城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響
——基于皖南地區(qū)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

劉 炯，牛自成，吳海軍

(宣城職業(yè)技術(shù)學(xué)院 旅游商貿(mào)系，安徽 宣城 242000)

0 引 言

自改革開放以來，安徽省經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定快速發(fā)展，GDP由1980年的140.88億元增至2020年的38 680.03億元，年均增長(zhǎng)率為15.07%；人均GDP由1980年的291元增至2020年的63 426元，年均增長(zhǎng)率為14.41%.與此同時(shí)，城鎮(zhèn)化率由1980年的13.33%增至2020年的58.33%，城鎮(zhèn)化建設(shè)水平逐漸提高；第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在GDP中的占比由1980年的35.32%增至2020年的91.8%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷趨于優(yōu)化；城鎮(zhèn)居民人均可支配收入由1980年的398元增至2020年的39 442元，農(nóng)村居民人均可支配收入由1980年的184.8元增至2020年的16 620元，城鄉(xiāng)居民收入相對(duì)差距由1980年的2.15增至2020年的2.37，絕對(duì)差距由1980年的213.2元增至2020年的22 822元.城鄉(xiāng)收入差距過大嚴(yán)重制約了區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展與社會(huì)穩(wěn)定，已引起社會(huì)各界的廣泛關(guān)注.因此，研究城鎮(zhèn)化發(fā)展能否縮小城鄉(xiāng)收入差距具有重要意義.

目前，關(guān)于城鎮(zhèn)化發(fā)展能否縮小城鄉(xiāng)收入差距的研究，大致可以分為3類：其一，城鎮(zhèn)化發(fā)展能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距.劉賽紅等選取全國(guó)31個(gè)省市2000—2015年的面板數(shù)據(jù)，采取差分GMM方法的實(shí)證檢驗(yàn)顯示，東北地區(qū)、東中西部和全國(guó)范圍的城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，城鎮(zhèn)化發(fā)展能夠顯著縮小城鄉(xiāng)居民的收入差距[1]；柴洪等選取甘肅省1990—2016年時(shí)間序列數(shù)據(jù)構(gòu)建VAR模型，證實(shí)新型城鎮(zhèn)化是城鄉(xiāng)收入差距的單向格蘭杰原因，新型城鎮(zhèn)化能夠顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距[2].其二，城鎮(zhèn)化水平的提高能夠拉大城鄉(xiāng)居民的收入差距.王翌秋等對(duì)南京市1985—2013年時(shí)序數(shù)據(jù)的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，南京市城鎮(zhèn)化建設(shè)趨向穩(wěn)定，南京市城鄉(xiāng)居民的收入水平因其城鎮(zhèn)化發(fā)展得到切實(shí)提高，但由于其在城鎮(zhèn)化過程中實(shí)行傳統(tǒng)粗放的增長(zhǎng)模式，忽略了城鄉(xiāng)之間的均衡發(fā)展，從而擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距[3]；劉呈慶等基于我國(guó)270個(gè)市級(jí)2002—2018年的面板數(shù)據(jù)構(gòu)建PVAR模型，將房?jī)r(jià)收入比作為分類指標(biāo)，實(shí)施分組回歸，經(jīng)脈沖響應(yīng)分析和方差分解，指出高房?jī)r(jià)收入比城市的城鎮(zhèn)化發(fā)展有拉大城鄉(xiāng)收入差距的趨勢(shì)，在短期內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距不會(huì)有效推動(dòng)城鎮(zhèn)化，而低房?jī)r(jià)收入比城市的城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用較微弱，城鄉(xiāng)收入差距也不能有效促進(jìn)城鎮(zhèn)化[4].其三，不能簡(jiǎn)單地將城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距概括為線性關(guān)系.曾珠等選取我國(guó)30個(gè)省級(jí)2005—2014年面板數(shù)據(jù)，采用固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響存在明顯的區(qū)域差異，東部地區(qū)城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響不顯著，中西部地區(qū)城鎮(zhèn)化能夠顯著縮小城鄉(xiāng)居民收入差距[5]；馬強(qiáng)等以我國(guó)271個(gè)城市2001—2016年的面板數(shù)據(jù)為樣本，從絕對(duì)差距和相對(duì)差距兩個(gè)視角探討城鎮(zhèn)化發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系，結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入絕對(duì)差距呈線性關(guān)系，與相對(duì)差距呈先擴(kuò)大后縮小的倒“U”型關(guān)系，城鎮(zhèn)化發(fā)展能夠顯著縮小城鄉(xiāng)收入相對(duì)差距，但在短期內(nèi)難以改變絕對(duì)差距持續(xù)擴(kuò)大的趨勢(shì)，縮小城鄉(xiāng)收入絕對(duì)差距依然是一個(gè)長(zhǎng)期的過程[6].

可見，關(guān)于城鎮(zhèn)化發(fā)展能否縮小城鄉(xiāng)收入差距這一問題，目前尚未形成一致的結(jié)論.由于研究選取的范圍與樣本數(shù)據(jù)不同，采用的方法與設(shè)定的模型各異，結(jié)論往往具有較大的差異.皖南地區(qū)，一般是指馬鞍山、蕪湖、宣城、銅陵、池州和黃山6個(gè)城市，近年來6個(gè)城市的城鎮(zhèn)化建設(shè)成果雖然顯著，但城鄉(xiāng)收入差距問題較嚴(yán)重，在安徽省乃至全國(guó)都具有一定的典型性.本研究選取皖南地區(qū)這一特定區(qū)域作為研究對(duì)象，探究皖南地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，從而為政府制定相關(guān)政策提供數(shù)據(jù)支持.

1 模型設(shè)定、變量選取與數(shù)據(jù)說明

1.1 模型設(shè)定

選取皖南地區(qū)5個(gè)城市2014—2020年的實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行數(shù)據(jù)，實(shí)證分析皖南地區(qū)5個(gè)城市城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的分異性.借鑒Clarke等(2006)[7]、劉賽紅等(2016)[1]、呂雁琴等(2019)[8]的做法，建立面板數(shù)據(jù)模型：

(1)

式(1)表示GAP、URB與一組控制變量在5個(gè)個(gè)體及7個(gè)時(shí)間點(diǎn)上的變動(dòng)關(guān)系.其中，GAP表示城鄉(xiāng)收入差距，URB表示城鎮(zhèn)化，CONTROL表示影響城鄉(xiāng)收入差距的一組控制變量.為更加客觀準(zhǔn)確地研究城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)皖南地區(qū)5市城鄉(xiāng)收入差距的影響方向和影響程度，本文引入經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(PGDP)、政府干預(yù)(GOV)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(INS)3個(gè)控制變量.

1.2 變量選取

1.2.1 被解釋變量

選取城鄉(xiāng)收入差距(GAP)為被解釋變量.測(cè)度收入差距最常用的指標(biāo)是基尼系數(shù).由于我國(guó)官方對(duì)城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)村居民收入分開統(tǒng)計(jì)，在實(shí)踐中難以計(jì)算城鄉(xiāng)居民混合的基尼系數(shù)，因此本文采用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均可支配收入之比，即城鄉(xiāng)居民相對(duì)收入差距來刻畫城鄉(xiāng)居民收入差距[5-6,9].

1.2.2 核心解釋變量

以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主的傳統(tǒng)鄉(xiāng)村社會(huì)逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)橐怨I(yè)和服務(wù)業(yè)為主的現(xiàn)代化城市社會(huì)的變遷過程，被視為城鎮(zhèn)化.本文的核心解釋變量是城鎮(zhèn)化(URB，%)，也可稱為城市化,其可用城鎮(zhèn)化率即城鎮(zhèn)人口對(duì)總?cè)丝诘恼急葋砗饬縖1,4-5].隨著城鎮(zhèn)化的發(fā)展，一方面，進(jìn)入城鎮(zhèn)的農(nóng)村勞動(dòng)力一般能通過經(jīng)商或務(wù)工獲得比農(nóng)業(yè)生產(chǎn)更高的收入；另一方面，城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的供給增加，引起了城鎮(zhèn)勞動(dòng)力工資水平的下降.此外，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)，增加了農(nóng)村人均耕地面積，有利于提升農(nóng)業(yè)邊際生產(chǎn)效率，進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入.因此，本研究預(yù)測(cè)城鎮(zhèn)化發(fā)展會(huì)縮小城鄉(xiāng)收入差距.

1.2.3 控制變量

為更好地解釋城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，將其他一些變量，如經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政府干預(yù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等的作用分離出去.經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(PGDP，元)用皖南地區(qū)5個(gè)城市的人均GDP來量度.庫茲涅茨倒“U”型曲線假說指出，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，受益于城市相對(duì)較高的勞動(dòng)生產(chǎn)率，城鎮(zhèn)居民可獲得較高的工資和收入，而農(nóng)村居民受農(nóng)村生產(chǎn)方式和效率的限制，只能獲取較低的收入，這一時(shí)期的城鄉(xiāng)收入差距逐步擴(kuò)大.當(dāng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展到一定階段，城鄉(xiāng)收入差距漸趨縮小，這就是所謂的庫茲涅茨拐點(diǎn).隨著經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展，以及戶籍制度改革的逐漸深化，城鎮(zhèn)化穩(wěn)步推進(jìn)，大量的農(nóng)村勞動(dòng)力流入城市，為城市二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展帶來動(dòng)力支持.同時(shí)，在競(jìng)爭(zhēng)越發(fā)激烈的勞動(dòng)市場(chǎng)中，城鎮(zhèn)居民的工資水平相對(duì)下降，農(nóng)村居民的工資水平相對(duì)上升，城鄉(xiāng)收入差距不斷縮小.政府干預(yù)(GOV，萬元)用地方財(cái)政一般預(yù)算支出來衡量.為維持經(jīng)濟(jì)社會(huì)的穩(wěn)定發(fā)展，地方政府扮演著十分重要的角色.隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展，地方政府財(cái)政支出的偏向性有所不同.如果地方政府的財(cái)政支出側(cè)重城鎮(zhèn)地區(qū)，以期優(yōu)先發(fā)展城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)而帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)更快地增長(zhǎng)，則城鎮(zhèn)地區(qū)將比農(nóng)村地區(qū)獲得更多的實(shí)惠，這必將拉大城鄉(xiāng)居民收入差距.如果地方政府的財(cái)政支出側(cè)重解決“三農(nóng)”問題，加大強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)富農(nóng)的財(cái)政支出，則勢(shì)必縮小城鄉(xiāng)居民收入差距.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(INS，%)用第二、三產(chǎn)業(yè)的增加值與GDP的比例來描述.一般而言，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，生產(chǎn)要素由較低邊際效率的農(nóng)業(yè)部門向較高邊際效率的非農(nóng)業(yè)部門流動(dòng)，直至當(dāng)生產(chǎn)要素在農(nóng)業(yè)部門與非農(nóng)業(yè)部門的邊際效率相等時(shí)達(dá)到均衡.所以，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)能夠反映經(jīng)濟(jì)的現(xiàn)代化部門發(fā)展程度，其對(duì)收入水平形成直接影響，級(jí)別越高的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，其收入水平也會(huì)越高.因此，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)將會(huì)縮小城鄉(xiāng)收入差距.

1.3 數(shù)據(jù)說明

2014年，官方正式啟用農(nóng)民人均可支配收入替代農(nóng)民人均純收入，而安慶市樅陽縣于2015年10月并入銅陵市.為保持統(tǒng)計(jì)口徑的一致性，本研究選取皖南地區(qū)(除銅陵市外)的馬鞍山、蕪湖、宣城、池州和黃山5個(gè)城市2014—2020年的面板數(shù)據(jù)作為樣本，構(gòu)建面板模型，探討城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響.所有的原始數(shù)據(jù)來自相應(yīng)年度的《安徽統(tǒng)計(jì)年鑒》，以及皖南地區(qū)5個(gè)城市的《統(tǒng)計(jì)年鑒》和《國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》.表1為樣本相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì).

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

由表1可知，被解釋變量城鄉(xiāng)居民人均收入差距的最大值為3.058，最小值為1.822，標(biāo)準(zhǔn)差為 0.272，說明皖南地區(qū)5個(gè)城市的城鄉(xiāng)收入差距具有較大差異；城鎮(zhèn)化率最高為72.310，最低為 42.800，標(biāo)準(zhǔn)差為7.941，說明皖南地區(qū)5個(gè)城市的城鎮(zhèn)化發(fā)展水平存在較大差異；一組控制變量也存在較大差異，說明皖南地區(qū)5個(gè)城市在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政府干預(yù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等方面存在較大差異.為減低和避免異方差性對(duì)實(shí)證分析產(chǎn)生的不良影響，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平PGDP、政府干預(yù)GOV兩個(gè)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，并相應(yīng)地記為L(zhǎng)GPGDP與LGGOV.

2 實(shí)證分析

2.1 面板單位根檢驗(yàn)

為保證面板回歸的準(zhǔn)確性，首先對(duì)變量GAP、URB、LGPGDP、LGGOV、INS進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以防止偽回歸的發(fā)生.相比時(shí)間序列數(shù)據(jù)，面板單位根檢驗(yàn)可分為相同根檢驗(yàn)和不同根檢驗(yàn)兩種，前者包括LLC、Hadri和Breitung檢驗(yàn)，后者主要有Fisher-ADF、Fisher-PP和IPS檢驗(yàn)等.選用的檢驗(yàn)方法不同，面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果可能也不同，甚至完全相反.在尚未形成一個(gè)統(tǒng)一檢驗(yàn)方法的情況下，往往采納原假設(shè)為存在單位根的LLC和Fisher-ADF兩種方法的檢驗(yàn)結(jié)果，只要二者之一的檢驗(yàn)結(jié)果拒絕原假設(shè)，便可判定面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)，即不存在單位根[10].

為避免單一單位根檢驗(yàn)可能產(chǎn)生偏誤，本文采用相同根過程的LLC檢驗(yàn)法和不同根過程的Fisher-ADF檢驗(yàn)法.表2為5個(gè)變量GAP、URB、LGPGDP、LGGOV、INS原序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果.

表2 面板單位根檢驗(yàn)

由表2可知，在不同檢驗(yàn)類型和滯后階數(shù)下，除LNPGDP在Fisher-ADF方法下存在單位根外，其他變量都在10%水平下顯著拒絕存在單位根的原假設(shè)，說明變量GAP、URB、LGPGDP、LGGOV、INS的原序列不存在單位根，即5個(gè)面板變量都是平穩(wěn)序列，符合協(xié)整檢驗(yàn)條件，可以執(zhí)行協(xié)整檢驗(yàn).

2.2 面板協(xié)整檢驗(yàn)

面板協(xié)整檢驗(yàn)主要有Pedroni、Kao、Fisher等方法.本文的樣本數(shù)據(jù)截面相對(duì)較短，時(shí)間序列相對(duì)較長(zhǎng)，因此Pedroni方法比Kao方法的檢驗(yàn)效果更佳.在回歸殘差的基礎(chǔ)上，Pedroni方法通過構(gòu)建7個(gè)統(tǒng)計(jì)量開展協(xié)整檢驗(yàn).其中，用組內(nèi)尺度描述的4個(gè)統(tǒng)計(jì)量Panelv、Panelρ、Panel PP、Panel ADF被稱作組內(nèi)統(tǒng)計(jì)量，用組間尺度描述的3個(gè)統(tǒng)計(jì)量Groupρ、Group PP、Group ADF等被稱作組間統(tǒng)計(jì)量.在小樣本的情況下，Panelv和Groupρ的檢驗(yàn)效果最差，而檢驗(yàn)效果最好的是Panel ADF和Group ADF，如果檢驗(yàn)結(jié)果矛盾，則以Panel ADF和Group ADF統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)結(jié)果為準(zhǔn).以GAP為被解釋變量，以URB、LGPGDP、LGGOV、INS為解釋變量，將檢驗(yàn)形式設(shè)定為“Individual intercept”，由EVIEWS軟件自動(dòng)選擇滯后期，其檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Panel ADF、Panel PP、Group ADF、Group PP統(tǒng)計(jì)量的值分別為 -2.486 480、-2.468 282、-2.134 278、-3.033 966，4個(gè)統(tǒng)計(jì)量相對(duì)應(yīng)的伴隨概率值依次為0.006 5、0.006 8、0.016 4、0.001 2，在5%水平下顯著拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè).Kao檢驗(yàn)的ADF統(tǒng)計(jì)量為-2.370 883，概率為 0.008 9，在1%水平下顯著拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè).由此判定，GAP、URB、LGPGDP、LGGOV、INS存在協(xié)整關(guān)系，5個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，可以進(jìn)行面板回歸分析.

2.3 面板數(shù)據(jù)模型選擇

2.3.1F檢驗(yàn)

依據(jù)對(duì)系數(shù)與常數(shù)項(xiàng)約束的差別，面板數(shù)據(jù)模型通常有混合回歸、變截距、變系數(shù)模型3種形式；依據(jù)個(gè)體行為變量與解釋變量是否具有相關(guān)性，變截距與變系數(shù)模型又有隨機(jī)效應(yīng)與固定效應(yīng)之分.因?yàn)槊姘鍞?shù)據(jù)模型類別較多，一旦模型的設(shè)定有差錯(cuò)，估計(jì)結(jié)果與實(shí)際情況將會(huì)有所偏離，甚至大相徑庭.面板數(shù)據(jù)模型分析，首先需確定是采用混合回歸模型、變截距模式，還是采用變系數(shù)模型；然后再確定是采用固定效應(yīng)，還是隨機(jī)效應(yīng)模型.

一般而言，利用建立在F統(tǒng)計(jì)量基礎(chǔ)上的協(xié)變分析檢驗(yàn)方法(又稱F檢驗(yàn))來設(shè)定面板模型的形式.該檢驗(yàn)的兩個(gè)假設(shè)如下：

H1：β1=β2=…=βn，α1≠α2≠…≠αn；

H2：β1=β2=…=βn，α1=α2=…=αn.

如果不能拒絕H2，則選擇混合回歸模型,檢驗(yàn)到此結(jié)束.如果拒絕H2，進(jìn)一步檢驗(yàn)H1，若不能拒絕H1，則選擇變截距模型；若拒絕H1，則選擇變系數(shù)模型.

檢驗(yàn)H2和H1的F統(tǒng)計(jì)量相應(yīng)地記為F2和F1，即：

在F2與F1統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算公式中，S1、S2、S3分別為變系數(shù)模型、變截距模型、混合回歸模型的殘差平方和，N為樣本城市的個(gè)數(shù)，T為樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間點(diǎn)跨度，k為解釋變量數(shù)量.應(yīng)用EVIEWS9.0軟件統(tǒng)計(jì)得：S1=0.021 741、S2=0.095 275、S3=0.942 576.而在本文中，N=5、T=7、k=4，經(jīng)計(jì)算得：F2=21.177 3，F(xiàn)1=2.113 9.查F分布表得：F0.05(20,10)為2.35，F(xiàn)0.05(16,10)為2.49.由此可知，F(xiàn)2>F0.05(20,10)，拒絕H2；又因?yàn)镕1

2.3.2 Hausman檢驗(yàn)

經(jīng)F檢驗(yàn)判定，本研究應(yīng)選擇變截距模型,但究竟選擇固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)又成為一個(gè)新的問題，而采用Hausman檢驗(yàn)可迎刃而解.該檢驗(yàn)的兩個(gè)假設(shè)如下：

H0：個(gè)體影響與解釋變量無關(guān)；

H1：個(gè)體影響與解釋變量相關(guān).

在給定的顯著性水平下，若計(jì)算出的Hausman統(tǒng)計(jì)量大于卡方值，則拒絕H0，應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型；若計(jì)算出的Hausman統(tǒng)計(jì)量小于卡方值，則不能拒絕H0，應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型.無需人工計(jì)算，Hausman檢驗(yàn)可直接又方便地進(jìn)行，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示.

表3 Hausman檢驗(yàn)

由表3可知，Hausman統(tǒng)計(jì)量的卡方值為123.007 691，概率值為0.000 0，均在1%水平下顯著拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型的原假設(shè).因此，本文選擇固定效應(yīng)模型.

2.3.3 回歸結(jié)果分析

綜合F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)結(jié)果，選擇變截距固定效應(yīng)模型，并借助EVIEWS9.0軟件，基于皖南地區(qū)5個(gè)城市2014—2020年的面板數(shù)據(jù)，探討城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響.回歸分析的主要結(jié)果如表4所示.

表4 面板數(shù)據(jù)回歸

由回歸結(jié)果可知，模型擬合優(yōu)度達(dá)0.9155 35，Ad-R2=0.889 546，解釋了城鎮(zhèn)化發(fā)展、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政府干預(yù)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的88.95%；F=35.227 66，伴隨概率P=0.000 0，模型在1%水平上整體顯著.回歸結(jié)果還顯示，D.W.=1.974 9，無自相關(guān)現(xiàn)象.從總體看，該模型具有較強(qiáng)的解釋能力.城鎮(zhèn)化發(fā)展URB的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，通過10%水平顯著性檢驗(yàn).這意味著，對(duì)皖南地區(qū)5個(gè)城市而言，城鎮(zhèn)化發(fā)展每增加1個(gè)單位，即城鎮(zhèn)化率每提升1個(gè)百分點(diǎn)，城鄉(xiāng)收入差距GAP降低0.020 645個(gè)單位，城鎮(zhèn)化發(fā)展顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距.其原因可能是：城鎮(zhèn)化發(fā)展能夠促進(jìn)城鄉(xiāng)勞動(dòng)力平等就業(yè)，將低廉的農(nóng)村勞動(dòng)力吸引至城鎮(zhèn)，拓寬了農(nóng)民的就業(yè)渠道，農(nóng)民進(jìn)城經(jīng)商或務(wù)工獲得的非農(nóng)生產(chǎn)收入往往高于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入；農(nóng)村勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移會(huì)帶來農(nóng)村人均耕地面積的提高，以及農(nóng)業(yè)邊際生產(chǎn)效率的提升，帶動(dòng)了留守農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)農(nóng)民收入的增加，且轉(zhuǎn)移到城里的農(nóng)民的土地經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)與土地征用等也增加了其財(cái)產(chǎn)性收入；農(nóng)民進(jìn)城增加了勞動(dòng)力供給，緩解了城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)，降低了勞動(dòng)力市場(chǎng)的工資水平，從而有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距.

由表4可以看出，LGPGDP的估計(jì)系數(shù)為0.814 712，通過5%水平顯著性檢驗(yàn)，說明皖南地區(qū)5個(gè)城市處于經(jīng)濟(jì)未充分發(fā)展階段，正處于趨向庫茲涅茨倒“U”型曲線的拐點(diǎn)，以致經(jīng)濟(jì)發(fā)展顯著擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距；LGGOV的估計(jì)系數(shù)為-1.039 492，通過1%水平顯著性檢驗(yàn)，其原因可能是，隨著地方政府一系列“三農(nóng)”政策的推出與實(shí)施，財(cái)政支農(nóng)支出增加，從而改善了農(nóng)村的生產(chǎn)條件，提升了農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)效率，擴(kuò)展了農(nóng)民的就業(yè)渠道，促進(jìn)了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與農(nóng)民收入增加，進(jìn)而縮小了城鄉(xiāng)收入差距；INS的估計(jì)系數(shù)為-0.051 23，通過10%水平顯著性檢驗(yàn)，其原因可能是，隨著經(jīng)濟(jì)的不斷增長(zhǎng)，第一產(chǎn)業(yè)比重持續(xù)下降并逐漸釋放農(nóng)村勞動(dòng)力，第二、三產(chǎn)業(yè)不斷升級(jí)且規(guī)模日益擴(kuò)大，提供了更多的就業(yè)崗位吸納農(nóng)民，從而有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距.

從理論上看，面板回歸方程截距項(xiàng)度量解釋變量URB、LGPGDP、LGGOV、INS引起被解釋變量GAP變化的基礎(chǔ)效應(yīng)(自發(fā)增長(zhǎng)水平).截距項(xiàng)數(shù)值的大小反映URB、LGPGDP、LGGOV、INS引起GAP變化的基礎(chǔ)效應(yīng)強(qiáng)度的不同與差距，截距項(xiàng)數(shù)值愈大，基礎(chǔ)效應(yīng)愈強(qiáng)，截距項(xiàng)數(shù)值愈小，基礎(chǔ)效應(yīng)則愈弱.由表4可知，模型的公共截距項(xiàng)為14.370 31，各市的截距項(xiàng)均為正值，蕪湖市、宣城市、馬鞍山市、黃山市與池州市分別偏離公共截距項(xiàng)0.425 926、0.293 153、0.083 252、-0.247 015、-0.555 316.5個(gè)城市的截距項(xiàng)顯然不同，即5個(gè)城市的城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的個(gè)體影響具有明顯的分異性，按照從大到小的順序依次為：蕪湖市14.796 236、宣城市14.663 463、馬鞍山市14.453 562、黃山市14.123 295、池州市13.814 949.

3 結(jié)論與建議

本文運(yùn)用EVIEWS9.0軟件，基于2014—2020年皖南地區(qū)(除銅陵市外)5個(gè)城市的面板數(shù)據(jù)，經(jīng)F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)，選取變截距固定效應(yīng)模型，實(shí)證探討城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響.結(jié)果表明，皖南地區(qū)5個(gè)城市的城鎮(zhèn)化發(fā)展URB、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平LGPGDP、政府干預(yù)LGGOV、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)INS與城鄉(xiāng)收入差距GAP之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，城鎮(zhèn)化發(fā)展能夠顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距，5個(gè)城市的城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的個(gè)體影響具有明顯的分異性.政府干預(yù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)顯著縮小了城鄉(xiāng)收入差距，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平顯著拉大了城鄉(xiāng)收入差距.基于此，本文提出以下建議：

第一，加快城鎮(zhèn)化發(fā)展，縮小城鄉(xiāng)收入差距.首先，堅(jiān)持城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展，科學(xué)配置各類城鄉(xiāng)資源，繼續(xù)深化改革約束城鄉(xiāng)人口自由流動(dòng)的各項(xiàng)制度，努力實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民均等化的基本公共服務(wù)與社會(huì)福利保障待遇，積極推動(dòng)工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)，充分發(fā)揮城鎮(zhèn)化的市場(chǎng)需求效應(yīng)與輻射效應(yīng)，逐步建立以工促農(nóng)、以城帶鄉(xiāng)、城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的新型城鄉(xiāng)關(guān)系，以有效舒緩城鄉(xiāng)不均衡發(fā)展問題，從而邁向共同富裕；其次，皖南地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)滯后，城鎮(zhèn)化水平相對(duì)偏低，各市應(yīng)以產(chǎn)業(yè)聯(lián)動(dòng)為基礎(chǔ)，堅(jiān)持“一外圍多中心”的城鎮(zhèn)群發(fā)展模式，堅(jiān)持開放與動(dòng)態(tài)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)式的城鎮(zhèn)網(wǎng)絡(luò)化發(fā)展途徑，以大中城市為依托帶動(dòng)周圍的中小城鎮(zhèn)，進(jìn)而輻射廣大的農(nóng)村地區(qū)，促進(jìn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展與縮小城鄉(xiāng)收入差距；最后，從皖南地區(qū)的地理環(huán)境看，其地形地貌以山地丘陵為主，地廣人稀，適宜以小城鎮(zhèn)為載體，不斷完善基礎(chǔ)設(shè)施，積極擴(kuò)大鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)規(guī)模，將大中城市的科技方法與知識(shí)信息由小城鎮(zhèn)傳遞到農(nóng)村，吸納農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的遷移，當(dāng)條件成熟后，還可進(jìn)一步轉(zhuǎn)移至大中城市，從而逐步消除城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)[14].

第二，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng).二、三產(chǎn)業(yè)對(duì)GDP的比值可衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化程度.二、三產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展與優(yōu)化升級(jí)，可創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位，吸納更多的鄉(xiāng)村富余勞動(dòng)力，必將促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)，最終越過庫茲涅茨拐點(diǎn)而縮小城鄉(xiāng)收入差距.依據(jù)皖南地區(qū)的經(jīng)濟(jì)狀況和資源稟賦，應(yīng)重點(diǎn)發(fā)展中小企業(yè)和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)，提升工業(yè)化程度，大力發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，拓展服務(wù)產(chǎn)業(yè)鏈條.皖南地區(qū)的長(zhǎng)江、黃山、九華山、徽商文化，以及以棠樾牌坊群為代表的古牌坊舉世聞名，應(yīng)充分利用自身的資源優(yōu)勢(shì)，有效發(fā)揮旅游業(yè)對(duì)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的巨大吸收能力；皖南地區(qū)鄉(xiāng)村風(fēng)景優(yōu)美，新四軍與皖南紅軍革命事跡眾多，以西遞、宏村為代表的古村落與以胡氏宗祠為代表的古宗祠蜚聲省內(nèi)外，天然適宜發(fā)展鄉(xiāng)村旅游和紅色旅游，助力鄉(xiāng)村振興，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距.

第三，合理配置財(cái)政支出，促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng).首先，結(jié)合各市實(shí)際情況，加強(qiáng)農(nóng)村公路及農(nóng)田水利等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，擴(kuò)大大型農(nóng)業(yè)機(jī)械和配套機(jī)具的財(cái)政補(bǔ)貼，推廣實(shí)用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)及農(nóng)業(yè)機(jī)械實(shí)際操作能力，改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件與生產(chǎn)方式，促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng).其次，進(jìn)一步完善新型農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度，努力構(gòu)建覆蓋城鄉(xiāng)居民的社會(huì)保障體系，提高土地征用補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)，以保證農(nóng)民分享城市化發(fā)展過程中的土地增值收益.最后，構(gòu)建農(nóng)民工技術(shù)技能培訓(xùn)平臺(tái)，加強(qiáng)技術(shù)技能培訓(xùn)與職業(yè)教育，提升農(nóng)民工的綜合素質(zhì)，增強(qiáng)農(nóng)民工在城鎮(zhèn)就業(yè)的自信心和競(jìng)爭(zhēng)力；搭建適于農(nóng)民工求職的公共服務(wù)平臺(tái)，提供適合農(nóng)民工的就業(yè)信息，提高農(nóng)民工的就業(yè)率；確保農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工同工同酬，保證在城鎮(zhèn)務(wù)工的農(nóng)民工能夠獲得諸如子女受教育、醫(yī)療保險(xiǎn)和基本養(yǎng)老保險(xiǎn)等基本公共服務(wù)；建立與完善農(nóng)民工公租房與廉租房等保障性住房政策，切實(shí)提高農(nóng)民工群體的整體福利.