城镇化、市场化进程与共同富裕.pdf

西部金融 2023年第10期城镇化、市场化进程与共同富裕杨金朋（天津外国语大学国际商学院，天津300270）摘要：国之称富者，在乎丰民。党的十八大以来，党中央把逐步实现全体人民共同富裕摆在更加重要的位置，推进城镇化建设、市场化改革等有力措施打赢脱贫攻坚战，全面建成小康社会，为促进共同富裕创造了良好条件。如何实现共同富裕成为新的研究课题，本文选取我国30个省级行政区20052021年的数据，运用空间杜宾模型及中介效应模型探析了城镇化、市场化进程与共同富裕的关系。研究发现：一是城镇化的提高能够显著缩小收入差距，且存在明显的空间溢出效应，在缩小本地收入差距的同时，一定程度上也会缩小周边地区的收入差距。二是城镇化的发展通过促进市场化程度的提升来产生中介效应，间接实现共同富裕。三是城镇化助力共同富裕的效果具有门槛效应，随着市场化的不断深入，缩小收入差距的效果会越来越强。四是城镇化、市场化与共同富裕的影响存在区域异质性，不论是否考虑中介效应，东、中、西、东北地区，城镇化均能缩小当地的收入差距，但在东、西部地区，城镇化对收入差距的影响存在“虹吸”效应。因此，应在注重区域协调的基础上，积极推进城镇化建设并完善市场化改革，多措并举缩小城乡收入差距以达到全民富裕，最终平稳有序实现共同富裕。关键词：共同富裕；城镇化；市场化；空间效应；中介效应；门槛效应中图分类号：F299.21文献标识码：A文章编号：1674-0017-2023（10）-0086-12一、引言共同富裕是社会主义的本质要求，我国虽已消除绝对贫困，但富裕水平与发达国家相比仍有差距。从经济的视角看，共同富裕意味着中等收入群体的比例要明显提高，这需要通过收入的增长来实现；从社会的视角看，意味着收入差距、财富差距、城乡差距、区域发展差距的缩小。由此，共同富裕目标的实现和收入不平等、财富不平等的解决密切相关。城镇化是推动经济发展的重要举措，是推进共同富裕的重要路径。自改革开放以来，我国经历了人类历史上最为宏大的城镇化浪潮，这不仅使得农村居民的收入得到了大幅改善，也为市场化发展提供了坚实的基础。万广华（2021）认为加快城镇化发展将有助于减少城乡分割，缩小收入差距。黄奇帆（2022）指出从全世界的经验看，城镇率达到75%后通常将达到顶点。2022年我国的常住人口城镇率为65.22%，户籍人口城镇化率仅为47.3%，相差18%的原因在于向城镇迁移的农村居民并未得到城市户口，相当于超过2.5亿人无法享受到与城市居民同等的社会公共服务。因此不论是从学者呼吁的视角，还是从发达国家的经验看，我国的城镇化发展仍有进一步推动的空间，共同富裕之路仍有进一步探索的必要。二、文献综述针对城镇化对共同富裕的影响，学术界给予了较多关注，但关于这一问题还没有得到一致的结论。有学者认为城镇化速度与经济增长速度之间并不存在相关性。甚至会对城乡收入差距造成消极影响，且这种影响会持续存在。而曹裕（2010）、吕炜（2013）、罗知（2018）等学者则认为城镇化发展可以有效缩小收入差距。此外，城镇化和共同富裕还存在着空间相关性，共同富裕在经济发展中后期主要受到城镇化的影响。万广华（2022）研究表明，城镇化不但能够显著提高生产率，同时还能够拉动国内消费需求，从而助力新发展格局、推动经济增长，是消除城乡差异、解决“三农”问题的根本出路。赵瑞（2022）运用空间杜宾模型，收集收稿日期：2023-08作者简介：杨金朋（1997-），男，硕士研究生，现就读于天津外国语大学。注：本文为作者观点，文责自负。金融实务86DOI:10.16395/ki.61-1462/f.2023.10.008西部金融 2023年第10期近10年我国30个省（市、自治区，不含港澳台、西藏）的相关数据分析新型城镇化对农民收入的影响，研究发现城镇化通过人口、土地、经济三方面对农民收入产生显著正向的直接效应。城镇化对农村地区的产业发展也有一定的积极作用。有利于当地发展优势产业，带动农民就业，开辟农民增收新增长点，促进农民收入持续稳定增加。在进入全面建设社会主义现代化国家、向第二个百年目标进军的新阶段，城镇化在聚焦人的需求、关注人的均等权益中，成为迈向共同富裕的有力支撑。关于市场化对共同富裕的影响，大多数学者均认同市场化进程的积极作用。田卫民（2012）认为，在市场经济中，由于存在无数个不同类型、不同规模的生产者，他们在各个环节的竞争将导致居民收入分配比计划经济中的收入分配更为平等。樊纲（2011）指出，1978年以来，以市场化改革为方向的经济转型给中国带来了举世瞩目的经济成就，从1997年到2007年，市场化进程对经济增长的贡献达到年均1.45个百分点。叶祥松（2020）则认为我国的中低端制造业科技水平进步也主要依靠市场化程度的不断提高。此外，阳义南（2020）研究发现，我国仍然存在显著的代际继承现象，社会经济地位的代际传递系数为0.12。而2008-2012年间的市场化改革则对父辈影响产生了显著的负向调节作用，使父辈对子代的影响平均下降了0.8%。这说明市场化改革总体上是促进了我国的代际流动性，间接助力了共同富裕的实现。种种迹象表明，我国的市场化转型道路还没有完成，中国的可持续增长还有赖于进一步推进市场化改革。总的来看，关于城镇化与共同富裕之间的关系，还有继续深入分析的空间。一方面在于学术界对城镇化与共同富裕之间的关系产生了观点上的分化，另一方面在于现有研究中较少有研究城镇化通过何种方式作用于共同富裕，此外大多数学者在研究中忽略了我国是个基础设施便利、区域关联紧密、人口规模巨大且流动性强的大国，其空间效果值得进一步探究。基于此，本文探讨了城镇化对城乡收入差距的影响，并揭示了市场化进程在这一影响中的作用，具有三方面的贡献。第一，使用省级宏观数据证实了城镇化在缓解城乡收入不平等上的作用，并识别了其空间效应。第二，进一步分析了城镇化发挥缩小收入差距作用的重要机制。第三，确定了城镇化在缩小城乡收入差距过程中存在的非线性关系以及区域性特征。这些结果将进一步丰富城镇化发展的文献，为中国减少收入差距、实现共同富裕提供了理论上的启示。三、理论分析与研究假设（一）理论分析随着全面深化改革的推进，城镇化发展已然成为经济增长的持久动力，虽然城镇化表现为人口结构的变化，但在更深层次上，这种人口结构的变动会影响市场化进程和城乡收入差距的改变。城镇化缩小城乡居民的收入差距。农村居民随着城镇化的浪潮进入城市转而从事非农业生产，由于非农行业的利润率相对较高，将有助于提高进城农村居民的工资性收入，并持续增加城市对农村劳动力的吸引力，直到接近“刘易斯拐点”，劳动力从农村转向城市的趋势才开始放缓。此外，随着农村人口向城市的不断涌入，加剧了非技术型产业的劳动力竞争状况，使得原先城镇居民的均衡工资收入下降，这在一定程度上缩小了城乡居民间的收入差距。城镇化与市场化相互促进助力共同富裕。市场化可以加速资源配置的不断优化，提高生产效率和劳动力市场的灵活性，从而促进经济增长和就业机会的增加，进一步促进城镇化的发展，城市也因此可以提供更多的教育、培训和技能提升机会，帮助人们提高自身素质和能力以增加其在劳动力市场的竞争力。此外，大量农村劳动力在城市的长期汇聚也推动了市场化的进程，倒逼出更为便捷和高效的市场和商业服务。两者的相互促进以及良性循环，最终将有助于实现共同富裕。（二）数理推导假设社会体系分为城镇与农村二元结构，u和r分别表示城镇和农村，城镇人口占比为，则农村人口占比为1-，、分别表示城镇和农村的资本产出弹性，且。城镇与乡村二元体系下均存在大量的竞争厂商，满足规模收益不变的Cobb-Douglas（柯布道格拉斯）形式：Yu=AuKuL1 uYr=ArKrL1 r其中Y、K、L分别代表总产出、资本投入、劳动力，A代表生产率水平对产出的影响。为了简化模型，假设资本投入、劳动力、生产率水平作为中间产品生产最终产品Q：Q=AYuY1 r其中代表高附加值产品作为中间产品的产出弹性。此外，假设城乡收入差距T由城乡工资差距I以及金融实务87西部金融 2023年第10期因城乡制度障碍所带来的市场化程度的非货币因素差距M（0M1）两部分所构成，P为中间品的价格，因此最终产品部门利润最大化C要满足：MaxQ=AYuY1 rC=PuYu+PrYr通过拉格朗日乘数法求解可得：PuYuPrYr=1 设y=Y/L，k=K/L，可知y和k分别代表人均产出和人均资本投资。根据利润最大化原则，劳动的实际工资为：u=(1 )yur=(1 )yr可推出：I=(1 )Yu(1 )Yr将等式两边同时乘以Lu/Lr可得：YuYr=(1 )Lu(1 )Lr I则：PuPr(1 )Lu(1 )Lr I=1 将城镇化水平代入可得：PuPr(1 )(1 )（T M）1 =1 其隐函数为：F=PuPr(1 )(1 )（T M）1 1 根据隐函数求导法则可知：T=F/F/T=（T M）1 0根据T对M的偏导可看出，缩小市场化进程的差异将会带来收入差距的缩小，此外，城镇化建设可以通过优化资源配置、促进城乡一体化等方式推动市场化进程的发展。因此本文提出假设2。假设2：市场化进程是城镇化促进共同富裕的重要传导机制再考虑到我国长期以来，东部沿海地区受益于开放政策、外资和技术转移等因素的影响，发展速度较快，其产业结构比较先进，拥有较高的技术和管理水平，而西部地区因地理位置偏远、资源匮乏、基础设施不完善等因素的影响，发展相对滞后，各区域之间存在一定的差距。因此本文提出假设3。假设3：城镇化助力共同富裕的实现存在一定的区域特征和空间效果。随着城镇化和市场化的不断推进，经济结构将向着更加现代化、产业更为多元化、劳动力更为高效化的方向转变。在市场化程度较低时，城镇化对经济增长的促进作用较小，城市的经济活力也相对较弱，因此城镇化对共同富裕的贡献也会较低。但是，随着市场化程度的提高，城镇化率也会相应提高，城市的经济活力也会加强，此时城镇化对共同富裕的贡献也会随之加强。基于此本文提出假设4。假设4：城镇化对共同富裕的影响存在门槛效应，随着市场化的进程而变化。四、研究设计（一）变量选取金融实务88西部金融 2023年第10期1.被解释变量本文的被解释变量为共同富裕（IP），共同富裕不是少数人的富裕，而是全体人民的共同富裕。因此本文选择衡量收入差距的泰尔指数作为共同富裕的衡量指标。泰尔指数是基于信息熵理论，将人口按照财富水平划分为不同组别，然后计算不同组别之间的差异。泰尔指数的取值范围是0到1，数值越高表示财富分配不平等程度越大。其计算方法如式1所示：Theili,t=j=12()Iij,tIi,tLn()Iij,tIi,tPij,tPi,t（1）其中，Theili,t表示i省份t时期的城乡收入差距，当j取值为1时代表城镇地区，当j取值为2时代表农村地区。Iij,t表示省份i第t期城镇或农村的总收入。Ii,t则为省份i第t期总收入，Pij,t则为省份i第t期城镇或农村人口，Pi,t表示省份i第t期总人口。2.解释变量本文的解释变量为城镇化（UR）。城镇化是现代化的必由之路，也是国家经济发展的主要引擎。Kuznets（1955）探讨了工业化和城镇化对收入不均等的影响，提出了著名的倒U形曲线。Lewis（1954）提出了二元经济理论，认为工业或城市部门的发展可以使农村贫困人口受益，从而缩小城乡收入差距。国内研究中，陆铭和陈钊（2004）则使用19872001年的省级面板数据进行了实证检验，结果表明城镇化能够显著缩小城乡收入差距。基于此本文使用城镇人口占总人口的比重衡量城镇化水平。3.中介变量本文的中介变量为市场化（MI）。樊纲等（2011）测算的全国省级市场化指数得到学术界广泛认可并被大量引用。故参考其测算方法，从政府与市场关系、非国有经济发展、产品市场发育程度、要素市场的发育程度和市场中介组织发育程度与法律制度等五个方面测得省级市场化进程指标。表1市场化进程指标体系一级指标市场化进程二级指标政府与市场的关系非国有经济的发展产品市场的发育程度要素市场的发育程度市场中介组织的发育和法律制度环境三级指标市场分配经济资源的比重政府对企业的干预政府规模非国有经济在工业销售收入中所占比重非国有经济在全社会固定资产总投资中所占比例非国有经济占城镇就业人数的比例价格由市场决定的程度减少商品市场上的地方保护公平的市场竞争条件金融业的市场化人力资源供应条件技术成果市场化市场中介组织的发育维护市场的法治环境知识产权保护4.控制变量（1）经济增长。本文用人均GDP衡量经济增长。目前有关经济增长与收入差距之间关系研究中，库兹涅茨倒U形曲线是目前认可度最高的研究结论。库兹涅茨利用发达国家的跨国面板数据发现，随着经济的增长，收入差距会先扩大后缩小，二者呈现出倒U型的非线性关系。张世伟（2007）基于主体的转轨经济模型，分析经济转轨过程中经济增长和收入差距的动态关联性，其研究也证实了库兹涅茨倒U形曲线。（2）政府干预程度（GE）。当政府支出增加时，一方面可以通过投资基础设施建设，促进就业机会，从而带来经济增长。另一方面可以调节税收和转移支付等政策手段，实现贫富之间的收入再分配。本文使用财金融实务89西部金融 2023年第10期政支出占地区生产总值量之比来衡量政府干预程度。（3）产业结构（IS）。产业结构对经济增长和收入差距具有重要影响。一般来说，高附加值产业对技术和资本的需求较大，对劳动力的需求相对较少，因此高端产业通常能够提供较高的工资和福利，进而推动平均收入水平的提高。而劳动密集型产业则相对较少要求劳动者的技能和知识，但通常给劳动者提供的工资和福利相对较低，因此劳动密集型产业往往会拉大收入差距。周国富（2021）也认为通过合理的产业结构调整，可以逐步实现经济结构的升级和调整，从而增加经济增长的动力，缩小收入差距。本文用第三产业增加值占地区生产总值之比来衡量产业结构。（4）人力资本水平（HC）。程锐（2022）研究发现，人力资本结构从初级向高级的优化过程可以有效降低城乡收入差距，并且存在长期效应。此外，罗楚亮（2020）认为由于国家政策的变动会在特定的产业发展目标下推动城市高技能劳动者获得超额收入，从而导致城乡收入差距的形成和持续。基于此本文以高等学校在校人数除以总人口代表人力资本水平。表2主要变量说明变量名称城镇化市场化经济增长政府干预程度产业结构人力资本变量符号URMIGDPGEISHC变量含义城镇人口/总人口樊纲市场化进程指数人均地区生产总值财政支出/地区生产总值三产业增加值/地区生产总值高等学校在校人数/总人口（二）空间计量模型的设定1.空间杜宾模型根据前文的理论分析和研究假设，本文的实证部分重点研究市场化、经济增长和共同富裕之间的影响机制和溢出效应，设计中介模型如式2至式4所示：IPit=0+1MIit+Cit+it（2）GDPit=2+3MIit+Cit+it（3）IPit=4+5MIit+6GDPit+Cit+it（4）本模型中，Cit为控制变量的统称，it为随机误差项。1表示市场化对共同富裕的总影响效应，3表示市场化对中介变量GDP的影响效应，5表示在控制变量和中介变量共同存在下，市场化对共同富裕的直接影响效应。考虑到各地区之间的市场化程度、经济增长和共同富裕不是相互独立的，可能存在空间相关性，所以在以上中介效应模型的基础上构建空间计量模型，验证市场化、经济增长和共同富裕之间的交互影响机制和空间溢出效应。构建空间杜宾模型如式5至式7所示：IPit=0+1i=1nWijIPit+1MIit+2i=1nWijMIit+2Cit+3i=1nWijCit+i+t+it（5）GDPit=0+1i=1nWijGDPit+1MIit+2i=1nWijMIit+2Cit+3i=1nWijCit+i+t+it（6）IPit=0+1i=1nWijIPit+1MIit+2i=1nWijMIit+2GDPit+3i=1nWijGDPit+3Cit+4i=1nWijCit+i+t+it（7）其中，Wij为空间权重矩阵，表示空间中个体i对个体j的影响程度。、表示待估参数，i表示空间效应，t表示时间效应，it表示随机扰动向量。2.门槛回归模型为探究城镇化对共同富裕的影响是否存在结构性突变，本文将市场化作为门槛变量，建立门槛回归模金融实务90西部金融 2023年第10期型如式8所示：IP=+1URitI(MIit 1)+2URitI(MIit 1)+iControlit+i+t+it（8）上述模型以单门槛为例，多门槛与单门槛本质上相同。其中为单门槛值；I(*)为指示函数。当门槛变量1时，I=0，否则为1。其余变量与上文一致。五、实证分析结果（一）空间自相关检验按本文使用莫兰指数Moran s I来检验我国30个省市1的泰尔指数是否存在空间自相关，其取值和空间相关性判定规则如式9所示：Morans I|0 I 1,正空间自相关I=0,无空间自相关 1 I 0,负空间自相关（9）全局莫兰指数考虑了整个研究区域内的所有数据，反映了全局空间自相关性的强度和方向，而局部莫兰指数则是在研究区域内以每个样本点为中心，分别计算与其邻近的样本点之间的空间自相关性，反映了局部空间自相关性的强度和方向。其中，全局Moran指数其具体计算方法如式10所示：Morans I=i=1nj=1nWij(zi z)(zj z)S2i=1nj=1nWij（10）其中，S2为样本方差，为样本均值，Wij为空间权重矩阵，计算出来的I即为全局Moran指数。局部Moran指数的具体计算方法如式11所示：Morans Ii=(zi z)j=1nWij(zj z)S2（11）该式除了Ii之外的其他字母代表的意义和全局Moran指数中的相同，唯一不同的是此处的Ii代表了计算出来的某个细分区域的局部莫兰指数。表3泰尔指数的全局Moran s I指数年份2005年2006年2007年2008年2009年2010年2011年2012年2013年2014年2015年2016年2017年2018年2019年共同富裕全局莫兰指数0.50840.50050.50530.49630.48730.48920.50040.49530.49460.50310.51460.51390.51340.50760.5071P值0.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.000市场化全局莫兰指数0.47410.51060.54050.53700.52920.56360.57460.58480.58000.58280.49680.50210.49500.48740.4796P值0.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.0000城镇化全局莫兰指数0.40280.40570.41140.41400.42630.41130.39510.38540.38430.38110.39090.39630.39690.39450.3882P值0.00030.00030.00030.00020.00020.00030.00040.00060.00060.00070.00050.00040.00040.00040.00051 由于西藏自治区的相关数据获取存在困难，故选择剔除西藏外的 30 个省份数据进行测算。金融实务91西部金融 2023年第10期2020年2021年0.49560.50450.0000.0000.47160.46390.00000.00010.38030.37820.00070.0007根据表3反映的全局莫兰指数结果，我国城镇化、市场化与共同富裕呈现出显著的空间正相关性。为进一步验证被解释变量及核心解释变量的空间相关性，本文对各省份进行标号，并对共同富裕、市场化、城镇化进行局部莫兰检验。各指标2005年和2021年的莫兰散点图2绘制于如图1至图3所示。莫兰散点图分为四个象限，第一象限表示高高集聚（HH），表示高观测值的区域其周边区域也是高观测值；第二象限表示低高集聚（LH），表示低观测值的区域其周边区域是高观测值；第三象限表示低低集聚（LL），表示低观测值的区域其周边区域也是低观测值；第四象限表示高低集聚（HL），表示高观测值的区域其周边区域是低观测值。若观测值集中分布在一、三象限，则说明观测值间存在正空间相关性，相反，若观测值集中分布在二、四象限，则说明观测值间存在负空间相关性图12005年和2021年的共同富裕莫兰散点图图22005年和2021年的市场化莫兰散点图图32005年和2021年的城镇化莫兰散点图2 莫兰散点图中各数字指代省份如下：1为北京，2为天津，3为河北，4为山西，5为内蒙古，6为辽宁，7为吉林，8为黑龙江，9为上海，10为江苏，11为浙江，12为安徽，13为福建，14为江西，15为山东，16为河南，17为湖北，18为湖南，19为广东，20为广西，21为海南，22为重庆，23为四川，24为贵州，25为云南，26为陕西，27为甘肃，28为青海，29为宁夏，30为新疆。金融实务92西部金融 2023年第10期根据图1至图3的各象限分布情况可知，各省份落于第一、三象限的数量要大于落于第二、四象限的数量，因此局部莫兰检验再次印证了共同富裕、市场化进程以及城镇化在空间上具有正相关性（二）空间计量模型的选择参考Elhorst的检验方法，第一步，对模型进行LM检验和Robust LM检验，以判断模型是否存在空间效应；第二步，对模型进行Hausman检验，以进行固定效应或随机效应的选择；第三步，对模型进行LR检验，以判断空间杜宾模型（SDM）是否会退化为空间滞后模型（SAR）和空间误差模型（SEM）。检验结果如表 4所示。表4模型选择检验结果检验方法LM test no spatial errorRobust LM test no spatial errorLM test no spatial lagRobust LM test no spatial lagHausman testSDM对SAR的似然比检验(Likelihood-Ratio test)SDM对SEM的似然比检验(Likelihood-Ratio test)统计量30.44942.62530.66742.84333.8172.67126.05P值0.00000.00000.00000.00000.00130.00000.0000由表4可知，在LM检验中SAR和SEM模型均通过1%的显著性检验，说明应选择带有空间效应的面板模型；Hausman检验结果显示拒绝原假设，说明固定效应模型优于随机效应模型；LR检验中结果显著地拒绝原假设，说明SDM模型不会退化为SAR和SEM模型。因此本文最终选择的是固定效应下的空间杜宾模型。（三）城镇化对共同富裕的回归分析由三种空间计量模型下城镇化对共同富裕的回归结果可知：在SDM、SEM、SAR三种模型下，城镇化与泰尔指数的回归均显著且为负值。SDM模型中，城镇化的系数为-1.5并通过1%的显著性检验，这意味着随着城镇化水平的提升，城乡收入差距减少，共同富裕水平上升。（四）城镇化对共同富裕的影响效应分解为了深入地分析城镇化对共同富裕的溢出效应，需要对其空间效应进行分解。空间杜宾模型中总效应可分解为直接效应和间接效应，直接效应衡量某省解释变量对该省共同富裕的平均影响程度，间接效应表示某省解释变量对该地区其他省份共同富裕的平均影响。具体结果如表5所示。表5空间杜宾模型的直接效应、间接效应和总效应变量URGDPGEISHC直接效应-1.527*(-20.40)-0.107*(-5.30)-0.162*(-2.76)-0.115(-1.32)-0.0685(-1.32)间接效应-0.679*(-4.15)-0.0650(-1.13)0.0185(0.12)-1.320*(-7.52)-0.0838(-0.84)总效应-2.206*(-12.36)-0.172*(-2.53)-0.144(-0.88)-1.434*(-7.67)-0.152(-1.50)通过表5的效应分解可看出，城镇化对泰尔指数的直接效应与空间溢出效应均通过1%的显著性检验，系数为-1.527和-0.679。直接效应占总效应的69.2%，本省的城镇化水平每上升1%，将降低本省1.527%的金融实务93西部金融 2023年第10期城乡收入差距；空间溢出效应占总效应的30.8%，本省的城镇化水平每上升1%，将降低邻省0.679%的城乡收入差距。即城镇化水平的上升不仅会提高本省的共同富裕水平，还会通过空间溢出效应提升邻省的共同富裕水平。（五）城镇化通过市场化影响共同富裕的中介效应分析为了检验市场化在城镇化与共同富裕的关系中是否存在中介效应，本文继续运用空间杜宾模型进行检验，检验结果如表6所示。表6市场化对共同富裕的中介检验结果变量MIURGDPGEISHC拟合优度样本容量IPMain-1.500*(-20.03)-0.102*(-4.48)-0.160*(-2.57)-0.0656(-0.79)-0.0579(-1.27)0.7225510Wx-0.292*(-2.96)-0.0328(-0.69)0.0613(0.46)-1.101*(-6.75)-0.0648(-0.73)0.7225510MIMain0.332*(7.75)0.0869*(6.63)-0.298*(-8.32)0.200*(4.20)0.0977*(3.75)0.8105510Wx-0.223*(-2.90)-0.00603(-0.21)-0.0794(-1.03)0.325*(3.53)-0.0689(-1.37)0.8105510IPMain-0.710*(-10.09)-1.253*(-17.52)-0.0557*(-2.55)-0.364*(-6.08)0.0193(0.25)0.0262(0.62)0.7052510Wx0.670*(4.25)-0.527*(-3.73)-0.126*(-2.47)0.105(0.84)-0.957*(-6.32)-0.0726(-0.90)0.7052510表中Main表示本地区变量之间的关系，Wx表示本地区变量对周边地区变量的影响。由根据表6可以看出以下三种情况，第一，不考虑中介变量的影响时，核心解释变量UR对泰尔指数的影响系数显著为负，城镇化水平每提高1%，泰尔指数下降1.5%；第二，核心解释变量UR对中介变量MI的影响系数显著为正，当城镇化水平提高1%，市场化进程将提高0.332%，表明城镇化水平的提高对市场化的提升具有正向促进效应；第三，考虑中介变量的影响时，市场化对泰尔指数的影响显著为负，市场化水平提高 1%，泰尔指数下降0.71%，核心解释变量UR对泰尔指数的影响依然显著为负，城镇化水平提高1%，泰尔指数下降1.253%，可看出核心解释变量的系数绝对值相对加入中介变量前有所下降。这说明市场化在城镇化减少收入差距、提高共同富裕中起到部分中介效应。（六）城镇化对共同富裕影响的门槛效应根据前文的假设，城镇化对共同富裕的影响效果可能会因市场化的程度而改变。本文首先对是否存在门槛效应进行检验，通过Hansen提出的门槛效应检验法，将市场化（MI）作为门槛变量进行估计，并确定门槛个数，检验结果如表7所示。表7门槛检验结果门槛变量AP门槛个数单门槛双门槛F统计量43.7831.80P值0.00000.0140门槛值1.90512.1587BS次数500500由检验结果可知，当以市场化作为门槛变量时，城镇化对共同富裕的影响存在双门槛，第一门槛值为1.9051，第二门槛值为2.1587，基于此本文进行门槛效应回归分析。金融实务94西部金融 2023年第10期表8门槛回归结果变量UR(MI=1.9051)UR(1.9051MI=2.1587)UR(2.1587MI)常数项样本容量拟合优度门槛变量：MI-1.422*(-3.16)-1.539*(-3.53)-1.669*(-3.97)0.369(0.73)5100.7842从表8的回归结果可以看出，城镇化对共同富裕的影响，当市场化低于1.9051时，城镇化每提高1%，能够在5%的显著性水平下减少1.422%的收入差距；当市场化介于1.9051至2.1587时，城镇化对收入差距的显著性水平不变，系数的绝对值有所增加；当市场化高于2.1587，城镇化对收入差距的影响显著增强，城镇化每提高1%，能够在1%的显著性水平下减少1.669%的收入差距。从整体上看，虽然系数的正负性并没有发生变化，但在不同的区间，系数的大小随之发生了改变，因此城镇化与共同富裕之间依然存在非线性关系。随着本地区市场化程度的提高，城镇化对共同富裕的促进作用逐渐增强。图4门槛检验图（七）异质性分析与稳健性检验1.区域异质性分析当前，我国不同地区经济发展、要素资源禀赋存在明显差异，导致我国的城镇化、市场化与共同富裕水平均存在区域差异。基于此，本文参考统计局的区域划分，将30个省份划分为东、中、西、东北3四块区域进行回归检验，回归结果如表9所示。表9区域异质性回归结果变量UR东部Main-1.766*(-10.37)Wx1.050*(3.48)中部Main-0.629*(-3.69)Wx-1.211*(-3.39)西部Main-0.934*(-6.56)Wx0.701*(2.25)东北Main-1.109(-1.74)Wx-2.047*(-2.71)3 东部包括：北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南。中部包括：山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南。西部包括：内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆。东北包括：辽宁、吉林和黑龙江。金融实务95西部金融 2023年第10期MI控制变量Log-likelihood拟合优度样本容量-1.224*(-10.20)控制132.81130.72871700.487*(2.04)控制132.81130.7287170-0.275*(-3.90)控制180.64040.84671020.699*(5.08)控制180.64040.8467102-0.489*(-9.15)控制177.37660.63461870.456*(3.70)控制177.37660.6346187-0.509*(-4.66)控制123.28970.324051-0.623*(-3.13)控制123.28970.324051总的来看，区域回归结果与全样本基本一致。其中东部地区的新型城镇化水平系数为-1.766并且在1%的水平上显著，表明东部地区城镇化水平每提高一个单位，城乡收入差距水平降低1.766%；中部地区的城镇化系数为-0.629并且在1%的水平上显著，表明中部地区城镇化水平每提高一个单位，城乡收入差距水平降低0.629%；西部地区的城镇化系数为-0.934并且在1%的水平上显著，表明西部地区城镇化水平每提高一个单位，城乡收入差距水平降低0.934%；东北地区的城镇化水平系数为-1.109但并不显著。但东部及西部地区的Wx系数为正向显著，表明本地区城镇化水平的提高会扩大周边地区的收入差距，这可能是由于东部和西部地区是中国板块发展的两个极值，其推动城镇化的边际难度较大，因此某地区的城镇化发展有所突破时，会迅速吸引周边地区的劳动力及资源，导致其市场化进程暂时搁浅，进而在一定程度上扩大了周边地区的收入差距。2.城镇化对共同富裕影响的稳健性检验为了测试模型估计结果的稳健性，本文使用三种常见权重矩阵进行空间杜宾模型的再次回归，并将结果进行比较，三种空间权重矩阵的回归结果如表10所示。表10不同空间权重矩阵下的检验变量URMIrho控制变量Log-likelihood拟合优度样本容量邻接矩阵Main-1.253*(-17.52)-0.710*(-10.09)0.231*(3.98)控制165.51850.7052510Wx-0.527*(-3.73)0.670*(4.25)0.231*(3.98)控制165.51850.7052510经济距离矩阵Main-1.436*(-14.98)-0.645*(-9.54)0.254*(4.42)控制197.98000.8111510Wx0.0798(0.43)-0.285(-1.86)0.254*(4.42)控制197.98000.8111510地理距离矩阵Main-1.297*(-20.73)-0.596*(-8.73)0.249*(4.37)控制211.15330.8604510Wx-0.639*(-3.34)-0.462*(-2.23)0.249*(4.37)控制211.15330.8604510由表10可知，在分别使用空间经济距离矩阵和空间地理距离矩阵对模型的参数进行估计时，系数的正负方向以及显著性没有太大变化，这说明本文的估计结果是稳健的。六、结论与建议（一）主要结论文章选取30个省级行政区20052021年数据，运用空间杜宾模型及中介效应模型探析了城镇化、市场化与共同富裕的关系。研究发现：一是城镇化的提高能够显著影响收入差距，且存在明显的空间溢出效应，在缩小本地收入差距的同时，一定程度上也会缩小周边地区的收入差距，这说明城镇化的发展确实对助力实现共同富裕起到积极作用。二是城镇化的发展通过促进市场化程度的提升来产生中介效应，间接实现共同富裕。三是城镇化助力共同富裕的效果具有门槛效应，随着市场化的不断深入，缩小收入差距的效果会越来越强。四是城镇化、市场化与共同富裕的影响存在区域异质性，不论是否考虑中介效应，东、中、西、东北地区，城镇化均能缩小当地的收入差距，但在东、西部地区，城镇化对收入差距的影响存在“虹吸”效应，这可能是由于东部和西部地区是中国板块发展的两个极值，其推动城镇化的边际难度较大，因此某地区的城镇化发展有所突破时，会迅速吸引周边地区的劳动力及资源，进而一定程度上扩大了周边地区的收入差距。（二）对策建议根据研究结论，本文提出以下对策建议：第一，应当加大城镇化建设的力度，构建以人为核心的新型城金融实务96中国金融学会中国金融会计学会中国金融教育发展基金会中国国际经济关系学会西南金融编辑部重庆金融编辑部宁夏金融编辑部青海金融编辑部内蒙古金融研究编辑部区域金融研究编辑部（广西）华北金融编辑部金融发展研究编辑部（济南）云南省金融学会贵州省金融学会西藏自治区金融学会陕西省金融学会陕西省金融会计学会新疆金融学会山东大学经济研究院（中心）南开大学数量经济研究所西安交通大学经济与金融学院中央财经大学经济学院西北大学经济管理学院陕师大中国西部金融研究中心西北农林科技大学农村金融研究所西部金融2023年第10期金融实务镇化。当前城镇化虽取得一定成果，但半城镇化现象仍然存在，农村居民迁移至城镇就业后，在社会保障以及子女教育上无法与城镇居民享受同等的权利。为此应进一步推动实现城乡社会服务均等化、一体化，促进城乡社会保障体系的有效衔接，只有解决农村居民的后顾之虑，加强其对城市的归属感，才能高质量完成城镇化建设。第二，加强市场化建设，加快构建全国统一大市场。将市场化建设与共同富裕目标相契合，首要的是平稳有序破除要素市场的流动障碍，优化人口和土地资源的空间配置，推进户籍制度、土地制度进一步改革。此外，要着力破解阻碍我国商品市场一体化的体制机制障碍，应积极推动智能化交通网络建设以提高信息与物流的传递效率，并以此为基础提高降低市场准入门槛，扩大市场竞争范围，加强知识产权保护，提高企业技术创新能力等来促进商品市场的流通。第三，应注重区域间的差异性和特点，因地制宜地推动城镇化和市场化的发展，促进共同富裕。政府可以根据不同地区的发展特点和差异，采取不同的政策和措施，推动城镇化和市场化的协同发展，同时注重区域间的协调和合作，促进共同富裕的实现。第四，公平是共同富裕的价值根基，应采取多种措施促进社会公平、机会公平，首先，政府应该制定更加公正、公平的政策，确保资源分配的公正性。可以通过减税、加强社会保障、实施最低工资等措施来促进财富的再分配，缩小社会贫富差距。其次，应该加