杜文勝，曹 彤

（鄭州大學 商學院，河南 鄭州 450001）

一、引言

我國的城鎮(zhèn)化率已超過60%，二次城鎮(zhèn)化正在進行。2019年底我國常住人口城鎮(zhèn)化率第一次突破60%，2021年底我國常住人口的城鎮(zhèn)化率達到64.72%。預計到2035年，我國會有72%的人口居住在城鎮(zhèn)地區(qū)。①隨著城鎮(zhèn)化的不斷發(fā)展，我國已逐步進入二次城鎮(zhèn)化階段。與第一次城鎮(zhèn)化過程中農村人口向城市地區(qū)的流動不同，第二次城鎮(zhèn)化是人口在城市之間的流動，主要是中小城市人口向中心城市和大都市的流動。

我國的產業(yè)結構經過不斷優(yōu)化，逐漸發(fā)展到以高端新興產業(yè)為主?！吨袊y(tǒng)計年鑒》（2021年）的數據顯示：2020年我國的GDP為101.6萬億元，與1978年相比增加了274倍；人均GDP為71 999.6元，與1978年相比提升了187倍。經濟發(fā)展促進了產業(yè)結構的調整、優(yōu)化和升級，2020年我國第二和第三產業(yè)產值在GDP中的比重達到92.3%，與1978年相比上升了20個百分點。②我國經濟進入新常態(tài)后，傳統(tǒng)的產業(yè)結構以重化工業(yè)和低端產業(yè)為主的發(fā)展模式逐漸改變，形成以高端新興產業(yè)為中心的產業(yè)布局。

我國的城鄉(xiāng)收入差距問題逐步顯現(xiàn)，經濟高質量發(fā)展受阻。我國的基尼系數在2003年至2020年期間以2008年為節(jié)點呈現(xiàn)出先增后降的趨勢，2020年的基尼系數仍高于0.4的警戒線，城鄉(xiāng)居民收入差距擴大的趨勢愈發(fā)明顯。③進入新時代以來，城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡對我國經濟的健康發(fā)展形成極大阻礙，城鄉(xiāng)收入差距過大問題影響著經濟社會的高質量發(fā)展。

改善產業(yè)結構不僅對國民經濟的可持續(xù)和健康發(fā)展至關重要，對我國從要素主導向創(chuàng)新主導的轉變也是極為重要的。新型城鎮(zhèn)化對擴大內需、穩(wěn)住經濟基本盤具有重要意義，也是促進我國社會轉型的強力引擎。城鄉(xiāng)居民收入分配不平等是經濟高質量發(fā)展的障礙，縮小貧富差距是實現(xiàn)國民經濟穩(wěn)定協(xié)調發(fā)展的必經之路。在新時期經濟社會高質量發(fā)展的背景下，理清城鎮(zhèn)化、產業(yè)結構升級與城鄉(xiāng)收入差距之間的邏輯關系具有重要意義。

二、理論基礎

（一）城鎮(zhèn)化與產業(yè)結構升級

國外的研究表明，城鎮(zhèn)化的順利實現(xiàn)與產業(yè)結構升級的完善程度密切相關，而產業(yè)結構升級的程度與城鎮(zhèn)化水平相互對應（Glaeser，2005）[1]。城鎮(zhèn)化的推進可以促進全球產業(yè)的分權和結構調整，推動工人專業(yè)化和集聚，并顯著促進產業(yè)結構的現(xiàn)代化（Michaels et al.，2008）[2]。城鎮(zhèn)化水平的提升可以為現(xiàn)代服務業(yè)發(fā)展提供條件，產業(yè)間的協(xié)同集聚效應由此產生，而產業(yè)結構布局在這一過程中逐漸得到優(yōu)化（Kolko，2010）[3]。相應地，產業(yè)結構升級也對城鎮(zhèn)化發(fā)展起到引領作用（Hofmann，2013）[4]。

國內學者對城鎮(zhèn)化與產業(yè)結構升級關系的研究尚未達成一致的結論。從城鎮(zhèn)化對產業(yè)結構升級的影響來看，部分學者認為，城鎮(zhèn)化對產業(yè)結構升級的影響為正，且具有空間溢出效應（裴瀟和胡曉雙，2021）[5]。有些學者卻認為，城鎮(zhèn)化可能會抑制產業(yè)結構升級（吳佳妮，2020）[6]。從產業(yè)結構升級對城鎮(zhèn)化的影響來看，有些學者認為，產業(yè)結構升級會促進城鎮(zhèn)化加快發(fā)展（吳佳妮，2020）[6]，產業(yè)升級是促進新型城鎮(zhèn)化建設的重要中介（沈洋等，2021）[7]。也有一些學者認為，產業(yè)結構升級對城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響是先正后負的（郭樹華等，2021）[8]。此外，還有一些學者發(fā)現(xiàn)，就部分區(qū)域而言，產業(yè)結構升級與城鎮(zhèn)化的關系是非良性的，如甘肅省城鎮(zhèn)化與產業(yè)結構之間不存在良性互動的關系（郝希亮和王成龍，2014）[9]，而珠三角地區(qū)城鎮(zhèn)化對產業(yè)結構的影響是負向的（王桂新和胡健，2019）[10]。

（二）城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距

城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的關聯(lián)性早已成為國外研究的熱點。Kuznets在1955年提出倒U形曲線假設，即隨著一個國家從傳統(tǒng)經濟向工業(yè)經濟的轉變，收入差距會出現(xiàn)先擴大后縮小的趨勢。城鄉(xiāng)之間的收入差距吸引著農村勞動力進城務工以獲得更高的收入，而農村勞動力的大量涌入促進了城鎮(zhèn)化的發(fā)展，農村居民的收入水平有所提高，這就使得城鎮(zhèn)與鄉(xiāng)村之間的收入差距不斷縮?。═odaro，1969）[11]。同時，隨著城鎮(zhèn)化的發(fā)展，區(qū)域之間人力資本的流動持續(xù)加速，各地可以充分利用人力資本的外部影響來縮小城鄉(xiāng)收入差距（Lucas，1988）[12]。

近年來，國內的相關研究主要關注城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響。一些學者認為，城鎮(zhèn)化水平的提高可以激勵農村居民向城市有效轉移，由此帶來的農村居民收入水平提高可以促進城鄉(xiāng)收入差距縮?。惐箝_和林毅夫，2013）[13]，而且這種影響在長期內是有效的（李憲印，2011）[14]。對此，也有學者持有不同的看法。周少甫等（2010）[15]認為，城鎮(zhèn)化對縮小城鄉(xiāng)收入差距的積極作用具有階段性，城鎮(zhèn)化率一旦突破0.456的門檻值，其對縮小城鄉(xiāng)收入差距的促進作用便愈發(fā)顯著。一些研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化水平與城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)倒U形關系（穆懷中和吳鵬，2016）[16]，在城鎮(zhèn)化發(fā)展初期，來自農村的優(yōu)質資源大量涌入城市，導致城鄉(xiāng)收入差距擴大，但隨著各要素在城鄉(xiāng)間的廣泛流動，農村勞動力逐漸變得稀缺，農村居民收入增加，這就會使城鄉(xiāng)收入差距縮?。ㄍ跞昂秃略龌?，2018）[17]。

（三）產業(yè)結構升級與城鄉(xiāng)收入差距

從產業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距的影響來看，一種觀點認為，產業(yè)結構升級對縮小城鄉(xiāng)收入差距具有負向作用（張彤進，2016）[18]，而另一種觀點則認為，產業(yè)結構升級通過影響生產要素的合理流動和促進地理集聚，可以有效縮小城鄉(xiāng)收入差距（龔新蜀等，2018）[19]，農村地區(qū)產業(yè)結構升級是縮小城鄉(xiāng)收入差距的有效途徑（徐宇明，2022）[20]。也有學者認為，產業(yè)結構優(yōu)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響是先正后負的（吳佳妮，2020；鄭萬吉和葉阿忠，2015；王亞飛和楊寒冰，2015）[6，21，22]。穆懷中和吳鵬（2016）[16]提出，當產業(yè)結構升級指標在0.639 0到0.783 6之間時，城鄉(xiāng)收入不平等現(xiàn)象將會減少。周國富和陳菡彬（2021）[23]發(fā)現(xiàn)，產業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距的影響具有雙門檻效應。

從城鄉(xiāng)收入差距對產業(yè)結構的影響來看，部分學者認為，城鄉(xiāng)收入差距擴大所導致的城鄉(xiāng)消費斷層會抑制本省的產業(yè)結構升級，并通過區(qū)域間經濟貿易聯(lián)系將這種負面影響擴散到相鄰省份（鄭萬吉和葉阿忠，2015）[21]，抑制產業(yè)結構層次的提高（呂海燕和王凱風，2017）[24]，對產業(yè)結構升級產生負面作用（葉阿忠等，2015）[25]。另一些學者則認為，城鄉(xiāng)收入差距擴大對產業(yè)結構升級的影響具有階段性，具體表現(xiàn)為在供給約束階段可以促進產業(yè)結構升級，在需求約束階段則會抑制產業(yè)結構升級（程玉鴻和程馳，2021）[26]。

（四）城鎮(zhèn)化、產業(yè)結構升級與城鄉(xiāng)收入差距

葉阿忠等（2015）[25]通過構建面板向量自回歸模型，研究了城鎮(zhèn)化、產業(yè)結構升級與城鄉(xiāng)收入差距之間的互動關系。王悅和馬樹才（2017）[27]通過建立空間滯后面板模型，發(fā)現(xiàn)三者之間的關系在我國各省份中呈現(xiàn)出較為顯著的空間溢出性。龔新蜀等（2018）[19]運用理論模型刻畫了三者之間的邏輯關系，并利用省際面板數據進行了實證檢驗。張志新等（2020）[28]通過構建面板向量自回歸模型進行了實證分析，發(fā)現(xiàn)三者關系的區(qū)域差異性較為顯著。

綜上所述，國內外學者對城鎮(zhèn)化、產業(yè)結構升級和城鄉(xiāng)收入差距的研究方法多樣，成果豐碩。然而，大部分學者只選擇了其中的兩者進行互動關系研究，而較少研究三者之間的聯(lián)合動態(tài)關系。鑒于目前對三者之間關系的研究結論仍不一致，為了厘清三者之間的經濟邏輯關系，本文擬采用面板數據，通過構建三因素PVAR模型進行實證研究。

三、變量選取與模型設定

（一）指標選取

1.城鎮(zhèn)化發(fā)展水平。由于城鎮(zhèn)化率的歷年數據較易獲得，全國的統(tǒng)計口徑較為統(tǒng)一，學術界經常以此來衡量城鎮(zhèn)化發(fā)展水平。本文以我國各省級行政區(qū)常住城鎮(zhèn)人口占總人口的比重（城鎮(zhèn)化率）衡量各省級行政區(qū)的城鎮(zhèn)化水平，記為UR。

2.城鄉(xiāng)收入差距?，F(xiàn)有研究主要用三種方法測量城鄉(xiāng)收入差距，即城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農村居民人均純收入之比、基尼系數、泰爾指數。第一種方法忽視了城鄉(xiāng)人口比例關系隨時間變化的情況，無法準確衡量城鄉(xiāng)收入差距。第二種方法僅從總體上衡量了國民收入差距，無法區(qū)分城市與鄉(xiāng)村之間的收入差距。鑒于泰爾指數在計算過程中既能區(qū)分城鎮(zhèn)人口與鄉(xiāng)村人口，又考慮了城鄉(xiāng)人口結構的變化，本文參考王少平和歐陽志剛（2007）[29]的方法，引入城鄉(xiāng)收入差距泰爾指數代表各省級行政區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。

本文用IGi，t表示第i省份第t年份的城鄉(xiāng)收入差距泰爾指數，其計算公式為：

其中，j=1表示城鎮(zhèn)地區(qū)，j=2表示農村地區(qū)，Iij，t表示t年i地區(qū)城鎮(zhèn)（j=1）或農村（j=2）的總收入，Ii，t表示t年i地區(qū)的總收入，Pij，t表示t年i地區(qū)城鎮(zhèn)（j=1）或農村人口數量（j=2），Pi，t表示t年i地區(qū)的總人口。

3.產業(yè)結構升級。借鑒徐德云（2008）[30]的方法，本文引入產業(yè)結構升級指數IU對產業(yè)結構升級進行測度，具體的測算公式為：

其中，qij，t為第i省份第t年份第j產業(yè)所占比值，用各省份當年各產業(yè)的產值除以全國總產值來表示。

（二）模型構建

面板向量自回歸（PVAR）模型兼具面板數據和向量自回歸（VAR）模型的優(yōu)點，不僅可以有效控制隱性個體異質性，還可以分析變量對每個變量動態(tài)的影響。本文建立了由三個內生變量組成的PVAR模型，具體形式如下：

其中，yi，t包括三個列向量（城鎮(zhèn)化水平UR、城鄉(xiāng)收入差距泰爾指數IG、產業(yè)結構升級指數IU），i代表省份，t代表年份，α0表示截距項向量，j表示滯后階數，αj表示滯后j階的參數矩陣，ηi表示個體固定效應，μt表示時間效應，εi，t表示隨機擾動項。

（三）數據來源

為了保證實證分析的真實性，本文的原始數據均取自相應年份的《中國統(tǒng)計年鑒》，部分缺失數據根據相關省份的統(tǒng)計公報補齊。由于港澳臺地區(qū)的相關統(tǒng)計數據存在缺失，本文以2005—2020年我國31個省份（不含港澳臺地區(qū)）的年度面板數據為基礎進行分析。

為了減少異方差所導致的結果誤差，本文對原始數據進行了處理。由于城鄉(xiāng)收入差距泰爾指數和產業(yè)結構升級指數的數值較小，且波動相對穩(wěn)定，本文僅對城鎮(zhèn)化率數據進行了取對數處理，記為lnUR。

四、實證分析

（一）平穩(wěn)性檢驗和最優(yōu)滯后階數

1.面板數據平穩(wěn)性檢驗。為了避免偽回歸問題，本文進行了平穩(wěn)性檢驗，即在相同根條件下采用面板LLC檢驗，在不同根條件下采用面板IPS檢驗和ADF檢驗，結果如表1所示。

表1 變量差分前平穩(wěn)性檢驗

表1的結果顯示，lnUR、IG、IU在相同根條件下平穩(wěn)，但在不同根條件下不具備平穩(wěn)性。因此，本文還要對原始數據進行差分處理，經過差分處理的數據分別記為dlnUR、dIG、dIU。表2的差分后數據平穩(wěn)性檢驗結果顯示，差分后的數據運用三種平穩(wěn)性檢驗方法得到的p值均小于0.01，可以認為差分后得到的數據在1%的顯著性水平上均滿足平穩(wěn)性的要求，可以進行進一步的實證分析。

表2 變量差分后平穩(wěn)性檢驗

2.最優(yōu)滯后階數的選擇。本文根據AIC、BIC、HQIC三個統(tǒng)計量最小的準則選擇PVAR模型的最優(yōu)滯后階數，以保證統(tǒng)計可信度。由表3可知，PVAR模型的滯后階數為一階時，AIC、BIC、HQIC統(tǒng)計量均為最小，故本文選取滯后一階作為最優(yōu)滯后階數構建模型。

表3 PVAR模型最優(yōu)滯后階數選擇

（二）因果關系檢驗

1.協(xié)整檢驗。因果檢驗的前提是各變量協(xié)整，故本文對原始數據進行了協(xié)整檢驗，協(xié)整kao檢驗結果如表4所示。

表4 協(xié)整kao檢驗

表4給出了五種不同的檢驗統(tǒng)計量，不難看出，這五種檢驗統(tǒng)計量對應的p值均小于0.01，說明可以在1%的顯著性水平上拒絕不存在協(xié)整關系的原假設，本文選取的變量具備進行因果關系檢驗的條件。

2.格蘭杰因果檢驗。由于原始數據已被證明存在協(xié)整關系，差分后平穩(wěn)數據的因果關系就可以進行進一步的檢驗。本文對城鎮(zhèn)化（dlnUR）、城鄉(xiāng)收入差距（dIG）、產業(yè)結構升級（dIU）三個差分后的平穩(wěn)變量進行了格蘭杰因果檢驗，結果如表5所示。可以看出，dlnUR和dIU對dIG進行回歸所得p值均小于0.01，dlnUR對dIU進行回歸所得p值小于0.01，dIG對dIU進行回歸所得p值小于0.05，說明在1%的顯著性水平下，城鎮(zhèn)化和產業(yè)結構升級都是城鄉(xiāng)收入差距的格蘭杰原因，城鎮(zhèn)化水平是產業(yè)結構升級的格蘭杰原因，同時，在5%的顯著性水平下，城鄉(xiāng)收入差距和產業(yè)結構升級互為格蘭杰原因。

表5 PVAR（1）格蘭杰因果檢驗

3.面板數據GMM估計。廣義矩（GMM）估計不僅不要求隨機誤差項的準確分布信息、同方差和無序列相關，而且與其他估計方法相比更具有效性。GMM估計包括差分GMM估計和系統(tǒng)GMM估計，相比較而言，系統(tǒng)GMM估計可以解決差分GMM估計的一些遺漏誤差問題，其結果也更為精確。因此，本文采用系統(tǒng)GMM估計方法對PVAR（1）模型進行面板數據估計，結果如表6所示。PVAR模型可以利用截面均值差分法和前向均值差分法（Helmert）去掉模型中的時間效應和個體效應，dlnUR、dIU、dIG經過Helmert轉換消除個體效應后分別記為hdlnUR、h-dIU、h-dIG。

表6的結果顯示，h-dlnUR和h-dIU對h-dIG的估計系數p值小于0.01，h-dIG對h-dIU的估計系數p值小于0.01，h-dlnUR對h-dIU的估計系數p值小于0.05。可以認為，在1%的顯著性水平下，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響是顯著的，產業(yè)結構升級和城鄉(xiāng)收入差距具有雙向顯著性關系，同時，在5%的顯著性水平下，城鎮(zhèn)化和產業(yè)結構升級具有雙向顯著性關系。

表6 PVAR（1）模型的系統(tǒng)GMM估計

（三）脈沖響應分析

由于差分后各變量均為平穩(wěn)變量，且格蘭杰因果關系檢驗和系統(tǒng)GMM估計結果均顯示變量間存在因果關系，為了深入探究城鎮(zhèn)化、城鄉(xiāng)收入差距與產業(yè)結構升級之間的動態(tài)關系，本文通過給予各變量一個標準差大小的沖擊，得到一階滯后dlnUR、dIG、dIU的脈沖響應函數（IRF），如圖1所示。

圖1 PVAR（1）模型脈沖響應

圖1分別給出三個組別的脈沖響應函數，即以行為單位進行分組，從上到下依次為城鎮(zhèn)化水平、城鄉(xiāng)收入差距和產業(yè)結構升級對來源于城鎮(zhèn)化水平、城鄉(xiāng)收入差距和產業(yè)結構升級的脈沖響應。各變量的脈沖響應最終均收斂于零，說明本文構建的PVAR（1）模型是穩(wěn)定的。在受到源于自身的信息沖擊時，各變量都給出顯著的正向響應，說明我國的城鎮(zhèn)化水平、城鄉(xiāng)收入差距和產業(yè)結構升級均具有經濟慣性。

1.變量對城鎮(zhèn)化水平的脈沖響應。給予各變量一個標準差大小的沖擊，一階滯后城鎮(zhèn)化水平（dlnUR）的脈沖響應情況如圖2所示。

圖2 變量對城鎮(zhèn)化的脈沖響應

從圖2中可以看出，當城鄉(xiāng)收入差距受到一個標準差大小的正向沖擊時，城鎮(zhèn)化水平在當期沒有發(fā)生變化，但自第一期開始產生顯著的正向響應，且逐漸下降并趨近于零。這說明城鄉(xiāng)收入差距擴大對城鎮(zhèn)化的發(fā)展具有正向影響，但這種影響是逐漸收斂的。

當產業(yè)結構升級受到一個標準差大小的正向沖擊時，城鎮(zhèn)化水平在當期不發(fā)生任何變化，在第一期則會產生一個溫和的負向反應，在第二期負向影響最為顯著，此后逐漸收斂于零。這說明從脈沖響應的角度來看，產業(yè)結構升級對城鎮(zhèn)化具有溫和的負向影響。

2.變量對城鄉(xiāng)收入差距的脈沖響應。給予各變量一個標準差大小的沖擊，一階滯后城鄉(xiāng)收入差距（dIG）的脈沖響應情況如圖3所示。

圖3 變量對城鄉(xiāng)收入差距的脈沖響應

從圖3中可以看出，當城鎮(zhèn)化水平受到一個標準差大小的正向沖擊時，城鄉(xiāng)收入差距在當期立即產生一個正向反應，但在第一期迅速轉變?yōu)樨撓蚍磻?，且這種負向反應在滯后一期達到最大，此后逐漸向零軸趨近。總體而言，城鎮(zhèn)化水平對城鄉(xiāng)收入差距具有先正面后負面的影響，這說明提高城鎮(zhèn)化水平雖然在短期內會導致城鄉(xiāng)收入差距擴大，但從長遠來看，城鎮(zhèn)化會對城鄉(xiāng)收入差距的持續(xù)擴大起到阻礙作用。

當產業(yè)結構升級受到一個標準差大小的正向沖擊時，城鄉(xiāng)收入差距在當期沒有發(fā)生變化，但此后一直保持負面影響，且這種負面影響在第一期達到頂峰，這說明產業(yè)結構的優(yōu)化升級能夠抑制城鄉(xiāng)收入差距的擴大。換言之，調整產業(yè)結構和優(yōu)化產業(yè)布局有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

3.變量對產業(yè)結構升級的脈沖響應。給予各變量一個標準差大小的沖擊，一階滯后產業(yè)結構升級（dIU）的脈沖響應情況如圖4所示。

圖4 變量對產業(yè)結構升級的脈沖響應

從圖4中可以看出，城鎮(zhèn)化水平受到一個標準差大小的正向沖擊時，產業(yè)結構升級在當期立刻產生一定的負向響應，在第二期這種影響轉為正向并從正向趨近于零。總體而言，城鎮(zhèn)化水平對產業(yè)結構升級的影響為先負后正，這說明城鎮(zhèn)化水平在提升初期對我國的產業(yè)結構升級起到阻礙作用，但其后會逐漸顯示出正向影響。

當城鄉(xiāng)收入差距受到一個標準差大小的正向沖擊時，產業(yè)結構升級在當期沒有響應，在第一期卻迅速轉為負向影響并開始從負向趨近于零?？傮w而言，城鄉(xiāng)收入差距擴大會對產業(yè)結構升級起到阻礙作用。

（四）方差分解分析

脈沖響應函數雖然可以檢驗各變量的相關性，但無法給出變量間隨時間變化的貢獻度。為了進一步了解各變量間相互影響的貢獻程度，本文采用方差分解方法進行分析，各變量影響因素的方差分解結果如表7所示。

表7 各變量的影響因素方差

就城鎮(zhèn)化水平而言，其在第一期的貢獻率完全源于城鎮(zhèn)化自身，而從第二期開始，其自身貢獻率一直保持下降趨勢并最終維持在99.1%。城鄉(xiāng)收入差距對城鎮(zhèn)化水平的貢獻率逐漸上升，并最終保持0.6%的占比。產業(yè)結構升級對城鎮(zhèn)化水平的貢獻率逐漸上升，最終占比為0.3%。由此可見，我國城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中受到的沖擊主要源于城鎮(zhèn)化自身，其受城鄉(xiāng)收入差距和產業(yè)結構升級的影響相對較小。

就城鄉(xiāng)收入差距而言，其在第一期有94.9%的貢獻率源于自身，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距有5.1%的貢獻率，而產業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距沒有貢獻。隨著滯后時長的增加，城鄉(xiāng)收入差距源于自身的貢獻率逐漸降低，而城鎮(zhèn)化和產業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距的影響逐漸加大，到第五期時城鄉(xiāng)收入差距源于自身的貢獻率為68.7%，源于城鎮(zhèn)化的貢獻率上升到21.7%，源于產業(yè)結構升級的貢獻率則迅速上升至9.6%。不難看出，城鄉(xiāng)收入差距主要受到自身發(fā)展和城鎮(zhèn)化的影響，其中，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的貢獻率最終達到20%以上，而產業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距的貢獻率逐漸提升到10%左右。

就產業(yè)結構升級而言，其在第一期有91.6%的貢獻率源于自身，8.4%的貢獻率源于城鎮(zhèn)化，而城鄉(xiāng)收入差距對產業(yè)結構升級沒有貢獻。產業(yè)結構升級自身的貢獻率隨時間推移逐漸降低，到第五期時其源于自身的貢獻率已降至82.7%，而源于城鎮(zhèn)化的貢獻率上升為14.8%，源于城鄉(xiāng)收入差距的貢獻率則保持在2.6%左右。可見，我國產業(yè)結構升級過程中受到的沖擊主要來源于其自身，而城鎮(zhèn)化對產業(yè)結構升級的沖擊較大，城鄉(xiāng)收入差距對產業(yè)結構升級的貢獻則保持在較低水平。

五、結論與建議

（一）研究結論

第一，城鎮(zhèn)化、城鄉(xiāng)收入差距與產業(yè)結構升級之間存在長期均衡關系，產業(yè)結構的改善、城鎮(zhèn)化水平的提升與城鄉(xiāng)收入差距的擴大之間存在協(xié)整關系。

第二，城鎮(zhèn)化的發(fā)展受城鄉(xiāng)收入差距和產業(yè)結構升級的影響較小，但其對城鄉(xiāng)收入差距和產業(yè)結構升級的影響較大。脈沖響應分析顯示，城鄉(xiāng)收入差距和產業(yè)結構升級對城鎮(zhèn)化雖有一定的影響，但其都不是城鎮(zhèn)化發(fā)展的格蘭杰原因，與城鎮(zhèn)化發(fā)展不存在顯著性關系，城鎮(zhèn)化水平自身的貢獻率始終高于99%。脈沖響應和方差分解均顯示，城鎮(zhèn)化水平對城鄉(xiāng)收入差距和產業(yè)結構升級的影響較大。

第三，城鎮(zhèn)化發(fā)展和產業(yè)結構升級均有助于城鄉(xiāng)收入差距的縮小。城鎮(zhèn)化發(fā)展和產業(yè)結構升級都是城鄉(xiāng)收入差距擴大的格蘭杰原因，這二者與城鄉(xiāng)收入差距均具有雙向顯著性關系。具體而言，城鎮(zhèn)化和產業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距擴大具有負向影響，即城鎮(zhèn)化水平提高和產業(yè)結構升級可以縮小城鄉(xiāng)收入差距。

第四，城鎮(zhèn)化對產業(yè)結構升級的影響為先負后正，而城鄉(xiāng)收入差距擴大會阻礙產業(yè)結構升級。城鎮(zhèn)化發(fā)展和產業(yè)結構升級均是產業(yè)結構升級的格蘭杰原因，這二者與產業(yè)結構升級均具有顯著性關系。隨著時間的推移，城鎮(zhèn)化水平提高對產業(yè)結構改善具有先負后正的影響，而城鄉(xiāng)收入差距對產業(yè)結構升級的影響則表現(xiàn)為負向。

第五，產業(yè)結構升級和城鄉(xiāng)收入差距對彼此的影響較大，二者互為格蘭杰原因，且具有雙向顯著性關系。方差分解結果顯示，產業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距的方差貢獻水平隨滯后期數的增加逐漸提高，城鄉(xiāng)收入差距對產業(yè)結構升級的方差貢獻水平則一直保持在較高水平。城鎮(zhèn)化、城鄉(xiāng)收入差距與產業(yè)結構升級的聯(lián)合動態(tài)關系如圖5所示。

圖5 城鎮(zhèn)化、城鄉(xiāng)收入差距與產業(yè)結構升級的聯(lián)合動態(tài)關系

（二）對策建議

第一，城鎮(zhèn)化、城鄉(xiāng)收入差距與產業(yè)結構升級要形成良性互動的體系，充分發(fā)揮協(xié)同效應。我國應加快實施新型城鎮(zhèn)化發(fā)展和農村振興戰(zhàn)略，優(yōu)化城鄉(xiāng)產業(yè)結構的空間格局，形成城鎮(zhèn)化、城鄉(xiāng)收入差距與產業(yè)結構升級良性互動的體系，通過釋放城鎮(zhèn)化紅利，優(yōu)化產業(yè)結構布局，促進國民經濟均衡發(fā)展，為經濟高質量發(fā)展提供新的發(fā)展動力。

第二，提高城鄉(xiāng)融合和一體化程度，以城鎮(zhèn)化發(fā)展促進城鄉(xiāng)收入差距縮小。我國應科學編制城鄉(xiāng)發(fā)展規(guī)劃，完善城鄉(xiāng)一體化政策措施，擴大城市輻射面，帶動鄉(xiāng)村發(fā)展，促進城鄉(xiāng)共建共享。城鄉(xiāng)之間應實行要素的自由流動，保證城鄉(xiāng)共同實現(xiàn)高質量發(fā)展。在促進城鎮(zhèn)化水平提高的同時，各地應注重收入分配的公平性，搭建城鄉(xiāng)互動平臺，保障城鄉(xiāng)有序、有效交流，縮小收入差距。

第三，推動產城融合發(fā)展，促進產業(yè)結構完善升級。我國應引導新型城鎮(zhèn)化的良性發(fā)展，實現(xiàn)各產業(yè)間的良性互動，推動產業(yè)生態(tài)的轉型。各地應加快產城融合，在推進城鎮(zhèn)化時注重城鎮(zhèn)產業(yè)經濟的培育，重視第二和第三產業(yè)的轉型升級，完善產業(yè)鏈和供應鏈，驅動產業(yè)結構的高級化和合理化發(fā)展。

第四，優(yōu)化城鄉(xiāng)產業(yè)布局，帶動城鄉(xiāng)縮小收入差距。我國的產業(yè)結構升級和空間布局應進一步優(yōu)化，提高資源利用效率，加大現(xiàn)代服務業(yè)和高端制造業(yè)的比重，挖掘其在穩(wěn)增長、保就業(yè)和培育新經濟等方面的潛力。同時，我國應著重發(fā)展現(xiàn)代農業(yè)，擴大農業(yè)產業(yè)鏈，大力支持農村第二和第三產業(yè)的發(fā)展，增加在第二和第三產業(yè)就業(yè)的農村群體數量，以提高農村居民的工資收入，拓寬農民的收入渠道，縮小城鄉(xiāng)收入差距。

第五，縮小城鄉(xiāng)收入差距，助力產業(yè)結構調整升級。我國應加快戶籍制度改革步伐，破除城鄉(xiāng)二元壁壘，促進城鄉(xiāng)居民合理流動，助推產業(yè)結構升級。我國應實現(xiàn)教育機會均等，提高農村居民的受教育程度，構建良好的國民教育制度，從長遠的角度縮小城鄉(xiāng)收入差距，助力產業(yè)結構優(yōu)化升級。

注釋：

①常住人口城鎮(zhèn)化率的歷史數據來源于各年度的《中華人民共和國國民經濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》，2035年的常住人口城鎮(zhèn)化率預測數據來源于《中國農村發(fā)展報告（2021）》。

②第二和第三產業(yè)占GDP的比重根據《中國統(tǒng)計年鑒》（2021年）公布的相關數據計算得到。

③基尼系數來源于相應年份的《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國住戶調查年鑒》。