閆東升 孫偉 陳東 仝文濤

摘要 城鎮(zhèn)化進(jìn)入加速階段、經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展時(shí)期，準(zhǔn)確把握城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系，對(duì)于更好地解決城鄉(xiāng)不平衡發(fā)展具有重要意義?；诔青l(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)模型和已有相關(guān)研究，從城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距之間“倒U型”關(guān)系理論假設(shè)出發(fā)，進(jìn)一步理清城鎮(zhèn)化進(jìn)程影響城鄉(xiāng)收入差距的具體機(jī)制。為驗(yàn)證這一假設(shè)，以我國(guó)經(jīng)濟(jì)最發(fā)達(dá)的長(zhǎng)江三角洲為例，基于2000—2018年城市尺度數(shù)據(jù)，采用空間計(jì)量模型，對(duì)城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系進(jìn)行深入研究。研究結(jié)果表明：①空間效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化率對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響存在較強(qiáng)空間溢出效應(yīng)，且在核心區(qū)與邊緣區(qū)均顯著存在。②城鎮(zhèn)化率、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、財(cái)政狀況、交通設(shè)施和對(duì)外開(kāi)放等，都是城鄉(xiāng)收入差距演變的重要驅(qū)動(dòng)因素，但基于“核心-邊緣”的對(duì)比發(fā)現(xiàn)，不同因素效應(yīng)存在差異，如交通狀況在核心區(qū)效應(yīng)的不顯著與邊緣區(qū)的顯著等。③總體上，長(zhǎng)江三角洲城鎮(zhèn)化率對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的直接效應(yīng)為“U型”、間接效應(yīng)為“倒U型”，且城鎮(zhèn)化率拐點(diǎn)分別為0.842、0.648，這可能與研究期較高的城鎮(zhèn)化率有直接聯(lián)系。對(duì)于發(fā)展水平存在顯著差距的不同區(qū)域?qū)Ρ瓤?，較為發(fā)達(dá)的核心區(qū)二者之間始終呈現(xiàn)“U型”關(guān)系、邊緣區(qū)則為“倒U型”，直接效應(yīng)、間接效應(yīng)的城鎮(zhèn)化率拐點(diǎn)分別為0.843、0.877與0.481、0.673，但均處于城鎮(zhèn)化率推動(dòng)城鄉(xiāng)收入差距縮小階段。據(jù)此，提出進(jìn)一步推動(dòng)城鎮(zhèn)化進(jìn)程縮小城鄉(xiāng)收入差距的政策，但在此過(guò)程中應(yīng)注重強(qiáng)化城市之間的協(xié)調(diào)，特別是消除邊界壁壘以提升要素流動(dòng)便捷度。

關(guān)鍵詞 城鎮(zhèn)化率;城鄉(xiāng)收入差距;空間溢出效應(yīng);長(zhǎng)江三角洲

中圖分類(lèi)號(hào) F129.9文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A文章編號(hào) 1002-2104（2021）05-0028-09DOI：10.12062/cpre.20201206

中國(guó)特色社會(huì)主義進(jìn)入新時(shí)代，進(jìn)一步縮小城鄉(xiāng)收入差距，成為解決“不平衡發(fā)展”難題的重要內(nèi)容。與“增長(zhǎng)奇跡”相伴的顯著城鄉(xiāng)收入差距，通過(guò)抑制消費(fèi)、降低效率等阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，也導(dǎo)致社會(huì)階層固化、影響社會(huì)和諧穩(wěn)定[1-3]。邁入高質(zhì)量發(fā)展階段，城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展面臨更加復(fù)雜挑戰(zhàn)，制定科學(xué)政策推動(dòng)城鄉(xiāng)收入差距縮小，不僅是解決社會(huì)主要矛盾的體現(xiàn)和全面建設(shè)小康社會(huì)的應(yīng)有之義，也能夠有效激發(fā)內(nèi)需活力、推動(dòng)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展和加快跨越中等收入陷阱[3]。

城鄉(xiāng)收入“絕對(duì)平均主義”并不現(xiàn)實(shí)，理論與實(shí)踐關(guān)注焦點(diǎn)在于，如何推動(dòng)這一差距縮小[3-5]。20世紀(jì)以來(lái)，學(xué)者基于城鄉(xiāng)收入比、城鄉(xiāng)收入絕對(duì)差距、泰爾指數(shù)等指標(biāo)，采用變異系數(shù)、馬爾科夫鏈、ESDA等方法，分析不同區(qū)域、不同尺度城鄉(xiāng)收入差距時(shí)空演變規(guī)律[5-9]。研究發(fā)現(xiàn)這一差距在不同區(qū)域均顯著存在，如東中西差異及城市群“核心-邊緣”格局依然顯著、相對(duì)穩(wěn)定等，表明推動(dòng)城鄉(xiāng)收入差距縮小“任重道遠(yuǎn)”[8-10]。在此基礎(chǔ)上，學(xué)者基于定性分析及多元線(xiàn)性回歸、空間計(jì)量等定量方法，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距演變是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化率、基礎(chǔ)設(shè)施、對(duì)外開(kāi)放、政府政策等綜合作用結(jié)果，但不同時(shí)期、不同區(qū)域驅(qū)動(dòng)因素存在一定差異[1，6，10-12]。特別地，隨著一體化進(jìn)程推進(jìn)、交通設(shè)施完善和要素流動(dòng)障礙弱化等，城鄉(xiāng)收入差距越來(lái)越受到周邊區(qū)域影響[10，13]?？傮w上，多樣化研究成果，為準(zhǔn)確把握城鄉(xiāng)收入差距格局演變及驅(qū)動(dòng)機(jī)制，進(jìn)而制定政策以推動(dòng)這一差距縮小，提供了科學(xué)參考。

發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)等理論認(rèn)為，通過(guò)城鎮(zhèn)化引導(dǎo)農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，縮小城鄉(xiāng)人口邊際產(chǎn)出與報(bào)酬差距，是縮小城鄉(xiāng)收入差距可行策略[4，7，11]。但事實(shí)上，盡管我國(guó)城鎮(zhèn)化率從1978年的17.92%迅速增加到2018年的59.58%，但城鎮(zhèn)化率快速提升帶來(lái)城鄉(xiāng)收入增長(zhǎng)同時(shí)，二者差距并未出現(xiàn)明顯下降[2，7]。十九大報(bào)告提出：“以城市群為主體構(gòu)建大中小城市和小城鎮(zhèn)協(xié)調(diào)發(fā)展的城鎮(zhèn)格局”。作為區(qū)域協(xié)同發(fā)展主陣地、資源高度集中、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的城市群，在引領(lǐng)我國(guó)更大區(qū)域城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展中的重要意義得到進(jìn)一步認(rèn)可，對(duì)城市群這一特殊區(qū)域城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系的進(jìn)一步探討，不僅具有一定的理論意義，也具有更加重要的實(shí)踐價(jià)值。

1理論機(jī)制分析與文獻(xiàn)綜述

1.1理論機(jī)制分析

城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響是一把雙刃劍：一方面，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移過(guò)程中，農(nóng)村勞動(dòng)生產(chǎn)率更快提升，推動(dòng)城鄉(xiāng)收入差距縮小[1，14];另一方面，城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化吸引更多優(yōu)質(zhì)要素的集聚，農(nóng)村資源特別是高素質(zhì)勞動(dòng)人口的短缺，帶來(lái)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大[15]?？傮w上，在差異化要素集聚、人口流動(dòng)和政府引導(dǎo)等綜合作用下，城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響呈現(xiàn)非線(xiàn)性特征，這也是當(dāng)前研究主要觀(guān)點(diǎn)[15-17]。

微觀(guān)層面的人口遷移，宏觀(guān)上表現(xiàn)為城鎮(zhèn)化率的改變[15]?；凇暗筓型”理論假設(shè)[4，7，16]，分析經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中，城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距演變關(guān)系，見(jiàn)圖1。經(jīng)濟(jì)發(fā)展初始階段（A點(diǎn)），城鎮(zhèn)勞動(dòng)生產(chǎn)率明顯高于農(nóng)村，城鄉(xiāng)之間存在明顯收入差距[1，3，18]。起步階段（A-B），資源總體緊缺、人口流動(dòng)限制較大，城鄉(xiāng)收入差距相對(duì)穩(wěn)定。而后（B-C），隨著城鎮(zhèn)偏向性發(fā)展政策實(shí)施，資源加速向城鎮(zhèn)集聚，不僅通過(guò)規(guī)模報(bào)酬遞增效應(yīng)帶動(dòng)城鎮(zhèn)居民收入快速增長(zhǎng)，也通過(guò)擴(kuò)大市場(chǎng)規(guī)模、加快產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型等促進(jìn)城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，城鄉(xiāng)發(fā)展“核心-邊緣”格局得以進(jìn)一步確立[9，15]。對(duì)于農(nóng)村而言，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升、社會(huì)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品需求的增加及鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)“規(guī)?；苯?jīng)營(yíng)的便利，帶來(lái)農(nóng)民收入的快速增加;但發(fā)展要素相對(duì)不足，制約農(nóng)村生產(chǎn)效率提升[9，19]?？傮w上，城鎮(zhèn)成為政策、資源集聚地，要素差異化集聚及其帶來(lái)的城鄉(xiāng)勞動(dòng)力生產(chǎn)效率差異化演變，推動(dòng)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大。

面對(duì)城鄉(xiāng)收入差距過(guò)大帶來(lái)的負(fù)面效應(yīng)，各級(jí)政府也會(huì)積極發(fā)揮“有形的手”作用進(jìn)行宏觀(guān)調(diào)控[2，9]。假設(shè)城鎮(zhèn)化率提高到C點(diǎn)，城鄉(xiāng)收入差距達(dá)到最大，但城鎮(zhèn)化仍處于快速發(fā)展時(shí)期。此后，規(guī)模不經(jīng)濟(jì)帶來(lái)城鎮(zhèn)規(guī)模報(bào)酬增速放緩甚至下降，即勞均產(chǎn)出和工資增速放緩[13-15];城鄉(xiāng)聯(lián)通進(jìn)一步降低要素流動(dòng)成本，“擴(kuò)散效應(yīng)”超過(guò)“集聚效應(yīng)”成為城鄉(xiāng)之間新互動(dòng)關(guān)系[3]。對(duì)于農(nóng)村而言，政策、資金、人力等逐漸向這一“洼地”集聚，進(jìn)一步為農(nóng)業(yè)規(guī)模化、機(jī)械化經(jīng)營(yíng)和農(nóng)業(yè)技術(shù)、效率提升提供了基礎(chǔ)，勞均報(bào)酬得以更快的增長(zhǎng);此外，農(nóng)村生態(tài)項(xiàng)目、旅游項(xiàng)目等日漸興起，進(jìn)一步提高了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)活力和農(nóng)民收入[8，15]。在“擴(kuò)散效應(yīng)”逐漸顯現(xiàn)時(shí)期（C-D），城鄉(xiāng)收入差距逐漸縮小，并延續(xù)到城鎮(zhèn)化穩(wěn)定發(fā)展期（D）。而后，均衡化發(fā)展政策、完善市場(chǎng)調(diào)節(jié)機(jī)制下，城鄉(xiāng)收入差距趨于穩(wěn)定但不會(huì)消失，即城鄉(xiāng)一體化而非一樣化[4，7，9]。

1.2文獻(xiàn)綜述

學(xué)者采用差異化指標(biāo)、計(jì)量方法，對(duì)我國(guó)不同尺度、不同時(shí)期的城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系進(jìn)行研究，但并未獲得一致結(jié)論?？偨Y(jié)發(fā)現(xiàn)，主要包括以下4類(lèi)。

1.2.1城鎮(zhèn)化率提升帶來(lái)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大

資本密集型產(chǎn)業(yè)優(yōu)先發(fā)展的城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，城鄉(xiāng)勞動(dòng)力邊際生產(chǎn)率、報(bào)酬水平等趨于擴(kuò)大，即城鄉(xiāng)居民收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大[7]。如對(duì)江蘇省研究發(fā)現(xiàn)，改革開(kāi)放以來(lái)城鎮(zhèn)化水平提升伴隨著城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大[20]。

1.2.2城鎮(zhèn)化率提升縮小了城鄉(xiāng)收入差距

農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移過(guò)程中，不僅直接提高了農(nóng)村居民收入，也通過(guò)影響城鄉(xiāng)勞動(dòng)力規(guī)模、勞動(dòng)報(bào)酬等，推動(dòng)城鄉(xiāng)收入差距縮小[11，21]。如相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，21世紀(jì)以來(lái)我國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程帶來(lái)城鄉(xiāng)收入差距的顯著縮小[21]。

1.2.3城鎮(zhèn)化率對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的非線(xiàn)性

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率先出現(xiàn)在資本密集的城鎮(zhèn)現(xiàn)代工業(yè)部門(mén)，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力不斷向城鎮(zhèn)集聚，城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)擴(kuò)大化趨勢(shì);隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)的就業(yè)規(guī)模擴(kuò)大、政府發(fā)展政策轉(zhuǎn)變及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升等，農(nóng)村收入增速超過(guò)城鎮(zhèn)，帶來(lái)城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系;即二者之間呈“倒U型”關(guān)系[3，16，19]。但不同學(xué)者對(duì)拐點(diǎn)認(rèn)識(shí)存在差異，如Wu和Rao[17]發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化率高于0.53后推動(dòng)城鄉(xiāng)收入差距的縮小，孔艷芳[7]發(fā)現(xiàn)考慮空間相關(guān)后這一拐點(diǎn)在0.30～0.37之間。此外，少數(shù)學(xué)者認(rèn)為城鎮(zhèn)化起步階段能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距，但隨著城鎮(zhèn)化水平提升帶來(lái)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大，即二者之間呈現(xiàn)“U型”關(guān)系[3，9]。

1.2.4城鎮(zhèn)化率對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的區(qū)域分異

如歐陽(yáng)金瓊等[19]發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、城鎮(zhèn)化水平高、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力豐富的地區(qū)，二者之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系;在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)、城鎮(zhèn)化水平低、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力稀缺的地區(qū)，二者之間表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系。此外，不同研究對(duì)同一區(qū)域研究也呈現(xiàn)差異化結(jié)果，如李長(zhǎng)亮[22]認(rèn)為西部地區(qū)城鎮(zhèn)化擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距，而劉賽紅和朱建[21]發(fā)現(xiàn)西部地區(qū)城鎮(zhèn)化率對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響不顯著。

作為一種復(fù)雜經(jīng)濟(jì)社會(huì)現(xiàn)象，不同時(shí)期、不同因素對(duì)城鄉(xiāng)作用的差異，帶來(lái)城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系的非線(xiàn)性演變[5，7，13]。學(xué)者對(duì)城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系研究得到迥異結(jié)論，這與指標(biāo)選擇、模型設(shè)定及研究區(qū)域、研究時(shí)段等，都存在直接聯(lián)系[11，13，17]。如研究方法上，忽視“空間效應(yīng)”可能導(dǎo)致研究結(jié)果的偏誤[10，13，22];多數(shù)基于省級(jí)尺度的探究，忽視了省內(nèi)異質(zhì)性問(wèn)題[7，20];作為核心指標(biāo)的城鎮(zhèn)化率測(cè)度，常住人口城鎮(zhèn)化率更符合經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展現(xiàn)實(shí)，但多數(shù)基于戶(hù)籍人口的指標(biāo)難以準(zhǔn)確反映經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展現(xiàn)實(shí)[6，13，20]。為此，綜合考慮數(shù)據(jù)可得性與研究現(xiàn)實(shí)意義，采用空間計(jì)量模型，基于2000—2018年面板數(shù)據(jù)，對(duì)長(zhǎng)江三角洲城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行探究，進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U型”關(guān)系是否成立。此外，對(duì)長(zhǎng)江三角洲這一我國(guó)城鎮(zhèn)化水平最高城市群相關(guān)問(wèn)題研究，可以為其他區(qū)域政策制定提供前瞻性參考。

2模型構(gòu)建、變量選取與數(shù)據(jù)說(shuō)明

2.1模型構(gòu)建

一體化深化帶來(lái)城市城鄉(xiāng)收入差距演變受到周邊城市影響。對(duì)此，采用空間計(jì)量模型，對(duì)長(zhǎng)江三角洲城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系進(jìn)行定量測(cè)度。較早研究中，考慮空間因變量滯后的空間滯后模型（SpatialLagModel，SLM）、空間誤差項(xiàng)自相關(guān)的空間誤差模型（SpatialErrorModel，SEM）是常用的空間計(jì)量方法;隨著研究深入，學(xué)者發(fā)現(xiàn)空間溢出效應(yīng)可能同時(shí)來(lái)自因變量空間滯后與隨機(jī)沖擊導(dǎo)致的誤差項(xiàng)變化，并據(jù)此構(gòu)建了綜合考慮上述兩種空間溢出機(jī)制的空間杜賓模型（SpatialDurbinModel，SDM）、空間交叉模型（SpatialAutocorrelationModel，SAC）[10，23-26]。

不同模型的空間溢出效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制存在一定差異，也表現(xiàn)為差異化經(jīng)濟(jì)含義[10，25]。因此，如何科學(xué)選擇合理的計(jì)量模型，成為定量研究重要基礎(chǔ)。參考已有研究成果[24-26]，遵照OLS-[SEM/SLM]-SAC-SDM的路徑，對(duì)相關(guān)模型進(jìn)行設(shè)定、檢驗(yàn)。其中，SDM、SAC、SLM、SEM模型的基準(zhǔn)計(jì)量模型分別如公式（1）、（2）、（3）、（4）所示：

2.2變量選取

結(jié)合研究目的、數(shù)據(jù)可得性等，對(duì)相關(guān)變量選取做以下說(shuō)明。

2.2.1被解釋變量

城鄉(xiāng)收入差距（GAP），以城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比，表征城鄉(xiāng)收入差距。盡管2013年以來(lái)，城鄉(xiāng)居民收入統(tǒng)計(jì)口徑有所調(diào)整，但鑒于這一指標(biāo)并未發(fā)生明顯跳躍，對(duì)這一數(shù)據(jù)并未進(jìn)行調(diào)整。

2.2.2解釋變量

城鎮(zhèn)化率（Urb），以城鎮(zhèn)常住人口占總?cè)丝诒戎乇碚?。假設(shè)城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距之間呈非線(xiàn)性關(guān)系，在實(shí)證分析中將平方項(xiàng)（Urb2）一并納入解釋變量中。

2.2.3控制變量

為盡可能消除解釋變量與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)之間相關(guān)性，選取以下控制變量。①經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（GDP）。經(jīng)濟(jì)發(fā)展通過(guò)影響收入分配效率，進(jìn)而影響城鄉(xiāng)收入差距[13]，以人均GDP表征經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。②產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Ind）。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)通過(guò)影響人口流動(dòng)推動(dòng)城鄉(xiāng)收入差距變化，特別是產(chǎn)業(yè)高級(jí)化帶來(lái)的就業(yè)機(jī)會(huì)增長(zhǎng)、邊際收益提升等[6，9]。以第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重表征產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。③城市財(cái)政水平（Fis）。政府在經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人口流動(dòng)和收入分配等方面都發(fā)揮著重要作用[9，11]，相關(guān)政策發(fā)揮需要財(cái)政支持，選擇人均財(cái)政支出表征城市財(cái)政水平。④交通設(shè)施狀況（Tra）。交通設(shè)施的完善，一方面強(qiáng)化與周邊城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系和促進(jìn)本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展，另一方面降低人口流動(dòng)成本、發(fā)揮擴(kuò)散效應(yīng)拉動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，進(jìn)而對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生影響[3，6]。采用每平方公里公路通行里程，表征城市交通設(shè)施狀況。⑤開(kāi)放水平（Ope）。對(duì)外開(kāi)放是政府推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、技術(shù)進(jìn)步的重要舉措，也通過(guò)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口流動(dòng)等作用于城鄉(xiāng)收入差距[11]。采用進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP比重，表征城市開(kāi)放水平。

2.3數(shù)據(jù)說(shuō)明

以《長(zhǎng)江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》為準(zhǔn)，將江浙滬皖三省一市作為研究區(qū)域，以城市尺度數(shù)據(jù)為基準(zhǔn)進(jìn)行研究。相關(guān)數(shù)據(jù)主要來(lái)源于統(tǒng)計(jì)年鑒、統(tǒng)計(jì)公報(bào)等。處理過(guò)程主要如下：①以2000年行政區(qū)劃為基準(zhǔn)，共包括42個(gè)城市單元，并以縣級(jí)數(shù)據(jù)為基準(zhǔn)，對(duì)涉及區(qū)劃調(diào)整城市數(shù)據(jù)進(jìn)行估算。②經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)以2000年為基準(zhǔn)，結(jié)合GDP指數(shù)、商品零售價(jià)格指數(shù)等，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行可比價(jià)調(diào)整。③缺失數(shù)據(jù)，參照歷年增長(zhǎng)率估計(jì)。④以人民幣兌美元匯率中間值，將當(dāng)年美元計(jì)價(jià)進(jìn)出口總額換算成人民幣，并除以名義GDP獲得當(dāng)年城市開(kāi)放水平。

3城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系實(shí)證

3.1計(jì)量模型的選擇

首先采用OLS方法檢驗(yàn)城鎮(zhèn)化率對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響，并借鑒相關(guān)研究方法[25-27]，探討OLS回歸殘差項(xiàng)的空間相關(guān)性（圖2）。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，OLS回歸殘差項(xiàng)存在明顯空間相關(guān)性，即普通OLS回歸忽略空間相關(guān)性可能導(dǎo)致結(jié)果的偏誤。

借鑒Anselin等[23]提出的方法，對(duì)模型擬合效果進(jìn)行檢驗(yàn)、比選。首先，Hausman檢驗(yàn)表明面板模型選擇固定效應(yīng)較為合適（表1）。采用極大似然法對(duì)相關(guān)模型分別估計(jì)（表2），發(fā)現(xiàn)空間項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，進(jìn)一步印證了空間計(jì)量模型的必要性。不同模型回歸結(jié)果對(duì)比看：一方面，SDM擬合優(yōu)度、對(duì)數(shù)似然值均為最高;另一方面，SDM較其他模型具有更多回歸系數(shù)顯著特點(diǎn)。進(jìn)一步對(duì)SDM進(jìn)行Wald檢驗(yàn)、LR檢驗(yàn)（表3），發(fā)現(xiàn)Wald-spatiallag、LR-spatiallag、Wald-spatialerror、LR-spatialerror的統(tǒng)計(jì)量均在1%水平上顯著，進(jìn)一步驗(yàn)證了SDM最優(yōu)擬合效果的結(jié)論。此外，SDM模型回歸系數(shù)無(wú)法滿(mǎn)足模型轉(zhuǎn)化的原假設(shè)H0：θ=0與θ+ρβ=0，即SDM不能轉(zhuǎn)換為SLM、SEM，其擁有的兩種空間傳導(dǎo)機(jī)制不可忽視。綜合而言，選擇SDM對(duì)城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距之間關(guān)系進(jìn)行定量研究。

3.2空間計(jì)量結(jié)果分析

從回歸結(jié)果看（表2），城鎮(zhèn)化率、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、財(cái)政狀況、交通設(shè)施和對(duì)外開(kāi)放等，都是城鄉(xiāng)收入差距演變的重要驅(qū)動(dòng)因素，且估計(jì)系數(shù)均通過(guò)5%顯著性水平檢驗(yàn)。驅(qū)動(dòng)因素的回歸系數(shù)、空間交互項(xiàng)系數(shù)均存在一定差異，表明在長(zhǎng)江三角洲城鄉(xiāng)收入差距演變過(guò)程中，不同因素效應(yīng)有所差異。

研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距之間呈現(xiàn)“U型”關(guān)系，與多數(shù)研究存在一定差異，可能與長(zhǎng)江三角洲較高城鎮(zhèn)化率有直接關(guān)系：已有研究發(fā)現(xiàn)“倒U型”拐點(diǎn)在0.30～0.55之間[7，16-17]，而2000—2018年長(zhǎng)江三角洲城鎮(zhèn)化率平均值約0.53，可能處于“倒U型”拐點(diǎn)之后。此外，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平影響要素城鄉(xiāng)流動(dòng)格局[2，5，10]，但對(duì)于較高城鎮(zhèn)化率推動(dòng)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的具體機(jī)制，需要后續(xù)深入研究以驗(yàn)證。從空間交互項(xiàng)系數(shù)看，二者呈現(xiàn)“倒U型”關(guān)系，表明城鎮(zhèn)化率對(duì)自身與周邊城市影響存在一定差異?？臻g滯后項(xiàng)系數(shù)為0.389，且通過(guò)1%顯著性水平檢驗(yàn)，表明相關(guān)政策制定過(guò)程中，需考慮通過(guò)城市協(xié)調(diào)發(fā)展推動(dòng)城鄉(xiāng)收入差距縮小。

3.3效應(yīng)分解下的城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系

由于空間杜賓模型既包含因變量空間滯后項(xiàng)，也包含自變量空間滯后項(xiàng)，表2中估計(jì)參數(shù)無(wú)法準(zhǔn)確表征因素的直接效應(yīng)、溢出效應(yīng)，利用“求偏微分法”，對(duì)驅(qū)動(dòng)因素的總效應(yīng)、直接效應(yīng)與間接效應(yīng)進(jìn)行測(cè)度[23-25]。具體結(jié)果見(jiàn)表3。

從城鎮(zhèn)化率這一解釋變量看：①直接效應(yīng)中，二者之間呈“U型”關(guān)系，且城鎮(zhèn)化率拐點(diǎn)約為0.842，表明2000年以來(lái)城鎮(zhèn)化推進(jìn)帶來(lái)城鄉(xiāng)收入差距縮小;發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)驗(yàn)表明，城鎮(zhèn)化率達(dá)到80%以后城鎮(zhèn)化將進(jìn)入相對(duì)穩(wěn)定狀態(tài)，這與前文理論分析并不沖突。②間接效應(yīng)方面，二者之間呈現(xiàn)“倒U型”態(tài)勢(shì)，表明城鎮(zhèn)化推進(jìn)率先對(duì)周邊發(fā)展呈現(xiàn)虹吸效應(yīng)，帶來(lái)周邊城市城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大[9]，隨著擴(kuò)散效應(yīng)顯現(xiàn)、城鄉(xiāng)人口流動(dòng)加快等，城鎮(zhèn)化推進(jìn)帶動(dòng)周邊城市城鄉(xiāng)收入差距縮小，城鎮(zhèn)化率拐點(diǎn)為0.648。③從總效應(yīng)看，城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距之間呈現(xiàn)“U型”關(guān)系，表明推動(dòng)城鎮(zhèn)化進(jìn)程，對(duì)于縮小城鄉(xiāng)收入差距依然具有重要的意義。

從控制變量看：①經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升，推動(dòng)自身城鄉(xiāng)收入差距縮小，但帶來(lái)周邊城市差距擴(kuò)大，表明經(jīng)濟(jì)從粗放轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，均衡化發(fā)展策略取代城鎮(zhèn)偏向性發(fā)展導(dǎo)向，但城市對(duì)高端要素競(jìng)爭(zhēng)、交通等基礎(chǔ)設(shè)施改善，城鎮(zhèn)之間交流顯著強(qiáng)于城鄉(xiāng)，導(dǎo)致溢出效應(yīng)為正。②城鎮(zhèn)化伴隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，產(chǎn)業(yè)非農(nóng)化為吸引農(nóng)村剩余勞動(dòng)力、擴(kuò)大城鎮(zhèn)居民收入提供了可能，也對(duì)勞動(dòng)力素質(zhì)提出了較高要求，城鄉(xiāng)人力資本差異帶來(lái)收入差距擴(kuò)大，區(qū)域產(chǎn)業(yè)聯(lián)動(dòng)帶來(lái)空間溢出效應(yīng)為正。③財(cái)政水平提升能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距，也帶動(dòng)周邊城市城鄉(xiāng)收入差距的縮小。作為一體化水平最高的城市群之一，無(wú)論是城鄉(xiāng)一體化還是區(qū)域一體化發(fā)展，都已成為政府重要考量，要素流動(dòng)障礙弱化等有效促進(jìn)了區(qū)域聯(lián)動(dòng)發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距縮小。④交通水平改善抑制了自身城鄉(xiāng)收入差距縮小，但有利于推動(dòng)周邊城市城鄉(xiāng)收入差距縮小，表明城鎮(zhèn)對(duì)高端要素“虹吸效應(yīng)”依然存在，帶來(lái)周邊城市城鄉(xiāng)邊際收益差距縮小，且總體上交通設(shè)施完善依然是縮小城鄉(xiāng)收入差距重要力量。⑤開(kāi)放度的提升促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)多樣化、提供更多就業(yè)崗位，有效吸引農(nóng)村剩余勞動(dòng)力，而低端出口加工型產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移、外資從城鎮(zhèn)向農(nóng)村或周邊欠發(fā)達(dá)地區(qū)的擴(kuò)散等，都為縮小城鄉(xiāng)收入差距提供了可能。

3.4城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系的區(qū)域?qū)Ρ?/p>

無(wú)論是政府主導(dǎo)規(guī)劃，還是學(xué)術(shù)研究的區(qū)域劃分，都表明長(zhǎng)江三角洲城市之間發(fā)展存在的顯著差距。參考已有研究成果，將長(zhǎng)江三角洲分為核心區(qū)、邊緣區(qū)[26，28]，上海、南京、蘇州、無(wú)錫、常州、揚(yáng)州、鎮(zhèn)江、泰州、南通、杭州、寧波、紹興、嘉興、臺(tái)州、湖州、舟山等16個(gè)核心區(qū)城市發(fā)展水平相對(duì)較高、一體化進(jìn)程起步較早、城市間聯(lián)系相對(duì)深入，這也是長(zhǎng)期以來(lái)宏觀(guān)規(guī)劃與相關(guān)研究的重要?jiǎng)澐址椒ā某擎?zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系看（表4），核心區(qū)表現(xiàn)為“U型”特征，而邊緣區(qū)為“倒U型”特征，即區(qū)域發(fā)展差距與二者關(guān)系有直接聯(lián)系。核心區(qū)、邊緣區(qū)空間滯后項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，且通過(guò)1%顯著性水平檢驗(yàn)，表明所有區(qū)域城鄉(xiāng)收入差距演變均存在顯著空間效應(yīng)?；貧w系數(shù)、空間交互項(xiàng)系數(shù)的差異表明，在制定相關(guān)政策推動(dòng)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展中，應(yīng)做到政策的“因地制宜”。

采用“求偏微分法”，對(duì)不同區(qū)域直接效應(yīng)、間接效應(yīng)與總效應(yīng)進(jìn)行測(cè)度（表5）。不同區(qū)域城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系存在顯著差異，且城鎮(zhèn)化率對(duì)邊緣區(qū)城鄉(xiāng)收入差距影響更大：核心區(qū)三類(lèi)效應(yīng)均表現(xiàn)為“U型”關(guān)系，直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)的城鎮(zhèn)化率拐點(diǎn)分別為0.843、0.877、0.861，核心區(qū)2000年、2018年城鎮(zhèn)化率均值分別為0.526、0.714，表明城鎮(zhèn)化率提升依然有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距;邊緣區(qū)均呈現(xiàn)“倒U型”關(guān)系，直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)的城鎮(zhèn)化率拐點(diǎn)分別為0.481、0.673、0.554，邊緣區(qū)2000年、2018年城鎮(zhèn)化率分別為0.327、0.582，同樣表明加快城鎮(zhèn)化進(jìn)程依然具有十分重要現(xiàn)實(shí)意義，但如何弱化對(duì)周邊城市的負(fù)面影響，是未來(lái)政策制定中需要考慮的問(wèn)題。

不同區(qū)域控制變量影響也存在一定差異：①經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平直接效應(yīng)在核心區(qū)為不顯著負(fù)效應(yīng)、邊緣區(qū)為顯著負(fù)效應(yīng)，前者受城市轉(zhuǎn)型發(fā)展中，對(duì)高質(zhì)量要素需求提升及低端要素效應(yīng)下降等影響;間接效應(yīng)在核心區(qū)為顯著負(fù)效應(yīng)、邊緣區(qū)為顯著正效應(yīng)，表明欠發(fā)達(dá)城市發(fā)展仍以集聚周邊城市要素為主。②產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在核心區(qū)為顯著負(fù)效應(yīng)、邊緣區(qū)為顯著正效應(yīng)，前者表明隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高，城市勞動(dòng)力素質(zhì)也得到提升，并與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)匹配，特別是服務(wù)業(yè)發(fā)展進(jìn)一步激活了市場(chǎng)活力，且城市之間發(fā)展聯(lián)動(dòng)性較好[13];后者仍受限于城鎮(zhèn)偏向性發(fā)展政策、勞動(dòng)力等要素質(zhì)量差異，城市間對(duì)優(yōu)質(zhì)要素競(jìng)爭(zhēng)依然強(qiáng)烈，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。③人均財(cái)政支出在核心區(qū)顯著的負(fù)效應(yīng)表明，城鄉(xiāng)、區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，能夠有效推動(dòng)城鄉(xiāng)收入差距縮小;但城鎮(zhèn)偏向政策依然是邊緣區(qū)發(fā)展主導(dǎo)戰(zhàn)略，城鎮(zhèn)更快發(fā)展帶來(lái)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大，而溢出效應(yīng)表明城市之間競(jìng)爭(zhēng)依然占據(jù)著重要位置。④對(duì)于可得性較好的核心區(qū)而言，交通狀況已不再是城鄉(xiāng)收入差距演變重要因素;但邊緣區(qū)顯著為負(fù)的直接效應(yīng)、正的溢出效應(yīng)表明，交通改善有助于加快城鄉(xiāng)人口流動(dòng)以縮小城鄉(xiāng)收入差距，但也在一定程度上擴(kuò)大周邊城市城鄉(xiāng)收入差距，這可能與不同要素流動(dòng)能力差異有關(guān)，如具有較高人力資本的人口流動(dòng)性更強(qiáng)。⑤開(kāi)放水平在核心區(qū)與邊緣區(qū)均表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)，說(shuō)明對(duì)外開(kāi)放水平的提升，通過(guò)提供就業(yè)崗位、提升勞動(dòng)力質(zhì)量等，有效推動(dòng)城鄉(xiāng)收入差距縮小;但邊緣區(qū)不顯著直接效應(yīng)表明，在外向型產(chǎn)業(yè)仍然集聚在城鎮(zhèn)、以全球價(jià)值鏈低端生產(chǎn)環(huán)節(jié)為主的階段，對(duì)外開(kāi)放對(duì)城鄉(xiāng)收入差距具有多重效應(yīng)。

4研究結(jié)論與政策啟示

4.1研究結(jié)論

人口城鄉(xiāng)流動(dòng)推動(dòng)的城鎮(zhèn)化進(jìn)程，是城鄉(xiāng)收入差距演變重要?jiǎng)恿Α^(qū)域一體化深化過(guò)程中，城鄉(xiāng)收入差距演變不僅受自身經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展影響，也與周邊城市發(fā)展息息相關(guān)。基于城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)模型和長(zhǎng)江三角洲城市尺度數(shù)據(jù)，采用空間計(jì)量方法，對(duì)城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化率、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、財(cái)政狀況、交通設(shè)施和對(duì)外開(kāi)放等，都是長(zhǎng)江三角洲城鄉(xiāng)收入差距演變重要因素，但核心區(qū)與邊緣區(qū)城鄉(xiāng)收入差距影響因素存在一定差異。此外，城鄉(xiāng)收入差距演變存在的顯著空間溢出效應(yīng)，表明政策制定應(yīng)重視城市之間協(xié)調(diào)發(fā)展。

基于城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系分析發(fā)現(xiàn)，總體上二者之間直接效應(yīng)呈“U型”關(guān)系、間接效應(yīng)呈“倒U型”關(guān)系，城鎮(zhèn)化率拐點(diǎn)分別約為0.842、0.648;區(qū)域?qū)Ρ劝l(fā)現(xiàn)，核心區(qū)直接效應(yīng)、間接效應(yīng)均呈現(xiàn)“U型”關(guān)系，邊緣區(qū)呈現(xiàn)“倒U型”關(guān)系。二者關(guān)系演變的多樣性及與多數(shù)研究“倒U型”結(jié)論的明顯差異，表明城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的復(fù)雜、非線(xiàn)性影響，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異呈現(xiàn)的不同城鎮(zhèn)化階段，城鄉(xiāng)要素流動(dòng)的總體狀況存在一定差異，特別是發(fā)達(dá)地區(qū)城鄉(xiāng)要素效率差異的縮小、要素區(qū)位對(duì)綜合成本的考慮及戶(hù)籍制度壁壘的弱化等，具有更好發(fā)展環(huán)境的發(fā)達(dá)地區(qū)再次成為要素集聚區(qū)，人口等隨之向城鎮(zhèn)地區(qū)集聚。但城鎮(zhèn)化率較高的轉(zhuǎn)變門(mén)檻表明，當(dāng)前對(duì)于不同區(qū)域而言，加快城鎮(zhèn)化進(jìn)程同樣是縮小區(qū)域發(fā)展差距重要舉措。

4.2政策啟示

驅(qū)動(dòng)因素研究表明，除提高城鎮(zhèn)化率以縮小城鄉(xiāng)收入差距外，也要進(jìn)一步深化經(jīng)濟(jì)體制如戶(hù)籍制度改革、完善基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)、協(xié)同制定大中小城市發(fā)展規(guī)劃等舉措，發(fā)揮市場(chǎng)在資源配置決定性作用同時(shí)，依靠“有形的手”引導(dǎo)資源在區(qū)域、城鄉(xiāng)之間合理配置;在此過(guò)程中，顯著空間溢出效應(yīng)，要求相關(guān)政策制定，應(yīng)充分考慮不同要素溢出效應(yīng)，多政策、多區(qū)域配合，加快區(qū)域、城鄉(xiāng)全面一體化，高質(zhì)量推動(dòng)城鄉(xiāng)收入差距縮小。

相關(guān)政策制定過(guò)程中，應(yīng)盡力“因地制宜”。對(duì)于發(fā)展水平較高地區(qū)而言，在實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和城鎮(zhèn)化提升同時(shí)，率先引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)和塑造農(nóng)村內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力，通過(guò)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、人口流動(dòng)等，帶動(dòng)周邊城市和欠發(fā)達(dá)地區(qū)發(fā)展。對(duì)于欠發(fā)達(dá)地區(qū)而言，完善區(qū)域、城鄉(xiāng)之間基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)，以“鄉(xiāng)村振興”契機(jī)提升人才等要素質(zhì)量，積極強(qiáng)化與區(qū)域發(fā)達(dá)城市之間經(jīng)濟(jì)聯(lián)動(dòng)性，充分借勢(shì)發(fā)達(dá)城市“溢出效應(yīng)”實(shí)現(xiàn)自身快速發(fā)展。

城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響呈現(xiàn)復(fù)雜性，基于最發(fā)達(dá)城市群的常住人口城鎮(zhèn)化率研究，可補(bǔ)充當(dāng)前多數(shù)基于戶(hù)籍人口城鎮(zhèn)化率研究的不足，為全國(guó)其他地方政策制定提供參考。但該研究同樣存在進(jìn)一步討論空間，如城鎮(zhèn)化質(zhì)量與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系、對(duì)空間溢出效應(yīng)驅(qū)動(dòng)因素的探究、不同城市城鄉(xiāng)收入差距影響因素的探討等，特別是城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距“U型”關(guān)系機(jī)制的深入探討，相關(guān)問(wèn)題對(duì)進(jìn)一步完善現(xiàn)有研究、實(shí)現(xiàn)精準(zhǔn)施策等具有重要意義，也有待后續(xù)深入研究。

參考文獻(xiàn)

[1]LIYC，WANGXP，ZHUQS，etal.Assessingthespatialandtemporaldifferencesintheimpactsoffactorallocationandurbanizationonurban-ruralincomedisparityinChina，2004-2010[J].Habitatinternational，2014，42（4）：76-82.

[2]RICARDOMS.InequalityinChinarevisited：theeffectoffunctionaldistributionofincomeonurbantopincomes，theurban-ruralgapandtheGiniindex，1978-2015[J].Chinaeconomicreview，2017，42（2）：101-117.

[3]李丹，裴育.城鄉(xiāng)公共服務(wù)差距對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響研究[J].財(cái)經(jīng)研究，2019，45（4）：111-123，139.

[4]TODAROMP.Amodeloflabormigrationandurbanunemploymentinlessdevelopedcountries[J].TheAmericaneconomicreview，1969，59（1）138-148.

[5]鄧金錢(qián).政府主導(dǎo)、人口流動(dòng)與城鄉(xiāng)收入差距[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2017，27（2）：143-150.

[6]付占輝，梅林，劉艷軍，等.東北三省城鄉(xiāng)收入差距空間格局及其分異機(jī)制研究[J].地理科學(xué)，2019，39（9）：1473-1483.

[7]孔艷芳.城鎮(zhèn)化是否縮小了中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距：基于直接影響與空間溢出效應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)論證[J].山東財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2019，31（4）：87-98.

[8]WANGX，SHAOS，LIL.Agriculturalinputs，urbanization，andurban-ruralincomedisparity：evidencefromChina[J].Chinaeconomicreview，2019，55（6）：67-84.

[9]陳斌開(kāi)，林毅夫.發(fā)展戰(zhàn)略、城市化與中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2013（4）：81-102，206.

[10]ZENGC，SONGY，HEQS，etal.Urban-ruralincomechange：influencesoflandscapepatternandadministrativespatialspillovereffect[J].Appliedgeography，2018，97（8）：248-262

[11]陸銘，陳釗.城市化、城市傾向的經(jīng)濟(jì)政策與城鄉(xiāng)收入差距[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004（6）：50-58

[12]FANS，KANBURR，ZHANGX.Chinasregionaldisparities：experienceandpolicy[J].Reviewofdevelopmentfinance，2011（1）：47-56.

[13]張耀軍，柴多多.人口城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距耦合關(guān)系研究[J].人口研究，2018，42（6）：61-73.

[14]BEHRENSK，ROBERT-NICOUDF.Agglomerationtheorywithheterogeneousagents[J].Handbookofregionalandurbaneconomics，2015，5：171-245.

[15]李恩平.不一致的城鄉(xiāng)利益分享與不同步的城鎮(zhèn)化進(jìn)程[J].中國(guó)人口科學(xué)，2019（4）：66-78，127.

[16]ZHANGW，BAOS.Createdunequal：Chinasregionalpayinequalityanditsrelationshipwithmega-trendurbanization[J].Appliedgeography，2015（61）：81-93.

[17]WUDJ，RAOP.UrbanizationandincomeinequalityinChina：anempiricalinvestigationatprovinciallevel[J].Socialindicatorsresearch，2017，131（1）：189-214.

[18]LEWISWA.Economicdevelopmentwithunlimitedsuppliesoflabour[J].TheManchesterschool，1954，22（2）：139-191.

[19]歐陽(yáng)金瓊，朱曉玲，王雅鵬.城鎮(zhèn)化影響城鄉(xiāng)收入差距的時(shí)空差異分析[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2015（4）：108-111.

[20]馮年華，宣衛(wèi)紅，王艷.江蘇省城鄉(xiāng)居民收入差距與城鎮(zhèn)化率動(dòng)態(tài)關(guān)系實(shí)證分析[J].南京社會(huì)科學(xué)，2014（7）：147-151.

[21]劉賽紅，朱建.金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)居民收入差距關(guān)系實(shí)證[J].經(jīng)濟(jì)地理，2017，37（8）：46-52.

[22]李長(zhǎng)亮.城鎮(zhèn)化、空間溢出與城鄉(xiāng)收入差距：基于全國(guó)和省域面板數(shù)據(jù)的空間計(jì)量分析[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2016（6）：121-125.

[23]ANSELINL，LEGALLOJL.Interpolationofairqualitymeasuresinhedonichousepricemodels：spatialaspects[J].Spatialeconomicanalysis，2006，1（1）：31-52.

[24]LESAGEJ，F(xiàn)ISCHERM.Estimatesoftheimpactofstaticanddynamicknowledgespilloversonregionalfactorproductivity[J].Internationalregionalsciencereview，2012，35（1）：103-127.

[25]白俊紅，王鉞，蔣伏心，等.研發(fā)要素流動(dòng)、空間知識(shí)溢出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2017（7）：109-123.

[26]閆東升，孫偉，孫曉露.長(zhǎng)江三角洲人口時(shí)空格局演變及驅(qū)動(dòng)因素研究[J].地理科學(xué)，2020，40（8）：1285-1292.

[27]程開(kāi)明，章雅婷.中國(guó)城市創(chuàng)新空間溢出效應(yīng)測(cè)度及分解[J].科研管理，2018，39（12）：86-94.

[28]閆東升，楊槿，高金龍.長(zhǎng)江三角洲人口與經(jīng)濟(jì)的非均衡格局及其影響因素研究[J].地理科學(xué)，2018，38（3）：376-384.

（責(zé)任編輯：李琪）