單德朋　鄭長德　王英

摘要 在貧困鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移的背景下，構(gòu)建理論模型將城市化的減貧效應(yīng)分解為集聚效應(yīng)、收入效應(yīng)和轉(zhuǎn)移效應(yīng)，對城市化減貧效應(yīng)的三種機制進行了分解，然后基于1998-2012年中國省際面板數(shù)據(jù)，利用空間計量方法依次實證檢驗了城市化整體對城鄉(xiāng)減貧的影響、核心城市和二級城鎮(zhèn)減貧效應(yīng)的異質(zhì)表現(xiàn)，以及不同城市化模式對城市貧困和農(nóng)村貧困的不同影響，并利用不同貧困測度指標(biāo)，分東、西部樣本進行了穩(wěn)健性檢驗。研究表明，我國各省區(qū)的總體貧困和城鄉(xiāng)貧困存在顯著的空間相關(guān)特征，且隨著貧困的鄉(xiāng)城流動，空間相關(guān)性趨于增強。城市化對貧困減緩具有顯著積極影響，但不同城市化模式對城鄉(xiāng)減貧的影響存在異質(zhì)效應(yīng)。城市化影響農(nóng)村貧困的主要機制是通過集聚外部性所帶來的生產(chǎn)效率提高實現(xiàn)減貧，因此核心城市對農(nóng)村地區(qū)和西部地區(qū)的減貧效果更為顯著。而二級城鎮(zhèn)對東部地區(qū)，尤其是對東部城市地區(qū)充當(dāng)了貧困人口的“就業(yè)避風(fēng)港”，二級城鎮(zhèn)的減貧影響更大。因此，在推進《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014-2020年）》時，應(yīng)充分考慮城市化對不同收入群體的異質(zhì)影響，以及不同城市化模式對城鄉(xiāng)貧困的差別作用。為了更好地利用城市化的契機實現(xiàn)貧困減緩，需要強調(diào)二級城鎮(zhèn)對東部地區(qū)和城市貧困人群的減貧作用，約束城市化要素集聚給貧困人口帶來的公共服務(wù)成本提升等負外部性。同時應(yīng)在西部地區(qū)強調(diào)核心城市的減貧效果，著力通過放大要素集聚和生產(chǎn)效率提升對貧困人口收入提升的核心作用。

并且，由于貧困存在顯著空間相關(guān)性，未來減貧政策的制定和實施應(yīng)在城鄉(xiāng)一體化框架下展開。

關(guān)鍵詞 貧困減緩；城市化；勞動力流動；動態(tài)面板；空間計量

中圖分類號 F061.5 文獻標(biāo)識碼 A 文章編號 1002-2104（2015）09-0081-12 doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2015.09.011

貧困鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移是伴隨著我國城市化進程快速推進而產(chǎn)生的貧困人口向城市集聚的貧困現(xiàn)象，既是區(qū)別于城市貧困和鄉(xiāng)村貧困的貧困中間地帶，又涉及人口統(tǒng)計學(xué)特征相對同質(zhì)的低技能勞動力流動問題。隨著城鎮(zhèn)化發(fā)展體制改革以及戶籍制度改革的持續(xù)深入，貧困人口的鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移日益凸顯，這為既往城鄉(xiāng)分割的貧困研究和政策選擇提出了新的挑戰(zhàn)。為此，在“十三五”計劃行將推進之時，理論研究應(yīng)該關(guān)注這一貧困的中間地帶對城鄉(xiāng)貧困的交互影響，并通過研究貧困鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移的內(nèi)生機制，尋找城鄉(xiāng)一體化的減貧政策選擇。

現(xiàn)有貧困研究主要在城鄉(xiāng)分割的框架中進行，容易導(dǎo)致貧困指標(biāo)變動的偏誤。除了收入增長之外，農(nóng)村貧困人口的鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移也是農(nóng)村貧困指標(biāo)快速減緩的可能原因，與此同時城市貧困減緩的速度則存在低估的可能。單獨研究城市或者鄉(xiāng)村貧困并不能客觀反映城鄉(xiāng)貧困的真實變動態(tài)勢，從而影響減貧政策判定的有效性。本文重點在貧困鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移的背景下，研究城市化與貧困減緩的關(guān)系，并根據(jù)貧困鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移流向和流量的差異，將城市化細分為核心城市化和二級城鎮(zhèn)化，從而識別不同城市化模式的異質(zhì)性減貧效應(yīng)。

1 文獻綜述

城市化與貧困減緩的關(guān)系，隸屬于城市化與經(jīng)濟增長的關(guān)系，但有著更為具體和特殊的表現(xiàn)。阿瑟·劉易斯[1]和西蒙·庫茲涅茨[2]的研究為分析城市化的經(jīng)濟影響提供了基本框架，即隨著勞動力的鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移和生產(chǎn)方式從農(nóng)業(yè)向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)變，全社會生產(chǎn)效率體現(xiàn)結(jié)構(gòu)性提升，并且城市化伴生的要素集聚將通過集聚外部性對城市和鄉(xiāng)村經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生影響[3]。Luc Christiaensen等[4]進一步將城市化影響城鄉(xiāng)收入的機制界定為集聚經(jīng)濟、城市對農(nóng)村的溢出和城市化的外部性。城市化過程中的要素空間集聚將創(chuàng)造新的經(jīng)濟增長和就業(yè)機會。新經(jīng)濟地理學(xué)相關(guān)文獻重點關(guān)注了城市化通過集聚經(jīng)濟和規(guī)模經(jīng)濟對經(jīng)濟增長的影響[5]。要素集聚會通過本地市場效應(yīng)和生活成本效應(yīng)帶來集聚外部性[6]，并通過知識溢出產(chǎn)生進一步的集聚經(jīng)濟[7]。因此城市化過程中的集聚經(jīng)濟和規(guī)模經(jīng)濟能夠為低技能勞動力創(chuàng)造更多的就業(yè)機會，通過改善貧困人口的就業(yè)機會和勞動力回報實現(xiàn)貧困減緩，同時也會帶來成活成本上升等負外部性。核心城市化與二級城鎮(zhèn)化雖然都存在要素集聚，但在集聚經(jīng)濟、對農(nóng)村的溢出能力以及負外部性的強度上存在差異，因此在分析城市化減貧效應(yīng)在城鄉(xiāng)轉(zhuǎn)移背景下的不同時，應(yīng)體現(xiàn)城市化模式的差別。

現(xiàn)有研究中反映城市化模式的最常用指標(biāo)是城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋嚷?，城?zhèn)人口比率數(shù)據(jù)具有較好可得性，但不能對城市化的集聚經(jīng)濟進行異質(zhì)化區(qū)分。王小魯[8]認為小城市和小城鎮(zhèn)的集聚效應(yīng)小于大城市，并采用“超過100萬人的城市人口占總?cè)丝诘谋壤弊鳛榉从吵鞘幸?guī)模的指標(biāo)，以識別不同城市規(guī)模集聚經(jīng)濟的差異。根據(jù)城市規(guī)模對集聚效應(yīng)進行識別對于分析城市化與經(jīng)濟增長的關(guān)系而言是妥當(dāng)?shù)?，但有研究表明農(nóng)村就地形成的二級城鎮(zhèn)對農(nóng)村貧困減緩也有顯著的影響作用，二級城鎮(zhèn)主要依托農(nóng)村非農(nóng)活動的需求而產(chǎn)生，使得農(nóng)村要素在流向大城市之外有了另一種選擇[9]。為此，在分析城市化與城鄉(xiāng)減貧的問題上，應(yīng)體現(xiàn)出城市和二級城鎮(zhèn)在集聚效應(yīng)上的差異，而非從城市規(guī)模的角度。本文選用了城市人口比重和鎮(zhèn)人口比重作為反映城市化模式的指標(biāo)，體現(xiàn)城市和二級城鎮(zhèn)在要素集聚效應(yīng)和減貧效應(yīng)上的差別。有若干個理由使得我們相信二級城鎮(zhèn)的非農(nóng)就業(yè)機會更有助于幫助農(nóng)村貧困人口：①農(nóng)村二級城鎮(zhèn)的非農(nóng)活動對于低技能勞動力的需求比重較大，而大城市則主要傾向于使用半熟練工人和熟練工人[10]。②二級城鎮(zhèn)雖然勞動力工資較低，但失業(yè)率要低于大城市地區(qū)，農(nóng)村貧困人口強調(diào)規(guī)避失業(yè)的風(fēng)險，因此二級城鎮(zhèn)對于貧困人口的吸引力更大。③即便二級城鎮(zhèn)和大城市的失業(yè)率相同，貧困人口也會因為長距離勞動力遷移成本的差異，而選擇在本地二級城鎮(zhèn)就業(yè)，并且本地就業(yè)更有助于保持和受益于既往呈現(xiàn)的社會關(guān)系[11]。同時，二級城鎮(zhèn)固然有上述可能的好處，但二級城鎮(zhèn)更低的要素集聚水平將會導(dǎo)致較低的產(chǎn)出效率、要素回報和就業(yè)創(chuàng)造能力。因此，大城市和二級城鎮(zhèn)在貧困減緩的作用差異上依然是個實證問題。

《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014-2020年）》顯示，中國仍處于城鎮(zhèn)化率30%-70%的快速發(fā)展區(qū)間，并將在2020年實現(xiàn)常住人口城鎮(zhèn)化率達到60%左右的目標(biāo)。同時，2020年也是中國實現(xiàn)全面建設(shè)小康社會目標(biāo)和基本消除絕對貧困的時間點。城市化作為中國當(dāng)前經(jīng)濟變革的主要結(jié)果和動力來源，為實現(xiàn)全面小康建設(shè)目標(biāo)和減貧目標(biāo)提供了豐富的現(xiàn)實可能。那么，一個直接的問題就是城市化能否有效帶動貧困減緩？如果核心城市和二級城鎮(zhèn)在集聚效應(yīng)和減貧效應(yīng)上存在差別，那么何種城市化模式能夠?qū)崿F(xiàn)更為有效且可持續(xù)的減貧？與之相對應(yīng)，中國的城市化路徑選擇的政策導(dǎo)向是什么？這既是一個具有重要理論價值，又有現(xiàn)實政策含義的問題。但城市化與貧困減緩的研究還相對較少，并且對于兩者的關(guān)系依然沒有形成相對一致的看法。分析城市化與貧困減緩關(guān)系的慣常邏輯包括兩條可能的遞進路徑，一是城市化能夠影響經(jīng)濟增長[12-13]，而經(jīng)濟增長能夠影響貧困減緩[14]，故城市化能夠影響貧困減緩；二是城市化能夠通過勞動力的流動，導(dǎo)致貧困的鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移，從而對城鄉(xiāng)貧困的結(jié)構(gòu)產(chǎn)生直接影響?？傮w而言，相對于城市化與經(jīng)濟增長關(guān)系，研究城市化與貧困減緩的研究相對較少。本文利用1998-2012年中國省級面板數(shù)據(jù)對城市化引致的貧困鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移，以及核心城市和二級城鎮(zhèn)的異質(zhì)減貧效應(yīng)進行了理論和實證分析。

相比于現(xiàn)有研究，本文可能的創(chuàng)新和創(chuàng)新過程為：第一，本文充分考慮了城市化過程中可能存在的貧困鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移，這會使得城鄉(xiāng)貧困指數(shù)產(chǎn)生與收入改善無關(guān)的貧困空間結(jié)構(gòu)性變化，如果不考慮貧困可能的空間轉(zhuǎn)移，在政策涉及時會忽略這一部分貧困人口的存在，而形成貧困誤瞄。為此本文構(gòu)建空間面板模型，分析城鄉(xiāng)貧困是否存在空間相關(guān)性，以及是否存在貧困因貧困人口的鄉(xiāng)城流動而出現(xiàn)貧困的地理集聚。如果存在空間相關(guān)系數(shù)顯著不為零，則可以表明存在貧困的空間集中。第二，本文根據(jù)城市的集聚外部性將城市化分為了核心城市化和二級城鎮(zhèn)化，并分別分析了城市化不同模式對于貧困減緩的異質(zhì)性影響，能夠為后續(xù)城市化的模式選擇提供借鑒。為此，本文利用核心城市人口比重和二級城鎮(zhèn)人口比重將城市化分為核心城市化和二級城鎮(zhèn)化，并分別對城鄉(xiāng)貧困的影響進行分別檢驗，尤其強調(diào)二級城鎮(zhèn)化對于農(nóng)村減貧的作用差異。如果二級城鎮(zhèn)化對農(nóng)村貧困的減貧作用大于核心城鎮(zhèn)化的作用，則表明，由于二級城鎮(zhèn)化能夠吸納更多的低技能勞動力，且遷移成本較低，對農(nóng)村貧困人口有更高的吸引力。反之則表明，核心城市化由于較高的要素集聚外部性，有更高的收入溢價，更有助于農(nóng)村貧困減緩。

2 城市化影響貧困減緩的理論分析框架

2.1 城市減貧效應(yīng)及其異質(zhì)性來源的理論分析

貧困減緩的空間來源包括三個主體：核心城市、二級城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)，分別用U（urban）、T（town）和R（rural）表示，其貧困發(fā)生率分別用PU、PT和PR表示，相應(yīng)的人口比重分別為sU、sT、sR。

根據(jù)前文分析，城市化的減貧效應(yīng)內(nèi)嵌于城市化與經(jīng)濟增長的關(guān)系中，城市化通過改善生產(chǎn)效率和要素集聚的集聚外部性對經(jīng)濟增長和貧困狀況產(chǎn)生影響。同時，在分析城市化與減貧問題時，還面臨著貧困鄉(xiāng)城流動的特殊背景，這也會影響城鄉(xiāng)貧困。因此，城市化對應(yīng)的貧困減緩有三個主要來源：一是由于貧困人口的鄉(xiāng)城流動而導(dǎo)致的貧困轉(zhuǎn)移，我們將其定義為影響貧困減緩的空間轉(zhuǎn)移效應(yīng)（Spatial Effect， SE）；二是由于城市化通常伴生著整體平均收入水平的改善，從而帶來城鄉(xiāng)貧困人口收入的提升，我們將其定義為影響貧困減緩的收入效應(yīng)（Income Effect，IE）；三是由于要素在城市的集中帶來集聚外部性，并對周邊區(qū)域產(chǎn)生溢出，從而使得貧困人口的收入在整體收入改善的基礎(chǔ)上獲得城市集聚的減貧紅利，我們將其定義為影響貧困減緩的集聚效應(yīng)（Agglomeration Effect， AE）。

不同城市化模式的減貧效應(yīng)差異可以從以上三個方面尋找根源，對于等量的鄉(xiāng)城貧困人口轉(zhuǎn)移和相同的經(jīng)濟增長背景，核心城市和二級城鎮(zhèn)貧困減緩的空間轉(zhuǎn)移效應(yīng)和收入效應(yīng)相同。唯一的差別在于集聚外部性的不同，核心城市的要素集聚程度更高，獲得市場進入效應(yīng)和生活成本效應(yīng)正外部性更為顯著，但核心城市相對于二級城鎮(zhèn)的轉(zhuǎn)移成本更高，因此核心城市和二級城鎮(zhèn)貧困減緩的集聚效應(yīng)最終取決于集聚正外部性和轉(zhuǎn)移成本等負外部性的凈值?；谪毨丝陲L(fēng)險抵御能力較低的現(xiàn)實，核心城市和二級城鎮(zhèn)減貧總效應(yīng)的差異是個實證問題，因各地區(qū)轉(zhuǎn)移成本和集聚正效應(yīng)的差異而不同。

圖1對于城市化的貧困減緩效應(yīng)進行了分解，初始收入分布曲線為U0（圖1中U0曲線為一條均值為3.5，標(biāo)準差為1.2的正態(tài)分布線），貧困線為AB。收入分布線和貧困線左邊構(gòu)成的區(qū)域（ABO）為貧困人口數(shù)量及其收入分布。并且初始貧困人口的城鄉(xiāng)分布用城市化率線CD表示，城市化線左側(cè)為農(nóng)村貧困人口（CDO），右側(cè)為城市貧困人口（ABDC），貧困人口的初始城市化率為ABDC /ABO，其中ABO=CDO+ABDC。

城市化導(dǎo)致城鄉(xiāng)人口分布的變化，并伴生著總體經(jīng)濟增長。因此，隨著城市化進程的推進，收入分布曲線從U0向右平移到U1（圖1中U1曲線為一條均值為3.8，標(biāo)準差

為1.2的正態(tài)分布線）。U1和U0的收入分布標(biāo)準差相同，但平均收入水平提升了8.6%，帶來普遍性貧困減緩，貧困人口從初始的ABO下降至GBO。并且城市化率線從CD左移至EF，貧困人口的城市化率提升為GBDH/GBO，城市貧困為GBDH，農(nóng)村貧困為HDO，GBO=GBDH+HDO。

因此，城市化推進引致的貧困減緩來源包括普遍的經(jīng)濟增長和貧困人口的城鄉(xiāng)轉(zhuǎn)移兩個方面。城市貧困的變動=（GBDH-ABDC）+（HDFI-CDFE）+（HDFI-0）=IE+AE+SE，其中IE=（GBDH-ABDC），表示因經(jīng)濟增長和收入提升帶來的城市貧困減緩效應(yīng)；AE=（HDFI-CDFE），表示轉(zhuǎn)移到城市的農(nóng)村人口因獲得城市集聚外部性而產(chǎn)生的貧困減緩效應(yīng)；SE=（HDFI-0）表示因貧困人口的鄉(xiāng)城流動而導(dǎo)致的城市貧困增加。收入效應(yīng)和集聚效應(yīng)對城市貧困減緩產(chǎn)生正效應(yīng)，而貧困人口的空間轉(zhuǎn)移對城市貧困減緩有負效應(yīng)。

受限于圖示表達，上述城市化減貧機制有兩個缺憾：第一，未能體現(xiàn)不同的城市化模式貧困減緩集聚效應(yīng)的不同；第二，也沒有體現(xiàn)隨著城市化進程推進而可能產(chǎn)生的收入分布變化，即城市化推進不僅伴生著平均收入的改善，也體現(xiàn)著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化。現(xiàn)有實證研究已經(jīng)表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化體現(xiàn)了收入分配格局的變化，這會對經(jīng)濟增長的城鄉(xiāng)減貧效應(yīng)產(chǎn)生影響[15]。因此，為了改善城市化減貧模型的經(jīng)濟內(nèi)涵，我們進行了兩個方面的針對性擴展，一是在構(gòu)建計量模型時，將城市分為核心城市和二級城鎮(zhèn)，納入兩種不同城市化模式的減貧效應(yīng)差異；二是在進行實證分析時，引入了產(chǎn)業(yè)構(gòu)成的變動，從而在剝離收入分配結(jié)構(gòu)變化的基礎(chǔ)上研究不同城市化模式的城鄉(xiāng)貧困效應(yīng)。

2.2 城市減貧效應(yīng)分解的數(shù)學(xué)表達

根據(jù)城市化貧困減緩的上述理論分析，借鑒Christiaensen等[4]的貧困分解方法可以將總體貧困狀況表示為：

城市化的減貧效應(yīng)包括了貧困鄉(xiāng)城流動的空間轉(zhuǎn)移效應(yīng)（SE）、集聚效應(yīng)（AE）和收入效應(yīng)（IE），以核心城市為例，核心城市的總體減貧效應(yīng)TE=SE+AE+IE，其中，SE=（PU-PA），AE=（sUPUsU-sAPAsA），IE=rdyy。

根據(jù)上述分析，本文待檢驗的經(jīng)驗假說為：

假說1：城市化能夠影響貧困減緩，但由于要素集聚對城鄉(xiāng)貧困人口的溢出存在差別，城市化的減貧效應(yīng)存在城鄉(xiāng)差異。

假說2：由于不同的城市化模式具有不同的集聚正外部性和轉(zhuǎn)移成本，核心城市和二級城鎮(zhèn)具有異質(zhì)性減貧效應(yīng)。

假說3：城市化伴生的貧困鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移能夠?qū)Τ青l(xiāng)貧困狀況產(chǎn)生影響，由于貧困人口向城市地區(qū)的轉(zhuǎn)移，會導(dǎo)致貧困存在空間相關(guān)性。

3 計量模型、變量與數(shù)據(jù)

3.1 計量模型設(shè)定

本文的基本計量模型為：

其中，i=r，u，pr表示農(nóng)村貧困，pu表示城市貧困，sUT表示非農(nóng)人口比重，也即核心城市人口比重與二級城鎮(zhèn)人口比重之和，y表示經(jīng)濟增長，α和υ為參數(shù)估計值，xt為除了城市化和經(jīng)濟增長之外其他能夠影響貧困的外生變量，ut為獨立同分布的白噪聲，W是地理鄰接空間權(quán)重矩陣，ρ為空間相關(guān)系數(shù)，t為時間。該模型能夠分析城市化與城鄉(xiāng)貧困減緩的總體關(guān)系，檢驗假說1?；灸Ｐ椭幸惨肓丝臻g相關(guān)性，識別城市化減貧的空間轉(zhuǎn)移效應(yīng)，檢驗假說3。

式（11）未能體現(xiàn)城市化模式差異對城鄉(xiāng)貧困減緩的異質(zhì)作用，為此我們將城市化細分為核心城市人口比重和二級城鎮(zhèn)人口比重，捕捉不同城市化模式集聚效應(yīng)和轉(zhuǎn)移成本的差異，檢驗假說2，從而將計量模型擴展為：

lnpit=α0+α1lnsUt+α2lnsTt+α3lnyt+ρWlnpt+υxt+ut（12）

其中，sU表示核心城市化，sT表示二級城鎮(zhèn)化。式（12）中的α1和α2分別表示的是核心城市和二級城鎮(zhèn)貧困減緩集聚效應(yīng)（AE），α3表示的是貧困減緩的收入效應(yīng)（IE），ρ表示的是貧困減緩的鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移效應(yīng)（SE）。

隨著城市化進程的推進，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和收入分配結(jié)構(gòu)都會發(fā)生變化，從而使得城市化對貧困人口的影響，不僅體現(xiàn)為收入的增長效應(yīng)，還有可能體現(xiàn)為收入的分配效應(yīng)。為了控制城市化對收入分配的影響，我們將總體經(jīng)濟增長分解為農(nóng)業(yè)和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟增長，并在實證檢驗時分別引入。引入收入分配結(jié)構(gòu)之后的計量模型擴展為：

lnpit=α0+α1lnsUt+α2lnsTt+α3lnyt+α4indut+α5tertt+ρWlnpt+υxt+ut（13）

其中，indu表示第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重，tert表示第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重。除了城市化之外，現(xiàn)有研究已經(jīng)識別除了能夠影響城鄉(xiāng)貧困減緩的若干其他因素，為了控制這些背景因素對于城市化減貧效應(yīng)的擾動，我們在其他外生變量x中引入了受教育程度。

3.2 變量說明

（1）城鄉(xiāng)貧困變量。選取城鄉(xiāng)恩格爾系數(shù)作為衡量城鄉(xiāng)貧困狀況的指標(biāo)。反映貧困狀況的通用指標(biāo)包括貧困指數(shù)、貧困人口收入[15]以及恩格爾系數(shù)[16]。由于貧困線的變更，各地區(qū)尚無長序列的貧困指數(shù)，并且中國當(dāng)前的收入狀況，貧困主要體現(xiàn)為收入貧困和消費貧困，因此

借鑒

文獻[16]

的做法，在模型中取各省區(qū)的城鄉(xiāng)恩格爾系數(shù)作為被解釋變量，分別反映城鄉(xiāng)貧困狀況，城鄉(xiāng)恩格爾系數(shù)的下降表明實現(xiàn)了貧困減緩。同時也利用城鄉(xiāng)恩格爾系數(shù)和城鄉(xiāng)人口比重構(gòu)建了總體恩格爾系數(shù)來反映總體貧困狀況，總體恩格爾系數(shù)=城市恩格爾系數(shù)×非農(nóng)人口比重+農(nóng)村恩格爾系數(shù)×農(nóng)村人口比重。

西部地區(qū)城鄉(xiāng)恩格爾系數(shù)的數(shù)據(jù)來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》以及2009-2013年中國統(tǒng)計年鑒及相應(yīng)省區(qū)統(tǒng)計年鑒。部分省份統(tǒng)計年鑒中沒有給出城鄉(xiāng)恩格爾系數(shù)，我們利用食品支出在現(xiàn)金消費支出中所占的比例進行了計算。

（2）城市化變量。本文用人口城市化率表征城市化狀況，人口城市化率能夠有效反映勞動力要素集聚，從而對貧困人口就業(yè)和收入提升產(chǎn)生正向溢出。涉及的城市化指標(biāo)包括總體城市化率、核心城市化率和二級城鎮(zhèn)化率?？傮w人口城市化率的計算方法為（總?cè)丝?鄉(xiāng)村人口）/總?cè)丝凇：诵某鞘谢实挠嬎惴椒槌鞘腥丝?總?cè)丝?，二級城?zhèn)化率的計算方法為鎮(zhèn)人口/總?cè)丝凇？側(cè)丝凇⒊鞘腥丝?、?zhèn)人口、鄉(xiāng)村人口的數(shù)據(jù)來源于第五次人口普查、第六次人口普查以及1998-2012年歷年人口抽查數(shù)據(jù)。

因此利用人口普查和抽查數(shù)據(jù)不僅能夠反映戶籍人口，還能夠反映常住人口，從而能夠更好地反映城市化所引致的人口流動。

（3）經(jīng)濟增長變量。經(jīng)濟增長用人均地區(qū)生產(chǎn)總值表示，并在模型中取自然對數(shù)作為主要解釋變量。經(jīng)濟增長能夠帶來平均收入水平的提升，從而對貧困人口收入提升帶來“水漲船高”的正效應(yīng)，是影響貧困減緩的重要解釋變量。為了捕捉可能存在的庫茲涅茨曲線效應(yīng)，在模型中還控制了人均地區(qū)生產(chǎn)總值的二次項。如果二次項參數(shù)估計值顯著大于零，則表明在某個臨界值之前經(jīng)濟增長能夠顯著降低貧困狀況，但減貧彈性趨于下降。

（4）收入分配變量。本文用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來控制收入分配變量，Loayza和Raddatz[17]研究表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是收入分配變動的重要來源，同時現(xiàn)有研究也表明不同產(chǎn)業(yè)的減貧效應(yīng)存在差異。因此在模型中引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不盡能夠最大限度規(guī)避收入分配對城市化減貧效應(yīng)的擾動，而且有助于控制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)通過就業(yè)吸納力對城市化減貧效應(yīng)的影響，從而在一個分配中性的模擬環(huán)境中判定城市化與西部地區(qū)貧困減緩的關(guān)系。

（5）空間權(quán)重矩陣。建立表達空間交互結(jié)構(gòu)的空間權(quán)重矩陣是空間計量分析的最核心步驟，權(quán)重矩陣是關(guān)聯(lián)空間計量理論模型與真實世界中空間效應(yīng)的紐帶。在本文分析中，我們根據(jù)勞動力流動的特征，將空間權(quán)重矩陣簡單設(shè)定為空間鄰接矩陣。

（6）受教育年限變量。在模型中取受教育年限的自然對數(shù)作為解釋變量。引入受教育年限的目的在于控制城市化對教育回報的異質(zhì)影響，從而對收入分配結(jié)構(gòu)變化進行進一步控制。受教育年限根據(jù)六歲以上人口中各種受教育程度人口的比重加權(quán)得到，計算公式為：小學(xué)×6+初中×9+高中×12+大專及以上×16。相應(yīng)數(shù)據(jù)來源于1999-2013年《中國統(tǒng)計年鑒》。

3.3 數(shù)據(jù)來源與變量統(tǒng)計性說明

本文以1998-2012年作為研究時間段，構(gòu)建省級面板數(shù)據(jù)，既保證時間序列的長度，又規(guī)避中國經(jīng)濟發(fā)展政策變遷對城市化減貧效應(yīng)的可能擾動。本文數(shù)據(jù)的主要來源是《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國人口統(tǒng)計年鑒》、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》以及歷年各省區(qū)統(tǒng)計年鑒。表1報告了各變量的描述性統(tǒng)計，圖2則給出了不同城市化模式與總體貧困狀況的散點圖和線性擬合曲線，從中可以看出核心城市人口比重和二級城鎮(zhèn)人口比重均與總體貧困狀況負相關(guān)。

4 實證分析與結(jié)果說明

4.1 貧困的空間相關(guān)性分析

隨著城市化的推進和勞動力的鄉(xiāng)城流動，貧困空間分布會在初始分布的基礎(chǔ)上體現(xiàn)出更大強度的空間相關(guān)性。

本文使用Morans I指數(shù)來反映貧困的空間相關(guān)性，其計算公式為：

區(qū)域的空間權(quán)重賦值，如果兩地鄰接則賦值為1，否則為0。MoranI指數(shù)取值范圍通常介于-1和1之間。較大的正數(shù)意味著兩相鄰地區(qū)的觀測值具有較強相關(guān)性。計算MoranI指數(shù)之后，還需要對MoranI指數(shù)的統(tǒng)計顯著性水平進行檢驗，方能識別被解釋變量的空間自相關(guān)性。MoranI檢驗的原假設(shè)為H0：不存在空間自相關(guān)。所有觀測值空間獨立，E（Morans I）=-（n-1）-1≈0，其中E為期望值，n是數(shù)據(jù)點的個數(shù)；H1：存在顯著的空間自相關(guān)。變量觀測值之間是空間相關(guān)依賴的，MoranI的參數(shù)值顯著不等于0。我們利用空間鄰接矩陣計算了1998-2012年31個省區(qū)城鄉(xiāng)貧困和總體貧困的MoranI指數(shù)，具體結(jié)果詳見表2所示。

結(jié)果表明，各貧困指標(biāo)的MoranI指數(shù)均為正值，且在5%的統(tǒng)計顯著性水平上統(tǒng)計顯著，我國各省區(qū)的總體貧困和城鄉(xiāng)貧困存在顯著的空間相關(guān)特征。并且MoranI指數(shù)值整體呈遞增趨勢，這表明中國各省區(qū)的城鄉(xiāng)貧困不僅存在空間相關(guān)，而且隨著貧困的鄉(xiāng)城流動，空間相關(guān)性趨于增強。貧困的鄉(xiāng)城流動是影響各省區(qū)城鄉(xiāng)貧困變動的主要因素，因此在反貧困問題的理論研究中應(yīng)該充分重視可能存在的貧困空間相關(guān)性。

4.2 實證結(jié)果說明

為了控制貧困空間自相關(guān)性對城市化減貧效應(yīng)的影響，本文采用空間計量方法對模型進行估計。常用的空間計量模型包括空間自回歸模型（SAR）和空間誤差模型（SEM），通過計算拉格朗日乘數(shù)檢驗值，本文選擇空間自回歸模型控制被解釋變量的空間自相關(guān)性，并使用固定效應(yīng)（Fixed Effects， FE）估計，通過“組內(nèi)變換”消除個體效應(yīng)。

4.2.1 總體城市化與貧困的關(guān)系

實證分析過程中我們首先對各省區(qū)總體城市化率和貧困狀況的關(guān)系進行了實證檢驗，判定城市化與貧困減緩的總體關(guān)系，檢驗假說1，結(jié)果見表3所示。模型一中的解釋變量只加入了總體城市化率和人均地區(qū)生產(chǎn)總值，城市化的參數(shù)估計值為-0.105 8，且在1%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著。模型二對收入分配結(jié)構(gòu)的變化進行了控制，引入了非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和受教育年限，并引入人均地區(qū)生產(chǎn)總值的二次項，以識別經(jīng)濟增長與貧困減緩之間可能存在的庫茲涅茨效應(yīng)?？刂屏朔峙浣Y(jié)構(gòu)的變化后，城市化參數(shù)估計值變?yōu)?0.137 1，且在1%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著。模型三和模型四區(qū)分了第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)減貧效應(yīng)的差別，分別引入了第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重，結(jié)果表明非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的減貧作用主要來源于第三產(chǎn)業(yè)，在控制了其他變量后，第二產(chǎn)業(yè)的參數(shù)估計值為正值，且經(jīng)濟意義不顯著。因此在控制收入分配變動時，引入第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、受教育年限作為基準模型。

分析結(jié)果表明，總體城市化率能夠顯著降低貧困狀況，從模型四的結(jié)果來看，在控制了空間轉(zhuǎn)移效應(yīng)和增長效應(yīng)以及收入分配結(jié)構(gòu)變化之后，總體城市化率每上升1個標(biāo)準差，總體貧困指數(shù)下降6%。城市化能夠通過集聚效應(yīng)對貧困減緩產(chǎn)生影響，為了區(qū)分城市化對城鄉(xiāng)貧困減緩的異質(zhì)效應(yīng)，凸顯城市化集聚效應(yīng)的規(guī)模經(jīng)濟和負外部性，模型五和模型六中分別在基準模型的基礎(chǔ)上引入農(nóng)村貧困和城市貧困作為被解釋變量。結(jié)果表明城市化率在城市的參數(shù)估計值略大于農(nóng)村地區(qū)，總體城市化率每提升1個標(biāo)準差，城市貧困和農(nóng)村貧困狀況下降1.8%和1.6%，存在差別的主要原因在于城市化對城市和農(nóng)村貧困人口的集聚經(jīng)濟和轉(zhuǎn)移成本存在差別，因此有必要對城市化的集聚外部性從城市規(guī)模的角度進行細分。

4.2.2 城市化模式選擇與減貧的關(guān)系

表4進一步將總體城市化分解為核心城市化和二級城鎮(zhèn)化，以識別不同城市化模式減貧效應(yīng)的差異，檢驗假說2。模型一和模型二分別檢驗了核心城市和二級城鎮(zhèn)對總體貧困的影響，模型三和模型四分別檢驗了核心城市和二級城鎮(zhèn)對農(nóng)村貧困的影響，模型五和模型六分別檢驗了核心城市和二級城鎮(zhèn)對城市貧困的影響。

從總體貧困狀況的變動來看（模型一和模型二），核心城市化率和二級城鎮(zhèn)化率的參數(shù)估計值分別為-0.157 5和-0.193 3，且均在1%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著，二級城鎮(zhèn)化對總體貧困的減貧效應(yīng)更為顯著。其主要原因在于貧困人口轉(zhuǎn)移到二級城鎮(zhèn)的轉(zhuǎn)移成本和負外部性較小，從而在集聚經(jīng)濟低于核心城市的情況下，獲得較大的凈溢出。從農(nóng)村貧困狀況的變動來看（模型三和模型四），核心城市化率和二級城鎮(zhèn)化率的參數(shù)估計值分別為-0.059 2和-0.026 9，核心城市化率參數(shù)估計值在10%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著，二級城鎮(zhèn)化率的參數(shù)估計值則在常用顯著性水平上統(tǒng)計不顯著。核心城市化對農(nóng)村貧困的減貧效應(yīng)在統(tǒng)計意義和經(jīng)濟意義上均更為顯著，該實證結(jié)果與總體貧困狀況下的分析有所不同。我們繼續(xù)比較了不同城市化模式對城市貧困變動的影響（模型五和模型六），核心城市化率和二級城鎮(zhèn)化率的參數(shù)估計值分別

為-0.028 9和-0.074 6，且只有二級城鎮(zhèn)化率的參數(shù)估

計值在常用顯著性水平上統(tǒng)計顯著。從上述實證結(jié)果來看，二級城鎮(zhèn)化對總體貧困和城市貧困的減貧效應(yīng)更為顯著，而核心城市化對農(nóng)村貧困的減貧效應(yīng)更為顯著。這一結(jié)果的解釋可以分解為兩個問題：為什么核心城市對農(nóng)村貧困的減貧效應(yīng)更為顯著？為什么二級城鎮(zhèn)對城市貧困的減貧效應(yīng)更為顯著？針對第一個問題，從模型三和模型四的實證結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在將農(nóng)村貧困作為被解釋變量時，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值份額的參數(shù)估計值顯著小于其他模型，這意味著農(nóng)村貧困并非通過轉(zhuǎn)向城市第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)而獲得收入提升，農(nóng)村貧困人口收入增加的主要原因是生產(chǎn)效率提升以及由此引致的要素回報溢價。并且從中國農(nóng)村貧困人口的流動現(xiàn)實來看，農(nóng)村貧困人口流動到城市之后往返故鄉(xiāng)和就業(yè)地的頻率極低，住宿也以工棚和工廠提供的住宿為主，這極大降低了勞動力鄉(xiāng)城流動的成本。因此對于農(nóng)村貧困人口而言，生產(chǎn)效率提升是其收入提升的主要決定因素，因而核心城市化憑借較高的要素密集度能夠帶來更高的生產(chǎn)效率和更大的減貧效果。針對第二個問題，從模型五和模型六的實證結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在將城市貧困作為被解釋變量時，基準模型的擬合優(yōu)度從0.7以上顯著下降到0.3以下，并且經(jīng)濟增長的減貧效應(yīng)與其他模型具有明顯不同，人均地區(qū)生產(chǎn)總值對城市貧困的影響是開口向下的二次函數(shù)關(guān)系。這意味著城市貧困的減貧路徑與農(nóng)村貧困有著顯著不同，集聚經(jīng)濟并非是城市貧困人口收入提升的重要來源。其收入提升的關(guān)鍵在于能否在農(nóng)村流動勞動力和城市中高熟練程度勞動力的勞動力供給競爭下尋找到適宜的就業(yè)定位，一方面規(guī)避與農(nóng)村流動勞動力在城市低技能就業(yè)崗位上的競爭，一方面規(guī)避在城市熟練就業(yè)崗位上的弱勢。二級城鎮(zhèn)為城市貧困人口提供了實際上的“就業(yè)避風(fēng)港”，這也是二級城鎮(zhèn)對城市貧困人口減貧效應(yīng)更為顯著的主要原因。

4.2.3 其他要素與城鄉(xiāng)減貧的關(guān)系

經(jīng)濟增長是城鄉(xiāng)貧困減緩的重要驅(qū)動力來源，在未引入人均地區(qū)生產(chǎn)總值二次項的情況下，人均地區(qū)生產(chǎn)總值的參數(shù)估計值為-0.038 6，且在1%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著。在引入二次項的情況下，在城市貧困作為被解釋變量的模型中，經(jīng)濟增長與貧困減緩的關(guān)系為開口向下的二次函數(shù)關(guān)系，在其他模型中則為開口向上的二次函數(shù)關(guān)系。從人均地區(qū)生產(chǎn)總值的作用區(qū)間來看，基于當(dāng)前的城市化水平，在所有模型中經(jīng)濟增長對貧困減緩的作用均為正向作用。

非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重能夠有效帶動城鄉(xiāng)貧困減緩，在所有模型中其參數(shù)估計值均為負值，但第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的減貧效應(yīng)存在差別，不同產(chǎn)業(yè)對城鄉(xiāng)貧困減緩的作用也有所不同。對于總體貧困狀況而言，第三產(chǎn)業(yè)的減貧效應(yīng)更為顯著，第二產(chǎn)業(yè)未能體現(xiàn)出顯著的減貧作用，這主要與不同產(chǎn)業(yè)的勞動報酬份額和貧困人口的就業(yè)密度有關(guān)[18]。第三產(chǎn)業(yè)是城市貧困人口實現(xiàn)減貧的主要原因，但第三產(chǎn)業(yè)對農(nóng)村貧困人口的減貧效應(yīng)并不顯著。

受教育年限是農(nóng)村貧困人口收入提升和貧困減緩的重要源泉，表4模型三和模型四的實證結(jié)果均表明受教育年限的參數(shù)估計值約為-0.2，且在5%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著。但表4模型五和模型六的結(jié)果則表明受教育年限并非城市貧困人口實現(xiàn)減貧的顯著來源。這與單德朋[15]的研究一致，受教育年限對貧困減緩具有門檻效應(yīng)，在未達到某個門檻之前，受教育程度越高則減貧效果越為顯著，但越過門檻之后，受限于高等教育質(zhì)量和回報率的影響，受教育程度的減貧效應(yīng)趨于減弱。

5 穩(wěn)健性檢驗

各省區(qū)城鄉(xiāng)貧困貧困人口的稟賦條件和城市化對應(yīng)的集聚外部性存在顯著差別，因此各地區(qū)城市化的減貧效應(yīng)有所不同，為了檢驗城市化模式影響城鄉(xiāng)貧困的穩(wěn)健性，我們在表5中報告了東部和西部樣本的估計結(jié)果，其中模型一、模型二和模型三分別以東部地區(qū)總體貧困、農(nóng)村貧困和城市貧困作為被解釋變量，模型四、模型五和模型六則分別以西部地區(qū)總體貧困、農(nóng)村貧困和城市貧困作為被解釋變量，估計方法為固定效應(yīng)模型。同時，使用恩格爾系數(shù)作為貧困代理變量具有理論可行性和數(shù)據(jù)可得性，但恩格爾系數(shù)是從消費的結(jié)果上反映貧困狀況，而消費結(jié)構(gòu)不盡取決于收入狀況，還與金融系統(tǒng)、消費偏好、代際資產(chǎn)轉(zhuǎn)移等因素有關(guān)，因此使用恩格爾系數(shù)無法全面刻畫貧困變動。為了規(guī)避被解釋變量選擇對城市化減貧效應(yīng)的擾動，本文在表6中報告了將被解釋變量替換為西部地區(qū)城鄉(xiāng)貧困人口收入的估計結(jié)果，模型一、模型二和模型三分別以總體貧困、農(nóng)村貧困和城市貧困作為被解釋變量。貧困人口收入的計算方法借鑒了單德朋[15]的做法，農(nóng)村貧困采用各相應(yīng)年份《中國貧困監(jiān)測報告》各省區(qū)貧困縣農(nóng)民人均純收入數(shù)據(jù)，城市貧困采用各省份統(tǒng)計年鑒中按收入等級分最低20%城鎮(zhèn)人口的人均可支配收入，總體貧困為農(nóng)村貧困人口收入和城市貧困人口收入的加權(quán)值。

細分東西部的穩(wěn)健性檢驗顯示（見表5），二級城鎮(zhèn)化對東部地區(qū)總體減貧的影響更為顯著（模型一），二級城鎮(zhèn)化率和核心城鎮(zhèn)化率的參數(shù)估計值分別為-0.174 8和-0.051 4，且均在1%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著。從西部地區(qū)樣本的回歸結(jié)果來看（模型四），核心城市化對西部地區(qū)總體貧困的減貧效應(yīng)更大，核心城市化率和二級城鎮(zhèn)化率的參數(shù)估計值分別為-0.147 3和-0.147 3，同樣在1%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著。繼續(xù)分析不同城市化模型對東西部城鄉(xiāng)貧困的影響來看，二級城鎮(zhèn)化對東部地區(qū)農(nóng)村貧困和城市貧困的減貧效應(yīng)更為顯著，而核心城市化對西部地區(qū)城鄉(xiāng)減貧的影響相對更大。

將貧困指標(biāo)替換為貧困人口收入后的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果顯示（見表6），核心城市化和二級城鎮(zhèn)化與西部地區(qū)貧困人口總體收入顯著正相關(guān)，參數(shù)估計值分別為0.758 7和0.761 5，且均在1%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著。細分城鄉(xiāng)貧困人口收入的分析結(jié)果則表明核心城市化是西部地區(qū)農(nóng)村貧困人口收入提升的更顯著來源。雖然核心城市化和二級城鎮(zhèn)化對西部地區(qū)城市貧困人口收入的影響均統(tǒng)計不顯著，但核心城市化率的參數(shù)估計值更大，經(jīng)濟意義更為顯著。

上述穩(wěn)健性檢驗結(jié)論與第四部分的分析結(jié)果一致，對于西部地區(qū)而言，無論是城市貧困人口還是農(nóng)村貧困人口其減貧的關(guān)鍵在于通過勞動力的空間轉(zhuǎn)移和生產(chǎn)方式的轉(zhuǎn)變提升生產(chǎn)效率，轉(zhuǎn)移成本并非制約收入提升的核心變量。但對于東部地區(qū)而言，在受益于交通通達性提升和交易成本降低的同時，也被動接受了高房價、更劇烈的勞動力競爭以及公共服務(wù)市場化的負面壓力，因此二級城鎮(zhèn)是東部地區(qū)城鄉(xiāng)減貧的更有效選擇。

6 結(jié)論與建議

城市化作為中國經(jīng)濟增長的重要引擎，為實現(xiàn)全面小康建設(shè)目標(biāo)和貧困減緩提供了更豐富可能。如何借城市化的東風(fēng)，實現(xiàn)消除貧困的構(gòu)建性目標(biāo)是重要理論問題。本文在貧困鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移的背景下，考察了不同城市化模式與城鄉(xiāng)貧困減緩的關(guān)系。通過構(gòu)建理論模型將城市化的減貧效應(yīng)分解為減貧的集聚效應(yīng)、收入效應(yīng)和轉(zhuǎn)移效應(yīng)，并基于1998-2012年中國省級面板數(shù)據(jù)，使用空間面板計量方法對城市化與貧困的關(guān)系進行了實證檢驗和穩(wěn)健性檢驗。研究結(jié)論顯示貧困鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移確實影響了城鄉(xiāng)貧困狀況，在減貧影響因素的相關(guān)理論研究中應(yīng)該納入貧困的空間分布作為解釋變量。城市化對貧困減緩具有顯著積極作用，但不同城市化模式影響城鄉(xiāng)貧困的方式和結(jié)果存在差異。二級城鎮(zhèn)是中國城市減貧，尤其是東部地區(qū)城市貧困減緩的更可靠來源，而核心城市對中國農(nóng)村地區(qū)和西部地區(qū)貧困減緩的影響更為顯著。其主要原因在于，西部地區(qū)城鄉(xiāng)減貧的主要動力是通過勞動力轉(zhuǎn)移而獲得的生產(chǎn)效率提升，而東部地區(qū)城市減貧的主要來源則是對核心城市要素聚集所帶來的負外部性的規(guī)避，而二級城鎮(zhèn)則為東部地區(qū)城鄉(xiāng)貧困人口提供了良好的“避風(fēng)港”。

本文關(guān)于城市化模式與城鄉(xiāng)貧困減緩關(guān)系的研究，揭示了通過城市化模式選擇實現(xiàn)貧困減緩的機制，具有重要的政策含義。隨著《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014-2020年）》的實施和推進，我們在逐步完成城市化水平預(yù)設(shè)目標(biāo)的同時，不僅應(yīng)該關(guān)注城市化對總體經(jīng)濟增長的推動作用，而且應(yīng)關(guān)注城市化對不同收入群體的影響，以及不同城市化模式選擇對城鄉(xiāng)貧困人口的異質(zhì)效應(yīng)。為了更好地利用城市化的契機實現(xiàn)貧困減緩，需要強調(diào)二級城鎮(zhèn)對東部地區(qū)和城市貧困人群的減貧作用，約束城市化要素集聚給貧困人口帶來的公共服務(wù)成本提升等負外部性。同時應(yīng)在西部地區(qū)強調(diào)核心城市的減貧效果，著力通過放大要素集聚和生產(chǎn)效率提升對貧困人口收入提升的核心作用。當(dāng)然，本文的研究只是從恩格爾系數(shù)和貧困人口收入兩個方面對貧困進行了反映，還缺乏基于貧困指數(shù)的分析，尤其無法反映城市不同模式對不同貧困深度群體的影響。這一方面還有待于在省級貧困指數(shù)可得的情況下進行進一步分析，識別城市化不同模式與貧困距和廣義貧困距的關(guān)系，對城市化減貧效應(yīng)的關(guān)聯(lián)機制進行更細致的刻畫，這也是本選題后續(xù)繼續(xù)完善的方向。

（編輯：于 杰）

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