1. 引言

自党的十八大以来，党中央高度注重公平正义问题，将逐步实现全国人民共同富裕置于更重要的位置。共同富裕非少数人的富裕，也非整齐划一的富裕[1]，而是让部分人先富，通过先富带后富，从而实现经济高质量发展。随着改革开放的持续推进，我国经济高速增长，“先富”效果明显，而全国收入差距不断增大[2]，“后富”效果明显滞后。在二元经济背景下，中国家庭收入不平等主要来自城乡间的不平等[3] [4]。农村发展始终是现代化建设过程中的薄弱环节，也是共同富裕的短板[5]，有效提升农村居民收入水平、缩小城乡差距是实现共同富裕的艰中之艰。为此，十九大我国提出并实施了乡村振兴战略，逐步实现缩小我国城乡居民收入差距的目标。但目前，我国仍面临着收入分配不合理、城乡收入差距较大的现实问题与挑战[6]。因此，探究乡村振兴发展对城乡收入差距的影响，有助于进一步明确乡村振兴的重点任务，更好促进城乡收入差距缩小，加快共同富裕进程，推进中国式现代化。

2. 理论分析与研究假设

2.1. 假说H1：乡村振兴有助于缩小城乡收入差距

乡村基础设施建设[7]和公共服务水平的提升[8]是乡村振兴缩小城乡收入差距的主要手段。首先，基础设施建设能降低农业生产成本，促进产业发展，通过提高农村居民的收入，进而提高其消费能力，促进经济良性循环。如通讯设施能打破城乡间的信息壁垒；农田水利设施能使水资源不再是农业发展的限制因素。而公共服务水平的提升：其一能吸引人才、资金等要素向乡村流动，提高居民受教育程度，从根源上解决农村人才稀缺问题；其二能增加农村居民初次分配所得。收入与教育贫困是造成农民工多维贫困的主要原因[9]。公共服务能通过教育、培训提高居民的能力与机会，通过医疗、养老促进人力资本积累，进而提高居民在初次分配中的竞争力，增加收入所得；其三能通过再分配影响城乡收入不均的现象。公共服务是政府满足民众需求、保障基本权利的产品与服务。因此，相比于高收入人群，公共服务对物质匮乏的低收入人群具有更大的边际效用，从而能调节收入分配。

2.2. 假说H2：乡村振兴可通过促进乡村经济增长来改善城乡收入差距

我国城乡收入差距较大的直接原因是乡村经济落后、居民收入增长过慢，而乡村振兴正是立足于农村资源禀赋优势，在政策扶持和政府鼓励背景下，促进农村特色产业发展、经济效益增加，从而快速提高农村居民收入。具体而言，其作用机理为：第一，延长农业产业链[10]。产业链的延伸和调整能实现产业价值和农产品附加值的提升，并使乡村经济活动逐渐介入城镇生产生活体系，加强城乡间的关联与依赖，从而促进乡村经济发展，缩小城乡差距[11]；第二，改善乡村投资环境[12]。为推进乡村振兴战略、促进资本流动，政府出台系列政策措施，如简化创业手续、不断优化营商环境，引导社会资本、高素质人才等要素注入乡村，从而促进当地经济发展，缩小城乡差距；第三，合理优化农村资源配置。农村资源丰富，合理利用与科学优化可实现资源的资本最大化。如整理坑塘等闲置用地、多方式土地流转来增加收入，改善收入差距。

2.3. 假说H3：乡村振兴对城乡收入差距的影响存在基于乡村振兴自身的门槛效应

乡村振兴旨在以科技为依托，以农业农村现代化为目标，通过产业结构调整、生态环境保护、物质与精神文明建设等措施[13]，拉动处于生产力落后、基础设施不完善的乡村，进而实现城乡融合共同富裕。因此，在乡村振兴发展较低水平时，推动基础设施建设和新技术、新设备等的引进将极大促进当地发展，提高农业生产率，拓宽农产品市场，使农村居民能在文娱方面有更多投入[14]，进而在总体上缩小城乡收入差距。而随着基础设施建设的完善，乡村振兴向更高阶段发展时，产业布局基本定型，种种因素会一定程度延缓乡村振兴发展，使其难以得到质性提升从而影响城乡收入差距。如农村处于初级人力资本阶段时，受教育水平低，思想观念陈旧，难在短期内快速提升自身素质和劳动生产率，故只能从事低薪的体力劳动[15]。故而乡村振兴对城乡收入差距的影响可能存在门槛效应。

3. 研究设计

3.1. 模型构建

3.1.1. 泰尔指数

用泰尔指数测度城乡收入不平等，公式如下：

$Thei{l}_{it}={\displaystyle {\sum }_{j=1}^2\left(\frac{Y_{ij,t}}{Y_{i,t}}\right)}\ln \left(\frac{Y_{ij,t}}{Y_{i,t}}/\frac{P_{ij,t}}{P_{i,t}}\right)$ (1)

其中，Theil_it表示i省第t年的泰尔指数，j = 1表示城镇地区，j = 2表示农村地区，Y_ij表示i省城镇或农村的居民人均可支配收入，Y_i为i省的居民总收入，P_ij表示i省城镇或农村的总人口数，P_i为i省总人口数。

3.1.2. 基准回归模型

为实证检验乡村振兴对城乡收入差距的影响，公式如下：

$Thei{l}_{it}={\alpha }_0+{\alpha }_{1}Ru{a}_{it}+\beta X_{it}+{\mu }_i+{\sigma }_t+{\epsilon }_{it}$ (2)

其中，Theil_it表示i省在t年的城乡收入差距，Rua_it则为i省在t年的乡村振兴得分，X_it表示控制变量。此外，μ_i和σ_t分别为省份固定效应、年份固定效应；ε_it是残差项。

3.1.3. 中介效应模型

为定量识别乡村振兴是否通过乡村经济增长来间接影响城乡收入差距，参考温忠麟等[16]的方法，公式如下：

$Thei{l}_{it}={\alpha }_0+{\alpha }_{1}Ru{a}_{it}+{\alpha }_2{X}_{it}+{\mu }_i+{\sigma }_t+{\epsilon }_{it}$ (3)

$Ec{o}_{it}={\beta }_0+{\beta }_{1}Ru{a}_{it}+{\beta }_2{X}_{it}+{\mu }_i+{\sigma }_t+{\epsilon }_{it}$ (4)

$Thei{l}_{it}={\gamma }_0+{\gamma }_{1}Ru{a}_{it}+{\gamma }_{2}Ec{o}_{it}+{\gamma }_3{X}_{it}+{\mu }_i+{\sigma }_t+{\epsilon }_{it}$ (5)

其中，Eco_it为中介变量(乡村经济增长)。

3.1.4. 门槛回归模型

借助Hansen [17]提出的门槛回归模型，对城乡收入差距演变中存在的乡村振兴水平门槛效应进行讨论，公式如下：

$\begin{array}{c}Thei{l}_{it}=\alpha +{\eta }_{1}Threshol{d}_{it}\times I\left(Threshold<{\lambda }_1\right)\\ +{\eta }_{2}Threshol{d}_{it}\times I\left({\lambda }_1\le Threshold<{\lambda }_2\right)\\ +{\eta }_{n}Threshol{d}_{it}\times I\left(Threshold\ge {\lambda }_n\right)\\ +{\beta }_{n+1}{X}_{it}+{\mu }_i+{\sigma }_t+{\epsilon }_{it}\end{array}$ (6)

式中，Threshold_it为门槛变量，I(·)为示性函数，${\eta }_1,{\eta }_2,\cdots ,{\eta }_n$ 为待估系数。

3.2. 变量说明

3.2.1. 被解释变量

城乡收入差距测算方法较为多样，常用城乡收入比值、泰尔指数及基尼系数来衡量。其中泰尔指数能敏锐捕捉收入分配的细微变动，更符合我国当下城乡经济发展结构[18]-[20]。故以泰尔指数测度城乡收入差距(Theil)。

3.2.2. 核心解释变量

以乡村振兴(Rur)为核心解释变量，参考屈晓娟、李旭静等的研究，以《乡村振兴战略规划(2018~2022年)》为导向，基于五大维度构建综合评价体系(表1) [21]-[23]，然后借助CRITIC权重法测度。其中，乡村产业的发展是乡村振兴战略的核心，生态环境是乡村发展的基础，乡风文明是乡村文化和社会风貌的体现，有效的社会治理是乡村振兴的重要保障，而生活富裕则是乡村振兴的最终目标[21]。

Table 1. Evaluation index system of rural revitalization

表1. 乡村振兴评价指标体系

续表

3.2.3. 控制变量

选取其他影响城乡收入差距的因素为控制变量，包括：① 交通水平(Tra)，用公路里程与行政区划面积之比衡量；② 产业结构(Ind)，用第二、三产业增加值与地区生产总值之比衡量；③ 经济开放程度(Ope)，用地区货物进出口贸易总额与地区生产总值之比衡量；④ 科学技术水平(Tec)，用科学技术支出占公共财政支出的比重表示；⑤ 人口结构(pos)，用常住人口老年人口抚养比表示；⑥ 劳动力非农化(LnDlf)，用二、三产业就业人员与第一产业就业人员之比的对数衡量。

3.2.4. 中介变量

乡村经济增长对城乡收入差距有着直接影响，将其作为中介变量能够揭示城乡收入差距的内在机制。本文以农村人均农林牧渔业增加值来衡量乡村经济发展状况。

3.3. 数据来源

本文以31个省级行政区2013~2022年间的数据构建面板(港澳台数据缺失)。数据主要来自各省历年的统计年鉴、《中国统计年鉴》《中国城乡建设统计年鉴》、中经网统计数据库和国家统计局数据库，个别缺失用线性插值填充。各变量的描述性统计见表2。

Table 2. Descriptive statistics of each variable (N = 310)

表2. 各变量的描述性统计(N = 310)

4. 实证结果分析

4.1. 单位根检验与协整检验

在实证分析中，为验证数据的平稳性、防止模型出现“伪回归”现象，还需进行单位根检验与协整检验。单位根检验常用方法有LLC检验、Hadri检验、IPS检验和ADF检验等。本文选3种检验方法相互佐证，结果见表3。可见个别数据经一阶差分后通过了显著性检验，说明数据整体上不存在单位根且较为平稳。

Table 3. Results of unit root test

表3. 单位根检验结果

注：*表示进行了一阶差分。

采用Kao检验和Pedroni检验进行协整检验，结果见表4。相关变量均通过显著性检验，说明各变量间有长期均衡关系。

Table 4. Results of co-integration test

表4. 协整检验结果

4.2. 基准回归分析

在P值小于0.0001的情况下，豪斯曼检验结果值为351.17，故而此处拒绝原假设，选用固定效应模型。再考虑到省份间不同的区位条件与历史积累等因素，因而选双向固定效应模型来进行实证研究。

Table 5. Baseline regression (N = 310)

表5. 基准回归(N = 310)

注：^*、^**、^***分别表示10%、5%、1%的显著性水平；括号内为标准误，下表同。

结果见表5，模型(1)为不考虑固定效应，不添加控制变量，仅考虑乡村振兴这一因素，模型(2)则是在前一回归的基础上添加控制变量，模型(3)则进一步控制了个体和时间。可见，乡村振兴的系数逐渐下降且均在1%的水平下显著为负，R²明显增加，标准误也显著变小，说明固定效应与遗漏变量造成的影响得到了有效控制。由模型(3)分析可知，每当乡村振兴发展水平提升1个单位，城乡之间的收入差距就会减少0.0827 个单位。综上说明，乡村振兴可缩小城乡间的收入差距。

4.3. 中介效应研究

以中介效应三步法程序来探究乡村振兴发展是否通过提升乡村经济来间接调节城乡间的收入差距，结果见表6所示。列(1)检验了乡村振兴与城乡收入差距间的关系，从结果来看，乡村振兴与城乡收入差距的回归系数为−0.0827，通过了10%的显著性检验。列(2)检验了乡村振兴和乡村经济增长间的关系，在10%的显著性下乡村振兴与乡村经济增长的回归系数为正，说明乡村振兴对乡村经济增长具有显著正向促进作用，且乡村振兴每增加1个单位，乡村经济增长就增加1.7037个单位。列(3)则是将中介变量引入进核心概念关系间的回归分析，可见乡村经济增长的系数(Eco)在1%显著性水平下为负，乡村振兴的系数(Rur)则不显著。综上结果支持了乡村经济增长在乡村振兴影响城乡收入差距中发挥着完全中介效应，且是正向的中介效应，中介效应值为47.2%。这意味着乡村振兴缩小城乡收入差距中约有47.2%的效果是通过乡村经济增长来实现的。

Table 6. Intermediate effect test (N = 310)

表6. 中介效应检验(N = 310)

4.4. 门槛效应研究

将乡村振兴作为门槛变量，运用Stata统计软件进行300次重复抽样，来研究乡村振兴对城乡收入差距影响过程中存在的门槛效应。回归前需进行门槛效应检验，结果见表7。分析可知，当乡村振兴为门槛变量时，单一门槛的F统计值为10.31，在5%的水平下通过了显著性检验，但双重门槛的F统计值不显著，表明乡村振兴存在单一门槛效应，且其第一门槛值为0.440。

Table 7. Threshold effect test

表7. 门槛效应检验

通过门槛回归模型进一步探究乡村振兴发展水平对城乡间收入差距的影响，结果见表8。可见，无论乡村振兴水平处于较低时(≤0.440)，或是提升至较高水平时(>0.440)，回归系数均在5%的水平上显著为负，且在乡村振兴较高水平时的系数绝对值要大于较低水平时的。由此可知，随着乡村振兴水平的提升，无论是在门槛值以下或以上，城乡收入差距都有显著下降。这可能表明在政策引导的背景下，乡村振兴措施对缩小城乡收入差距具有显著的正面影响。且当乡村振兴超过一定水平时，对于缩小城乡收入差距的作用就没那么有效了，这可能是因为城乡收入差距在越过乡村振兴门槛值后，城乡间的其他因素发挥了更大的影响，而乡村振兴建设带来的增益影响减少。这些因素可能是不同的城镇化进程、教育资源的分配不均、就业机会的差异及社会保障制度的不完善等。

Table 8. Threshold regression

表8. 门槛回归

4.5. 异质性分析

本文基于面板数据分东中西部进行异质性分析。见表9可知，乡村振兴发展对城乡收入差距的影响在三大地带表现不一。东部在1%的置信水平下系数为负，这表明乡村振兴能缩小城乡收入差距的假说在东部得到验证；而在中西部地区影响并不显著。

背后的原因可能是东部为我国的经济发达区，城乡发展更为均衡，且其交通便捷、各产业的配套设施都较为完善、工业基础较强，同时政府的财政充裕、惠农政策支持多，乡村振兴政策推动力度更强，诸如此类都为乡村振兴发展提供了更好的实施条件和环境。而西部得益于西部大开发战略，社会经济快速发展，尤其是在农村基础设施与教育发展方面的建设力度加强，乡村振新的发展同样有效统筹了西部地区自然资源和社会优势，推动农产品加工、生态农业以及乡村旅游等具有地方特色的产业发展，从而增强就业、促进增收、使生活便利，一定程度上缩小了城乡收入差距。中部则是我国重要的粮食主产区，农村产业以粮食种植业为主，农民收入较高，同时中部连接东西部，是承接东部产业转移的重要区域，新兴产业更多偏向于集中在城市或发达地区，经济快速跃升。

Table 9. Regression of regional heterogeneity

表9. 区域异质性回归

总体而言，相对于东部，中西部地区可能更多依赖于传统农业和资源型产业，不管是在诸如资源配置等方面的硬实力，又或是政策支持等方面的软实力都相对较为薄弱，乡村振兴发展难以有效缩小城乡收入差距，促进共同富裕。

5. 结论与建议

5.1. 结论

随着乡村振兴战略的深入实施，乡村振兴发展在缩小城乡间收入差距的积极效果逐步显现。本文选取2013~2022年31个省级面板数据，通过应用双重固定效应模型、中介效应分析以及面板门槛模型，探讨了乡村振兴与城乡收入差距间的关系，得到了如下结论：(1) 乡村振兴在推动城乡收入差距缩小方面发挥着积极作用，有助于实现城乡协调发展。在控制变量的情况下，乡村振兴水平每增加1个单位，就会导致城乡收入差距在1%的显著性下减少0.0827个单位。(2) 在乡村振兴发展推动城乡收入差距缩小的过程中，乡村经济增长这一变量发挥了完全中介作用，其中大约47.2%的缩小效果是由乡村经济增长所做出的贡献。(3) 乡村振兴建设对城乡收入差距具有单一门槛效应。在不同乡村振兴发展水平下，乡村振兴对城乡间收入差距的影响呈阶段性变化。(4) 乡村振兴对城乡收入差距的影响有区域异质性特征。东部对缩小城乡收入差距的效果最佳，而中西部地区乡村振兴对城乡收入差距的影响并不显著。

5.2. 建议

结合本文研究结论，并立足我国实际发展现状，提出如下相关建议：

(1) 完善顶层设计，加强乡村振兴制度保障，多维度推进乡村振兴发展。要想乡村振兴开好局、走好路，就要打造好上层谋篇布局、树立大方向引领，从五个维度来进行乡村振兴建设。推进产业兴旺就要顺应产业发展规律，构建多元化创新化的乡村产业体系，提高乡村产业的质与量；加强农村生态宜居建设就要明悟习总书记提出的“两山论”，推动农业绿色发展，加强土壤污染和土地退化等生态环境保护和修复；促进乡风文明就要加强社会主义精神文明建设，推进农村移风易俗，树立良好新风尚。加强和改进乡村治理则要构建好党领导下的坚实基层组织力量，创新乡村治理方式，逐步完善乡村治理体系，同时要深化农村改革，激发农村新活力；促进乡村生活富裕则是要加强民生建设，既要加强对公共服务基础设施的保障与投入，也要打造好公共服务体系。

(2) 高度重视乡村经济增长在乡村振兴发展缩小城乡收入差距间的中介效应，加快推进乡村经济增长。延伸农业产业链条，加速促进产业融合，重点识别并培育新兴产业与特色优势产业，优化农民收入结构，同时明晰土地产权与征地补偿立法等政策措施保障农民财产性收益，赋予农户更多土地权力，扩大农民增收渠道。最重要的是要抢抓数字经济建设机遇，发挥好数字赋能作用，有效带动农民增收致富。

(3) 推行区域差异化发展战略，促进共同富裕。在推进乡村振兴建设时，不能以一刀切的方式开展，而应因地制宜、对症下药。东部在乡村振兴发展五个维度中得分均较高，之后要全面发展、充分发挥发达经济地段对周边农村地区的带动作用；而中西部地区乡村振兴发展水平较低，乡村应当充分发挥优势、弥足短板，挖掘利用好本地的自然、人文资源禀赋，向先进地区主动学习发展经验，注重推动城乡融合，重视城乡间的资源、技术和信息等要素的双向流动，走好城乡融合发展道路。

NOTES

^*通讯作者。

参考文献