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［摘要］統籌城鄉發展力度，實現城鎮化建設與新型城鎮化的協調推進，是我國新時代實現城鄉一體化發展的重要路徑。通過實證機制可以發現，在新型城鎮化戰略完全得到實施的情況下，處于無限供給階段的勞動力會進一步擴大城鄉居民的收入差距，處于有限剩余階段的勞動力則能夠縮小城鄉居民收入差距，兩者存在顯著的非線性關系。而通過2000至2018年全國的省級樣本數據對理論模型進行檢驗可以進一步得到，新型城鎮化戰略與城鄉收入差距間存在明顯的“倒U型”關聯性，滿足庫茲涅茨曲線構造，轉換節點為63．09%，預計將在2021年左右出現。
［關鍵詞］新型城鎮化;城鄉收入差距;倒U性關系;拐點
隨著我國新型城鎮化的不斷推進，相關研究也在不斷深化。王朝明和馬文武從理論建模角度出發，通過構建一個兩部門經濟模型，將城鄉教育發展差距、城鄉收入差距、城鎮化聯系起來進行研究，發現城鄉收入差距的拉大對城鎮化發展具有阻礙作用，該研究從逆向視角證實了新型城鎮化可能與城鄉收入差距存在同向關聯。［1］趙永平和徐盈之實證檢驗了新型城鎮化對城鄉收入差距的作用機制，認為新型城鎮化對縮小城鄉收入差距的作用顯著，同時新型城鎮化也受到城鄉收入差距縮小帶來的良性反饋作用，該研究也說明了兩者之間存在互動效應。［2］陳小麗和王磊考察了湖北省城鄉居民收入差距與城鎮化建設的動態關聯，研究發現湖北省城鎮化發展對城鄉居民收入差距擴大產生正向沖擊，兩者之間保持一種同升同降的長期關系，這表明新型城鎮化是破除城鄉二元經濟結構的重要方向。［3］劉洋和鄭寧寧的研究表明，在我國推進城鎮化建設的進程中，商貿流通業的發展對縮小城鄉收入差距有重要促進作用，城鄉居民收入差距的縮小促進了商貿流通業的發展。［4］但上述研究對于新型城鎮化戰略與城鄉收入差距間的關聯性研究還不夠深入，也尚未有研究從新型城鎮化與城鄉收入差距的作用機制角度展開分析，因此，本文將根據我國新型城鎮化的戰略特點，從作用機制出發，并結合量化分析對此進行深入探討。
一、作用機制
新型城鎮化具備典型的政策驅動特質，通過以下四類渠道促進農村居民收入增長，進而降低城鄉收入差距。1．收入作用。實現“新型城鎮化”加大了農業生產工業化，有利于改變農村傳統的散居格局，而在實現產業群落的過程中，可幫助村民從小農生產轉到群體生產，進而改善城鄉收入結構。鄉村工業化還能夠提供就業機會，提升村民的絕對收入和收入預期。2．發展作用。新型城鎮化能優化農村發展環境，強化其消費市場，改善其生活方式，促進城鄉收入差距進一步減少;能打破城鄉居民低層次的發展局面，保障更優質的生活環境，讓城鄉居民心情愉悅地享受發展帶來的變量，從商品交換中享受更強的效用值。［5］3．示范作用。隨著新型城鎮化發展的深入，城市居民的消費習慣、居住環境等對農村居民產生了強烈的示范效應，增強了其提高收入的想法，讓鄉村居民更主動、更活躍地投入生產，城鄉之間的收入差距進一步縮小。新型城鎮化改變了傳統農村貧窮落后的面貌，使農村居住環境與城市趨同，讓城鄉居民溝通門檻不斷降低。［6］4．價格作用。新型城鎮化能夠保障城鄉交易市場的均衡化，降低交易成本，實現價格均衡。新型城鎮化建設水平的不斷提升，將有助于實現城鄉市場一體化，降低采購運輸等成本，實現城鄉價格均衡。
二、實證分析
(一)方法選擇
從相關研究發現，城鄉收入差距與新型城鎮化在作用機制上存在循環性，故兩者顯然存在聯立內生性問題。對于這一類動態循環作用的實證分析，可以采用廣義差分矩估計方法(SystemGMM)構建動態面板，S－GMM模型有助于緩解弱工具性特征，并提高估計的效率。S－GMM模型的估計是否可靠，需要盡可能選擇有效的工具變量，并保證殘差項不存在二階自相關特征。檢驗工具變量的有效性可以采用過度識別約束檢驗Sargan檢驗和Hansen檢驗，兩者都是通過納入外生工具變量進行識別，故需要判定工具變量的有效性。其次，選擇AR(2)方法研究變量的自相關性特征，該方法主要判定了殘差項的一階自相關性。該方法將成為本文判定的主要方法。
(二)變量構造
1．被解釋變量:城鄉收入差距。采用相關研究中廣泛應用的泰爾熵進行構造，公式(1)中，泰爾熵表示城鄉收入差距指標。Pr代表農村人口，Pu代表城鎮人口。Cr代表農村消費量，Cu代表城鎮消費量。2．解釋變量:城鎮化率。采用城鎮人口與鄉村人口的比例進行統計，同時引入城鎮化率的二次項以進行兩步法估計最優位置。3．控制變量:借鑒相關研究中所控制的變量，［7］包含貿易水平(Tra)，采用進出口與GDP的比例表示;市場水平(Pri)，采用私有企業份額在全行業占比表示;政府支出(Gov)，采用政府支出占GDP比例表示;農業生產(Agr)，采用農業產出占總產出比例進行衡量。
(三)數據說明
本文研究時期為2000—2018年，檢驗對象為我國31個省、直轄市與自治區(不包括港澳臺地區)，上述變量的原始數據均來自國家統計局數據庫和《中國統計年鑒》，所有變量均進行對數化處理以保留趨勢性，去除量綱影響。在Matlab2017a的軟件環境下，采用廣義矩估計(GMM)兩步法對新型城鎮化和城鄉收入差距進行實證檢驗，同時根據混合最小二乘分析(OLS)、固定效應模型(FE)、兩步差分GMM和一步系統GMM的結果進行對比?；旌螼LS模型和固定效應FE模型均不能很好的識別解釋變量與被解釋變量間的關系，回歸系數的顯著性有限。而差分GMM和系統GMM估計的檢驗結果比較類似，有效識別出變量間的數量關系。同時，泰爾熵的一階滯后變量Tail(－1)在GMM估計中的判決系數介于OLS和FE之間，對應Sargan檢驗的P值為0．000，說明GMM估計更適用于工具變量分析。但由于兩步差分GMM無法通過Sargan檢驗的AR(2)分析，因此結果并不適用;一步系統GMM估計無法通過Hansen檢驗的分析，因此結果并不適用。總的來看，兩步系統GMM估計優于其他估計的結果，下面將根據兩步系統GMM的估計結構展開討論。從表1所示的實證結果來看，系統GMM的兩步法估計中，城鎮化率變量的系數顯著為正值，而城鎮化率的平方項變量的系數顯著為負值，且具備顯著性的統計性，由此可以認為，城鎮化建設對城鄉收入差距的影響呈現顯著的“倒U型”關系。根據劉易斯轉換拐點的計算來看。這意味著我國的城鄉收入差距逐步縮小的位置，將會在城鎮化大于63．09%后產生，這也與上文中勞動力供應分析一致。當農村勞動力的內部供應出現下降時，市場邊際價格將有助于推動農村局部收入的上升，甚至會造成城鎮地區的勞動力回流。根據目前的城鎮化率增長水平來看，我國預計在2020年底達到63%以上的城鎮化率，而這一拐點的出現時間即為2021年。從現實經濟的發展角度來看，我國將在2020年以前實現完全脫貧，2021年則為新型城鎮化外部效應逐步發力的起始年。此外，根據回歸結果還可以發現，貿易水平的提升會顯著推動城鄉居民收入的增加;市場水平的提升會顯著縮小城鄉收入差距;政府支出和農業生產對城鄉收入差距的作用并不顯著。
三、結論與建議
統籌城鄉發展力度，實現城鎮化建設與新型城鎮化的協調推進，是我國新時代實現城鄉一體化發展的重要路徑。本文從城鄉二元市場下的收入分化視角，構建了新型城鎮化與城鄉收入差距兩要素的實證模型。通過2000至2018年全國樣本數據對理論模型進行檢驗可以進一步得到，新型城鎮化戰略與城鄉收入差距間存在明顯的“倒U型”關聯性，滿足庫茲涅茨曲線構造，預計轉換節點將在2021年左右出現。因此，本文提出如下建議:第一，應進一步推動新型城鎮化建設，實現農村居民收入的躍升。具體而言，應抓住2020年后脫貧工作全面完成的歷史機遇期，充分發揮新型城鎮化對城鄉居民收入的再分配作用;推進農業現代化生產，加強農村產業效率，轉變農村經濟發展方式;提升農村居民勞動力素質，在我國農村勞動力從“無限供給”向“有限剩余”的轉變過程中，需要提升單位人口的生產能力，促進人力資本的生產強度，有效實現農村居民的生產并促進稟賦的價值開發。第二，突破傳統發展思維局限，采取各種措施推進農村發展。要建設統一的城鄉勞動力市場，增加城鄉居民的就業機會，通過就業市場的有效分配促進產業整體的發展;同時確保農村部門在處于產業結構升級的大組織結構之下，能從產業結構中汲取發展動能，擴大產業間的勞動力吸納能力;要統籌城鄉之間的發展目標，建構更為均衡、完善的經濟發展體系等。
［參考文獻］
［1］王朝明，馬文武．城鄉教育均衡發展、城鄉收入差距與新型城鎮化的關系［J］．財經科學，2014，(8)．
［2］趙永平，徐盈之．新型城鎮化對縮小城鄉收入差距的作用———基于城鄉二元收入的理論模型與實證檢驗［J］．中南大學學報(社會科學版)，2014，(4)．
［3］陳小麗，王磊．城鄉居民收入差距與新型城鎮化推進的關聯研究［J］．統計與決策，2016，(19)．
［4］劉洋，鄭寧寧．商貿流通業發展如何縮小我國城鄉收入差距———基于2008—2017的實證［J］．商業經濟研究，2018，(22)．
［5］呂丹，葉萌，楊瓊．新型城鎮化質量評價指標體系綜述與重構［J］．財經問題研究，2014，(9)．
［6］丁煥峰，劉心怡．中國新型城鎮化進程中城鄉收入差距的影響研究［J］．當代經濟科學，2017，(2)．
［7］洪麗，尹康．中國城鎮化與城鄉收入差距的“倒U型”拐點測度———基于東、中、西部地區省際面板數據的實證研究［J］．統計與信息論壇，2015，(9).
作者:張凱 陳光圓 孔芳 單位:棗莊科技職業學院
