新型城鎮化對安徽省城鄉居民收入差距影響的實證研究

楊 洋

（銅陵學院 經濟學院，安徽 銅陵 244061）

引言

經濟全球化的全面深入發展必然導致世界各國之間貿易競爭加劇。尤其在2008年世界金融危機之后，各國之間的貿易爭端頻發，為外向型經濟的國家帶來嚴重的挑戰。在外需存在許多不確定因素的環境下，中國政府為經濟持續健康發展，提出新型城鎮化建設，并認為新型城鎮化是撬動內需的最大潛力所在，也是中國經濟增長和社會發展的強大引擎，更將成為中國全面建設小康社會的重要載體。然而，在新型城鎮化快速發展的同時，我國城鄉居民收入差距也不斷地擴大。因此，厘清新型城鎮化與城鄉居民收入差距之間的關系，有助于我國政府引領新型城鎮化健康發展方向，制定縮小城鄉居民收入差距政策。本研究以安徽省為例，探討新型城鎮化發展水平與城鄉居民收入差距之間的關系。

一、文獻綜述

關于新型城鎮化對城鄉居民收入差距產生何種影響這一問題，目前學術界眾說紛紜。大部分學者如徐瑾[1]、王森[2]、趙莎莎等[3]認為城鎮化的發展會縮小城鄉居民收入差距；李超、商玉萍[4]則進一步論證了隨著經濟發展水平不斷提高，城鎮化發展對縮小城鄉居民收入差距的作用越來越大；龔新蜀等[5]還發現產業結構升級導致城鄉居民收入差距縮小的核心作用機制正是城鎮化的發展；饒一鳴等[6]研究發現，黔中、滇中城市群中，隨著城鎮化協調發展水平的提高，城鄉居民收入差距有明顯的降低。也有一部分學者認為隨著城鎮化的發展，城鄉居民收入差距會不斷擴大。如朱文濤、劉秀玲[7]在分析了自1980年我國改革開放以來全國層面的時序數據后，發現城鄉居民收入差距與城鎮化存在長期均衡關系，城鄉居民收入差距隨著城鎮化的發展而不斷擴大；王亞飛等[8]分析了從2000年至2012年武陵山區71縣的面板數據后，發現城鎮化的發展通過地方公共財政支出與金融資源配置擴大了城鄉居民收入差距；劉呈慶、任玲[9]通過對城鎮化、房價與城鄉居民收入差距三者關系的分析發現隨著城鎮化的發展城鄉居民收入差距呈現擴大趨勢。少數學者如陳秧分、何瓊峰[10]則認為城鎮化水平與城鄉居民收入差距之間沒有必然的聯系。還有一些學者認為城鎮化對城鄉居民收入差距的影響關系相對復雜，并不是線性的，如姚志等[11]、馬強等[12]、王全景等[13]通過實證分析后，發現城鎮化與城鄉居民收入差距之間存在顯著“倒U”型關系；而王悅等[14]、彭定贇等[15]認為城鎮化與我國城鄉居民收入差距之間呈現“U”型關系；吳鵬、常遠[16]認為城鎮化與城鄉居民收入差距之間呈現“∽”型關系；閆東升等[17]對長江三角洲的實證研究發現，長江三角洲城鎮化率對城鄉居民收入差距影響的直接效應為“U”型、間接效應為“倒 U”型。

相當一部分學者認為地域、時空的不同導致城鎮化對城鄉居民收入差距的影響存在差異。如向書堅、許芳[18]認為在東北、華北、華東地區城鎮化的發展縮小了城鄉居民收入差距，而在華中、華南、西北、西南地區城鎮化的發展則擴大了城鄉居民收入差距；聶高輝、宋璐[19]也認為城鎮化對城鄉居民收入差距的影響在不同的地區會呈現不一樣的結果；徐家鵬等[20]、姚旭兵等[21]則發現，在西部區域，城鎮化能夠縮小城鄉居民收入差距，而在東部及中部區域，城鎮化卻惡化了城鄉居民收入差距；而康珈瑜等[22]卻發現，提高城鎮化水平將會縮小城鄉居民收入差距，且在我國不同區域之間不存在明顯差異。

還有些學者對城鎮化概念界定不一致也得出不同的結論。于世海、葉存軍[23]研究發現經濟城鎮化是城鄉居民收入差距的Granger原因，經濟城鎮化可以有效緩解城鄉居民收入差距的擴大；宋建、王靜[24]從人口城鎮化的視角，分析了1997年至2016年中國31個省（區、市）的面板數據，發現提高人口城鎮化率可縮小城鄉居民收入差距；金浩等[25]認為人口城鎮化和資本城鎮化能夠縮小城鄉居民收入差距，而土地城鎮化則擴大了城鄉居民收入差距。

學者們對城鄉居民收入差距現狀、成因、影響因素、發展趨勢的研究獲得大量的成果，但對于城鎮化是擴大了還是縮小了城鄉居民收入差距這一問題還沒有定論，而且大部分學者在研究城鎮化對城鄉居民收入差距影響時，僅分析了人口城鎮化對城鄉居民收入差距的影響。無論是學術上還是政府政策上，都認為城鎮化是一個綜合概念，其包含了人口、經濟、社會、環境、資源、空間等多方面的因素，故稱之為新型城鎮化。因此，文章以經濟發展狀況、人口規模、城鎮化建設都處于中等的中部省份——安徽省作為研究對象，實證分析新型城鎮化對城鄉居民收入差距的影響。

二、安徽省新型城鎮化水平測度

（一）新型城鎮化水平指標體系構建

新型城鎮化發展水平是涵蓋人口、經濟、社會、環境、資源、空間等多方面的綜合評價，考慮到時間跨度從2001—2019年各項數據的連續性和可獲得性，綜合分析后，新型城鎮化水平指標體系設置為人口指標、經濟指標、生活指標、素質指標4個一級指標，一級指標下面又設置4個二級指標，共計有戶籍城鎮人口比重、常住城鎮人口比重、常住人口死亡率、常住人口自然增長率、生產總值、生產總值增長率、人均生產總值、人均生產總值增長率、每萬人口中醫院床位數、每萬人口中衛生技術人員、每萬人公共綠地、自來水普及率、每萬人口中在校大學生、初中畢業生升學率、小學學齡兒童入學率、小學階段生師比16個二級指標，見表1。

（二）新型城鎮化水平測度方法

新型城鎮化發展水平指標體系中各項指標統計單位不一致，各項指標對新型城鎮化發展水平的重要程度也不一樣。為了更加客觀科學地測試新型城鎮化水平，本研究采用熵值賦權法進行測算。其原理是首先通過數據離散程度確定各項指標的權重，再根據權重計算出某一年度的城鎮化發展水平，具體步驟如下。

1.數據無量綱化處理

對各項指標進行無量綱化處理以克服各項指標統計單位不一致的弊端。為了保證無量綱化后的數據可以取自然對數，采用極差比較法，并平移0.0001，對于正指標（數值越大表明新型城鎮化水平越高）、負指標（數值越大表明新型城鎮化水平越低）分別采用如式（1）第一、第二個公式。

式（1）中Xij為第i指標年的第j項指標的原始統計數據，Xmax為第j項指標所有年份的最大值，Xmin為第j項所有年份的最小值，X′ij為第i年的第j項指標無量綱化后的數據值。二級指標體系中的常住人口死亡率為負指標，其余的為正指標。

2.對各項指標數據進行標準化處理

在進行熵值賦權之前，還要對其進行標準化處理。研究采用該指標占該指標總體比重的方法作為標準化處理手段，其公式如下：

3.計算指標權重

根據熵值賦權法的原理，其權重的計算公式如式（3）。

式（3）中Wj表示第j項指標的權重，m表示各項指標的數據個數，Yij為第i年的第j項指標標準化后的數據值。

4.計算安徽省各年度新型城鎮化水平指標

根據式（3）中的各項指標權重，結合標準化處理后的數據，就可以計算每個年度的新型城鎮化發展水平，計算公式如式（4）。

式（4）中Ki表示第i年的新型城鎮化水平，Yij表示第i年的第j項評價指標的標準化后數值，Wj表示第j項指標的權重，n為評價指標的項數。從2002—2020年安徽省統計年鑒中搜集并整理有關數據，利用式（3）計算出新型城鎮化各二級評價指標的權重，如表1所示。

表1 新型城鎮化水平評價指標體系

（三）2001—2019年安徽省新型城鎮化發展水平

根據2001—2019年的統計數據標準化后的結果和表1中各二級評價指標的權重以及公式（4），可以計算出2001—2019年安徽省新型城鎮化發展水平，如圖1所示，從圖中可以看出，安徽省新型城鎮化發展水平總體呈上升趨勢，部分年份有輕微地波動。

三、安徽省城鄉居民收入差距的測評

（一）城鄉居民收入差距的衡量方法

極差、基尼系數、泰爾指數、變異系數等方法常用來測量居民收入差距大小。結合搜集數據的可靠性和權威性，本研究采用泰爾指數來測量安徽省城鄉居民收入差距的大小。其計算方法如式（5）。

式（5）中Pu/P為區域內城市人口占總人口的比重，Pr/P為區域內農村人口占總人口的比重，Wu/W為區域內城市人口收入占總收入的比重，Wr/W為區域內農村人口收入占總收入的比重，泰爾指數越大，表明城鄉居民收入差距也就越大。

（二）2001—2019年安徽省城鄉居民收入差距

從2002—2020年安徽省統計年鑒中搜集并整理安徽省城鎮戶籍人口、農村戶籍人口、城鎮人均收入、農村人均收入這幾項指標，并分別計算其占總值的比重，根據式（5）泰爾指數計算方法，得出2001—2019年安徽省城鄉居民收入差距大小，如圖1所示，從圖1中可以看出，安徽省城鄉居民收入差距總體呈先上升后下降的趨勢，部分年份也有輕微地波動。

圖1 2001—2019年度安徽省新型城鎮化發展水平與城鄉居民收入差距變化

四、實證分析

（一）單位根檢驗

從圖1中可以看出，城鎮化發展水平UR和城鄉居民收入差距URIG具有非0均值和時間趨勢，初步預測其是非平穩的時間序列。

利用EVIEWS軟件進行單位根檢驗時發現，在10%的置信水平下，URIG和UR的ADF統計量絕對值小于其臨界值的絕對值且其P值大于0.1，因此不能拒絕原假設，即原始的URIG和UR數據存在單位根。因此城鎮化發展水平UR和城鄉居民收入差距URIG的原時間序列數據都是非平穩的，檢驗具體結果如表2所示。

表2 城鎮化發展水平UR和城鄉居民收入差距URIG的單位根檢驗

再對城鎮化發展水平UR和城鄉居民收入差距URIG進行一階差分單位根檢驗，在1%的置信水平下，ΔURIG和ΔUR的ADF統計量絕對值大于其臨界值且其P值小于0.01，拒絕原假設，即為平穩時間序列。因此城鎮化發展水平UR和城鄉居民收入差距URIG是一階單整時間序列，檢驗結果如表2所示。

（二）協整檢驗

根據單位根檢驗的結果可知：URIG、UR～I（1），可以進一步進行協整檢驗，看他們是否存在長期穩定的均衡關系，采用E-G兩步法進行檢驗，建立模型URIG=β1*UR+C，利用EVIEWS軟件運用最小二乘法進行回歸模擬得到以下模型：

通過對該式計算的殘差序列e1作ADF檢驗，得出如下結果。

模型（6）殘差序列e1的單位根檢驗表明：在10%的置信水平下，其ADF統計量絕對值大于其臨界值且其P值小于0.1，拒絕原假設，說明殘差項是穩定的，因此安徽省城鄉居民收入差距URIG與城鎮化水平UR是（1，1）階協整的，他們之間存在長期穩定的“均衡”關系。這種“均衡”關系也由模型（6）得到解釋，模型（6）中，可決系數為 R2=0.6092，說明URIG有60.9%的可能性由UR來解釋，查 t分布表可知，t0.1（17） =1.74，故 t檢驗的拒絕域為｜t｜＞1.74，對于 UR，其 t統計量絕對值大于1.74，所以拒絕原假設，即在10%的顯著性水平下，可以認為城鎮化水平UR對城鄉居民收入差距URIG有顯著影響，且城鎮化水平提高1個單位，城鄉居民的收入差距會縮小0.67個單位。

為了進一步探索城鎮化建設對城鄉居民收入差距的影響是否呈現“U”型或“倒U”型關系，構建二次函數模型：

當β1＝0時，說明城鎮化發展水平和城鄉居民收入差距是一次線性關系；

當β1＞0時，說明城鄉居民收入差距隨城鎮化發展水平的提高先下降后上升，即呈現“U”型關系；

當β1＜0時，說明城鄉居民收入差距隨城鎮化發展水平的提高先上升后下降，即呈現“倒U”型關系。

利用最小二乘法進行回歸模擬得到以下模型：

通過對該模型殘差序列e2作單位根檢驗，得出結果如表3所示。

表3 模型的殘差序列ADF檢驗

模型（7）殘差序列e2的單位根檢驗結果說明：在10%的置信水平下，模型殘差序列的單位根ADF統計量絕對值大于其臨界值絕對值且其P值小于0.1，其殘差是平穩的，表明二者之間存在協整關系；式（7）中，可決系數為 R2=0.6509，說明URIG有65%的可能性由UR來解釋，進一步對模型進行變形可得：

由模型（8）可知，URIG 與 UR 呈“倒 U”型的二次函數關系，并且當UR小于0.0212時，URIG隨UR的提高而提高；當UR大于0.0212時，URIG隨UR的提高而降低。

（三）VAR模型分析

為了考察URIG、UR這兩個變量之間的動態互動關系，根據前面先采用E-G兩步法對URIG和UR進行協整檢驗，發現 URIG、UR 也是（1，1）階協整的結論，構造VAR自回歸模型，利用EVIEWS計算得到如下VAR模型：

這兩個自回歸模型的可決系數R2分別為85.67%、96.75%，說明URIG、UR的85%以上都由滯后期變化來解釋。

對于滯后期長度為2且有2個變量的VAR模型，特征根多項式有2×2＝4個特征根，運用EVIEWS對VAR模型進行平穩性檢驗時，得到該VAR模型的所有特征根的倒數的模都小于1（位于單位圓內），如表4，所以該VAR模型是穩定的。

表4 VAR模型的特征根及其倒數的模

從VAR模型可以看出，本期的城鄉居民收入差距URIGt會隨前兩期城鄉居民收入差距URIGt-1、URIGt-2和前第二期的新型城鎮化率URt-2的提高而擴大，其中前第二期的新型城鎮化率URt-2對其影響程度較大。但本期的城鄉居民收入差距URIGt還會隨前第一期新型城鎮化率URt-1的提高而縮小；本期的新型城鎮化率URt會隨前兩期新型城鎮化率URt-1、URt-2和前第二期城鄉居民收入差距URIGt-2的提高而提高，其中前第一期新型城鎮化率URt-1對其影響程度較大。但本期的新型城鎮化率URt會隨前第一期城鄉居民收入差距URIGt-1的提高而降低。

（四）脈沖響應

為了研究城鎮化率UR對城鄉居民收入差距URIG的全部影響過程和比較全面地反映這兩個變量之間的動態影響，利用EVIEWS軟件繪制IRF脈沖響應函數結果，如圖2。

圖2 UR與URIG的VAR模型IRF脈沖響應函數結果

圖2中的左上圖Response of URIG to URIG中，藍色實線表示城鄉居民收入差距URIG變動一個標準差對其自身長期動態影響的脈沖函數圖像。從圖中可以看出，城鄉居民收入差距URIG受自身一個沖擊后會迅速下降，直到第五期開始保持穩定且總在橫軸的上方，說明其對自身有正向沖擊作用，且有滯后效應。圖中藍色實線兩側的紅色虛線表示沖擊變化趨勢的兩倍誤差。

圖2中的右上圖Response of URIG to UR中，藍色實線表示城鎮化水平UR變動一個標準差對城鄉居民收入差距URIG長期動態影響的脈沖函數圖像。從圖中可以看出，城鄉居民收入差距URIG城鎮化水平UR的一個沖擊后在第二期才會出現下降，然后會上下波動直至穩定狀態且總在橫軸的下方，說明城鎮化水平UR對城鄉居民收入差距URIG的影響有明顯的滯后效應，且為負向沖擊作用。圖中藍色實線兩側的紅色虛線表示沖擊變化趨勢的兩倍誤差。

圖2中的左下圖Response of UR to URIG中，藍色實線表示城鄉居民收入差距URIG變動一個標準差對城鎮化水平UR長期動態影響的脈沖函數圖像，從圖中可以看出，城鎮化水平UR受城鄉居民收入差距URIG的一個沖擊后會迅速達到穩定狀態，且在橫軸的下方，說明城鄉居民收入差距URIG對城鎮化水平UR有負向沖擊作用，且沒有滯后效應。圖中藍色實線兩側的紅色虛線表示沖擊變化趨勢的兩倍誤差。

圖2中的右下圖Response of UR to UR中，藍色實線表示城鎮化水平UR變動一個標準差對其自身長期動態影響的脈沖函數圖像，從圖中可以看出，城鎮化水平UR受其自身的一個沖擊后會迅速提高，然后迅速到達穩定狀態且在橫軸的上方，說明城鎮化水平UR對其自身有正向沖擊作用且沒有滯后效應。圖中藍色實線兩側的紅色虛線表示沖擊變化趨勢的兩倍誤差。

綜上研究表明：2001—2019年安徽省新型城鎮化發展水平總體呈上升趨勢，而城鄉居民收入差距總體呈先擴大后縮小的趨勢；安徽省新型城鎮化發展水平與城鄉居民收入差距之間存在“倒U”型關系：當新型城鎮化發展水平低于0.0212時，城鄉居民收入差距會隨著新型城鎮化發展水平的提高而擴大；當新型城鎮化發展水平高于0.0212時，城鄉居民收入差距會隨著新型城鎮化發展水平的提高而縮小。從長期看，新型城鎮化發展水平對縮小城鄉居民收入差距有明顯的滯后作用。

五、結論與建議

（一）結論

從新型城鎮化水平評價指標體系的權重看，一級指標中，權重最大的生活指標是權重最小的素質指標的2倍，表明生活指標對新型城鎮化水平的評價影響最大。二級指標中，戶籍城鎮人口比重、生產總值、人均生產總值、每萬人口中醫院床位數、每萬人口中衛生技術人員和小學階段生師比的權重都超過0.07，對新型城鎮化水平評價的影響較大。

從總體上看，安徽省新型城鎮化發展水平對城鄉居民收入差距有顯著影響；從階段上看，在城鎮化建設初期，新型城鎮化發展會擴大城鄉居民收入差距，但城鎮化建設達到一個特定值后，新型城鎮化發展會縮小城鄉居民收入差距，而且這個特定值在不同地區是不完全相同的；從長期看，新型城鎮化發展水平會縮小城鄉居民收入差距，但有明顯的滯后作用。

（二）建議

1.統一福利待遇，拓寬就業渠道，增強城鎮對流動人口的吸納能力

從新型城鎮化水平評價指標體系中看出，戶籍城鎮人口比重的權重是常住城鎮人口比重權重兩倍，說明現階段安徽省戶籍城鎮人口變動比常住城鎮人口變動要大得多，因此增加常住城鎮人口的比重是今后推動新型城鎮化建設的重要手段。今后在新型城鎮化建設過程中，常住人口在繳納一定年限的社會保障金后，能夠在教育、醫療、住房等方面與戶籍人口享有同等待遇，有效降低外來人口的經濟成本。同時，不斷拓寬就業渠道，緩和城市戶籍人口與流動人口之間因就業崗位的競爭加劇而引發的矛盾，增強城鎮對流動人口的吸納能力。

2.實施區域城鎮差異化政策，堅定不移地全面推動新型城鎮化建設

盡管新型城鎮化建設對城鄉居民收入差距的影響并不是線性的，但從長期看新型城鎮化建設會縮小城鄉居民收入差距，且安徽省新型城鎮化建設已經到了縮小城鄉居民收入差距的階段。因此，安徽省要提升城鎮的醫療、衛生、教育等公共服務領域的質量，堅定不移地全面推動新型城鎮化建設。同時，各地級政府要時刻監測新型城鎮化發展水平和城鄉居民收入差距，并厘清此階段兩者之間的關系，結合本地的新型城鎮化發展水平，因地制宜確立相應的新型城鎮化建設政策，使其與縮小城鄉居民收入差距的目標相一致，切不可以各種方法盲目急劇擴張新型城鎮化建設，否則會導致城鄉居民收入差距的急劇擴大而引起社會的不穩定。

3.新型城鎮化建設與鄉村振興并舉，努力縮小城鄉居民收入差距

從社會發展的角度來看，新型城鎮化建設是未來的發展趨勢，安徽省在全面推動新型城鎮化建設的同時，要貫徹黨中央的鄉村振興戰略，以克服新型城鎮化和城鄉居民收入差距相互影響的滯后效應及其負面沖擊。不論新型城鎮化建設是擴大還是縮小了城鄉居民收入差距，隨著鄉村振興政策的落實，農村的交通、教育、衛生等領域的投入不斷擴大，足以抵御新型城鎮化對城鄉居民收入差距的負面沖擊，引導城鄉居民收入差距持續減小，真正實現城鄉共同富裕。