新型城镇化助推了共同富裕吗？.docx

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1、第40卷第4期2023年7月经济经纬EConOmiCSUrVeyVol.40No.4Jul.2023新型城镇化助推了共同富裕吗？沈实杨宏（大连海事大学马克思主义学院,辽宁大连116033）88888888888888888888888888888888888888888888888888摘要：基于2004-2020年30个省域面板数据，借助动态面板系统GMM模型分析新型城镇化与共同富裕的关系,研究发现:新型城镇化可显著提升共同富裕水平,是新发展阶段下扎实推进共同富裕的有效路径；新型城镇化对共同富裕的膨响存在明显区域差异，整体呈西北东北西南华南华中华北华东的分布格局.新型城镇化对共同富裕的影响存

2、在基于人力资本积累的单门槛效应；在人力资本积累门槛条件下，新型城镇化对共同富裕的影响呈现正向、边际效率递增的非线性特征；在产业结构升级门槛条件约束下，新型城镇化对共同富裕的影响表现出U形作用特征。进一步研究发现，在人力资本积累和产业结构升级不同门槛条件约束下,新型城镇化对处于不同分位点的共同富裕影响存在差异。应着力推动农业转移人口市民化，建立人力资本流转机制，推进产业数字化转型，为扎实推进共同富裕提供助力.关键词：新型城镇化；人力资本；产业结构；共同富裕；基本公共服务均等化基金项目：教育部人文社会科学研究项目（21YJA630104）作者筒介沈实（1993），女，辽宁辽阳人，博士研究生，主要从

3、事马克思主义中国化和政治经济学研究；杨宏（1966-）,女，辽宁盘锦人，教授，博士生导师，主要从事马克思主义中国化和政治经济学研究.沈实为本文通信作者.中图分类号:F291.1;F124.7文献标识码:A文章编号：1006-1096（2023）04-0015-11收稿日期:2022-08-2488888888888888888888888888888888888888888888888888一、引言及文献综述习近平总书记指明，共同富裕是社会主义的本质要求，是中国式现代化的重要特征，要坚持以人民为中心的发展思想，在高质量发展中促进共同富裕。党的十八大以来，我国逐渐将实现共同富裕摆在关键位置,并着

4、力通过打赢脱贫攻坚战、推动全面建设小康社会,促进共同富裕实现。根据人民网信息，十三五时期,我国城镇就业人数高达6000万人，医疗保险与基本养老保险分别覆盖13亿、10亿人口，已经有5575万农村贫困人口实现全面脱贫，逐渐向共同富裕目标迈进。“十四五时期，为应对社会主义关键矛盾变化、契合人民日益增长的美好生活需要，更需将共同富裕作为国家发展的关键着力点。但浙江大学民生保障与公共治理研究中心主任何文炯表示，共同富裕是“富裕共享，前者是发展，因为我们目前还不够富，需要通过持续发展不断地富裕起来；后者是共享，因为现在的贫富差距比较大，因此要重点解决城乡之间、地区之间和群体之间的差异问题O可见，尽管国内

5、人民生活水平跃升到新台阶，但发展不充分、不平衡问题依然突出，全面实现共同富裕仍旧任重道远O在共同富裕驱动因素中，新型城镇化是一个不容忽视的要素.改革开放以来，我国城镇化迅速发展，显著促进消费增长、投资结构优化、产业结构升级、创新创业能力提升。党的十八大以来，以城镇化、信息化、工业化与农业现代化有机协调的新型城镇化快速发展，促使社会财富迅速积累、人民生活质量大幅提升。2020年我国超万亿元GDP城市已经增至23个，在全国经济总量的比重高达38%。立足新型城镇化推进现实，我国城镇常住人口在全国总人口的占比逐渐增加、居民中等收入群体显著扩大、民众平等享受到基本公共服务,这均是共同富裕目标推进的重要标

6、志。2022年7月国家发展和改革委员会发布的十四五”新型城镇化实施方案中明确指出，以县域为载体推动新型城镇化建设，并针对完善住房体系、有序推进城市更新改造、健全市政公用设施等进行部署,进一步强化社会保障、推动城乡公共服务均等化，为共同富裕实现打造新引擎。在此背景下，深入探讨中国新型城镇化对共同富裕的驱动效应及其内在机理，对于加快新型城镇化建设、推进区域协调发展、加快实现共同富裕极具理论意义与现实价值。学术界有关新型城镇化与共同富裕关系的研究较少，仅国内学者就二者关系展开少数探讨。在直接影响方面，孙学涛等（2022）采用中国281个城市面板数据，研究发现新型城镇化与共同富裕间存在显著空间相关性，

7、且新型城镇化对不同维度下的共同富裕均具有促进作用。在间接影响方面，刘双双等（2021）提出，协调推动乡村振兴与新型城镇化是建设现代化国家的必然要求，可破除城乡二元分割局面，提升城乡融合质量，进而促进共同富裕目标早日实现.谢天成（2021）强调，推动乡村振兴与新型城镇化融合发展可解决要素流动不畅、产业发展脱节、城乡发展理念滞后与公共资源配置不合理等问题，有利于在促进城乡一体化发展过程中，加快共同富裕实现进程o陈涛等（2022）研究得出，新型城镇化与农业现代化耦合协调程度不断提升，对于降低区域发展差距、补齐发展短板具有显著驱动作用，可助力实现共同富裕。另外，还有学者分别就新型城镇化与共同富裕展开分

8、析。从新型城镇化角度来看，学者大多围绕新型城镇化与产业结构变化（Weietal,2021;黄海立,2021）、新型城镇化与生态环境（Zhuetal,2019;何刚等,2020;祝志川等,2022）、新型城镇化与金融发展（Hanetal,2019;文先明等,2019）等内容开展多样化探索，对于加快新型城镇化建设、推动城乡协调发展具有关键理论贡献从共同富裕角度来看，学者针对共同富裕特征（Qianetal,2021;汪倩倩，2022;向国成等，2022）,以及教育促进共同富裕（林克松等，2022;马凤岐等,2022）、乡村振兴促进共同富裕（唐任伍等，2022）、数字经济促进共同富裕（蒋永穆等，202

9、2;梁东亮等,2022）等内容进行详细探究，阐明共同富裕发展与实现路径，亦为研究共同富裕提供理论佐证。通过梳理相关文献发现：一方面，现有文献针对新型城镇化与共同富裕作用关系的探究相对较少；另一方面，既有文献大多围绕新型城镇化通过城乡融合、要素流动、产业发展、公共资源配置与农业现代化等路径，对共同富裕产生影响进行研究。就实际与禀赋特征条件而言，人力资本积累与产业结构升级也是不容忽视的关键要素。但遗憾的是，在新型城镇化促进共同富裕的间接路径研究中，鲜少涉及城乡人力资本与产业结构因素。特别是在单个针对新型城镇化与共同富裕的文献中，仅少数研究探讨了新型城镇化对产业结构升级的影响作用，未针对人力资本积累

10、、产业结构升级在新型城镇化与共同富裕之间的作用进行扩展研究。本文的边际贡献在于:第一借助动态面板系统GMM估计方法，检验新型城镇化与共同富裕的作用关系。第二，从人力资本积累、产业结构升级视角出发，基于省际面板数据，通过面板门槛模型检验新型城镇化对共同富裕的非线性门槛效应.第三，借助固定效应面板分位数模型验证门槛效应，补充二者内在关系研究O本研究从直接与间接层面在厘清新型城镇化与共同富裕作用路径基础上，为新时期各地区针对性加快新型城镇化建设、提升共同富裕水平提供参考借鉴。二、理论分析与研究假设新型城镇化本质是创新、协调、绿色、开放、共享五大发展理念的现实实践,是解决发展不充分、不平衡问题，并满足

11、人民日益增长美好生活需要的有效举措（袁中许,2018）新型城镇化推动构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局，不断将居民收入水平、生活质量提升作为关键目标,与扶贫战略、乡村振兴、智能化与老龄化共振，日益成为影响共同富裕的关键因素。具体来看,新型城镇化主要通过以下三方面对共同富裕产生影响。其一,新型城镇化推动区域协调，影响共同富裕。共同富裕全面实现需强化区域发展平衡性，合理优化区域发展布局（刘应杰等，2022）。这之中强调以提升新型城镇化质量为动力，不断优化城镇空间布局，支撑区域协调战略。新型城镇化以城市群为主体形态，坚持一体化、统一化原则，不断优化东部城市群、扩大中部城市群、

12、培育西部城市群,构建区域协调发展新引擎，对共同富裕产生重要影响。其二，新型城镇化促进城乡融合，影响共同富裕。新型城镇化秉持共享理念，将城乡高效融合作为根本突破口,着力改变现代农业滞后于城镇化与工业化进程、乡村公共基础服务设施投入不足、城乡收入差距大等问题（邢继雯等,2022）,在解决三农”问题的同时,促进新型城镇化与农业现代化协调发展,破除城乡二元分割局面，实现以工促农、工农互惠、以城带乡的城乡融合发展，显著作用于共同富裕实现路径。其三，新型城镇化助推基本公共服务均等化，影响共同富裕。高质量、高水平基本公共服务是促进社会公平正义的根本保障（Fanetal,2018）,亦是满足居民美好生活需求的

13、突出体现。新型城镇化将人民美好生活向往作为目标,加快城乡基本公共服务优质化、可及化、均等化,切实满足居民在教育、住房、就业、养老、文化等方面直接利益诉求，为社会大众营造一个共享、有尊严、高品质的生活环境,进而影响共同富裕。结合上述,提出如下假设。假说1:在控制其他影响因素前提下,新型城镇化对共同富裕具有突出影响。由于新型城镇化对共同富裕的作用机制涵盖多个方面，可能受多种因素限制，本文从人力资本积累、产业结构升级视角出发，探讨新型城镇化对共同富裕的非线性影响。第一，人力资本积累人力资本积累能够改善区域劳动力市场与匹配效率，充分提升社会劳动回报率，有利于扩大中等收入群体占比、促进收入均等化,进而筑

14、牢共同富裕根基。新型城镇化可促进农村剩余优良人力资本向城市迁移,增加非农产业收入、提升农村人力资本层次、提高农业现代化水平（刘新智等,2016）。这可拓宽农民致富渠道，加快乡村振兴步伐，促使农村人力资本得以高效利用，让农村地区发展逐渐由外来输血转变为自我造血，进而对共同富裕产生重要影响。由此推及，人力资本积累在新型城镇化影响共同富裕过程中扮演着关键角色o在较多人力资本积累时，若地区借助新型城镇化将农村地区低效人力资本转移至城市，这不仅不利于带动城市就业，还会挤占城市部分生产生活性资源，阻碍共同富裕推进。相反，若地区紧抓农村人力资本配置优势，在新型城镇化过程中合理布局人力资源，注重人力资本对地区

15、就业、消费等市场的驱动效应，可促使城乡居民收入均等化，有利于推动共同富裕。从上述两种情形来看，人力资本积累在新型城镇化中起到过滤作用，挤占资源型人力资源布局可抑制新型城镇化通过促进城乡收入、消费均等化对共同富裕发挥正向作用，而合理化人力资本布局与集聚则可发挥新型城镇化对共同富裕的正向效应。基于上述分析,提出如下假设。假说2:在控制其他影响因素前提下，新型城镇化对共同富裕的影响存在人力资本积累的门槛效应。第二，产业结构升级。新结构经济学认为，产业结构转型升级可实现一国或者地区经济持续增长，提升居民收入。就实际发展而言，产业结构升级能够发挥有效市场和有为政府双重作用，提高市场资源配置效率推动城乡公

16、共服务均等化;促进地区一二三产业分配，确保社会公平、解决数字贫困问题（Zhangetal,2021）,在社会发展中建构合理结构区间，助力共同富裕目标早日实现。而新型城镇化作为支撑载体,可培育产业协同集聚形态，引导产业加快现代化建设,加快产业结构升级（李兰冰等，2020）。以此推及，产业结构升级是新型城镇化作用于共同富裕的关键传导机制。但事实上，新型城镇化的扩展边际同时存在产业结构升级合理化与产业结构升级不足情况，即产业结构升级不足会削弱新型城镇化的赋能作用，降低城乡一二三产业融合优势。综上分析，产业结构升级在新型城镇化对共同富裕影响中的门槛效应归纳如下：当产业结构升级存在不足现象时，一方面会加

17、剧城乡产业恶性竞争，导致市场要素配置失衡；另一方面会制约新型城镇化正向溢出效应发挥，不利于激励企业引进技术、劳动力与资本等要素，对于社会经济发展起到阻滞效应，进而滞缓共同富裕进程O而产业结构升级合理化不仅可以发挥企业集聚效应，还会放大新型城镇化正向外部效应，提高城乡资源配置效率，有助于为居民营造一个公平良好的生活生产环境，进而利于共同富裕实现。基于上述分析,提出如下假设。假设3:在控制其他影响因素前提下，新型城镇化对共同富裕的影响存在产业结构升级的门槛效应。三、研究设计（一）计量模型设定1 .动态面板模型为验证假设1,本文针对新型城镇化与共同富裕二者关系构建了如下计量模型：COPit=0+C（

18、Nurb,+4Fd%+a?Firh+qCpinlt+6PfrGt+4（1）其中，i代表省份;t代表年份;CoPit为共同富裕;NUrba为新型城镇化;FdhFin八CpinjtsPfre改为控制变量,分别表征金融发展水平、财政支持力度、居民价格消费指数、人口生育率M表征无法观测到的地区效应；a0表征常数项;却表征误差项。考虑到共同富裕的实现是一个连续性过程，遵循动态变化规律，故本文在式（1）基础上增加共同富裕的滞后一期项，利用动态面板模型作进一步回归估计。原因在于，利用动态面板模型进行回归不仅能够反映出共同富裕实现的动态变化特征，还能够有效克服由于变量内生性引致的结果估计偏误。具体动态面板模型

19、构建如下：Copjt=OO+0(Copt+乌NU由t+%Fdh+4Finit+Cpir+Pfre,t+4(2)其中,Copir1表征共同富裕的滞后一期项，其余各符号变量与式(1)相同由于所构建的模型解释变量中涵盖滞后一期的共同富裕水平，新型城镇化与共同富裕可能存在双向因果关系，即共同富裕水平提升可能反过来会促进新型城镇化水平提升。因此,所设定的模型仍然可能存在因变量反向因果所致的内生性问题，采用动态GMM模型则能够有效克服模型回归可能存在的内生性问题。动态GMM模型包括两种：一是差分GMM模型，二是系统GMM模型。相比较而言，系统GMM模型可解决弱工具变量问题，回归估计效率较差分GMM模型更高

20、，同时系统GMM模型还能够针对不随时点变化的变量进行回归估计，因此本文选择系统GMM模型进行回归估计。2 .面板门槛模型为验证前文提出的假设2与假设3,本文分别以人力资本积累和产业结构升级为门槛变量,借鉴Hansen(1999)的研究，进一步剖析新型城镇化对共同富裕的非线性影响作用。同时，考虑到人力资本积累效应存在一定滞后性，故在模型中加入人力资本积累的滞后一期项，以检验人力资本积累门槛约束下新型城镇化对共同富裕的非线性门槛效应.面板门槛模型具体设定如下：Coprt=1NurbitI(Hcart-1)+2NurbltI(1Hcat-2)+.+nNurbitI(n-Hcad-n)+ann)+Zj

21、t+(3)Coplt=1NurbilI(Indlt1)+a2NurbltI(1Indlt2)+.+anNurbltI(yn-n)+Zit+i+it(4)其中,Heap、dlt分别表征门槛变量人力资本积累和产业结构升级;Y表征门槛值；匕表征个体固定效应;1()表征指示函数,若条件成立，其取值为1,反之为Oe(二)变量说明1 .被解释变量本文的被解释变量为共同富裕(Cop)。共同富裕是全体人民通过辛勤劳动与互帮互助最终实现生活富裕、精神富足的社会状态，强调全体人民在共创先进生产力的基础上共享经济发展成果。当前,有关共同富裕评价的维度尚未统一，学者主要基于国际流行指标(申云等,2020)、共同富裕特

22、征(陈丽君等,2021)、共同富裕内涵(刘培林等,2021;裴广一等,2022)、共同富裕目标(吕新博等,2021)等视角展开评价测度。基于上述研究做法,对评价指标进行调整与优化,从生活富裕度、区域共享度、城乡差异度三个维度，构建共同富裕综合评价指标体系详见表Ie在此基础上，借鉴王常凯等(2016)提出的修正指标规范方法的纵横向拉开档次法,综合评价得出三个维度共同富裕子指标的最优权重，进而测算得出我国各省域的共同富裕综合评价指数。表1共同富裕综合评价指标体系基础指标具体指标指标属性城源居民人均可支配收入农村居民人均可支配收入+生活富裕度人均社会消费品零售总额+人均可支配收入与人均GDP比重+共

23、同富裕水恩格尔系数平综合评价区域居民收入倍差一区域共享度区域经济发展差异系数区域基本公共服务绩效差距城乡人均基本公共服务支出占比城乡差异度城乡人口预期寿命差距城乡居民基本医疗保险政策范围内住院报销比例+2 .解释变量本文的核心解释变量为新型城镇化(NUrb).借鉴徐维祥等(2020)的研究,从人口城镇化、经济城镇化以及社会城镇化三方面衡量新型城镇化水平。其中人口城镇化以各省区市城镇人口与其总人口的比值衡量；经济城镇化以各省区市城镇固定资产投资和第三产业增加值占比衡量；社会城镇化以各省区市医疗卫生服务水平和互联网普及率衡量o3 .门槛变量（D人力资本积累（HCa）。鉴于人力资本综合度量工作的复杂

24、性，学术界长期以来广泛使用平均受教育年限对地区内人力资本水平进行衡量，但这种方式无法准确反映地区之间人力资本的价值差异（张宽等，2019）因此,本文借鉴李海峥等（2013）的研究,使用基于终身收入法测算的劳动力人力资本存量衡量人力资本积累水平。（2）产业结构升级（Ind）。产业结构升级意味着产业发展动能提升与提质增效能力增强。借鉴贾洪文等（2021）的研究,构建包含一二三产业在内的产业结构升级综合指数，具体公式如下：Ind=Vmm,m=1,2,3（5）I其中,Ind为产业结构升级综合指数;m代表第m产业仲,表征第m产业增加值占地区GDP比重。4 .控制变量考虑到共同富裕受多方面因素的综合影响，

25、本文控制如下变量：（D金融发展水平（Fdl）。金融发展有助于缓解农村地区融资困境，提升区域工资支付水平，利于缩小城乡居民收入差距，加快推动共同富裕进程，但同时也可能因金融市场进入门槛限制农村地区融资水平提升，阻碍共同富裕推进鉴于现阶段我国银行业规模占比较大的实际国情,选取金融机构贷款余额占GDP比重衡量金融发展水平。（2）财政支持力度（Fin）财政支持是影响地方产业发展的重要因素，对城乡收入分配具有重要意义，选取地方财政支出与GDP比重来表示。（3）居民价格消费指数（CPin）.消费价格变动对城乡居民实际收入水平具有重要意义，会对城乡收入差距产生重要影响（KlaUSetal,2016）,进而影

26、响共同富裕水平。（4）人口生育率（Pfre）.受传统生育观念和子女养育成本影响，人口生育率成为影响收入分配和居民富裕水平的重要因素，选取人口出生率衡量人口生育率。（三）数据来源考虑到港澳台不具有一般可比较特性，且西藏地区数据缺失较为严重，故以其余30个省域面板数据为研究样本,深入考察新型城镇化与共同富裕之间的关系。本研究考察区间为20042020年,样本数据来源于历年中国统计年鉴中国城市统计年鉴、各省域统计年鉴、CCER数据库。部分缺失数据采用线性插值法进行完善补充。四、结果分析（一）新型城镇化对共同富裕的驱动效应1.基于全国层面的检验结果根据前文分析,利用系统GMM方法对动态面板模型进行参数

27、估计。与此同时，为消除异方差带来的模型估计偏误,进一步采用稳健标准误加以处理,结果如表2所示。由表2模型（1）一（5）的系统GMM估计结果可以发现：第一,所有模型的HanSen检验均未通过10%显著性水平上模型变量设定存在过度识别这一原假设，这意味着选取的工具变量有效。第二，二阶序列相关检验结果AR（2）表明变量自相关问题不存在，意味着模型设定能够有效克服内生性问题。此外，采用FE和OLS方法对动态面板模型进行估计，以验证系统GMM估计结果的有效性,结果见表2中模型（6）（7）。一步系统GMM中共同富裕滞后一期项的估计系数均介于0.815（FE）和0.977（C）LS）估计之间,这意味着一步系

28、统GMM估计有效。共同富裕的滞后一期项估计系数均显著为正，表明共同富裕具有持续性和积累性特征，进一步表明采用动态面板模型进行回归分析的必要性。表2模型（5）估计结果显示,核心解释变量新型城镇化的估计系数显著为正，表明新型城镇化的共同富裕效应存在，即新型城镇化显著促进共同富裕水平提升，成为实现全体人民共同富裕的有效路径o究其原因，新型城镇化水平提升，能够促进资本、劳动力、土地等生产要素从低效率地区向高效率地区流动，优化区域发展布局，不断缩小城乡差距,实现以工促农、以城带乡、工农互惠的共同富裕道路。同时,新型城镇化水平提升有助于推动基本公共服务均等化，促使城镇建设更加优化，进一步促进社会公平正义，

29、助推经济高质量发展,加快实现共同富裕。表2新型城镇化对共同富裕影响的估计结果变量模型（D系统GMM模型（2）系统GMM模型系统GMM模型系统GMM模型（5）系统GMM模型（6FE模型OLSCnn(-1)0.89720.885.0.852-0.872*w0.8350.815-0.985PWPI/(19.587)(22.377)(15.225)(10.212)(10.433)(10.155)(35.252)Nurb1.4121.727w1.755w1.715o1.632“1.5371.052-(5.235)(4.275)(4.245)(4.565)437)(3.235)(2.187)Fdl-0.1

30、57-0.0320.3550.351.30940-0.127(-0.217)(-0.242)(0.487)(1.505)(3.209)(-1.022)Fin-0.025-0.047,-0.052*-0.045-0.022u(-0.775)(-1.779)(-1.782)(-2.512)(2.002)0.625”0.657”-0.582”0.097(2.532)075)(-2.362)(1.037)-0.0070.125E-0.002rT(-0.087)(3.805)(-0.092)0.06540.175-0.237,0.2520.237-0.035-0.1324(1.855)(2.445)(1

31、.732)(0.488)(0.437)(-0.055)(-1.686)-0.17-0.020.050.650.57八r(0.842)(0.979)(0.935)(0.525)(0.562)Hansen29.7528.5427.3728.3529.25(0.932)(0.985)(0.975)(0.937)(0.942)注：*表征1%显著性水平,*表征5%显著性水平Hansen检验与AR（2）的（）内数值为P值。下同L*表征10%显著性水平：解释变量的（）内数值为经过RobUSt修正处理的z统计量：2,基于区域层面的检验结果为分析新型城镇化对共同富裕影响的区域差异性，按照我国地理区位将30个省域

32、划分为华东、华北、华中、华南、西南、东北、西北7大区域以华东地区为参照系，引入华北、华中、华南、西南、东北、西北六个虚拟变量,借助一步系统GMM法对动态面板模型进行回归估计.结果如表3所示。可以发现，新型城镇化对共同富裕的影响作用存在明显区域异质性.新型城镇化对华东地区共同富裕影响不显著，对其他6个区域的共同富裕具有显著影响，整体呈西北东北西南华南华中华北华东的分布格局。分析原因在于，华东地区包括上海、江苏、浙江、安徽、福建、江西、山东7个省市，经济发展水平处于全国领先位置,其城镇化水平同样领先于其他区域，故驱动共同富裕的边际效应较弱。西北、东北、西南、华南等地区虽然包含广东、重庆等经济发展水

33、平相对较高的地区，但其区域内大多数省区市经济发展水平较为滞后.因此这些地区新型城镇化的共同富裕效应更加明显。并且，在各地区城镇化水平不断提升过程中，各类生产要素由经济相对滞后地区流向经济发展水平较高地区的同时，也会将经济发达地区的发展成果惠及经济发展滞后地区，进而有效提升经济发展滞后地区的共同富裕水平。表3新型城镇化对共同富裕影响的区域差异变量模型（8）华东地区华北地区华中地区华南地区西南地区东北地区西北地区Nurb1.6952.77223.227-4.077-5.0355.8575.927w(0.705)(2.105)(2.307)(3.525)(3.702)(3.522)(3.677)Co

34、p(-1)0.732-0.755-0.697-0.7170.772w0.745m0.752P(9.012)035)(9.102)(9.332)(9.235)(9.012)(9.775)Fdl0.712*0.705,0.727,0.695,0.735*0.687,0.692(1.802)(1.675)(1.759)(1.832)(1.845)(1.737)(1.842)Fin-0.075”-0.067m-0.077m-0.082m-0.069-0.081,-0.085-(-2.227)(-2.057)(-2.035)(-2.007)(-1.997)(-2.322)(-2.215)0.1270.1

35、320.1250.1320.1220.1350.097Cpin(0.522)(0.472)(0.535)(0.527)(0.542)(0.537)(0.515)-0.007-0.012-0.005-0.015-0.007-0.002-0.002Pfre(-0.025)(-0.022)(-0.017)(-0.032)(-0.022)(-0.025)(-0.027)常数项0.417,0.422,0.407-0.415,0.425,0.432,0.435,(1.902)(1.772)(1.852)(1.837)(1.905)(1.917)(1.935)续表变量模型（8）华东地区华北地区华中地区华南地

36、区西南地区东北地区西北地区AR(2)0.870.850.770.720.900.750.82(0.335)(0.355)(0.327)(0.375)(0.377)(0.315)(0.312)Hansen27.9728.0728.3528.0927.7727.5327.67(0.905)(0.878)(0.902)(0.898)(0.927)(0.835)(0.887)3.稳健性检验本文从两方面对上述结论进行稳健性检验。第一，尽可能降低样本时间选择带来的影响，剔除2004年和2020年的样本数据，以2005-2019年为考察期进行重新估计。第二，尽可能克服共同富裕水平的异常值和非随机性对模型估计

37、结果产生的影响，本文对1舟的共同富裕水平极大值和极小值加以剔除，随后对模型进行重新估计。两种稳健性检验结果均表明，新型城镇化能够显著促进共同富裕水平提升，与前文研究结果基本一致。（二）新型城镇化影响共同富裕的门槛效应前文以线性视角为主导分析新型城镇化对共同富裕的影响.并探讨新型城镇化的共同富裕效应。但是，该结论是在区域同质化的前提假设下得到的，忽略了各地区之间资源禀赋的差异。事实上，新型城镇化所带来的经济增长与居民收入增长发挥的作用机制较为复杂，且受到多种资源要素与禀赋特征的影响。基于此.本文分别以人力资本积累、产业结构升级作为门槛变量，进一步探究新型城镇化对共同富裕的非线性影响。1.门槛效应

38、检验首先对新型城镇化与共同富裕二者关系的门槛存在性进行检验，进一步对门槛效应的置信区间与估计值进行回归，结果如表4和表5所示。表4门槛存在性检睑门槛变堡门槛数量F值P值BS次数临界值10%5%1人力资本积累单门横43.15”0.030250025.443534.235756.7077双门楹25.170.166750037.760755.705595.7727单门横22.25*0.082250020.703523.530233.0535产业结构升级双门槿7.670.510750018,908724.352532.4522表5门槛估计值与置信区间门槛变量门槛数量门槛估计值置信区间人力资本积累单门槛

39、6.21256.1505,6.2572产业结构升级单门槛0.31270.3105.0.33222.门槛回归结果分析基于上述门槛估计参数，对模型进行非线性回归，结果如表6所示。表6面板门楮模型估计结果模型（9）模型（10）人力资本积累产业结构升级1.182”0.352FdI(2.337)(1.157)-0.147,*-0.077,wII11(-4.525)(-2.432)-0.662*-0.955EupI11(-2.105)(-2.975)0.3320.3473Pfre(3.585)(4.652)2.75L-3.3554Nurb_1(4.212)(-1.827)续表变量模型人力资本积累模型（10

40、）产业结构升级Nurb_213.335-(9.272)2.322F(3.152)常数项1.277,t*(6.082)1.037*,(6.365)注：O内为Z值.NurbJ与MUrb_2分别表征不同面板门槛区间下新型城镇化的估计系数。下同（人力资本积累。由表6模型（9）的回归估计结果可以看出,当人力资本积累水平低于门槛值6.2125时，新型城镇化的影响系数为2.757,且通过1$的显著性水平检验。这意味着在第一门槛区间之内，新型城镇化对共同富裕具有明显的正向推动作用。当人力资本积累水平高于门槛值6.2125时，新型城镇化的回归估计系数为13.335,且在1席水平上显著。这意味着人力资本积累在跨过

41、门槛值进入第二门槛区间时，新型城镇化对共同富裕的影响仍然表现为显著推动作用，并且这种作用效果进一步增强。由此可知，新型城镇化对共同富裕的影响表现出显著正向且边际效率递增的非线性趋势。究其原因可能在于.当人力资本积累处于较低水平时,其带来的知识、技能等优质资源较为有限，一定程度上会限制新型城镇化的共同富裕效应发挥。伴随人力资本积累水平的不断提升，大量高素质、高技能人才向乡村、城镇地区集聚，促使区域内劳动力综合素质不断提升，利于推进乡村人才振兴。同时，新型城镇化发展带来大量就业岗位，增加相应就业机会，利于提升周边农村地区居民非农就业收入，进而有助于推动共同富裕。从实际情况来看，大多数省域在样本考察

42、期内尚未跨过人力资本积累的门槛值，使得人力资本积累作用于新型城镇化驱动共同富裕的实效较为有限。在我国大力推动全民共同富裕的现实背景下，通过提升人力资本积累并促进其与新型城镇化的良性互动，是新发展阶段下扎实推进共同富裕的重要路径。（2）产业结构升级。由表6模型（10）的回归结果可以看出，当产业结构升级未跨过门槛值0.3127时，新型城镇化的回归估计系数为-3.355,且通过10%水平的显著性检验。这意味着在第一门槛区间内，新型城镇化对共同富裕具有明显抑制作用。当产业结构升级跨过门槛值03127之后，新型城镇化的回归系数为2.322,并通过1$水平的显著性检验。这表明在产业结构合理的情况下，新型城

43、镇化对共同富裕具有明显促进作用。综上，在产业结构升级的门槛约束下，新型城镇化与共同富裕之间具有U形关系，只有产业结构升级水平越过门槛值之后，新型城镇化才能充分发挥其共同富裕效应。原因在于：一方面，良好的产业结构利于发挥地区资源禀赋优势，带动地区整体经济发展水平提升.进而提升区域内富裕程度,有助于促进共同富裕；另一方面，产业结构布局合理，有助于地区经济发展与生态环境保护有机结合，推动区域内经济实现高质量、可持续、低碳化发展，深度契合乡村振兴战略总要求.以生态产业富民推进共同富裕。从实际情况来看,醺、云南、甘肃、贵州、广西、河南、新疆、四II、安徽、湖南10个省域在样本考察期内的产业结构升级水平仍

44、低于0.3127,这些省份主要集中于中西部地区，表明这些省域的产业结构升级在一定程度上制约了新型城镇化的共同富裕效应发挥。因此，未来需重点关注这些省域的产业结构升级情况，推动其产业结构升级尽早跨越门槛值，扭转新型城镇化对于共同富裕的负面影响。（三）进一步分析分位数回归模型不仅可以有效避免异常值的影响.强化结果稳健性，还能够全方位刻画新型城镇化对共同富裕影响的条件分布特征。故此，本文借助分位数回归模型，分析在人力资本积累与产业结构升级的不同门槛条件下，新型城镇化对共同富裕的非线性影响，结果见表7。表7分位数回归估计结果变量人力资本积累产业结构升级模型（II）模型（12）模型（13）模型（14）模

45、型（15）模型（16）=25%=50=75%r=25%=5W=75%Nurb-I2.2752.177*-2.357-1.422-2.575-4.027(4.657)(3.422)(2.372)(-0.127)(-0.3(-1.125)Nurb_210.122-12.627-16.205,2.2072.1552.207(3.225)(3.872)(1.775)(0.475)(0.665)(1.422)控制变录是是是是是是由表7结果可以看出，在人力资本积累和产业结构升级不同门槛条件下，新型城镇化对不同分位点处的共同富裕影响不同。在以人力资本积累为门槛变量时，当人力资本积累未跨过门槛值时，新型城镇化的估