SA Statistics and Application 2325-2251 Scientific Research Publishing 10.12677/SA.2024.131023 SA-81785 SA20240100000_52365707.pdf 数学与物理 共同富裕视角下浙江省城乡居民收入差距影响因素研究 A Study on the Factors Influencing the Income Gap between Urban and Rural Residents in Zhejiang Province from the Perspective of Common Prosperity 朱 媛嫄 1 * 王 文胜 1 2 杭州电子科技大学经济学院，浙江 杭州 null 06 02 2024 13 01 220 231 © Copyright 2014 by authors and Scientific Research Publishing Inc. 2014 This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/

基于2001~2022年度数据，利用多元线性回归模型分析了浙江省城乡居民收入差距及其影响因素，研究发现城镇化水平是影响城乡居民收入差距的主要因素，人力资本存量是次要因素。实证结果表明：城镇化水平与城乡居民收入差距呈负相关，随着城镇化水平的提高，城乡居民收入差距会逐渐缩小；人力资本存量与城乡居民收入差距呈正相关，受高等教育人数增多会使得城乡劳动力资源分配不均匀，城乡收入差距会因此扩大。基于此提出要进一步推进城镇化建设，合理分配劳动力资源等建议。 Based on data from 2001 to 2022, a multiple linear regression model was used to analyze the in-come gap between urban and rural residents in Zhejiang Province and its influencing factors. The study found that urbanization level is the main factor affecting the income gap between urban and rural residents, and human capital stock is a secondary factor. The empirical results show that there is a negative correlation between the level of urbanization and the income gap between urban and rural residents. As the level of urbanization increases, the income gap between urban and rural residents will gradually narrow; The stock of human capital is positively correlated with the income gap between urban and rural residents. An increase in the number of people receiving higher edu-cation will lead to uneven distribution of labor resources between urban and rural areas, and as a result, the income gap between urban and rural areas will widen. Based on this, suggestions are proposed to further promote urbanization construction and allocate labor resources reasonably.

 共同富裕，城乡居民收入差距，多元线性回归模型, Common Prosperity Income Gap between Urban and Rural Residents Multiple Linear Regression Model 摘要

基于2001~2022年度数据，利用多元线性回归模型分析了浙江省城乡居民收入差距及其影响因素，研究发现城镇化水平是影响城乡居民收入差距的主要因素，人力资本存量是次要因素。实证结果表明：城镇化水平与城乡居民收入差距呈负相关，随着城镇化水平的提高，城乡居民收入差距会逐渐缩小；人力资本存量与城乡居民收入差距呈正相关，受高等教育人数增多会使得城乡劳动力资源分配不均匀，城乡收入差距会因此扩大。基于此提出要进一步推进城镇化建设，合理分配劳动力资源等建议。

 关键词

共同富裕，城乡居民收入差距，多元线性回归模型

 A Study on the Factors Influencing the Income Gap between Urban and Rural Residents in Zhejiang Province from the Perspective of Common Prosperity<sup> </sup>

Yuanyuan Zhu, Wensheng Wang*

College of Economics, Hangzhou Dianzi University, Hangzhou Zhejiang

Received: Jan. 16th, 2024; accepted: Feb. 22nd, 2024; published: Feb. 29th, 2024

 ABSTRACT

Based on data from 2001 to 2022, a multiple linear regression model was used to analyze the income gap between urban and rural residents in Zhejiang Province and its influencing factors. The study found that urbanization level is the main factor affecting the income gap between urban and rural residents, and human capital stock is a secondary factor. The empirical results show that there is a negative correlation between the level of urbanization and the income gap between urban and rural residents. As the level of urbanization increases, the income gap between urban and rural residents will gradually narrow; The stock of human capital is positively correlated with the income gap between urban and rural residents. An increase in the number of people receiving higher education will lead to uneven distribution of labor resources between urban and rural areas, and as a result, the income gap between urban and rural areas will widen. Based on this, suggestions are proposed to further promote urbanization construction and allocate labor resources reasonably.

Keywords:Common Prosperity, Income Gap between Urban and Rural Residents, Multiple Linear Regression Model

Copyright © 2024 by author(s) and beplay安卓登录

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 1. 引言

共同富裕是社会主义的本质要求，共同富裕这一目标的达成是一个持久而又漫长的过程，具有长期性、艰巨性和复杂性，而现阶段正如习近平总书记所说，“我们已经到了稳步推进共同富裕的历史阶段”。共同富裕包含了“富裕目标”与“共享目标”两个方面，其中“富裕”是要使所有人的生活水平能得到更多的改善，“共享”是要使城乡之间的贫富差距不断缩小。2021年，浙江省被赋予高质量发展建设共同富裕示范区的光荣使命。近年来，浙江省在大力推进经济建设的同时，城乡居民的收入正在逐步增长，人们的生活质量也在逐步提高，但是城乡居民的收入差距仍然是制约全省经济发展的瓶颈。浙江省在第十五次党代会上，就“中国特色社会主义高质量发展，加快推进全省现代化”的奋斗目标做出重要决定，要在高质量发展中推进共同富裕和现代化。浙江省自改革开放以来，经济发展取得显著成绩的同时伴随着较大的城乡居民收入差距，该问题仍是目前浙江经济建设中迫切需要解决的课题。

要实现共同富裕，其中最重要的一个维度是缩小收入差距，而与收入差异相关的最重要因素就是城乡居民的收入差距。当前，由于中国正处于一个经济迅速增长的时期，城镇化的速度越来越快，城镇化的水平越来越高，导致了城市与农村之间的收入差距日益增长。而缩小城乡居民收入差距不仅能够有效促进农村地区经济发展，提高城乡居民生活水平，而且能够加速城乡经济结构协调发展，带动市场需求和社会经济增长；还能够在一定程度上缓和社会矛盾，减少社会不公平现象的产生，促进社会公平，增强社会凝聚力。因此，研究影响城乡居民收入差距的因素、探索城镇和农村居民收入差距缩小途径，对共同富裕的实现具有十分重要的意义。

我国城乡居民收入不平等现象的成因是多方面的，其成因与经济发展水平、政府政策等有密切关系。但是，不同因素对城乡居民收入差距的影响程度和作用机理各不相同。那么，导致城乡居民收入差异变化的主要因素是什么？它们会怎样对城市和农村居民的收入产生影响？弄清这些问题，理清各成因之间的相互关系，系统地认识城乡居民收入差距的影响因素，能够为目前有关政策的改革与调整提供科学的依据，减少城乡收入差距对经济发展的影响，同时为推动经济可持续发展、社会和谐稳定，实现全体人民的共同富裕与幸福生活奠定坚实的基础。通过对可能影响城乡居民收入差距的七大因素展开系统分析，并对其进行了归纳和总结，探寻主要因素和次要因素，从作用机理角度对其展开了深入的分析，进而为更有针对性地减少城乡居民收入差距的相关政策制定和建议提供了理论支撑，同时也为探讨城乡融合发展推动共同富裕的实现路径提供了一定的研究启示。

 2. 文献综述

共同富裕的内涵包含富裕程度和共享程度，城镇和农村地区收入差异是衡量共同富裕进程中共享水平的一个重要指标。因此，对城乡居民收入问题的研究成为了全社会共同关心的焦点问题。就当前研究来看，主要集中于两个方面：一是分析城乡居民收入差距的变化趋势及其原因；二是研究居民消费差异与城乡居民收入差异的内在联系，并探讨其影响共同富裕的机制。

在城乡收入差距研究方面：郭如平(2011) [ 1 ] 从城乡之间、农村居民内部对农村居民收入差距进行定量及定性的分析，发现在1990年到2008年间浙江城市和农村居民收入差距有总体增大的态势，且在农村地区居民之间收入差距也呈扩大趋势；此外，熊小林和李拓(2022) [ 2 ] 利用泰尔指数，以1949~2019年的全国居民收入为研究对象，量化评估居民收入分配差异情况，其调查研究表明，中国居民收入分配差距存在着一定的周期性变化，城乡收入不平衡是造成居民收入分配不平衡的主要因素，产业发展和对外开放将加剧城乡收入不平衡，而城镇化能够积极缩小城乡收入分配不平衡；彭定赟等(2014) [ 3 ] 以1985~2010年武汉市的数据为例，构建了一组可以反映城镇化程度和城乡居民收入差异的指标，并实证分析了两者的动态关系，结果表明，武汉市的城镇化程度和城乡居民收入差异呈显著的正相关；王臣钦(2022) [ 4 ] 实证分析2011~2020年浙江省11地市的面板数据，结果表明浙江省开展数字普惠金融能够明显降低城镇和农村居民的收入差异，并且数字普惠金融在覆盖范围、应用深度、数字化程度等方面，对城乡居民的收入差异具有较大的抑制作用；龚勤林、贺培科、曹邦英等(2022) [ 5 ] 选取四川省三个有代表性的少数民族自治州，从收入总量、结构比例和区域差异三个方面对居民收入进行了多维对比，归纳和分析了少数民族地区农民收入组成的差异特点，并发现农村居民收入差异化增长，而收入结构比例保持稳定。

关于城乡居民收入差异和消费差异的联系：胡利平(2022) [ 6 ] 在2013~2020年省级面板数据的基础上，在收入结构中从水平和垂直两个角度，实证研究不同来源的收入对城乡居民消费的影响以及它们之间的差异，其研究结果显示：人均可支配收入对城乡居民消费的影响最为重要，而且人均可支配收入对农村居民消费的边际效应比城镇居民更大；耿源(2020) [ 7 ] 以1978~2018年山西省城镇化水平、城乡居民消费水平和居民可支配收入水平为基础，运用VAR模型，研究城镇化水平和城乡居民可支配收入水平对城乡居民消费水平和居民可支配收入水平的影响，结果显示：城镇化水平、城市居民的可支配收入差异都会对城市和农村的人均消费差异产生较大的影响，且人均可支配收入差异影响更为明显；周抒与李向东(2023) [ 8 ] 以2012~2021年全国省级样本数据为基础，对城乡居民消费差异对收入差异的反向影响及地区差异进行了实证分析，结果表明，随着城乡居民消费水平的上升，城乡居民消费差异会与城乡居民收入差异呈同向扩大趋势，形成更加明显的固化效应，并且具有明显的地区差异性；方小林(2023) [ 9 ] 采用2019~2021年的数据，从共同富裕的经济实践层面，从收入差距和消费差距双重视角，就农村电商发展对共同富裕实践的推动效应进行了实证研究，研究发现发展农村电商是推进共同富裕实践重要路径之一，使得城乡居民收入差距和消费差距缩小，从经济层面上有效推进共同富裕；余乐和贾康(2022) [ 10 ] 实证分析1992~2019年我国城乡居民收入差距和消费差距数据，对两者动态联系进行考察，研究发现，城乡居民收入差距与消费差距之间存在着显著的动态关联性，即城乡居民收入差距的扩大会引起消费差距的扩大，而消费差距的扩大会引起收入差距的扩大，在此基础上提出了缩小收入差异的政策措施，如“互联互通”、都市圈建设等。

综观当前的研究，在探讨城乡居民收入差异的变动规律和影响因素，以及对城乡居民消费差异的影响等方面，已有较多的成果，这些研究更多地是以城乡居民收入差距所产生的结果为基础，但是对于导致城乡居民收入差距的多种原因的实证研究却较少。基于此，研究拟从经济开放水平、城镇化水平、工业化程度等多个层面入手，深入剖析导致城乡居民收入差距变化的多元成因，并在此基础上开展实证分析，对于进一步缩小城乡居民收入差距，促进浙江省共同富裕思路和途径探索，具有重要的理论意义和现实意义。

 3. 城乡收入差距现状分析 3.1. 城镇和农村居民收入变化情况分析

研究数据来源于《浙江统计年鉴》，收集了2001年至2022年浙江省城镇居民家庭人均可支配收入及指数、农村居民家庭人均可支配收入及指数，并分别计算城镇居民家庭和农村居民家庭人均可支配收入指数(环比)，采用Mann-Whitney检验方法对上述数据分别进行检验。

对城乡居民人均可支配收入指数进行Mann-Whitney检验时，假设城市居民家庭人均可支配收入指数和农村居民家庭人均可支配收入指数这两个总体之间没有明显的差异。经检验，p值为0.9438，在0.05的显著性水平下，接受原假说，这表明城市与乡村居民之间的人均可支配收入没有明显的差异，即浙江省城市与乡村居民的收入变化趋势基本一致。

对城乡居民人均可支配收入指数(环比)进行Mann-Whitney检验时，原假设是城镇居民家庭人均可支配收入指数(环比)与农村居民家庭人均可支配收入指数(环比)这两个总体之间没有明显的差异。经检验，得出的p值是0.9719，在0.05的显著性水平下，接受原假设，这意味着城市与农村居民家庭的人均可支配收入指数(环比)没有明显的差别，即浙江省城市与农村居民的收入变化是一致的。

 3.2. 城镇和农村居民收入差异分析

对提取到的数据计算城乡居民人均可支配收入之差、城乡居民人均可支配收入之比，从浙江省城乡居民人均可支配收入趋势变化、城乡居民人均可支配收入差值变化、城乡居民人均可支配收入比值变化等方面绘制三者变化趋势图，分别见图1、图2、图3。

从图3中可以看到，在过去的20年中，浙江省的城乡居民人均可支配收入之比总体上是在波动变化的，基于浙江省的城乡居民人均可支配收入之比在不同时期的变化情况，将浙江省的城乡居民收入之比划分为以下三个时期进行分析。

图1. 城乡居民收入趋势图

图2. 城乡居民收入差趋势图

图3. 城乡居民收入比趋势图

时期一(2001~2007年)，其特征是城市和农村居民的平均可支配收入之比出现了波动增长。在2001~2003年期间，城乡居民收入都有增长趋势，同时城镇和农村的居民收入差值也在增加，并且增加的幅度比较大，城镇和农村居民的收入之比呈现出快速增加的态势；在2003~2004年期间，城镇和农村居民收入增长不大，城乡居民可支配收入之比呈下降趋势；随后，浙江省城市居民与农村居民之间的可支配收入比呈现出稳步增长的态势。这一时期，伴随着“八八战略”的提出和浙江经济的整体转型，浙江城市经济也有了很大的发展，城乡居民收入差距有所扩大。

时期二(2008~2012年)，这一时期的特征是城乡居民人均可支配收入比呈总体平稳的态势，比值保持在2.3至2.5之间。在这个时期，国家采取了积极的财政政策，放松了货币政策 [ 11 ] ，并对经济发展中的一些关键问题和薄弱环节给予了有力的支持；浙江省在发展中，通过对交通、通信和邮政等方面的投资，社会保障得到了进一步的提升，使城市和农村的居住环境得到了明显的改善。房地产业兴旺，小城镇经济发展迅速，而农村地区的基础设施建设比较落后，农业生产和管理状况较差，农业产业化发展较慢，产业结构仍很不合理。所以，在这个时期，我国的城市和农村居民的平均可支配收入比是比较高的。

时期三(2013~2022年)，这段时期的特征是城镇和农村居民人均可支配收入比具有缩小的趋势，特别是在2012年至2013年的时候，城乡居民收入比出现了较大幅度的下降，在此之后，城乡居民收入比便趋于稳定。在此期间，城乡居民的人均可支配收入都出现了较快的增长。浙江积极实施“五位一体”总体规划，积极配合“四个全面”战略部署，以促进全省的经济社会可持续增长，并且积极增强对基础设施的投入，使得生态环境、社会事务等方面的基础设施得到极大的改善，从而促使城市与农村的协调发展，显著减少了城市与农村之间的经济差异。

 4. 研究设计 4.1. 回归模型构建

为了对浙江省城镇和农村居民之间的收入差异进行分析，建立了如下形式回归模型：

Y = β 0 + ∑ k n β k X k + ε (1)

在上式(1)中，Y代表被解释变量；Xk代表解释变量；n代表解释变量个数；β0代表截距项；βk代表解释变量的系数；ε代表随机扰动项。

 4.2. 变量说明 4.2.1. 被解释变量

城乡居民收入差距(Y)，城镇和农村居民收入差距是衡量城镇和乡村发展差异的基本指标，其度量方式有很多。在借鉴李成友等(2021) [ 12 ] 方法的基础上，用城乡居民人均可支配收入之比 [ 13 ] 作为衡量指标，该比值越大，则表明浙江省城乡居民之间的收入差异越大。

 4.2.2. 解释变量

经济开放程度(X1)。外商直接投资占GDP的比重，即投资依存度，可以反映经济要素流动于不同区域之间的程度，能够来衡量区域经济开放程度。外商直接投资能够通过改变商业模式、促进人口流动等方式，对城乡居民收入差距产生影响。在计算外商直接投资与GDP比值时，由于计量单位不一致，将以美元单位的实际利用外商直接投资总额按照年均汇率换算为人民币单位。

居民消费价格指数(X2)。居民消费价格指数指的是一种衡量消费商品及服务项目价格水平随着时间变化的相对数，可以了解消费者的消费情况，并且可以用来评估消费者的消费行为。按照周抒等 [ 8 ] 的观点，城乡居民消费差距将会对城乡居民的收入差距产生逆向效应，如果城乡居民消费差距扩大的话，将会使城乡居民的收入差距进一步扩大，所以选择了居民消费价格指数作为一个解释变量。

城镇化水平(X3)。城镇化是指人口从农村向城镇转变的过程，是一种城乡融合发展的进程，反映地区内经济发展水平，揭示城镇和农村之间的发展差异。城镇化水平的高低可以用城镇居民人口与总人口的比值来反映 [ 14 ] ，也就是城镇化率来表示。

工业化程度(X4)。工业化具体表现为工业就业比重提高、工业内部结构调整和工业发展模式转变，这些都会使农业部门的劳动力向非农业部门的转移，造成以农业为支柱的农村经济与城市经济发展的差异性严重，城乡居民的收入不平衡加剧。参考董康等(2023) [ 15 ] 采用工业增加值与GDP的比值来衡量工业化程度。

政府财政支出(X5)。我国城乡居民收入差距的成因与财政支出甚至是财政体制密切相关，根据熊云飚等(2022) [ 16 ] 的研究，财政支出倾向于把有限的资源要素集中分配到城镇地区，这不利于合理配置资源要素，进而不断拉大我国城乡居民收入差距。参考张瑶等(2023) [ 17 ] 使用一般公共预算支出与GDP的比值来测度政府财政支出。

人口生育率(X6)。人口生育率对于评估一个地方的经济状况和实现其长期繁荣至关重要，也是衡量一个区域可持续发展能力的重要指标。人口生育率的变动将引起未来劳动力的数量和就业形式的变动，而在现代生育理念的影响下，人口生育率将成为影响城乡居民收入的一个重要因素，因此，选用人口出生率来反映人口生育率。

人力资本存量(X7)。城乡居民收入差距一定程度上是由于城乡劳动力资源不平衡导致的，而城乡之间教育机会不平等、教育水平资源分配不均，使得人力资源流出，城乡人力资本投资回报差距明显。衡量人力资本投资的指标一般为高等教育水平，因此，选用浙江省历年高校在校生数与年末总人口的比值来反映。

 4.2.3. 数据来源

研究分析使用到的数据，包括城镇和农村人均可支配收入、全省生产总值、年末常住居民人口数、居民消费价格指数、外商直接投资总额、城镇人口数、出生人口数等，均取自历年的《浙江统计年鉴》。根据这些数据测算出各个指标，对数据缺失较多的年份进行剔除，少量缺失数据用均值法插补，最终得到2001~2022年浙江省的年度数据作为研究样本，在后续分析中将各变量做数据标准化处理，以便于分析进行。各变量的描述性统计分析结果如表1所示。

Descriptive statistical results of variable
指标 符号 样本数 均值 标准差 最小值 中位数 最大值
城乡收入差距 Y 22 2.2373 0.2084 1.8972 2.3267 2.4901
经济开放程度 X1 22 0.2890 0.1081 0.1494 0.2550 0.4856
居民消费价格指数 X2 22 102.1455 1.6959 98.5 102.15 105.4
城镇化水平 X3 22 61.9155 7.5061 49.66 62.75 73.4
工业化程度 X4 22 42.8955 4.5427 35.1 44 48.8
政府财政支出 X5 22 12.2850 2.5381 8.6219 12.0838 16.0946
人口生育率(%) X6 22 9.9291 1.3989 6.28 10.245 11.92
人力资本存量 X7 22 1.5024 0.3273 0.6198 1.6272 1.9055

表1. 变量描述性统计结果

 5. 实证分析 5.1. 回归模型的建立 5.1.1. 相关性检验 <xref ref-type="table" rid="table">Table </xref>of correlation coefficient
Y X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7
Y 1.000 0.788 0.056 −0.834 0.943 −0.882 0.399 −0.506
X1 0.788 1.000 0.010 −0.795 0.822 −0.818 0.413 −0.558
X2 0.056 0.010 1.000 0.189 0.047 0.081 0.010 0.358
X3 −0.839 −0.795 0.189 1.000 −0.888 0.958 −0.400 0.866
X4 0.943 0.822 0.047 −0.888 1.000 −0.934 0.389 −0.570
X5 −0.882 0.818 0.081 0.958 −0.934 1.000 −0.301 0.774
X6 0.399 0.413 0.010 −0.400 0.387 −0.301 1.000 −0.297
X7 −0.506 −0.558 0.358 0.866 −0.570 0.774 −0.297 1.000

表2. 相关系数表

各变量进行标准化后对其做相关性检验，根据相关系数矩阵，见表2，发现被解释变量Y与X3、X4、X5的相关系数的绝对值均超过0.8，可以初步推测被解释变量Y与解释变量之间呈相关关系。其中Y与X3、X5、X7的相关系数为负数，说明 与这些变量呈负相关。

 5.1.2. 建立多元线性回归模型

构建的模型形式为：

Y = β 0 + β 1 X 1 + β 2 X 2 + β 3 X 3 + β 4 X 4 + β 5 X 5 + β 6 X 6 + β 7 X 7 + ε (2)

运用多元线性回归分析方法对获取数据进行分析，得到的回归分析结果见表3。

<xref ref-type="table" rid="table">Table </xref>of regression analysis result
变量 估计值 标准差 t- value P(>|t|)
X1 −0.0499 0.1492 −0.334 0.743
X2 0.0131 0.0909 0.144 0.888
X3 −0.9369 0.5885 −1.592 0.134
X4 0.0731 0.4601 0.159 0.876
X5 −0.4858 0.4464 −1.088 0.295
X6 0.0831 0.0998 0.832 0.419
X7 0.7154 0.3495 2.047 0.060
R2 0.916 调整后R2 0.874
F-statistic 21.84 p−value 0.000

表3. 回归分析结果

从回归结果可知F检验统计量为21.84，p值为0.000，模型通过F检验，说明回归模型显著。同时可知R2为0.916，调整后的R2为0.874，说明方程拟合效果良好。但在t检验中，解释变量的p值均大于0.05，没有通过检验，表明模型有待于进一步优化。结合变量间相关系数矩阵可知，回归模型各解释变量间存在多重共线性。逐步回归法选择变量是常用的消除多重共线性的方法，接下来用该方法处理模型的多重共线性。

 5.1.3. 处理多重共线性

根据相关系数表可以推测某些解释变量内部存在一定的相关关系，尤其是X1与X4、X5，X3与X4、X5、X7，X4与X5的相关系数的绝对值均超过0.8，代表这些变量间具有多重共线性，需要对模型进行变量选择，进而消除多重共线性对模型结果的影响。

对解释变量采用逐步回归的方法进行选择，得到的最优子集为X3、X5、X7，但在0.05的显著性水平下，X5的回归系数不显著，因此该不显著变量需要被删除，最终得到的逐步回归结果如下表4所示。

从回归输出结果可以看到F检验统计量为84.51，p值为0.000，模型通过F检验，说明模型显著。同时R2为0.899，调整后的R2为0.888，说明回归方程能解释被解释变量Y变化的88.8%，回归方程具有

<xref ref-type="table" rid="table">Table </xref>of stepwise regression result
变量 估计值 标准差 t-value P(>|t|)
X3 −1.6032 0.1458 −10.998 0.000***
X7 0.8825 0.1458 6.054 0.000***
R2 0.899 调整后R2 0.888
F-statistic 84.51 p-value 0.000

表4. 逐步回归结果表

较好的拟合效果。同时在t检验中，各解释变量均通过检验，说明模型中的多重共线性已经被消除。

 5.2. 模型检验 5.2.1. 正态性检验 <xref ref-type="table" rid="table">Table </xref>of Shapiro-Wilk test result
W检验统计量 p-value
0.9636 0.5655

表5. Shapiro-Wilk检验结果表

模型残差的正态性检验采用Shapiro-Wilk检验，该检验的假设为：

H0：样本来自正态总体。

H1：样本不是来自正态总体。

根据上表5中的结果可知，检验统计量为0.9636，p值为0.5655，在0.05的显著性水平下，接受原假设，说明残差来自正态总体，服从正态分布。

 5.2.2. 异方差性检验 <xref ref-type="table" rid="table">Table </xref>of Breusch Pagan test result
BP检验统计量 p-value
1.8868 0.3893

表6. Breusch-Pagan检验结果表

模型残差的异方差性检验可运用Breusch-Pagan检验，该检验的假设为：

H0：异方差性不存在。

H1：异方差性存在。

根据上表6中的结果可知，检验统计量为1.8868，p值为0.3893，在显著性水平为0.05的条件下，原假设不可被否决，说明模型的残差项具有同方差性，不存在异方差。

综上，可以认为模型残差项满足正态性、同方差假定。

 5.2.3. 自相关检验 <xref ref-type="table" rid="table">Table </xref>of Durbin Watson test result
DW检验统计量 p-value
1.395 0.0233

表7. Durbin-Watson 检验结果表

采用Durbin-Watson检验对模型进行自相关性检验，其检验的假设为：

H0：误差项之间不具有相关性。

H1：误差项之间具有相关性。

根据上表7中的检验结果可知，得到的检验统计量为1.395，p值为0.0233，在0.05的显著性水平下，拒绝原假设，说明误差项之间具有相关性，因此需要对模型进行进一步改进以消除误差项的自相关性。

采用尼威–韦斯特稳健标准误修正参数的方差，消除自相关性带来的不良后果。该方法对参数的方差进行修正，所得到的参数估计值与普通最小二乘法相同，因此得到的结果如下表8所示。

Output table of correction result
变量 估计值 标准差 t-value P(>|t|)
X3 −1.6032 0.1039 −15.433 0.000***
X7 0.8825 0.0719 12.269 0.000***
R2 0.899 调整后R2 0.888
F-statistic 84.51 p-value 0.000

表8. 修正结果输出

 5.2.4. 拟合优度

对模型进行优化后，得到的最终模型如下：

Y = − 1.6032 X 3 + 0.8825 X 7 (3)

根据拟合优度检验可知，R2为0.899，调整后的R2为0.888，说明回归方程能解释被解释变量Y中88.8%的变异，回归方程具有较好的拟合效果。

在此基础上，以浙江省2001~2022年城乡居民收入比值的真实值为例，计算出模型的拟合值与标准化后真实值的均方误差。由表9可知，该模型的均方误差为0.0312，预测结果表明，回归模型有较好的预测精度，说明模型拟合效果较好。

<xref ref-type="table" rid="table">Table </xref>for fitting test of multiple regression equation
年份 实际值 预测值 均方误差
2018 −0.9684 −1.1611 0.0312
2019 −1.0698 −1.2323
2020 −1.3134 −1.4527
2021 −1.4121 −1.3647
2022 −1.6323 −1.3661

表9. 多元回归方程拟合检验

 5.3. 结果分析 5.3.1. 城镇化水平反向影响城乡居民收入差距

由上述优化后的模型得出，城镇化水平(X3)的回归系数为-1.6032，这表示随着城镇化程度的加深，城乡居民的收入差距会缩小，且每提高1%的城镇化水平，城乡居民的收入差距就会减少1.6032%。并且该系数的绝对值最大，这说明影响乡居民收入差距的主要因素是城镇化水平。

我国的经济结构是一种城乡二元结构 [ 18 ] ，城镇与乡村同时存在，这就造成了城乡之间发展的不均衡，为缓解矛盾，我国沿着中国特色社会主义道路，加快推进社会主义现代化，把农村和城市的二元结构转化为现代化经济结构。这一进程中使农村向城镇转变，一方面，乡村中的剩余劳动力被转移到城市 [ 19 ] ，农民可以得到更多的收入；另一方面，通过乡村振兴与城镇化的深度融合，发挥了农村土地与劳动力的作用，调整了农村产业结构，优化了第一产业，并承接了第二、三产业的转移，提高了农村的整体经济效益，提高了居民的收入。因此，加快城镇化进程，有助于缩小城乡居民收入差距。

 5.3.2. 人力资本存量正向影响城乡居民收入差距

根据回归分析可知，人力资本存量(X7)的回归系数为0.8825，这就说明，当提高人力资本存量时，将进一步扩大城乡居民收入差距。在此过程中，人力资本存量每增加1%，城乡居民收入差距就会扩大0.8825%，并且其回归系数相对较小，表明人力资本存量是对城乡居民收入差距产生影响的次要因素。

高校在校生数会影响人力资本存量，高校在校生人数越多，人力资本存量指标越大，则城乡居民收入差距越大。从某种意义上来说，我国的人力资本存量能够反映出城乡居民受教育水平的高低。由于我国实行“城市优先”的政策，城镇具有较高的高等教育资源。与农村相比，城市拥有更好的基础设施、更完善的社会福利、更优越的经济环境，更能吸引更多的优秀人才。而人力资本存量又是衡量未来劳动力质量的重要指标，决定着未来劳动力质量的优劣。城市与农村的产业结构不同，农村主要是劳动密集型、资源性的工业，而城市主要是资金密集型、知识性的工业，因此，农村很难吸纳到大量的高质量的劳动力，人才更多地向城镇集聚。这两方面的综合影响，人力资本存量提高会加剧浙江省城乡居民收入不平衡。

 6. 结论与建议

实现共同富裕，是中国特色社会主义的重要组成部分，是一项长期艰巨的历史重任，是中国式现代化的重要特征 [ 20 ] 。中国特色社会主义的建设、中国式现代化的实现、中华民族伟大复兴历史使命的完成离不开共同富裕的助力。共同富裕的本质要求之一是缩小收入差距，将城乡居民收入差距缩小，可以推进发展与共享统一、促进效率与公平和谐，以实现共同富裕所要求的全民共富。利用2001~2022年浙江省年度数据，在建立多元线性回归模型并对模型进行优化的基础上，得出以下结论：城镇化水平对城乡居民收入差距产生主要作用，其对城乡居民收入差距呈现抑制作用；而人力资本存量是正向影响城乡居民收入差距的重要因素。

在此基础上，针对浙江省的实际情况，提出了以下几点政策建议：

第一，积极推动新型城镇化进程，将城乡统筹发展与共同富裕有机结合。加快城镇化进程，能够缩小城乡居民收入差异，对于共同富裕的实现具有积极的意义。现如今的新型城镇化是通过城乡经济发展与产业结构优化升级，实现城乡经济社会和环境的综合协调和可持续发展，相对于传统的城镇化，新型城镇化更符合中国特色现代化特征。在乡村地区，传统的农业占有相当大的比例，这对实现共同富裕来说，是一个困难的问题。要以新型城镇为基础，充分发挥中心城市在乡村振兴中的辐射作用，通过中心城市来带动形成一批在产业、资金和人才等方面都有很强优势的乡村振兴示范区，以点带面，促进城乡融合发展。构建以城市带动农村的现代工业系统，促进要素的流动，资源的整合，优势的互补，促进农村的基础设施和公共服务水平与城市水平相匹配，以新型城镇为基础和载体，实现城乡融合发展。

第二，健全城乡一体化劳务市场，优化城乡劳动力资源配置，吸引优秀人才返乡创业就业。人力资本存量的增大会扩大城乡收入差距，其重要原因我国劳动力市场的结构不完善，高教育程度的劳动力易向城镇转移，导致进一步扩大城乡居民收入差距。因此，应当构建城乡一体化劳务市场，加快推进乡村振兴建设战略，为农村地区提供高质量的就业。这样一方面，通过产业的发展促进农村居民收入增长；另一方面，让居民就近解决就业问题，促进高质量劳动力在城乡间的合理分布，从而平衡城乡居民收入差异，通过共建共富，达到共同富裕的目的。

 基金项目

教育部人文社会科学研究项目(21YJA910005)。

 文章引用

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