新型城鎮化對城鄉收入差距的影響：機制與路徑

周國富，盧芙蓉

（天津財經大學統計學院，天津 300222）

一、引言

改革開放以來，我國經濟快速增長，人民生活水平日益提高。2020 年，我國取得“脫貧攻堅戰”的全面勝利，歷史性地消除了絕對貧困，實現了全面建成小康社會的目標。與此同時，城鄉收入差距仍懸殊較大，為此，黨的二十大報告指出，要“推進以人為核心的新型城鎮化”“堅持城鄉融合發展”“實現全體人民共同富?！?。

回溯歷史，我國為縮小城鄉差距做了不少的嘗試，也出臺了不少的政策。比如，2007 年6 月，國務院曾批準重慶和成都為“全國統籌城鄉綜合配套改革試驗區”，試圖在推進戶籍制度改革、土地管理及使用制度改革、社會保障制度改革等方面為統籌城鄉發展積累一些有益的經驗。2013 年12 月召開的中央城鎮化工作會議，提出“要以人為本，推進以人為核心的城鎮化”，并就如何提高城鎮化發展質量做出了具體部署，突出了新型城鎮化“以人為本”的最本質特征。傳統的城鎮化以速度為導向，城市規模盲目擴張，大量優質耕地被侵占，但公共設施不配套、公共服務和產業發展嚴重滯后，出現了一座座“鬼城”，與此同時，農村“空心化”等問題日益凸顯。為解決上述問題，中共中央、國務院在2014 年3 月印發的《國家新型城鎮化規劃（2014—2020 年）》中強調，要走中國特色新型城鎮化道路，全面提高城鎮化質量。2014 年底，國家發展和改革委員會公布了首批新型城鎮化綜合試點改革名單，江蘇省、安徽省和其他62 個城市（區、縣、鎮）被納入試點地區，隨后，又分別在2015 年和2016 年公布了第二批和第三批試點名單。截至目前，國家發展和改革委員會公布的新型城鎮化綜合試點城市共計186 個。為了繼續深入推進新型城鎮化工作，2022 年3 月官方發布了新的《國家新型城鎮化規劃（2021—2035 年）》。那么，十多年來的新型城鎮化建設是否達到了統籌城鄉發展、縮小城鄉收入差距的預期效果？不同地區的新型城鎮化建設對城鄉收入差距的影響是否存在差異？新型城鎮化建設又是通過什么機制在影響城鄉收入差距？顯然，有關這些問題的理論和實證研究具有重要的現實意義。

二、文獻綜述

城鎮化是一個國家經濟增長的重要推動力，城鎮化對城鄉差距的影響也備受關注，但迄今為止，對城鎮化與城鄉收入差距的關系并未得出一致的結論，并形成了三種主要觀點。

第一種觀點認為，隨著城鎮化水平的提高，城鄉收入差距持續擴大。李賓和馬九杰（2014）[11]通過建立結構方程模型發現，農村剩余勞動力轉移產生了人才流失效應和財富累積效應，而農村的人才流失效應產生的消極影響大于財富累積產生的積極影響，因而未能馬上縮小城鄉收入差距。齊紅倩和席旭文（2015）[19]建立向量自回歸模型研究城鎮化發展對城鄉收入和消費差距的影響機理，發現短期內城鎮化建設擴大了城鄉收入和消費差距，長期內雖能夠縮小城鄉差距，但影響效應較弱。陶源（2020）[22]把收入來源區分為工資性收入和經營凈收入，研究城鎮化對城鄉收入差距的影響，發現城鎮化過程中勞動力轉移多以勞動生產率高的階層為主，因此導致城鄉收入差距進一步惡化。張暉和李明昕（2023）[37]基于地級市面板數據分析表明，以土地規模擴張為主的傳統城鎮化模式拉大了城鄉收入差距。

第二種觀點認為，城鎮化建設會縮小城鄉收入差距。最具代表性的是Lewis 在1954 年提出的“二元經濟結構”理論，其認為發展中國家普遍存在落后的農業經濟和現代化工業并存的二元經濟結構，城鄉生產效率的差別引起農村剩余勞動力不斷向外遷移，縮小城鄉收入差距。陸銘和陳釗（2004）[15]基于中國省級面板數據發現，城市化能顯著縮小城鄉收入差距，這一結論在剔除直轄市后仍然成立?？电扈さ龋?017）[9]關注了長江經濟帶城鄉收入差距的空間特征，發現城鎮化水平越高的地區城鄉收入差距就越小，并且這一結論在東中西部沒有差異。趙崢等（2018）[39]發現，技術創新在城鎮化與城鄉收入差距的關系中扮演了傳導機制的角色，人才和產業集聚推動技術更新迭代，技術創新的擴散效應提高了農村的人力資本水平，增加了農村居民收入。尹曉波和王巧（2020）[34]基于時間序列的分析表明，城鎮化與城鄉收入差距之間呈負向關系，影響效應在短期內較為明顯。

第三種觀點認為，城鎮化與城鄉收入差距之間不是簡單的線性關系。最經典的理論便是“庫茲涅茲假說”，Kuznet（1955）[47]認為，在工業化和城市化進程早期，收入分配逐漸趨于不平等，但當經濟增長跨過拐點以后，收入分配將得到改善并逐漸趨于平等。歐陽金瓊和王雅鵬（2014）[18]認為，城鎮化對城鄉差距的影響效應不僅與城鎮化水平有關，也與城鄉收入差距的大小相關，在時間上表現為先縮小、后擴大、再縮小的趨勢。王悅和馬樹才（2017）[31]利用空間計量分析方法對城鎮化和城鄉收入差距的關系進行了實證研究，結果表明城鎮化對城鄉收入差距的影響不僅存在空間溢出效應，而且在時間上呈“U”型關系。周心怡等（2021）[43]從理論和實證兩個層面研究發現，遷移進城市的農村勞動力能共享經濟發展成果，城鎮化對城鄉收入差距的影響存在非線性特征，當城鎮化率超過臨界值時，能夠顯著地縮小城鄉收入差距。類似地，王全景和郝增慧（2018）[27]發現，城鎮化的推進對城鄉收入差距的影響是先擴大、后縮小的關系；王帥龍和李豫鑫（2022）[29]等也發現城鎮化對城鄉收入差距的影響存在門檻效應。

綜上，雖然人們對城鎮化與城鄉收入差距的關系做了大量的實證研究，但研究結論卻莫衷一是。究其原因可能是：（1）多數文獻沒有區分傳統城鎮化和新型城鎮化，或者說這些文獻主要考察的是傳統城鎮化對城鄉收入差距的影響；（2）在研究新型城鎮化對城鄉收入差距影響時采用的方法不同，多數文獻從新型城鎮化的內涵出發，通過構建新型城鎮化評價指標體系來測度和量化分析新型城鎮化對城鄉收入差距的影響，但這些文獻所構建的新型城鎮化評價指標體系不盡相同，甚至存在一些缺陷，使得結論不一致。此外，鮮少有文獻從政策效應的視角檢驗新型城鎮化政策對城鄉收入差距的作用大小及其統計顯著性。

鑒于此，本文就新型城鎮化建設對城鄉收入差距可能的作用機制進行理論分析，并提出4 條研究假設。然后，以新型城鎮化建設為一項準自然實驗，利用2011—2021 年中國地級市的面板數據構建多期雙重差分模型對這些研究假設進行實證檢驗。本文可能的邊際貢獻在于：（1）從理論上分析新型城鎮化建設對城鄉收入差距可能的作用機制，特別是新型城鎮化建設通過推動數字普惠金融、促進流通業發展和提升創業活躍度等手段對城鄉收入差距產生的直接與間接影響；（2）采用多期DID 模型實證檢驗新型城鎮化建設對城鄉收入差距的影響效應，并采用PSM-DID 方法和安慰劑檢驗等進行穩健性檢驗，以確保實證分析結果的可信度；（3）進一步探究在不同區位、不同經濟發展水平，以及城鄉收入差距在不同分位數水平的城市新型城鎮化建設對城鄉收入差距的影響效應差異，以便為相關部門更好地推動新型城鎮化建設與城鄉一體化發展提供有益的經驗依據。

三、理論分析與研究假設

如前所述，自《國家新型城鎮化規劃（2014—2020 年）》頒布實施并分批次進行新型城鎮化建設試點以來，眾多學者對新型城鎮化建設可能對城鄉收入差距產生怎樣的影響進行了理論與實證分析，但分歧較大。在這些論述中，本文比較認可的觀點是：新型城鎮化建設可能通過收入分配效應、財政扶貧效應和土地規模效應對城鄉收入差距的縮小產生積極影響。首先，新型城鎮化建設會提高城市勞動生產率，而高工資水平會吸引大量農村剩余勞動力轉向城鎮就業，進而引起農村居民工資性收入增長。此外，城市人口的集聚還會帶動農產品需求的增加，推動農產品價格上漲，而農村勞動力向城鎮的轉移會減少農業從業者人數，進一步增加從事農業的農民的經營性收入（張金華，2015）[38]。因此，新型城鎮化建設可以改善城鄉居民的收入分配，縮小城鄉收入差距。其次，隨著新型城鎮化建設不斷推進，財政支出的規模也不斷擴大，財政支出在新型城鎮化建設縮小城鄉收入差距方面可以發揮重要的作用（王昊，2021）[24]。例如，增加財政對教育的支出，可以加速人力資本積累，產生知識外溢，使農民有更多的機會接受職業技能培訓，更好的融入新型城鎮化建設，增加獲得高薪報酬的機會，縮小城鄉收入差距（蔡興，2019）[1]；財政支農支出的增加，能加速農業現代化步伐，提高農業生產效率，增加糧食產量，同時還能釋放更多的農村勞動力，而節約的勞動力能轉向城鎮就業市場通過出賣勞動換取工資收入，提高農村居民收入水平（王格格，2017）[23]；增加財政對基礎設施的投資，能降低交通運輸成本，加速人口向城鎮的聚集，推動形成人口城鎮化，暢通農產品售賣通道，促進農產品價值實現（聶高輝和宋璐，2020）[17]。因此，在新型城鎮化建設中財政資金能發揮減貧效應，縮小城鄉收入差距。最后，新型城鎮化建設在促進農村勞動力人口向城市轉移的同時，會相應增加農民的人均耕種面積，進而推動傳統生產經營模式向規?；图s化經營模式轉變（鐘唯和周慧，2023）[42]，實現規模效應，而這不僅有助于提高土地利用效率，優化土地、資金和勞動力的合理配置，節約生產要素投入，增加農戶農業經營凈收入，同時也會對城鄉收入差距的縮小產生積極的影響?；谝陨戏治?，提出本文的假設H1。

H1：新型城鎮化建設縮小了城鄉收入差距。

新型城鎮化是以城鄉統籌、城鄉一體、產城互動、節約集約、生態宜居、和諧發展為基本特征的城鎮化。為了保障新型城鎮化順利推進，實現城市和鄉村的協調發展，基礎設施建設和公共服務提供都必須滿足隨著人口向城鎮的不斷遷移和聚集而產生的需求變化，而基礎設施建設和公共服務提供需要大量的資金，數字普惠金融因具有獲取資金的便捷性等特點，在這一過程中其規模不斷擴大（段光君，2021）[5]。此外，隨著人口不斷向城鎮流動，居民的收入水平不斷上升，消費需求增加，人們的金融素養逐漸提高，對金融產品和服務的需求也會增加，進而對數字普惠金融規模的擴大產生積極的影響（唐未兵和唐譚嶺，2017）[21]。與此同時，隨著城鎮化的推進，會吸引大量資本、勞動力等生產要素不斷地從農村涌向城市，產業集聚的規模也會隨之擴大，對資源利用率和金融風險識別的要求也會越來越高，而數字普惠金融所依托的數字技術，有助于準確識別各種潛在的金融風險。因此，為了更好的優化資源配置和防范潛在的各種風險，需要數字普惠金融的產品和服務不斷地創新迭代（陳雨露，2013）[2]?？梢?，新型城鎮化建設能夠通過擴大數字普惠金融的規模，推動相關的金融產品和服務創新的途徑提高數字普惠金融的發展水平。不少學者已證實，數字普惠金融能通過減貧效應、長尾效應和門檻效應縮小城鄉差距（梁雙陸和劉培培，2019；宋曉玲，2017）[14,20]；數字普惠金融還能促進經濟的包容性增長，從而減緩城鄉收入差距（Dabla-Norris et al.，2021）[46]?；谝陨戏治?，提出本文的假設H2。

H2：新型城鎮化建設可以通過推動數字普惠金融發展進而縮小城鄉收入差距。

新型城鎮化是“以人為核心”的城鎮化，新型城鎮化的推進會進一步推動人口向城市的轉移與集聚，為緩解人口聚集帶來的就業壓力和滿足其對基本生活服務的需求，客流、物流、信息流必須暢通，就業市場和就業渠道必須跟上人口的擴張速度。流通業作為與人們的生活密切相關的服務業，其快速發展無疑有利于城市的良性運轉和城鄉融合發展。同時，流通業也是勞動密集型產業，其進入門檻較低，能夠吸收大量流向城市的農村剩余勞動力，既有利于緩解這部分人口的就業壓力，也有利于拓寬農村居民的收入渠道，提高農村居民的收入水平，縮小城鄉收入差距（謝喬昕和宋良榮，2016）[32]。新型城鎮化帶來的收入效應在提升進城農民收入水平的同時，也會改變他們的消費觀念，促使其追求更高的生活品質，伴生更多樣化的消費需求，這不僅會推動消費結構升級，而且會帶動與消費相關的批發零售、住宿餐飲等流通部門的發展（左玉潔，2021）[44]。此外，隨著新型城鎮化進程的不斷加快，各種資源不斷向城鎮聚集，多樣化的產業應運而生，對服務業（特別是生產性服務業）的需求也迅速增加。流通業作為生產性服務業的重要組成部分，在這一過程中也將快速發展，其集聚程度不斷提高，而流通業的集聚則有助于深化勞動分工，激發地區經濟活力，進一步提升經濟效率水平（俞彤暉，2018）[35]。地區經濟效率水平的提升使得勞動力流動速度加快，城鄉收入差距也會隨之縮小?；谝陨涎芯?，提出本文的假設H3。

H3：新型城鎮化建設可以通過促進流通業發展進而縮小城鄉收入差距。

隨著新型城鎮化的推進，人口向城市的集聚和流動對社會發展形成“規模效應”，推動政府不斷完善基礎設施建設，增加公共服務的供給。與此同時，新型城鎮化建設中人口等要素的集聚對政府的協調配置能力也提出了更高的要求，促使政府不斷提高辦事效率?；竟卜账降奶岣呖梢詾槠髽I生產經營的順利開展提供服務保障，提升企業運營效率，而公共服務水平的提高為人們的信息交流和信息共享提供了便利（雷挺和栗繼祖，2020）[10]。政府效率越高，其在管理公共事務和配置資源上的能力越強，越是能夠簡化辦事流程，顯著降低企業生產經營的交易成本。換言之，高水平的公共服務和快捷的政府效率是一個地區良好營商環境的重要組成部分（杜運周等，2020）[4]。良好的營商環境能夠顯著降低市場的制度性成本，保證企業公平獲取生產要素，減少企業生產成本支出，進而降低企業進入市場的門檻，提高居民的創業意向（袁文融和楊震寧，2021）[36]。

此外，隨著新型城鎮化建設中城市規模的擴大和專業分工的細化，人才、技術和資本等創新要素也不斷增加，創新參與者之間會產生“學習效應”“模仿效應”和“競爭效應”，這將更有利于開展創新活動，提升區域創新效率（王立平和鮑鵬程，2021）[26]。而且，創新效率高的地方創業者對資源的整合更容易，創新合作和學習交流也更順暢，有利于降低創業成本，提高創業活躍度。

可見，新型城鎮化建設能通過優化營商環境和提高創新效率激發地區創業活力，促進創業活動。有關研究也表明，創業活躍度的提高會通過輻射帶動效應和創業引導效應縮小城鄉收入差距。比如，李麥收和李凱旋（2023）[13]研究發現，新創企業數量的增加能夠提供更多的工作崗位，吸納農村剩余勞動力就業，進而提高農村居民收入。馬天女等（2021）[16]的研究表明，創業活動的增加還會讓更多的農村居民進入到企業中，被納入社會保障體系，間接提高農村居民收入水平。創業活躍度的提高對農村居民的創業引導效應主要體現在：（1）創業者的收入報酬溢價和企業家精神會吸引更多的人參與創業，進一步吸納農村剩余勞動力就業；（2）隨著創業者數量的增多市場競爭加劇，在一定程度上降低原先處于壟斷地位廠商的利潤，進而改善收入分配結構，縮小收入差距（許小平和談煒，2020）[33]?；谝陨戏治?，提出本文的假設H4。

H4：新型城鎮化建設可以通過提高創業活躍度進而縮小城鄉收入差距。

綜上，本文認為新型城鎮化建設對城鄉收入差距的影響存在如圖1 所示的影響機制和傳導路徑。

圖1 新型城鎮化建設對城鄉收入差距的影響機制和傳導路徑

四、研究設計與數據說明

如前所述，本文的中心議題是對新型城鎮化建設緩解城鄉收入差距的實際政策效果做一個系統的理論分析和實證檢驗。鑒于我國的新型城鎮化綜合試點是分三個批次實施的，試點名單包含了江蘇省、安徽省和其余246 個城市（鎮），①共分布在全國186個地級及以上城市，因此，采用多期雙重差分模型評估新型城鎮化的政策效應。

（一）模型設定

雙重差分模型的基本原理是：根據是否受到政策沖擊將樣本區分為受到政策沖擊的實驗組和未受到政策沖擊的對照組，通過區分政策實施前后實驗組和對照組的處理效應，評估政策實施的效果?？紤]到在試點名單中，有些試點地區僅是某地級及以上城市下屬的某個區、縣或鎮（如桂林市只有下屬的全州縣和荔浦縣作為試點地區），若將這種“只有下屬的區、縣或鎮作為試點地區”的地級及以上城市也納入實驗組，會模糊實驗組和對照組的界限，進而低估新型城鎮化建設的政策效果，因此，從樣本中刪除這一類地級及以上城市，②既不納入實驗組，也不納入對照組。換言之，本文僅將“整個城市都作為試點地區”的地級及以上城市作為實驗組，同時將其他完全未進入試點名單的地級及以上城市作為對照組。在這種樣本處理方式下，共有192 個地級市（含副省級城市，下同）進入樣本，其中，屬于實驗組的地級市86 個，屬于對照組的地級市106 個。

為檢驗假設H1 是否成立，構建的多期雙重差分模型如下：

其中，Theilit是被解釋變量，表示地級市i在t期的城鄉收入差距；didit為核心解釋變量，如果某地級市i在t期被整體確定為新型城鎮化試點地區，則取值為1，否則取值為0；xit表示控制變量，是一系列影響城鄉收入差距的其他因素，具體包括產業結構水平（Industry）、財政支出水平（Fiscal）、人力資本水平（lncapital）、對外開放程度（Fdi）和科技發展水平（lntech），其指標含義及選取理由詳見下文；ui為個體固定效應，控制其他隨個體變化但不隨時間變化的影響因素；③εit為隨機擾動項。本文重點關注核心解釋變量的回歸系數β1，即新型城鎮化試點政策對城鄉收入差距的影響效應。若β1顯著為正，則說明新型城鎮化試點政策的實施擴大了城鄉收入差距；反之，若β1顯著為負，則說明新型城鎮化政策試點縮小了城鄉收入差距。

如果假設H1 成立，即實證分析表明新型城鎮化建設顯著縮小了城鄉收入差距，那么進一步檢驗前文提出的假設H2 至H4，即檢驗新型城鎮化建設能否通過促進數字普惠金融、加快流通業發展和提高創業活躍度等途徑縮小城鄉收入差距，相當于進行中介效應檢驗。由于常用的中介機制檢驗方法可能存在估計上的偏誤（江艇，2022）[8]，因此參考江艇（2022）[8]的研究方法，僅通過模型（2）檢驗新型城鎮化政策試點對中介變量（數字普惠金融、流通業發展和創業活躍度）統計顯著性的影響，以此論證中介效應的存在性。此外，為進一步驗證中介效應檢驗結果的合理性，借鑒Baron 和Kenny（1986）[45]的研究方法，如模型（3）所示，把中介變量和核心解釋變量一起放進回歸方程中，作為機制分析的穩健性檢驗。如果模型（3）核心解釋變量didit的系數不顯著，或其系數顯著但小于之前模型（1）未加入中介變量時的系數，則說明新型城鎮化建設可以通過影響中介變量來縮小城鄉收入差距。具體模型構建如下：

其中，medit是地級市i在t期的中介變量，其余變量的含義同式（1）。

（二）變量選取

1.被解釋變量：城鄉收入差距。目前，度量城鄉收入差距的常用指標有基尼系數、泰爾指數和城鄉可支配收入之比。鑒于城鄉可支配收入之比沒有考慮城鄉人口結構的變化，基尼系數較容易受到中間收入人群的影響，而泰爾指數同時考慮了城鄉人口結構和收入結構的變化，因此，使用泰爾指數衡量城鄉收入差距。借鑒王少平等（2007）[28]的方法，泰爾指數可表示為：

其中，j=1 表示城鎮，j=2 表示農村；yijt（j=1，2）分別為城市i在t年的城鎮居民可支配收入和農村居民可支配收入；yit表示城市i在t年城鄉居民的可支配總收入；pijt（j=1，2）分別為城市i在t年的年平均城鎮居民人數和農村居民人數；pit為城市i在t年的年平均人口總數。

2.核心解釋變量：新型城鎮化試點政策。使用多期DID 模型研究新型城鎮化試點政策對城鄉收入差距的影響，核心解釋變量為政策虛擬變量didit。具體地，didit=Treati×Yearit。Treati為組別虛擬變量，用于區分城市i是否為新型城鎮化試點城市，如果是試點城市，則取值為1，否則取值為0。Yearit為時間虛擬變量，如果某城市i在t年獲批為新型城鎮化試點城市，則在政策實施的當年和之后的年份都為1，否則取值為0。

3.控制變量。除試點政策之外，還有其他因素影響城鄉收入差距，為盡可能避免遺漏變量所造成的估計偏差，參考已有文獻選取5 個控制變量。（1）產業結構水平（Industry），采用第二和第三產業增加值之和占GDP 的比重衡量。產業結構升級能夠為農業的發展帶來先進的技術和更好的服務，推動農業現代化，提高農村居民的收入，進而縮小城鄉收入差距（馮濤等，2020）[6]。（2）財政支出水平（Fiscal），采用政府財政支出占GDP 的比重衡量。一般認為，政府財政支出對城鄉收入差距有重要的影響，但不同類型的政府財政支出對城鄉收入差距的影響可能不同。比如，胡文駿（2018）[7]研究發現，逆向財政機制在一定程度上顯著擴大了城鄉收入差距；王曉丹和王佑茹（2022）[30]發現，公共教育支出和財政支農支出一般能縮小城鄉收入差距，而若財政支出具有城市偏向性則會擴大城鄉收入差距。（3）人力資本水平（lncapital），采用每萬人口在校大學生人數衡量，并對其做了取對數處理。一方面，人力資本水平的提高能夠增強勞動者的市場競爭力和認知能力，使得勞動者能較快的融入就業市場，適應各種產業轉型；另一方面，人力資本水平的提高能夠提升勞動生產率，使勞動者獲得更高的收入，并且人力資本水平的提高對勞動者的影響具有長期性，是緩解收入分配的重要途徑（程銳和馬莉莉，2022）[3]。（4）對外開放程度（Fdi），采用各地級市外商直接投資占GDP 的比重衡量。有研究表明，外商直接投資能帶來先進技術和大量投資，促進產業結構升級，并創造更多的就業崗位，進而緩解城鄉收入差距（鄭磊和汪旭暉，2018）[40]。（5）科技發展水平（lntech），采用財政支出中科技支出衡量，并對其做了取對數處理?？萍及l展不僅能夠提升農業生產效率，節約農業勞動投入，而且能夠增加農業生產凈利潤，縮小城鄉收入差距（李柯言等，2023）[12]。

4.中介變量。為檢驗前文提出的假設H2 至H4，采用3 個變量作為可能的中介變量。（1）數字普惠金融指數（lnindex），采用北京大學數字金融研究中心編制的數字普惠金融指數作為數字普惠金融的代理變量，并對其做了取對數處理。該指標能夠全面反映我國不同地市的數字普惠金融發展程度。（2）流通業發展水平（Pretail），借鑒王紀霞等（2020）[25]的研究，使用社會消費品零售總額占GDP 的比重衡量流通業發展水平。（3）創業活躍度（lnentre），借鑒支宇鵬和盧瀟瀟（2023）[41]的研究，使用北京大學企業大數據研究院開發的區域創新創業數據中的“新建企業進入得分”來衡量地區創業活躍度，并對其做了取對數處理。數值得分越高，表示此區域創業活躍度越高。

（三）數據說明

本文選取2011—2021 年前述192 個地級市的平衡面板數據為研究樣本，除數字普惠金融指數和衡量創業活躍度的“新建企業進入得分”來自北京大學的相關網站以外，其他所有數據均來源于歷年《中國城市統計年鑒》和各地級市國民經濟與社會發展統計公報及政府工作報告。部分缺失數據來源于CEIC 數據庫，其他缺失數據通過插值法補齊。相關變量的描述性統計結果如表1 所示。

表1 變量的描述性統計

五、實證結果

（一）平行趨勢檢驗

運用雙重差分法有一個重要前提：處理組和對照組必須滿足平行趨勢假定，即在政策實施前實驗組城市與對照組城市有相同的變化趨勢。本文采用事件分析法檢驗實驗組和對照組是否滿足平行趨勢假定，主要分析政策實施前4 年和政策實施后4 年的平均處理效應的變化趨勢，以此判定是否符合平行趨勢。檢驗結果如圖2 所示，結果顯示在新型城鎮化政策實施前4 年（即k=-1，-2，-3，-4），體現政策效應的βk的95%置信區間內均包含0，即βk和0 沒有顯著差異，說明在政策實施前，實驗組城市和對照組城市不存在顯著的系統性差異。在政策實施后，體現政策效應的βk（k=0，1，2，3，4）的估計值均為負值，且其95%置信區間均不包含0，說明政策實施后處理組和控制組存在顯著差異。這表明，處理組和對照組滿足平行趨勢假設。因此，使用DID 模型是合適的，即能夠準確地估計出新型城鎮化試點政策對城鄉收入差距的影響效應。

圖2 平行趨勢檢驗

（二）基準回歸

由于研究數據屬于面板數據，在具體建模之前，本文進行了Hausman 檢驗，結果顯示Hausman 檢驗的χ2值為148.070 0，P 值為0.000 0，說明應建立固定效應模型。因為多期雙重差分模型的特點之一是通過核心解釋變量did的設置，將隨時間變化但不隨個體變化的眾多影響因素考慮在內，所以這里僅引入個體固定效應，不再引入時間固定效應。表2 報告了基準回歸結果。

表2 基準回歸結果

在表2 中，列（1）為僅引入政策虛擬變量did的固定效應模型結果，回歸系數估計值為-0.022 1，且通過了1%水平下的顯著性檢驗，說明新型城鎮化綜合試點政策的實施顯著縮小了城鄉收入差距，初步驗證了假設H1。列（2）至列（6）是在列（1）的基礎上逐步加入控制變量得到的估計結果，可以看出政策虛擬變量did的回歸系數估計值依然顯著為負。這表明，加入控制變量后，新型城鎮化政策的實施仍然顯著縮小了城鄉收入差距，說明新型城鎮化建設達到了統籌城鄉發展、縮小城鄉收入差距的效果，假說H1 成立。鑒于表2 中各控制變量的系數符號在各個模型中具有較好的一致性，符合預期，且列（6）的擬合效果最好，下面以列（6）為基準回歸結果，進行穩健性檢驗和異質性分析，并將下文的其他回歸結果與其進行比較分析。

（三）穩健性檢驗

上文的基準回歸結果表明新型城鎮化試點政策顯著縮小了城鄉收入差距。為確認這一估計結果的可靠性，需要進行穩健性檢驗。

1.替換被解釋變量的度量方法。目前，在研究城鄉收入差距的文獻中，城鄉人均可支配收入之比和泰爾指數都是常用的指標，因此將被解釋變量泰爾指數替換為城鄉人均可支配收入之比重新進行估計。結果如表3 列（1）所示，可以看出，核心解釋變量did的系數仍然顯著為負，與基準回歸結果的符號一致，初步驗證了基準回歸結果的穩健性。

表3 穩健性檢驗

2.排除其他政策干擾。在2011—2021 年間，除新型城鎮化綜合試點政策以外，同時期實施的智慧城市試點政策和“寬帶中國”試點政策也可能會對城鄉收入差距產生一定的影響。因此，為排除其他政策可能存在的干擾，在模型（1）中加入智慧城市試點政策虛擬變量did2 和“寬帶中國”試點政策虛擬變量did3，若城市i在t年進入了試點名單，則當年及以后的年份均取值為1，反之取值為0。結果見表3 列（2），可以看出核心解釋變量did的系數仍在1%的水平下顯著為負，進一步驗證了基準回歸結果的穩健性。

3.控制變量滯后一期?？紤]到控制變量與被解釋變量城鄉收入差距之間可能存在反向因果關系，從而導致模型存在內生性，估計結果可能有偏。因此，為保證回歸估計結果的可靠性，將所有控制變量均滯后一期引入模型中。結果如表3 列（3）所示，可以看出控制變量滯后一期后，核心解釋變量did的系數仍顯著為負，與基準回歸一致，說明上文基準回歸的估計結果是可靠的。

4.安慰劑檢驗。借鑒Topalova（2010）[48]的做法，通過改變政策時間進行安慰劑檢驗。新型城鎮化綜合改革試點的時間原為2014 年、2015 年和2016年，現選擇政策實施前的2011—2013 年時間段，并假設政策實施時間為2012 年，即設定新型城鎮化試點政策虛擬變量在2011 年為0，2012 年和2013 年為1，而非新型城鎮化政策試點城市的政策虛擬變量始終為0，重新對模型（1）進行估計。估計結果如表3 列（4）所示，核心解釋變量did的系數不再顯著，表明虛擬的政策試點對城鄉收入差距沒有顯著的影響，進一步證實了2014 年開始實施的新型城鎮化試點政策顯著縮小了城鄉收入差距。

5.PSM-DID 方法檢驗。國家在選擇新型城鎮化試點城市名單時，是基于城市的產業結構、公共支出水平、人力資本水平、對外開放程度和科技發展水平等因素綜合考慮的。這種非隨機性可能導致試點城市和其他未進行政策試點城市在城鄉收入差距的變動趨勢上存在系統性偏誤?；诖?，采用PSM-DID方法進行穩健性檢驗，即先使用PSM 方法對樣本進行處理，以消除實驗組和對照組之間的系統性偏誤，再進行多期DID 回歸。具體地，選擇產業結構、公共支出水平、人力資本水平、對外開放程度和科技發展水平作為PSM 樣本匹配的協變量，采用logit 回歸模型計算傾向得分值，并根據logit 估計的結果確定與新型城鎮化試點城市相匹配的城市。本文使用核密度匹配方法對樣本進行PSM-DID 估計，結果如表3列（5）所示，可以看出，核心解釋變量did的系數仍顯著為負，與基準回歸結果基本一致，再次驗證了基準回歸結果的穩健性，即新型城鎮化試點政策顯著縮小了城鄉收入差距。

六、進一步分析

（一）異質性檢驗

由前文分析可知，新型城鎮化建設顯著縮小了城鄉收入差距。然而，中國幅員遼闊，不同區域的資源稟賦、地理位置、經濟發展程度都存在差異，可能會導致新型城鎮化建設對城鄉收入差距的影響存在異質性。因此，需從不同的角度對新型城鎮化建設的政策效果進行異質性分析。

1.區位異質性。一直以來，我國地區經濟發展水平呈現出不平衡的態勢，東部地區的人力資本、科技水平、市場環境相較于中部、西部和東北地區更有優勢，因此同樣的政策實施，可能在不同的地區呈現出不同的效果。新型城鎮化試點城市名單涵蓋了東部、中部、西部和東北四大區域，為了分析新型城鎮化政策的實施對不同區域的城鄉收入差距產生的影響，將樣本城市劃分為東部、中部、西部和東北四大區域，④進行區域異質性分析，結果見表4 第（1）列至第（4）列。

表4 區域異質性回歸結果

表4 的結果表明，東部、中部和西部地區的新型城鎮化政策試點對城鄉收入差距的影響效應顯著為負，即新型城鎮化試點政策顯著縮小了東部、中部和西部地區的城鄉收入差距。但是，新型城鎮化政策的實施對東北地區城鄉收入差距的影響效應雖然為負卻不顯著。就對東部、中部和西部的具體作用大小而言，西部地區最大，中部地區次之，東部地區最小。這可能是因為，東部地區整體處于我國改革開放的前沿，經濟充滿活力，且分布著大量的城市和城市群，城鎮化發展已進入較高水平階段，經濟的高速發展使得農村居民有更多的收入來源，因此新型城鎮化建設帶來的政策紅利有限，對城鄉收入差距的縮小作用小于中部地區和西部地區。中部地區和西部地區深處內地，城鎮化水平較低，還有很大的發展空間，同時中部地區和西部地區受人才、科技水平和交通運輸等的制約，鄉村第二、三產業發展相對落后，而新型城鎮化建設能帶來更多的資金投入，吸引人才回流，促進本地產業結構升級，因此對中部地區、西部地區城鄉收入差距的抑制作用更強。東北地區較為特殊，其原有的經濟基礎較好，城鎮化水平較高，但近年來也面臨著經濟轉型的壓力，機制靈活性和營商環境較差，存在人才大量流失和土地資源利用效率低的問題，在一定程度上制約了東北地區的產業結構升級和新型城鎮化進程，因此其新型城鎮化綜合試點的政策效應不明顯。

2.經濟發展水平異質性?？紤]到不同城市在經濟發展上相對不平衡，新型城鎮化建設對城鄉收入差距的影響效應可能存在差異，因此，進一步依據各城市的人均GDP 是否大于等于平均值將樣本城市分為發達城市和欠發達城市兩組，分組回歸的結果見表4 列（5）和列（6）。結果表明，無論是發達地區還是欠發達地區，新型城鎮化建設均顯著縮小了城鄉收入差距，并且新型城鎮化建設對欠發達地區的抑制作用強于發達地區。這可能是因為，欠發達地區經濟基礎薄弱，城鎮化水平較低，而新型城鎮化建設能為當地的經濟發展和城鎮化發展帶來更多的建設資金和政策傾斜，促進當地產業發展，增加非農就業機會，從而縮小城鄉收入差距。整體來講，東部地區的經濟發展水平最高，中部地區次之，西部地區最低，按經濟發展水平所進行的異質性分析結論也驗證了前文關于東部地區、中部地區、西部地區的異質性分析結論的可靠性。

3.分位數回歸。傳統的回歸模型本質上是均值回歸，但在不同的分位數水平上核心解釋變量對被解釋變量的影響效應可能是不同的。為了考察在不同的分位數水平上新型城鎮化建設對城鄉收入差距的影響是否存在一定的差異，進一步引入面板分位數回歸模型分析新型城鎮化建設對城鄉收入差距的異質性影響。本文分別選擇0.1、0.25、0.5、0.75 和0.9分位點進行回歸，結果見表5。

表5 分位數回歸結果

由表5 可知，在0.1 分位點上，新型城鎮化建設對城鄉收入差距的影響系數為負但不顯著，而在0.25、0.5、0.75 和0.9 分位點上，新型城鎮化建設的影響系數分別為-0.003 5、-0.007 6、-0.016 9 和-0.023 1，且均通過了1%的顯著性檢驗。同時，隨著分位數水平的提高，新型城鎮化建設對城鄉收入差距的邊際效應呈現出遞增趨勢，即城鄉收入差距越大的地區，新型城鎮化試點的政策效果就越明顯。原因可能是，城鄉收入差距大的地區往往是經濟相對落后、城鄉二元結構特征更明顯、鄉村人口占比較大的地區，無論經濟發展空間還是城鎮化發展空間都相對較大，而新型城鎮化試點政策在克服傳統城鎮化的若干弊端的同時，會使當地的土地城鎮化、人口城鎮化和經濟城鎮化更加協調，并推動當地經濟發展、產業升級和城鎮化發展進入良性軌道，進而創造出更多的非農就業機會和就業途徑，實現城鄉居民收入的穩步增長和城鄉收入差距的逐步縮小。而且，城鄉收入差距較小的地區，其城鄉發展已較為協調，城鄉融合發展的趨勢已非常明顯，城鄉居民都有較多的途徑實現收入的增長，因此，新型城鎮化試點政策對這些地區城鄉收入差距的影響不明顯。

（二）機制檢驗

上文的實證分析表明新型城鎮化建設顯著縮小了城鄉收入差距，這一結論經過多項穩健性檢驗后依然成立。因此，進一步檢驗前文提出的假設H2 至假設H4，即檢驗新型城鎮化建設是否通過促進數字普惠金融、加快流通業發展和提高創業活躍度進而縮小城鄉收入差距。

表6 的列（1）至列（3）分別展示了新型城鎮化建設對數字普惠金融、流通業發展和創業活躍度的回歸結果。結果顯示，新型城鎮化建設對數字普惠金融、流通業發展和創業活躍度的回歸系數均在1%水平下顯著為正，即新型城鎮化建設顯著促進了數字普惠金融和流通業發展，提高了創業活躍度。而且，列（4）表明引入中介變量數字普惠金融以后，核心解釋變量did的回歸系數不再顯著；列（5）和列（6）表明，引入中介變量流通業發展和創業活躍度以后，核心解釋變量did的回歸系數仍顯著為負，但系數的絕對值小于模型（1）未加入中介變量時的系數絕對值。這說明，數字普惠金融、流通業發展和創業活躍度的中介機制是存在的，新型城鎮化建設能通過促進數字普惠金融、加快流通業發展和提高創業活躍度等機制縮小城鄉收入差距，假設H2 至假設H4 得到驗證。

表6 機制檢驗回歸結果

七、研究結論與啟示

本文從理論上分析了新型城鎮化建設對城鄉收入差距的影響機制和傳導路徑，并提出了4 條研究假設，然后將新型城鎮化試點政策視為準自然實驗，基于2011—2021 年中國192 個地級市的面板數據，采用多期雙重差分模型實證檢驗了新型城鎮化建設對城鄉收入差距的影響效應，并對其異質性和中介傳導機制進行了考察。研究結論如下：（1）新型城鎮化建設顯著縮小了城鄉收入差距，這一結論在替換被解釋變量的度量方法、排除其他政策干擾、克服內生性、進行安慰劑檢驗、采用PSM-DID 方法重新估計等多項穩健性檢驗后仍然成立；（2）機制分析結果表明，數字普惠金融、流通業發展和創業活躍度在新型城鎮化建設對城鄉收入差距的影響中發揮著中介作用；（3）區位異質性分析表明東部地區、中部地區和西部地區的新型城鎮化建設顯著縮小了城鄉收入差距，而東北地區新型城鎮化建設的政策效應不明顯；（4）經濟發展水平異質性分析表明，無論是發達地區還是欠發達地區，新型城鎮化建設均縮小了城鄉收入差距，區別僅在于影響力度的大??；（5）分位數回歸表明，城鄉收入差距越大的地區，新型城鎮化建設對其城鄉收入差距的縮小作用越明顯。

上述結論有一定的政策含義。第一，應繼續深入實施新型城鎮化試點政策。要繼續深化戶籍制度改革，降低城市落戶門檻，促進農村剩余勞動力轉移。同時，增加基礎設施投資，讓農村居民更便捷地走出農村尋找新的就業機會。第二，應加大數字普惠金融的宣傳普及力度，并通過培訓和進修等手段培養數字技術性人才，提高居民的數字金融素養，加深各個地區的數字化使用深度，進而縮小城鄉收入差距。第三，應進一步降低流通業成本，促進流通業高效發展，并通過不斷擴大流通業發展規模來創造更多的就業崗位，增加居民的收入。第四，要進一步簡化市場準入程序，降低市場準入門檻，鼓勵民眾積極創業。此外，要優化營商環境，特別是要增加面向農村居民的創業知識培訓，讓農村居民了解創業基本知識和創業風險，增加其成功的幾率，為農村居民參與創業提供全方位支持。第五，各地區要因地制宜，實施差異化的新型城鎮化政策。對于城鎮化率較高且經濟較發達的東部地區，應該注重推進縣域經濟的發展，充分挖掘當地資源優勢，從而帶動農村地區經濟增長。對于近年來發展緩慢的東北地區，要改善營商環境，吸引更多的投資在當地建廠，拉動需求，擴充市場規模。同時，通過完善激勵機制和人才引進政策吸引人才、留住人才，以推動新型城鎮化建設，緩解東北地區“人才流失”的困境。對于城鄉收入差距懸殊的地區，尤其要加快新型城鎮化建設，以此統籌城鄉發展，逐步縮小城鄉收入差距。