單德朋　鄭長(zhǎng)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(duì)城市化減貧效應(yīng)的三種機(jī)制進(jìn)行了分解，然后基于1998-2012年中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，利用空間計(jì)量方法依次實(shí)證檢驗(yàn)了城市化整體對(duì)城鄉(xiāng)減貧的影響、核心城市和二級(jí)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(duì)城市貧困和農(nóng)村貧困的不同影響，并利用不同貧困測(cè)度指標(biāo)，分東、西部樣本進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。研究表明，我國(guó)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(dòng)，空間相關(guān)性趨于增強(qiáng)。城市化對(duì)貧困減緩具有顯著積極影響，但不同城市化模式對(duì)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(jī)制是通過(guò)集聚外部性所帶來(lái)的生產(chǎn)效率提高實(shí)現(xiàn)減貧，因此核心城市對(duì)農(nóng)村地區(qū)和西部地區(qū)的減貧效果更為顯著。而二級(jí)城鎮(zhèn)對(duì)東部地區(qū)，尤其是對(duì)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(jí)城鎮(zhèn)的減貧影響更大。因此，在推進(jìn)《國(guó)家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014-2020年）》時(shí)，應(yīng)充分考慮城市化對(duì)不同收入群體的異質(zhì)影響，以及不同城市化模式對(duì)城鄉(xiāng)貧困的差別作用。為了更好地利用城市化的契機(jī)實(shí)現(xiàn)貧困減緩，需要強(qiáng)調(diào)二級(jí)城鎮(zhèn)對(duì)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(lái)的公共服務(wù)成本提升等負(fù)外部性。同時(shí)應(yīng)在西部地區(qū)強(qiáng)調(diào)核心城市的減貧效果，著力通過(guò)放大要素集聚和生產(chǎn)效率提升對(duì)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(lái)減貧政策的制定和實(shí)施應(yīng)在城鄉(xiāng)一體化框架下展開(kāi)。

關(guān)鍵詞 貧困減緩；城市化；勞動(dòng)力流動(dòng)；動(dòng)態(tài)面板；空間計(jì)量

中圖分類號(hào) F061.5 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A 文章編號(hào) 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(guó)城市化進(jìn)程快速推進(jìn)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(jì)學(xué)特征相對(duì)同質(zhì)的低技能勞動(dòng)力流動(dòng)問(wèn)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(jì)劃行將推進(jìn)之時(shí)，理論研究應(yīng)該關(guān)注這一貧困的中間地帶對(duì)城鄉(xiāng)貧困的交互影響，并通過(guò)研究貧困鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移的內(nèi)生機(jī)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(jìn)行，容易導(dǎo)致貧困指標(biāo)變動(dòng)的偏誤。除了收入增長(zhǎng)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(shí)城市貧困減緩的速度則存在低估的可能。單獨(dú)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(shí)變動(dòng)態(tài)勢(shì)，從而影響減貧政策判定的有效性。本文重點(diǎn)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(xì)分為核心城市化和二級(jí)城鎮(zhèn)化，從而識(shí)別不同城市化模式的異質(zhì)性減貧效應(yīng)。

1 文獻(xiàn)綜述

城市化與貧困減緩的關(guān)系，隸屬于城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(kù)茲涅茨[2]的研究為分析城市化的經(jīng)濟(jì)影響提供了基本框架，即隨著勞動(dòng)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(huì)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(guò)集聚外部性對(duì)城市和鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生影響[3]。Luc Christiaensen等[4]進(jìn)一步將城市化影響城鄉(xiāng)收入的機(jī)制界定為集聚經(jīng)濟(jì)、城市對(duì)農(nóng)村的溢出和城市化的外部性。城市化過(guò)程中的要素空間集聚將創(chuàng)造新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和就業(yè)機(jī)會(huì)。新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)相關(guān)文獻(xiàn)重點(diǎn)關(guān)注了城市化通過(guò)集聚經(jīng)濟(jì)和規(guī)模經(jīng)濟(jì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響[5]。要素集聚會(huì)通過(guò)本地市場(chǎng)效應(yīng)和生活成本效應(yīng)帶來(lái)集聚外部性[6]，并通過(guò)知識(shí)溢出產(chǎn)生進(jìn)一步的集聚經(jīng)濟(jì)[7]。因此城市化過(guò)程中的集聚經(jīng)濟(jì)和規(guī)模經(jīng)濟(jì)能夠?yàn)榈图寄軇趧?dòng)力創(chuàng)造更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，通過(guò)改善貧困人口的就業(yè)機(jī)會(huì)和勞動(dòng)力回報(bào)實(shí)現(xiàn)貧困減緩，同時(shí)也會(huì)帶來(lái)成活成本上升等負(fù)外部性。核心城市化與二級(jí)城鎮(zhèn)化雖然都存在要素集聚，但在集聚經(jīng)濟(jì)、對(duì)農(nóng)村的溢出能力以及負(fù)外部性的強(qiáng)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(shí)，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(duì)城市化的集聚經(jīng)濟(jì)進(jìn)行異質(zhì)化區(qū)分。王小魯[8]認(rèn)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(guò)100萬(wàn)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(shí)別不同城市規(guī)模集聚經(jīng)濟(jì)的差異。根據(jù)城市規(guī)模對(duì)集聚效應(yīng)進(jìn)行識(shí)別對(duì)于分析城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系而言是妥當(dāng)?shù)模醒芯勘砻鬓r(nóng)村就地形成的二級(jí)城鎮(zhèn)對(duì)農(nóng)村貧困減緩也有顯著的影響作用，二級(jí)城鎮(zhèn)主要依托農(nóng)村非農(nóng)活動(dòng)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(wèn)題上，應(yīng)體現(xiàn)出城市和二級(jí)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(jí)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(gè)理由使得我們相信二級(jí)城鎮(zhèn)的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)更有助于幫助農(nóng)村貧困人口：①農(nóng)村二級(jí)城鎮(zhèn)的非農(nóng)活動(dòng)對(duì)于低技能勞動(dòng)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(jí)城鎮(zhèn)雖然勞動(dòng)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(qiáng)調(diào)規(guī)避失業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)，因此二級(jí)城鎮(zhèn)對(duì)于貧困人口的吸引力更大。③即便二級(jí)城鎮(zhèn)和大城市的失業(yè)率相同，貧困人口也會(huì)因?yàn)殚L(zhǎng)距離勞動(dòng)力遷移成本的差異，而選擇在本地二級(jí)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(huì)關(guān)系[11]。同時(shí)，二級(jí)城鎮(zhèn)固然有上述可能的好處，但二級(jí)城鎮(zhèn)更低的要素集聚水平將會(huì)導(dǎo)致較低的產(chǎn)出效率、要素回報(bào)和就業(yè)創(chuàng)造能力。因此，大城市和二級(jí)城鎮(zhèn)在貧困減緩的作用差異上依然是個(gè)實(shí)證問(wèn)題。

《國(guó)家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014-2020年）》顯示，中國(guó)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(shí)現(xiàn)常住人口城鎮(zhèn)化率達(dá)到60%左右的目標(biāo)。同時(shí)，2020年也是中國(guó)實(shí)現(xiàn)全面建設(shè)小康社會(huì)目標(biāo)和基本消除絕對(duì)貧困的時(shí)間點(diǎn)。城市化作為中國(guó)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)變革的主要結(jié)果和動(dòng)力來(lái)源，為實(shí)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(shí)可能。那么，一個(gè)直接的問(wèn)題就是城市化能否有效帶動(dòng)貧困減緩？如果核心城市和二級(jí)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(duì)應(yīng)，中國(guó)的城市化路徑選擇的政策導(dǎo)向是什么？這既是一個(gè)具有重要理論價(jià)值，又有現(xiàn)實(shí)政策含義的問(wèn)題。但城市化與貧困減緩的研究還相對(duì)較少，并且對(duì)于兩者的關(guān)系依然沒(méi)有形成相對(duì)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(jìn)路徑，一是城市化能夠影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[12-13]，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(guò)勞動(dòng)力的流動(dòng)，導(dǎo)致貧困的鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移，從而對(duì)城鄉(xiāng)貧困的結(jié)構(gòu)產(chǎn)生直接影響。總體而言，相對(duì)于城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系，研究城市化與貧困減緩的研究相對(duì)較少。本文利用1998-2012年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)對(duì)城市化引致的貧困鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移，以及核心城市和二級(jí)城鎮(zhèn)的異質(zhì)減貧效應(yīng)進(jìn)行了理論和實(shí)證分析。

相比于現(xiàn)有研究，本文可能的創(chuàng)新和創(chuàng)新過(guò)程為：第一，本文充分考慮了城市化過(guò)程中可能存在的貧困鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移，這會(huì)使得城鄉(xiāng)貧困指數(shù)產(chǎn)生與收入改善無(wú)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(shí)會(huì)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(dòng)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(jí)城鎮(zhèn)化，并分別分析了城市化不同模式對(duì)于貧困減緩的異質(zhì)性影響，能夠?yàn)楹罄m(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(jí)城鎮(zhèn)人口比重將城市化分為核心城市化和二級(jí)城鎮(zhèn)化，并分別對(duì)城鄉(xiāng)貧困的影響進(jìn)行分別檢驗(yàn)，尤其強(qiáng)調(diào)二級(jí)城鎮(zhèn)化對(duì)于農(nóng)村減貧的作用差異。如果二級(jí)城鎮(zhèn)化對(duì)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(jí)城鎮(zhèn)化能夠吸納更多的低技能勞動(dòng)力，且遷移成本較低，對(duì)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(jià)，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(lái)源的理論分析

貧困減緩的空間來(lái)源包括三個(gè)主體：核心城市、二級(jí)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(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系中，城市化通過(guò)改善生產(chǎn)效率和要素集聚的集聚外部性對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和貧困狀況產(chǎn)生影響。同時(shí)，在分析城市化與減貧問(wèn)題時(shí)，還面臨著貧困鄉(xiāng)城流動(dòng)的特殊背景，這也會(huì)影響城鄉(xiāng)貧困。因此，城市化對(duì)應(yīng)的貧困減緩有三個(gè)主要來(lái)源：一是由于貧困人口的鄉(xiāng)城流動(dòng)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(lái)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(lái)集聚外部性，并對(duì)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(gè)方面尋找根源，對(duì)于等量的鄉(xiāng)城貧困人口轉(zhuǎn)移和相同的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)背景，核心城市和二級(jí)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(chǎng)進(jìn)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(duì)于二級(jí)城鎮(zhèn)的轉(zhuǎn)移成本更高，因此核心城市和二級(jí)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(fù)外部性的凈值?；谪毨丝陲L(fēng)險(xiǎn)抵御能力較低的現(xiàn)實(shí)，核心城市和二級(jí)城鎮(zhèn)減貧總效應(yīng)的差異是個(gè)實(shí)證問(wèn)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(duì)于城市化的貧困減緩效應(yīng)進(jìn)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(zhǔn)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(jì)增長(zhǎng)。因此，隨著城市化進(jìn)程的推進(jìn)，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(zhǔn)差

為1.2的正態(tài)分布線）。U1和U0的收入分布標(biāo)準(zhǔn)差相同，但平均收入水平提升了8.6%，帶來(lái)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(jìn)引致的貧困減緩來(lái)源包括普遍的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和貧困人口的城鄉(xiāng)轉(zhuǎn)移兩個(gè)方面。城市貧困的變動(dòng)=（GBDH-ABDC）+（HDFI-CDFE）+（HDFI-0）=IE+AE+SE，其中IE=（GBDH-ABDC），表示因經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入提升帶來(lái)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(dòng)而導(dǎo)致的城市貧困增加。收入效應(yīng)和集聚效應(yīng)對(duì)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(duì)城市貧困減緩有負(fù)效應(yīng)。

受限于圖示表達(dá)，上述城市化減貧機(jī)制有兩個(gè)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(méi)有體現(xiàn)隨著城市化進(jìn)程推進(jìn)而可能產(chǎn)生的收入分布變化，即城市化推進(jìn)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?，F(xiàn)有實(shí)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(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jì)內(nèi)涵，我們進(jìn)行了兩個(gè)方面的針對(duì)性擴(kuò)展，一是在構(gòu)建計(jì)量模型時(shí)，將城市分為核心城市和二級(jí)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(jìn)行實(shí)證分析時(shí)，引入了產(chǎn)業(yè)構(gòu)成的變動(dòng)，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(dá)

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(dòng)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(yàn)的經(jīng)驗(yàn)假說(shuō)為：

假說(shuō)1：城市化能夠影響貧困減緩，但由于要素集聚對(duì)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(shuō)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(jí)城鎮(zhèn)具有異質(zhì)性減貧效應(yīng)。

假說(shuō)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(huì)導(dǎo)致貧困存在空間相關(guān)性。

3 計(jì)量模型、變量與數(shù)據(jù)

3.1 計(jì)量模型設(shè)定

本文的基本計(jì)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(jí)城鎮(zhèn)人口比重之和，y表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，α和υ為參數(shù)估計(jì)值，xt為除了城市化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之外其他能夠影響貧困的外生變量，ut為獨(dú)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(shí)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(yàn)假說(shuō)1?；灸Ｐ椭幸惨肓丝臻g相關(guān)性，識(shí)別城市化減貧的空間轉(zhuǎn)移效應(yīng)，檢驗(yàn)假說(shuō)3。

式（11）未能體現(xiàn)城市化模式差異對(duì)城鄉(xiāng)貧困減緩的異質(zhì)作用，為此我們將城市化細(xì)分為核心城市人口比重和二級(jí)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(yàn)假說(shuō)2，從而將計(jì)量模型擴(kuò)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(jí)城鎮(zhèn)化。式（12）中的α1和α2分別表示的是核心城市和二級(jí)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(jìn)程的推進(jìn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和收入分配結(jié)構(gòu)都會(huì)發(fā)生變化，從而使得城市化對(duì)貧困人口的影響，不僅體現(xiàn)為收入的增長(zhǎng)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(duì)收入分配的影響，我們將總體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分解為農(nóng)業(yè)和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，并在實(shí)證檢驗(yàn)時(shí)分別引入。引入收入分配結(jié)構(gòu)之后的計(jì)量模型擴(kuò)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(shí)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(duì)于城市化減貧效應(yīng)的擾動(dòng)，我們?cè)谄渌馍兞縳中引入了受教育程度。

3.2 變量說(shuō)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(wú)長(zhǎng)序列的貧困指數(shù)，并且中國(guó)當(dāng)前的收入狀況，貧困主要體現(xiàn)為收入貧困和消費(fèi)貧困，因此

借鑒

文獻(xiàn)[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(shí)現(xiàn)了貧困減緩。同時(shí)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(lái)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(lái)源于《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》以及2009-2013年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒及相應(yīng)省區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒。部分省份統(tǒng)計(jì)年鑒中沒(méi)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(fèi)支出中所占的比例進(jìn)行了計(jì)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(dòng)力要素集聚，從而對(duì)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(jí)城鎮(zhèn)化率?？傮w人口城市化率的計(jì)算方法為（總?cè)丝?鄉(xiāng)村人口）/總?cè)丝?。核心城市化率的?jì)算方法為城市人口/總?cè)丝?，二?jí)城鎮(zhèn)化率的計(jì)算方法為鎮(zhèn)人口/總?cè)丝?。總?cè)丝?、城市人口、?zhèn)人口、鄉(xiāng)村人口的數(shù)據(jù)來(lái)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(dòng)。

（3）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變量。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)用人均地區(qū)生產(chǎn)總值表示，并在模型中取自然對(duì)數(shù)作為主要解釋變量。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能夠帶來(lái)平均收入水平的提升，從而對(duì)貧困人口收入提升帶來(lái)“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(kù)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(xiàng)。如果二次項(xiàng)參數(shù)估計(jì)值顯著大于零，則表明在某個(gè)臨界值之前經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(lái)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(dòng)的重要來(lái)源，同時(shí)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(duì)城市化減貧效應(yīng)的擾動(dòng)，而且有助于控制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)通過(guò)就業(yè)吸納力對(duì)城市化減貧效應(yīng)的影響，從而在一個(gè)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(dá)空間交互結(jié)構(gòu)的空間權(quán)重矩陣是空間計(jì)量分析的最核心步驟，權(quán)重矩陣是關(guān)聯(lián)空間計(jì)量理論模型與真實(shí)世界中空間效應(yīng)的紐帶。在本文分析中，我們根據(jù)勞動(dòng)力流動(dòng)的特征，將空間權(quán)重矩陣簡(jiǎn)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(duì)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(duì)教育回報(bào)的異質(zhì)影響，從而對(duì)收入分配結(jié)構(gòu)變化進(jìn)行進(jìn)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(jì)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(lái)源于1999-2013年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3.3 數(shù)據(jù)來(lái)源與變量統(tǒng)計(jì)性說(shuō)明

本文以1998-2012年作為研究時(shí)間段，構(gòu)建省級(jí)面板數(shù)據(jù)，既保證時(shí)間序列的長(zhǎng)度，又規(guī)避中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策變遷對(duì)城市化減貧效應(yīng)的可能擾動(dòng)。本文數(shù)據(jù)的主要來(lái)源是《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及歷年各省區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒。表1報(bào)告了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)，圖2則給出了不同城市化模式與總體貧困狀況的散點(diǎn)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(jí)城鎮(zhèn)人口比重均與總體貧困狀況負(fù)相關(guān)。

4 實(shí)證分析與結(jié)果說(shuō)明

4.1 貧困的空間相關(guān)性分析

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

本文使用Morans I指數(shù)來(lái)反映貧困的空間相關(guān)性，其計(jì)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(cè)值具有較強(qiáng)相關(guān)性。計(jì)算MoranI指數(shù)之后，還需要對(duì)MoranI指數(shù)的統(tǒng)計(jì)顯著性水平進(jìn)行檢驗(yàn)，方能識(shí)別被解釋變量的空間自相關(guān)性。MoranI檢驗(yàn)的原假設(shè)為H0：不存在空間自相關(guān)。所有觀測(cè)值空間獨(dú)立，E（Morans I）=-（n-1）-1≈0，其中E為期望值，n是數(shù)據(jù)點(diǎn)的個(gè)數(shù)；H1：存在顯著的空間自相關(guān)。變量觀測(cè)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(jì)算了1998-2012年31個(gè)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(jiàn)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(jì)顯著性水平上統(tǒng)計(jì)顯著，我國(guó)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(shì)，這表明中國(guó)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(dòng)，空間相關(guān)性趨于增強(qiáng)。貧困的鄉(xiāng)城流動(dòng)是影響各省區(qū)城鄉(xiāng)貧困變動(dòng)的主要因素，因此在反貧困問(wèn)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(shí)證結(jié)果說(shuō)明

為了控制貧困空間自相關(guān)性對(duì)城市化減貧效應(yīng)的影響，本文采用空間計(jì)量方法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。常用的空間計(jì)量模型包括空間自回歸模型（SAR）和空間誤差模型（SEM），通過(guò)計(jì)算拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)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(jì)，通過(guò)“組內(nèi)變換”消除個(gè)體效應(yīng)。

4.2.1 總體城市化與貧困的關(guān)系

實(shí)證分析過(guò)程中我們首先對(duì)各省區(qū)總體城市化率和貧困狀況的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，判定城市化與貧困減緩的總體關(guān)系，檢驗(yàn)假說(shuō)1，結(jié)果見(jiàn)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(jì)值為-0.105 8，且在1%的顯著性水平上統(tǒng)計(jì)顯著。模型二對(duì)收入分配結(jié)構(gòu)的變化進(jìn)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(xiàng)，以識(shí)別經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與貧困減緩之間可能存在的庫(kù)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(jì)值變?yōu)?0.137 1，且在1%的顯著性水平上統(tǒng)計(jì)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(lái)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(jì)值為正值，且經(jīng)濟(jì)意義不顯著。因此在控制收入分配變動(dòng)時(shí)，引入第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、受教育年限作為基準(zhǔn)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(lái)看，在控制了空間轉(zhuǎn)移效應(yīng)和增長(zhǎng)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(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，總體貧困指數(shù)下降6%。城市化能夠通過(guò)集聚效應(yīng)對(duì)貧困減緩產(chǎn)生影響，為了區(qū)分城市化對(duì)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(jì)和負(fù)外部性，模型五和模型六中分別在基準(zhǔn)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(jì)值略大于農(nóng)村地區(qū)，總體城市化率每提升1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)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(duì)城市和農(nóng)村貧困人口的集聚經(jīng)濟(jì)和轉(zhuǎn)移成本存在差別，因此有必要對(duì)城市化的集聚外部性從城市規(guī)模的角度進(jìn)行細(xì)分。

4.2.2 城市化模式選擇與減貧的關(guān)系

表4進(jìn)一步將總體城市化分解為核心城市化和二級(jí)城鎮(zhèn)化，以識(shí)別不同城市化模式減貧效應(yīng)的差異，檢驗(yàn)假說(shuō)2。模型一和模型二分別檢驗(yàn)了核心城市和二級(jí)城鎮(zhèn)對(duì)總體貧困的影響，模型三和模型四分別檢驗(yàn)了核心城市和二級(jí)城鎮(zhèn)對(duì)農(nóng)村貧困的影響，模型五和模型六分別檢驗(yàn)了核心城市和二級(jí)城鎮(zhèn)對(duì)城市貧困的影響。

從總體貧困狀況的變動(dòng)來(lái)看（模型一和模型二），核心城市化率和二級(jí)城鎮(zhèn)化率的參數(shù)估計(jì)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(jì)顯著，二級(jí)城鎮(zhèn)化對(duì)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(jí)城鎮(zhèn)的轉(zhuǎn)移成本和負(fù)外部性較小，從而在集聚經(jīng)濟(jì)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(dòng)來(lái)看（模型三和模型四），核心城市化率和二級(jí)城鎮(zhèn)化率的參數(shù)估計(jì)值分別為-0.059 2和-0.026 9，核心城市化率參數(shù)估計(jì)值在10%的顯著性水平上統(tǒng)計(jì)顯著，二級(jí)城鎮(zhèn)化率的參數(shù)估計(jì)值則在常用顯著性水平上統(tǒng)計(jì)不顯著。核心城市化對(duì)農(nóng)村貧困的減貧效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)意義和經(jīng)濟(jì)意義上均更為顯著，該實(shí)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(duì)城市貧困變動(dòng)的影響（模型五和模型六），核心城市化率和二級(jí)城鎮(zhèn)化率的參數(shù)估計(jì)值分別

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

計(jì)值在常用顯著性水平上統(tǒng)計(jì)顯著。從上述實(shí)證結(jié)果來(lái)看，二級(jí)城鎮(zhèn)化對(duì)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(duì)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(gè)問(wèn)題：為什么核心城市對(duì)農(nóng)村貧困的減貧效應(yīng)更為顯著？為什么二級(jí)城鎮(zhèn)對(duì)城市貧困的減貧效應(yīng)更為顯著？針對(duì)第一個(gè)問(wèn)題，從模型三和模型四的實(shí)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(shí)，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值份額的參數(shù)估計(jì)值顯著小于其他模型，這意味著農(nóng)村貧困并非通過(guò)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(bào)溢價(jià)。并且從中國(guó)農(nóng)村貧困人口的流動(dòng)現(xiàn)實(shí)來(lái)看，農(nóng)村貧困人口流動(dòng)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(dòng)力鄉(xiāng)城流動(dòng)的成本。因此對(duì)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(lái)更高的生產(chǎn)效率和更大的減貧效果。針對(duì)第二個(gè)問(wèn)題，從模型五和模型六的實(shí)證結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在將城市貧困作為被解釋變量時(shí)，基準(zhǔn)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(jì)增長(zhǎng)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(duì)城市貧困的影響是開(kāi)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(jì)并非是城市貧困人口收入提升的重要來(lái)源。其收入提升的關(guān)鍵在于能否在農(nóng)村流動(dòng)勞動(dòng)力和城市中高熟練程度勞動(dòng)力的勞動(dòng)力供給競(jìng)爭(zhēng)下尋找到適宜的就業(yè)定位，一方面規(guī)避與農(nóng)村流動(dòng)勞動(dòng)力在城市低技能就業(yè)崗位上的競(jìng)爭(zhēng)，一方面規(guī)避在城市熟練就業(yè)崗位上的弱勢(shì)。二級(jí)城鎮(zhèn)為城市貧困人口提供了實(shí)際上的“就業(yè)避風(fēng)港”，這也是二級(jí)城鎮(zhèn)對(duì)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(jì)增長(zhǎng)是城鄉(xiāng)貧困減緩的重要驅(qū)動(dòng)力來(lái)源，在未引入人均地區(qū)生產(chǎn)總值二次項(xiàng)的情況下，人均地區(qū)生產(chǎn)總值的參數(shù)估計(jì)值為-0.038 6，且在1%的顯著性水平上統(tǒng)計(jì)顯著。在引入二次項(xiàng)的情況下，在城市貧困作為被解釋變量的模型中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與貧困減緩的關(guān)系為開(kāi)口向下的二次函數(shù)關(guān)系，在其他模型中則為開(kāi)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(lái)看，基于當(dāng)前的城市化水平，在所有模型中經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)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(dòng)城鄉(xiāng)貧困減緩，在所有模型中其參數(shù)估計(jì)值均為負(fù)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(duì)城鄉(xiāng)貧困減緩的作用也有所不同。對(duì)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(dòng)報(bào)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(shí)現(xiàn)減貧的主要原因，但第三產(chǎn)業(yè)對(duì)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(shí)證結(jié)果均表明受教育年限的參數(shù)估計(jì)值約為-0.2，且在5%的顯著性水平上統(tǒng)計(jì)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(shí)現(xiàn)減貧的顯著來(lái)源。這與單德朋[15]的研究一致，受教育年限對(duì)貧困減緩具有門檻效應(yīng)，在未達(dá)到某個(gè)門檻之前，受教育程度越高則減貧效果越為顯著，但越過(guò)門檻之后，受限于高等教育質(zhì)量和回報(bào)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(yàn)

各省區(qū)城鄉(xiāng)貧困貧困人口的稟賦條件和城市化對(duì)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(yàn)城市化模式影響城鄉(xiāng)貧困的穩(wěn)健性，我們?cè)诒?中報(bào)告了東部和西部樣本的估計(jì)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(jì)方法為固定效應(yīng)模型。同時(shí)，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(fèi)的結(jié)果上反映貧困狀況，而消費(fèi)結(jié)構(gòu)不盡取決于收入狀況，還與金融系統(tǒng)、消費(fèi)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(wú)法全面刻畫(huà)貧困變動(dòng)。為了規(guī)避被解釋變量選擇對(duì)城市化減貧效應(yīng)的擾動(dòng)，本文在表6中報(bào)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(jì)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(jì)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(guó)貧困監(jiān)測(cè)報(bào)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(jì)年鑒中按收入等級(jí)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(xì)分東西部的穩(wěn)健性檢驗(yàn)顯示（見(jiàn)表5），二級(jí)城鎮(zhèn)化對(duì)東部地區(qū)總體減貧的影響更為顯著（模型一），二級(jí)城鎮(zhèn)化率和核心城鎮(zhèn)化率的參數(shù)估計(jì)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(jì)顯著。從西部地區(qū)樣本的回歸結(jié)果來(lái)看（模型四），核心城市化對(duì)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(jí)城鎮(zhèn)化率的參數(shù)估計(jì)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(jì)顯著。繼續(xù)分析不同城市化模型對(duì)東西部城鄉(xiāng)貧困的影響來(lái)看，二級(jí)城鎮(zhèn)化對(duì)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(duì)西部地區(qū)城鄉(xiāng)減貧的影響相對(duì)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(yàn)結(jié)果顯示（見(jiàn)表6），核心城市化和二級(jí)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(jì)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(jì)顯著。細(xì)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(lái)源。雖然核心城市化和二級(jí)城鎮(zhèn)化對(duì)西部地區(qū)城市貧困人口收入的影響均統(tǒng)計(jì)不顯著，但核心城市化率的參數(shù)估計(jì)值更大，經(jīng)濟(jì)意義更為顯著。

上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)論與第四部分的分析結(jié)果一致，對(duì)于西部地區(qū)而言，無(wú)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(guò)勞動(dòng)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(duì)于東部地區(qū)而言，在受益于交通通達(dá)性提升和交易成本降低的同時(shí)，也被動(dòng)接受了高房?jī)r(jià)、更劇烈的勞動(dòng)力競(jìng)爭(zhēng)以及公共服務(wù)市場(chǎng)化的負(fù)面壓力，因此二級(jí)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(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要引擎，為實(shí)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(shí)現(xiàn)消除貧困的構(gòu)建性目標(biāo)是重要理論問(wèn)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(guò)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(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，使用空間面板計(jì)量方法對(duì)城市化與貧困的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)和穩(wěn)健性檢驗(yàn)。研究結(jié)論顯示貧困鄉(xiāng)城轉(zhuǎn)移確實(shí)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(duì)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(jí)城鎮(zhèn)是中國(guó)城市減貧，尤其是東部地區(qū)城市貧困減緩的更可靠來(lái)源，而核心城市對(duì)中國(guó)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?jiǎng)恿κ峭ㄟ^(guò)勞動(dòng)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(lái)源則是對(duì)核心城市要素聚集所帶來(lái)的負(fù)外部性的規(guī)避，而二級(jí)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(guò)城市化模式選擇實(shí)現(xiàn)貧困減緩的機(jī)制，具有重要的政策含義。隨著《國(guó)家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014-2020年）》的實(shí)施和推進(jìn)，我們?cè)谥鸩酵瓿沙鞘谢筋A(yù)設(shè)目標(biāo)的同時(shí)，不僅應(yīng)該關(guān)注城市化對(duì)總體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用，而且應(yīng)關(guān)注城市化對(duì)不同收入群體的影響，以及不同城市化模式選擇對(duì)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(jī)實(shí)現(xiàn)貧困減緩，需要強(qiáng)調(diào)二級(jí)城鎮(zhèn)對(duì)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(lái)的公共服務(wù)成本提升等負(fù)外部性。同時(shí)應(yīng)在西部地區(qū)強(qiáng)調(diào)核心城市的減貧效果，著力通過(guò)放大要素集聚和生產(chǎn)效率提升對(duì)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(gè)方面對(duì)貧困進(jìn)行了反映，還缺乏基于貧困指數(shù)的分析，尤其無(wú)法反映城市不同模式對(duì)不同貧困深度群體的影響。這一方面還有待于在省級(jí)貧困指數(shù)可得的情況下進(jìn)行進(jìn)一步分析，識(shí)別城市化不同模式與貧困距和廣義貧困距的關(guān)系，對(duì)城市化減貧效應(yīng)的關(guān)聯(lián)機(jī)制進(jìn)行更細(xì)致的刻畫(huà)，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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