為1，否則為0。z代表貧困線。Φ代表標準正態(tài)分布函數(shù)。Y代表家庭人均消費（為簡單計，下標i、j、t略去）。σ是式（1）中ε的標準差。在固定效應(yīng)模型中，η被假定為固定，ε服從均值為0、方差為σ的正態(tài)分布，本文假定σ在各個觀測值之間可變。家庭人均消費基本上全為正數(shù)，估計式（1）時采用了面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型而非兩部法模型。城鎮(zhèn)化對貧困概率的效應(yīng)為：

其中，φ代表標準正態(tài)分布的密度函數(shù)。城鎮(zhèn)化對貧困平均部分效應(yīng)（Average Partial Effect，APE）估計為：

式（7）中，Hi是家庭i的人口數(shù)，N是全部樣本的人口數(shù)量，是基于對數(shù)人均消費固定效應(yīng)估計得出。

三、實證分析

本部分首先對家庭收入與城鎮(zhèn)化進行回歸，并控制了如家庭結(jié)構(gòu)、人力資本等其他可能影響收入的變量，本文的具體控制變量主要包括家庭人口數(shù)量、家中小于15歲的人口比重、家中大于60歲的人口比重、戶主年齡、戶主教育程度①本文的分析單元是家庭，為控制家庭人口社會學(xué)變量，我們定義了虛擬的“戶主”，即把2010 CHFS調(diào)查中家庭中的主事者、2012年最熟悉家庭財務(wù)的人員、2014年財務(wù)回答人視為戶主。。地區(qū)這類時間不變的變量在固定效應(yīng)中沒有納入。解釋變量不能受到城鎮(zhèn)化的影響，為此文章沒有納入更多的解釋變量。各變量的含義與描述性統(tǒng)計參見表1。

肖家山礦區(qū)含金礦脈主要賦存于冷家溪群黃滸洞組第二段粉砂質(zhì)板巖、變質(zhì)雜砂巖中，并受近乎順層產(chǎn)出層間滑動剪切帶和區(qū)域性斷裂旁側(cè)次級脆-韌性剪切帶控制，控礦構(gòu)造以前者為主。

表1 變量含義及描述性統(tǒng)計

表1顯示，2010—2014年，收入、消費、資產(chǎn)及戶均打工寄回收入基本上均呈現(xiàn)增長態(tài)勢；農(nóng)村家庭人口規(guī)模維持在4人左右；由于是虛擬戶主其年齡在面板數(shù)據(jù)中并非穩(wěn)步上升；家庭撫養(yǎng)人口（包括兒童和老人）占比表現(xiàn)出上升態(tài)勢，其中老年撫養(yǎng)比上升態(tài)勢顯著，這說明農(nóng)村的老齡化問題正在凸顯；農(nóng)村戶主教育程度為小學(xué)畢業(yè)的占比基本在50%以上。

（一）城鎮(zhèn)化對全部農(nóng)村樣本的影響

基于工具變量固定效應(yīng)的經(jīng)營收入、工資收入、財產(chǎn)收入、轉(zhuǎn)移收入回歸結(jié)果表明①因篇幅所限，本文省略了基于工具變量固定效應(yīng)的經(jīng)營收入、工資收入、財產(chǎn)收入、轉(zhuǎn)移收入回歸結(jié)果的表格，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟科學(xué)》官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴展”欄目下載。，城鎮(zhèn)化水平每提高1%，農(nóng)村家庭有經(jīng)營收入的概率下降0.56%。由于數(shù)據(jù)限制，本文無法區(qū)分農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入和非農(nóng)經(jīng)營收入，為此經(jīng)營收入的下降可能由多方面原因?qū)е?。一方面，它可能是由于農(nóng)產(chǎn)品價格波動較大而農(nóng)林生產(chǎn)和養(yǎng)殖業(yè)的種子化肥農(nóng)藥費、雇工費、機器租賃費、灌溉費、種畜魚苗費、飼料費等中間投入高企，農(nóng)林生產(chǎn)和養(yǎng)殖業(yè)的比較效益低下，城鎮(zhèn)化的拉力使得從事農(nóng)林生產(chǎn)的勞動力離開農(nóng)業(yè)經(jīng)營市場所致。另一方面，也可能是城鎮(zhèn)化使得土地流通速度加快導(dǎo)致一些農(nóng)民主動或被動地無地可耕所致。此外，亦有可能是從事非農(nóng)經(jīng)營需要較高的資金投入且風險較高所致，而如果從事打工掙取工資收入的話，盡管工種的工作量可能比較繁重，但能準時、及時得到薪酬，下文城鎮(zhèn)化顯著地促進了工資收入的增長也從另一個側(cè)面佐證了這個答案。雖然城鎮(zhèn)化使得農(nóng)村家庭有經(jīng)營收入的概率顯著下降，但城鎮(zhèn)化并沒有顯著地促進農(nóng)村家庭的經(jīng)營收入下降。雖然城鎮(zhèn)化使農(nóng)村家庭有工資收入的概率下降（僅在10%的統(tǒng)計水平上顯著），但城鎮(zhèn)化對農(nóng)村家庭工資收入起到了顯著的促進作用，城鎮(zhèn)化水平每提高1%，農(nóng)村家庭工資收入上升0.75%。城鎮(zhèn)化使得農(nóng)村家庭的財產(chǎn)收入顯著增加，城鎮(zhèn)化水平每提高1%，農(nóng)村家庭財產(chǎn)收入上升0.71%。城鎮(zhèn)化還顯著地增加了農(nóng)村家庭獲得轉(zhuǎn)移收入的概率和轉(zhuǎn)移收入的數(shù)量，城鎮(zhèn)化水平每提高1%，農(nóng)村家庭獲得轉(zhuǎn)移收入的數(shù)額增加0.66%。此外，城鎮(zhèn)化顯著促進了打工者寄回農(nóng)村的收入。

城鎮(zhèn)化對各項收入占總收入的比重影響又會是什么情況呢？表2是基于兩部模型的工具變量固定效應(yīng)考察的城鎮(zhèn)化對人均收入及各項收入占總收入比重的影響的回歸結(jié)果。

表2 城鎮(zhèn)化對人均收入及各項收入占總收入比重的影響

從表2可以看出，城鎮(zhèn)化對各項收入占總收入構(gòu)成比重的影響不盡相同。城鎮(zhèn)化增加了工資收入比重、財產(chǎn)收入比重，城鎮(zhèn)化對經(jīng)營收入占總收入比重有顯著的負向影響，城鎮(zhèn)化水平每提高1%，經(jīng)營收入占總收入比重下降0.13%。那么，在這些合力的作用下，城鎮(zhèn)化對農(nóng)村家庭的全部收入有何影響呢？表2第一列的結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化顯著地增加了農(nóng)村家庭的人均收入，城鎮(zhèn)化水平每提高1%，農(nóng)村家庭人均收入增長0.67%。

接下來本文嘗試分析城鎮(zhèn)化對農(nóng)村家庭生活條件的影響，并研究城鎮(zhèn)化對貧困下降的貢獻，本文的貧困以消費來衡量。已有研究表明使用貨幣貧困來表征人群福利并不全面，貧困應(yīng)從多維角度進行測度，本文用飲用水、做飯燃料來反映非貨幣的農(nóng)村家庭福利，城鎮(zhèn)化對飲用水、做飯燃料、家庭資產(chǎn)、消費的固定效應(yīng)線性概率回歸結(jié)果見表3。

表3 生活條件、資產(chǎn)及人均消費的固定效應(yīng)回歸

回歸結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化顯著地改善了農(nóng)村家庭的飲用水福利，但城鎮(zhèn)化對做飯燃料的使用沒有顯著影響?？刂屏思彝ト司杖胱兞亢螅ㄆ?，略去回歸結(jié)果），城鎮(zhèn)化對農(nóng)村家庭的飲用水、燃料使用的結(jié)果沒有任何改變，這說明家庭收入不是城鎮(zhèn)化改善生活設(shè)施的主要渠道，這意味著城鎮(zhèn)化可能提升了農(nóng)村家庭的飲用水質(zhì)量安全意識，抑或是城鎮(zhèn)化帶來了基礎(chǔ)設(shè)施的升級。城鎮(zhèn)化顯著地增加了農(nóng)村家庭的人均資產(chǎn)，城鎮(zhèn)化水平每提高1%，農(nóng)村家庭人均資產(chǎn)增加1.4%。城鎮(zhèn)化也顯著地增加了農(nóng)村家庭的人均消費，城鎮(zhèn)化水平每提高 1%，農(nóng)村家庭人均消費增加0.87%。控制了家庭人均收入變量后，城鎮(zhèn)化引致的消費增長效應(yīng)仍在 1%的統(tǒng)計水平上顯著，但農(nóng)村家庭人均消費的回歸系數(shù)減小，這說明城鎮(zhèn)化水平的提升使得收入的一部分轉(zhuǎn)化為了消費增加。

城鎮(zhèn)化對農(nóng)村貧困的影響結(jié)果參見表4，表4列示了2$PPP、2.5$PPP兩條貧困線的影響結(jié)果。

表4 城鎮(zhèn)化對農(nóng)村貧困的影響

城鎮(zhèn)化顯著地增加了農(nóng)村家庭人均消費意味著城鎮(zhèn)化相應(yīng)地使得消費貧困下降，與Cali和Menon（2013）、Arouri等（2017）分別對印度和越南的研究結(jié)論相同，本文研究表明城鎮(zhèn)化顯著地減少了農(nóng)村貧困，但城鎮(zhèn)化減貧的程度較低。從表4的系數(shù)可以看出，無論貧困線劃在何處，2010—2014年，城鎮(zhèn)化減少農(nóng)村貧困的程度在逐期下降。比如貧困線為2.5$PPP時，2010年城鎮(zhèn)化水平每提高1%，農(nóng)村的消費貧困下降0.32%，而在2014年，城鎮(zhèn)化水平每提高1%，農(nóng)村消費貧困僅下降0.01%。

（二）城鎮(zhèn)化對農(nóng)村分組樣本的影響①因篇幅所限，本文省略了城鎮(zhèn)化對農(nóng)村分組樣本影響的表格，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟科學(xué)》官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴展”欄目下載。

本小節(jié)進行異質(zhì)性分析，將農(nóng)村地區(qū)區(qū)分為純農(nóng)村和郊區(qū)農(nóng)村兩類②根據(jù)CFPS的調(diào)查標準“農(nóng)村”通常指以村莊形態(tài)出現(xiàn)、主要從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的人口聚居區(qū)?！敖紖^(qū)”通常指建制市的人口稠密區(qū)邊緣、行政上屬于建制市的人口聚居區(qū)。，城鎮(zhèn)化對不同類型農(nóng)村的經(jīng)營收入、工資收入、財產(chǎn)收入和轉(zhuǎn)移收入的工具變量固定效應(yīng)回歸結(jié)果顯示：城鎮(zhèn)化對純農(nóng)村和郊區(qū)農(nóng)村的經(jīng)營收入影響結(jié)果相同，經(jīng)營收入系數(shù)均為不顯著的負號。城鎮(zhèn)化對純農(nóng)村和郊區(qū)農(nóng)村的工資收入都起到了顯著的正向推動作用，郊區(qū)農(nóng)村工資收入的回歸系數(shù)更大一些，這可能是由郊區(qū)農(nóng)民從事打工的時間和地理位置相較純農(nóng)村地區(qū)有比較優(yōu)勢所致。城鎮(zhèn)化對財產(chǎn)收入的影響在純農(nóng)村和郊區(qū)農(nóng)村呈現(xiàn)出了不同，城鎮(zhèn)化顯著地促進了純農(nóng)村地區(qū)的財產(chǎn)收入，但對郊區(qū)農(nóng)村的財產(chǎn)收入沒有顯著影響。城鎮(zhèn)化對純農(nóng)村和郊區(qū)農(nóng)村的轉(zhuǎn)移收入影響結(jié)果相同，轉(zhuǎn)移收入系數(shù)均為非常顯著的正號，郊區(qū)農(nóng)村轉(zhuǎn)移收入的系數(shù)遠大于純農(nóng)村轉(zhuǎn)移收入的系數(shù)，這也說明郊區(qū)農(nóng)民在城鎮(zhèn)化進程中享受的轉(zhuǎn)移收入增長的福利遠遠高于純農(nóng)村地區(qū)的福利。城鎮(zhèn)化只對純農(nóng)村地區(qū)的打工寄回收入有顯著的正向推動作用，而對郊區(qū)農(nóng)村地區(qū)的打工寄回收入沒有影響。

城鎮(zhèn)化對不同類型農(nóng)村的各項收入占總收入比重的影響如何？回歸結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化使純農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)營收入占總收入比重下降非常顯著，城鎮(zhèn)化促進了純農(nóng)村地區(qū)的工資收入占總收入比重、財產(chǎn)收入占總收入比重的顯著增長，城鎮(zhèn)化對純農(nóng)村地區(qū)不同收入占總收入比重有增有減的合力使得家庭人均收入呈現(xiàn)較強的上升態(tài)勢，城鎮(zhèn)化水平每提高1%，純農(nóng)村地區(qū)的家庭人均收入增長0.65%，其與總樣本回歸中系數(shù)大小大致相同。城鎮(zhèn)化對郊區(qū)農(nóng)村各收入比重的影響與對純農(nóng)村的影響不盡相同，比如，城鎮(zhèn)化對郊區(qū)農(nóng)村經(jīng)營收入占總收入比重、工資收入占總收入比重、家庭人均收入均無顯著影響。城鎮(zhèn)化對財產(chǎn)收入占總收入比重產(chǎn)生了一些負向影響，但只在10%的統(tǒng)計水平上顯著。城鎮(zhèn)化對轉(zhuǎn)移收入占總收入比重的影響呈現(xiàn)出了非常強的正向顯著作用，這可能是由于近年來城鎮(zhèn)普遍的擴容建新城的行動帶來了其郊區(qū)農(nóng)村的大規(guī)模的拆遷重建，進而衍生出一批拿到大量拆遷款非常富足的“拆二代”所導(dǎo)致。此外，由于房屋拆遷，原有的住房不再能夠獲得出租形式的財產(chǎn)收入所以出現(xiàn)了財產(chǎn)收入比重的下降。這種現(xiàn)象與現(xiàn)在仍呈現(xiàn)擴張態(tài)勢的撤縣設(shè)區(qū)政策有關(guān)，撤縣設(shè)區(qū)擴大了中心城市城區(qū)的范圍，協(xié)調(diào)了中心城市與周邊市縣關(guān)系，被撤縣（市）實現(xiàn)了從農(nóng)村經(jīng)濟形態(tài)到城市經(jīng)濟形態(tài)的跳躍，撤縣設(shè)區(qū)遵循了城鎮(zhèn)化方向由“中心向外圍”拓展的原則，有效地推動了城鎮(zhèn)化進程（林拓和申立，2016），進而對農(nóng)村貧困減少起到積極的疊加作用。

城鎮(zhèn)化對不同類型農(nóng)村生活條件、資產(chǎn)及人均消費的固定效應(yīng)回歸的結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化顯著地改善了純農(nóng)村地區(qū)的飲用水條件，使得純農(nóng)村地區(qū)的人均資產(chǎn)和人均消費均顯著上升。城鎮(zhèn)化對純農(nóng)村家庭燃料的使用沒有影響。控制了家庭人均收入變量后，城鎮(zhèn)化對純農(nóng)村的飲用水條件、燃料使用影響的結(jié)果沒有改變，這進一步說明家庭收入不是城鎮(zhèn)化改善生活設(shè)施的主要渠道。比較有趣的是城鎮(zhèn)化對郊區(qū)農(nóng)村飲用水條件、燃料使用、資產(chǎn)和消費均無顯著影響。

因為城鎮(zhèn)化對郊區(qū)農(nóng)村的人均消費沒有顯著影響，本文只計算了城鎮(zhèn)化對純農(nóng)村地區(qū)貧困的影響效應(yīng)。結(jié)果表明，雖然在同樣的貧困線下城鎮(zhèn)化減貧效應(yīng)比總樣本中的減貧效應(yīng)大，但絕對數(shù)值仍然較低。與總樣本結(jié)果表現(xiàn)相同，隨著時間的推移，城鎮(zhèn)化減貧效應(yīng)減弱。

城鎮(zhèn)化對東中西部地區(qū)的農(nóng)村減貧有何作用呢？結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化對東中西部農(nóng)村的各項收入的對數(shù)值及各項收入占總收入比重的影響表現(xiàn)出較強的異質(zhì)性。比如城鎮(zhèn)化對西部地區(qū)的對數(shù)經(jīng)營收入、經(jīng)營收入占總收入比重影響均存在非常顯著的正向影響，城鎮(zhèn)化對中部地區(qū)的對數(shù)經(jīng)營收入、經(jīng)營收入占總收入比重影響均存在非常顯著的負向影響。城鎮(zhèn)化對東部地區(qū)的對數(shù)經(jīng)營收入存在顯著的正向影響，但對經(jīng)營收入占總收入比重存在非常顯著的負向影響。雖然城鎮(zhèn)化對東中西部農(nóng)村的對數(shù)工資收入均存在非常顯著的正向影響，但城鎮(zhèn)化只對東部地區(qū)的工資收入比重有正向影響，其對中部地區(qū)的工資收入占總收入比重影響不顯著，對西部地區(qū)的工資收入存在顯著的負向影響。城鎮(zhèn)化對東部地區(qū)的打工寄回收入有較強的負向作用，對西部地區(qū)呈現(xiàn)非常強的正向作用，對中部地區(qū)則沒有影響。城鎮(zhèn)化對東中西部農(nóng)村的財產(chǎn)收入、轉(zhuǎn)移收入及人均總收入也表現(xiàn)出了較大的地區(qū)差異性。城鎮(zhèn)化只對西部地區(qū)農(nóng)村的人均消費起到了顯著的正向推動作用，在貧困線低于2.5$PPP時，其對西部地區(qū)農(nóng)村減貧效應(yīng)也不是太大（小于1%），并呈現(xiàn)出逐期下降的態(tài)勢。

城鎮(zhèn)化對地貌不同的農(nóng)村家庭收入、消費、生活條件和貧困是否有差異呢？根據(jù)CFPS對農(nóng)村地貌的不同分類，我們把農(nóng)村地區(qū)分為平原地區(qū)農(nóng)村和非平原地區(qū)農(nóng)村兩類。①CFPS調(diào)查關(guān)于農(nóng)村地貌的特征共有七個選項：丘陵山區(qū)、高山、高原、平原、草原、漁村、其他。城鎮(zhèn)化對平原和非平原地區(qū)農(nóng)村的人均收入、各項收入占總收入比重、人均消費、生活條件及減貧效應(yīng)的結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)化對這些指標的影響表現(xiàn)出平原和非平原的異質(zhì)性。比如，城鎮(zhèn)化雖然均顯著地促進了平原和非平原的人均收入，但在平原地區(qū)這主要得益于城鎮(zhèn)化使財產(chǎn)收入和轉(zhuǎn)移收入占總收入比重增加，而在非平原地區(qū)這主要是由于城鎮(zhèn)化使工資收入占總收入比重增加。城鎮(zhèn)化對平原地區(qū)農(nóng)村的打工寄回收入沒有影響，而對非平原地區(qū)則有非常強的正向作用。再比如，城鎮(zhèn)化只對非平原地區(qū)的家庭人均消費起到了顯著的提升作用，而對平原地區(qū)的家庭人均消費沒有作用。城鎮(zhèn)化對非平原地區(qū)的減貧作用比較微弱，2010年在貧困線分別為2.5$PPP和4$PPP時，城鎮(zhèn)化最大的減貧貢獻分別僅為0.41%、1.64%。與其他農(nóng)村分組樣本的結(jié)論相同，城鎮(zhèn)化的減貧貢獻也呈現(xiàn)逐期下降的態(tài)勢。

總而言之，城鎮(zhèn)化使東中部農(nóng)村、平原農(nóng)村、郊區(qū)農(nóng)村的轉(zhuǎn)移收入顯著增加，但對這些地區(qū)的消費卻沒有顯著影響。城鎮(zhèn)化主要減少了西部農(nóng)村、非平原農(nóng)村和純農(nóng)村地區(qū)的貧困。這些結(jié)論可能從另一個側(cè)面佐證了城鎮(zhèn)化減貧邊際貢獻下降的原因，因為東部、平原地區(qū)、城郊的城鎮(zhèn)化水平已經(jīng)較高，城鎮(zhèn)本身的諸如貧民區(qū)、環(huán)境、犯罪等社會問題開始顯現(xiàn)，城鎮(zhèn)貧困問題的出現(xiàn)可能影響了城鎮(zhèn)化對農(nóng)村減貧作用的發(fā)揮。

（三）機制檢驗②因篇幅所限，本文省略了機制檢驗的回歸結(jié)果，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟科學(xué)》官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴展”欄目下載。

前文的結(jié)論表明城鎮(zhèn)化顯著地減少了農(nóng)村貧困，那么，城鎮(zhèn)化減少農(nóng)村貧困的可能機制是什么呢？根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，本文將從農(nóng)村土地渠道、匯款渠道、非農(nóng)就業(yè)渠道及技術(shù)和市場的溢出效應(yīng)渠道等方面對城鎮(zhèn)化減少農(nóng)村貧困的可能機制進行探討。農(nóng)村土地渠道我們擬從農(nóng)村社區(qū)征地這個指標來入手，鑒于CFPS公開數(shù)據(jù)中只有2014年涉及了農(nóng)村社區(qū)征地問題，下文將利用2014年的數(shù)據(jù)進行檢驗。匯款使用家庭是否有打工寄回收入來代表。非農(nóng)就業(yè)使用家庭是否有工資收入代表。技術(shù)和市場的溢出效應(yīng)則使用到縣城的距離來代替。前文曾歸納的農(nóng)產(chǎn)品消費需求渠道因無法找到相應(yīng)代理指標，這里略去該機制檢驗。使用線性模型的機制檢驗表明：無論是否控制家庭人口學(xué)變量，經(jīng)歷過征地的社區(qū)的家庭人均消費顯著上升，即以家庭人均消費表示的福利顯著提升，這可能是由于一方面征地補償直接增加了農(nóng)民的福利，另一方面征地可能使得非農(nóng)就業(yè)增加，進而使被征地農(nóng)民的福利得到改善。無論是否控制家庭人口學(xué)變量，非農(nóng)就業(yè)的福利效應(yīng)都在顯著增加。距離縣城越遠，家庭人均消費數(shù)量越低，這說明城鄉(xiāng)之間的物理分割會導(dǎo)致技術(shù)和市場的溢出效應(yīng)降低，進而會影響到農(nóng)民的福利改善。該結(jié)論與異質(zhì)性分析中的城鎮(zhèn)化對郊區(qū)農(nóng)村工資收入的影響更大一些的結(jié)論相呼應(yīng)，即郊區(qū)農(nóng)村相較純農(nóng)村地區(qū)存在地理上的優(yōu)勢。比較有趣的是，有無匯款對家庭的福利改善沒有顯著作用，這可能是由于接受匯款者并沒有把寄回收入直接用于消費，抑或是寄回收入的數(shù)量有限所致?？傊?，城鎮(zhèn)化減少農(nóng)村貧困的機制是農(nóng)村土地渠道、非農(nóng)就業(yè)渠道及技術(shù)和市場的溢出效應(yīng)渠道，匯款機制調(diào)節(jié)作用有限。

四、結(jié) 論

貧困作為一個廣發(fā)性、普遍性的問題，長期以來受到政府及社會各界的廣泛關(guān)注?！跋毨?，改善民生，實現(xiàn)共同富?！笔巧鐣髁x的本質(zhì)要求，也是實現(xiàn)社會穩(wěn)定、和諧發(fā)展的重要條件。改革開放以來，我國扶貧工作取得巨大成就，得到國際社會普遍贊譽。隨著扶貧開發(fā)事業(yè)向縱深推進，貧困程度雖在一定程度上得到較大緩解，但剩下的扶貧開發(fā)難點區(qū)的貧困形勢更加復(fù)雜、扶貧難度更大，在減貧速度放緩的背景下，文章基于中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查（CFPS）2010年、2012年和2014年的面板數(shù)據(jù)，使用工具變量面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)的兩部模型分析了城鎮(zhèn)化對農(nóng)村家庭人均收入、消費及貧困的影響。結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)化促進了農(nóng)村家庭工資收入和財產(chǎn)收入的增長，城鎮(zhèn)化雖然對轉(zhuǎn)移收入的增長有顯著的正向作用，但對轉(zhuǎn)移收入在總收入中的比重影響不顯著，城鎮(zhèn)化對經(jīng)營收入影響微弱，對經(jīng)營收入占總收入比重的影響甚至存在顯著的負向作用。在上述合力作用下，城鎮(zhèn)化使農(nóng)村家庭人均收入、人均消費顯著上升，城鎮(zhèn)化水平每提高1%，家庭人均收入增長約0.7%，家庭人均消費增長約1.1%；城鎮(zhèn)化還對以生活飲用水水平代表的生活條件提高起到了積極作用，該積極作用并不受收入的影響，表明城鎮(zhèn)化增加了農(nóng)村家庭對飲用水質(zhì)量或稱生活條件的意識與需求，抑或是城鎮(zhèn)化帶來了基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的提升；城鎮(zhèn)化顯著地減少了農(nóng)村貧困，但其減貧的作用較小，并且隨著時間的推移城鎮(zhèn)化減貧貢獻逐漸減弱；當把農(nóng)村樣本分成純農(nóng)村和郊區(qū)農(nóng)村、東中西部地區(qū)、平原和非平原地區(qū)時，城鎮(zhèn)化對每一分組樣本下的人均收入、消費及貧困的效應(yīng)均呈現(xiàn)出了異質(zhì)性特點，城鎮(zhèn)化使東中部農(nóng)村、平原農(nóng)村、郊區(qū)農(nóng)村的轉(zhuǎn)移收入顯著增加，但對這些地區(qū)的消費卻沒有顯著影響。城鎮(zhèn)化主要減少了西部農(nóng)村、非平原農(nóng)村和純農(nóng)村地區(qū)的貧困；城鎮(zhèn)化減少農(nóng)村貧困的機制是農(nóng)村土地渠道、非農(nóng)就業(yè)渠道及技術(shù)和市場的溢出效應(yīng)渠道，匯款機制調(diào)節(jié)作用有限。

文章結(jié)論對扶貧政策的制定具有重要意義：減貧與刺激城鎮(zhèn)發(fā)展相結(jié)合并注重城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的政策可能有助于減少農(nóng)村貧困和總體貧困；減貧政策制定中還應(yīng)注意城鎮(zhèn)化在不同類型、地域、地貌農(nóng)村存在減貧的異質(zhì)性問題；貧困是復(fù)雜的多維問題，它涉及消費、儲蓄、資產(chǎn)配置、工資和收入政策等跨期問題，反貧困政策需把這些因素納入其中；應(yīng)加快推進土地確權(quán)，在確保土地承包權(quán)長期穩(wěn)定前提下，推動土地流轉(zhuǎn)，同時，圍繞農(nóng)業(yè)的二、三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，如農(nóng)產(chǎn)品加工、物流交通、信息服務(wù)等，增加非農(nóng)就業(yè)崗位并借助信息和技術(shù)的溢出效應(yīng)促進農(nóng)民收入的提升；讓遷移到城鎮(zhèn)的農(nóng)民工享受到與城鎮(zhèn)居民同樣的公共服務(wù)以實現(xiàn)新型城鎮(zhèn)化以人為本的目標也是題中應(yīng)有之義。

本文的分析工作還有許多需要進一步完善的地方。城鎮(zhèn)化進程涉及全國人口，如果受城鎮(zhèn)化影響的群體被視為處理組，我們應(yīng)找到不受影響的控制組進行比較，但受資料限制我們無法找到這樣的控制組。此外，本研究簡單地假定省級城鎮(zhèn)化只影響到省內(nèi)居民。在工具變量回歸中，城鎮(zhèn)化變量（滯后一期城鎮(zhèn)化人口比重）的工具變量用滯后兩期的城鎮(zhèn)化人口比重來代替，盡管滯后內(nèi)生變量常被用來作為當前內(nèi)生變量的工具變量，但這樣做可能存在弱工具變量問題。未來研究的擴展可能包含以下內(nèi)容：盡管我們也簡單地計算了城鎮(zhèn)化對城鎮(zhèn)家庭人均收入、消費和貧困的影響，但城鎮(zhèn)化減少城鎮(zhèn)貧困的機制明顯無法用前文綜述中的那些渠道來解釋，因此這其中應(yīng)該存在另一個不同的問題。其實，隨著城鎮(zhèn)人口的增長，城鎮(zhèn)本身的貧困將可能成為主要問題，需要進一步研究來評估城鎮(zhèn)人口增長是否意味著在城鎮(zhèn)和農(nóng)村減貧之間進行權(quán)衡。不平等是貧困的另一個側(cè)面，在資料可得的情況下分析城鎮(zhèn)化與不平等的關(guān)系超越了本文主題，但不失為一個有意義的課題。