作者简介：杨宇，成都理工大学商学院应用经济系教授；赵婉旭，成都理工大学商学院博士研究生；伍骏骞，西南财经大学中国西部经济研究院教授；高辉，成都理工大学商学院教授、博士生导师
文献来源：《农业经济问题》2025年第3期
摘要：与传统城镇化截然不同，中国正在经历的新型城镇化发展更强调通过城乡要素融合促进经济增长和城乡收入差距缩小，实现共同富裕。尽管国家新型城镇化综合试点政策是推进新型城镇化建设的重点策略，但关于其促进共同富裕的实证研究仍然不足。因此，本文以国家新型城镇化综合试点政策为准自然实验，收集2000—2022年中国1980个县(区、市)面板数据，运用多期双重差分模型分析该政策的共同富裕效应并揭示其影响机制。研究结论显示：该政策不仅促进了经济增长，还显著减少了城乡间的收入差距，这一效应随着政策实施时间的延长而增强；此政策效果在西部地区最为显著，其次是中部地区，而在东部地区则不明显；此外，与原非贫困县相比，原贫困县的受益更加显著；政策通过劳动力转移和资金及信息的融通等途径发挥作用。基于此，本文提出在持续释放试点政策共同富裕效应的基础上，完善劳动、资本、数据信息等生产要素城乡融合机制，并建议政策设计更加注重因地制宜的差异化策略。
关键词：新型城镇化；共同富裕；经济增长；城乡收入差距；多期双重差分
共同富裕是中国特色社会主义的本质要求，也是中国式现代化的重要特征。党的二十大报告指出，中国式现代化是全体人民共同富裕的现代化。共同富裕的基础是物质生活的富裕，也包括精神的自信自立自强，还包括环境的宜居宜业、社会的和谐和睦、公共服务的普及普惠、文化产品的丰富共享。从物质富裕层面上，共同富裕的核心在于在“富裕”基础上实现“共同”,即在维持经济增长的基础上，缩小收入差距。推动城乡和地区间的协调发展，缩小城乡收入差距，实现共同富裕成为当前与未来的重大课题。
新型城镇化被认为是实现共同富裕目标的重要策略。2012—2022年，虽然城乡居民相对收入差距由3.10倍缩小至2.45倍，但绝对收入差距从16648元扩大至29150元,这揭示实现共同富裕依然面临严峻挑战。为此，2023年中央经济工作会议、党的二十届三中全会均强调统筹新型城镇化和乡村全面振兴，推动以县城为重要载体的新型城镇化建设，促进各类要素双向流动，推进城乡融合与共同发展，逐步缩小城乡差距，实现共同富裕。学理上，新型城镇化建设与共同富裕理念存在内在一致性，即有力有效推进城镇化，加强城乡要素的融合和配置效率的提升，促进城乡协调发展，从而实现共同富裕。
有关城镇化的共同富裕效应研究要么侧重探讨城镇化对经济增长或“富裕”的影响，要么侧重分析城镇化对城乡收入差距或“共同”的影响，且研究结论不一致。在城镇化对经济增长的影响上，有学者指出城镇化与经济增长之间显著正相关;也有学者认为城镇化速度与经济增长之间不存在相关性;还有学者发现城镇化与经济增长之间表现出“倒U型”等非线性特征。在城镇化对城乡收入差距的影响上，部分学者认为城镇化加剧了城乡收入差距;也有研究表明城镇化显著减少了城乡收入差距。此外，一些研究表明城镇化与城乡收入差距之间存在“倒U型”关系。
已有研究虽然讨论了城镇化对经济增长与城乡收入差距的共同富裕效应，但其分析局限于省际尺度，缺乏对县域层面的深入探讨。事实上，县级层面上的城镇化建设具有更为重要的政策涵义。习近平总书记要求“充分发挥乡村作为消费市场和要素市场的重要作用，全面推进乡村振兴，推进以县城为重要载体的城镇化建设，推动城乡融合发展，增强城乡经济联系，畅通城乡经济循环”。作为新型城镇化的关键策略,《国家新型城镇化规划(2014—2020年)》(简称《规划》)自2014年实施以来，已设立三批共232个国家新型城镇化综合试点(简称试点政策),覆盖面积达103.83平方千米，涉及人口约2.33亿，占全国常住人口的17.08%。2015—2021年，国家发展和改革委员会每年编写的《国家新型城镇化报告》对《规划》实施情况和试点示范情况做了评估。然而，缺乏对试点政策的共同富裕效应进行深入实证分析(计小青等，2023)及其潜在影响机制的揭示。
由此，本文收集了2000—2022年中国1980个县(区、市)社会经济和自然条件的面板数据，采用准自然实验思路设定处理组和对照组，运用多期双重差分模型，评估试点政策的共同富裕效应，并揭示其潜在影响机制。此研究不仅深化了现有文献对城镇化影响共同富裕的理解，还为有序推进新型城镇化建设提供了符合共同富裕战略的实证依据。
1979—2001年的城镇化进程以廉价土地为基础，低成本土地征用和房地产高价格共同支撑了城市土地规模的迅速扩张，产城融合不协调，农业农村发展严重滞后于经济现代化进程，城乡收入差距扩大。城乡居民的相对收入差距从1985年的1.86倍扩大至2001年的2.90倍。在2002—2012年，受到区域落差过大、土地快速城镇化等重大现实问题的影响，中国开始转向城镇化协调发展阶段，促进城镇化快速发展。在这一阶段，城镇化速度较快，但整体质量不高，城乡二元结构依然固化，城乡收入差距仍然较大。2002—2012年，城乡居民相对收入差距保持在3.1～3.3倍。2012年至今，中国城镇化进程开始进入城镇化高质量(新型城镇化)发展阶段。自2013年党的十八届三中全会提出深入实施以人为核心的新型城镇化战略以来，从党的十九届五中全会到2023年中央经济工作会议，再到党的二十届三中全会，都在强调统筹新型城镇化和乡村全面振兴，加快推动以县城为重要载体的新型城镇化建设，形成工农互促、城乡互补、全面融合、共同繁荣的新型工农城乡关系，促进各类要素双向流动，缩小城乡收入差距，实现共同富裕。
从理论上看，新型城镇化背景下，共同富裕在于依赖生产要素的再分配，促进城乡间要素自由流动，推动经济发展并缩小差距。传统城镇化指土地、劳动和资本等生产要素在市场机制下于城乡之间的流动与配置。如今，数据作为新型基础要素，因其非竞争性、可复制性和零边际成本，突破了资源稀缺性限制，扩展了经济理论边界。城镇化应拓展为土地、劳动、资本和数据要素在城乡间的配置。
从政策实践来看，作为标志中国城镇化发展的重大转型战略，《规划》通过户籍制度和农村土地制度改革引导农村劳动力转移，通过健全农村金融服务体系，完善农村资产抵押担保融资机制以促进资本流动。同时，推动数据信息等公共设施和服务向乡村延伸，推动信息畅通。该战略分三批次推进综合试点改革，旨在强化劳动、资本与数据信息等要素在城乡之间的流动与融合。
从理论与政策实践角度，新型城镇化既强调资本和劳动等传统要素的流动与融合，也重视数据信息等创新要素在城乡之间的交互与协同。因此，基于县域城乡融合发展的“空间—要素”共治框架,并结合2015—2021年《国家新型城镇化报告》(国家发展和改革委员会等，2016,2017,2018,2019,2020,2022),本文梳理并总结了各试点在推动农村劳动力“走出去”、资金和数据信息“引进来”上的政策和具体措施(见表1)。
本文将共同富裕目标分解为两个维度：推动经济增长(富裕)和缩小城乡收入差距(共同),并据此考察试点政策的共同富裕效应。
在新常态下，传统城镇化因生产要素流通受限，引发一系列经济发展问题，难以确保经济可持续增长(刘秉镰等，2019)。新型城镇化作为城镇化转型的关键策略，不仅推动了现代化建设进程，也确保了经济可持续增长(徐雪等，2021;徐秋艳等，2019)。新型城镇化试点区积极推行城乡融合的创新政策，打破了生产要素在城乡之间的界限，改变同一区域内资本、劳动、技术等要素禀赋格局及其配置效率，有效缓解县域经济增长所面临的生产要素短缺问题，有助于实现经济的量的增长和质的提升。同时，通过“选择效应”,新型城镇化优化了产业结构并显著提高生产率，推动经济增长(孙叶飞等，2016)。
新型城镇化建设不应只关注其“富裕”效应，而应更深入地考虑其“共同”效应。在传统城镇化进程中，长期采取的偏向城市政策导致了城市“虹吸效应”,促使农村资源流失，加剧了城乡发展的不平衡和收入差距的扩大(蔡昉等，2000;陆铭等，2004;苏小庆等，2020;程明等，2023)。而新型城镇化注重释放传统生产力要素和新型生产力要素的活力，对赋能城乡融合整体发展的过程提供驱动力，促进县域内城镇化与乡村振兴复合叠加，实现县域内城乡发展要素的流通和空间结构的联通(翟坤周等，2024)。一方面，新型城镇化试点区通过加大农村基础设施建设和农村金融创新等强农惠农政策，促进资金、数字信息等生产要素在城乡之间互通，消除城乡经济二元对立，缩小城乡发展不平衡和收入差距。另一方面，新型城镇化深化涉及户籍和土地改革，进一步释放农村剩余劳动力，并激活城市资本流入农村，促进城乡资源互相融合与流通。因此，这种城乡融合发展的“空间—要素”结构共治，不仅会推动经济扩展，还会显著减少城乡收入差距，实现共同富裕(张慧慧等，2021;孙学涛等，2022;王博等，2022)。综上所述，本文提出研究假说：
H1:试点政策有助于实现共同富裕效应，即政策有助于促进县域经济增长和缩小城乡收入差距。
基于上述理论与实践的分析，从农村劳动力“走出去”、资金和信息“引进来”三个方面来厘定其影响机制(见图2)。
试点政策深化了两项改革推动劳动力“走出去”。一方面，试点政策注重现有资源优先利用和增量发展，系统推进户籍制度改革，推动农村劳动力“走出去”。例如，山东和云南等部分试点区取消了城区的落户限制，四川和福建等试点区设立公共集体户口以便于落户(国家发展和改革委员会等，2022)。同时，政策加速了城镇公共服务的均等化，使农村劳动力留得住。福建晋江免费为随迁子女提供高中教育，黑龙江哈尔滨、安徽芜湖和四川眉山等试点区则支持农业转移人口缴纳住房公积金，以降低其居住成本(国家发展和改革委员会等，2022)。这如张永奇等(2023)和佟大建等(2024)所论述，户籍制度改革通过促进劳动力转移，积极推动了农民收入的提高，有助于缩小城乡收入差距。
另一方面，试点政策通过完善农村土地制度，保障进城农户土地权益，推动农村劳动力“走出去”(黄宇虹等，2017)。贵州和重庆等试点区通过允许农户依法有偿转让土地承包权，推动了土地的适度规模经营。同时，江苏和安徽探索如何盘活闲置宅基地，并优化布局。辽宁和陕西则通过建立产权交易平台，简化和规范了土地流转及资源资产交易(国家发展和改革委员会等，2022)。试点政策在深化土地改革上的案例对农村劳动力转移的影响，就如许恒周等(2021)、王邹等(2023)及牛坤在等(2024)所述，农村土地产权制度的深入改革降低了农村居民跨越市民化的经济门槛，提高了农村劳动力“走出去”的意愿和能力。
农村劳动力“走出去”有利于提高土地集约化程度，推进农业规模化生产，促进转型期农业发展(武宵旭等，2019)。同时，农村劳动力“走出去”能够获得更多高收入的非农就业机会，促进农民收入的增长和提高农业生产效率(王鹏飞，2013;吴昊等，2016)。基于此，本文提出研究假说：
H2:试点政策通过深化户籍和土地改革促进劳动力“走出去”,实现共同富裕效应。
传统城镇化将资金引向城市的非农产业，进一步加剧了由于农村产业脆弱和市场结构问题引发的资本短缺(程明等，2023;马晓河等，2023),从而阻碍了资金“引进来”。相较之下，新型城镇化策略重视数字普惠金融的推广和农村金融改革，以提高农村金融服务的可及性和质量，促进资金“引进来”。例如，河南和山东等部分试点区建立了普惠金融服务站，并优化了授信体系与追偿机制，还推出了“数字农业贷”,使农民能更快、更低成本地获取贷款。在福建和河南的试点区，开发出新的乡村担保融资模式和农村承包地经营权抵押融资，扩展了乡村资产的抵押担保范围(国家发展和改革委员会等，2022)。这些举措使得农民的融资渠道变得更加便捷顺畅，促进城乡资本向农村流动，加速资金“引进来”(钟晨等，2017;许月丽等，2024)。
克里斯·安德森的长尾理论表明，数字普惠金融能够降低成本、快速传播、广泛覆盖及精准识别风险，特别适合服务信息不足、不确定性高的农村贫困群体(宋晓玲，2017;Ozili, 2018)。相应地，普惠金融的发展不仅吸引了多方面资本投入农村，也降低了农民获得金融服务的门槛，提升了农民及小微企业对金融产品和服务的接触率，惠及众多农户和农业经营主体，有力有效推动了农村经济的发展(张勋等，2019;杨怡等，2022;李牧辰等，2023;Lian等，2023)。同时，普惠金融的发展为盘活农村资产存量、推进农村产业融合发展奠定了金融基础，有利于提高农村生产力和增加农民收入(宋科等，2022)。基于此，本文提出研究假说：
H3:试点政策通过发展普惠金融促进资金“引进来”,实现共同富裕。
传统城镇化忽视了农村信息基础设施的建设，导致农村网络信息传播发展缓慢。新型城镇化通过加快宽带和其他信息基础设施的建设，促进了互联网和公共服务在农村的普及，加强了农产品电商和数字乡村建设，促进各类生产和消费信息“引进来”。例如，重庆部分试点区的在线服务平台和黑龙江试点区的数字农业，旨在提升农村地区的教育培训、就业及产品等综合信息服务。
事实上，农村信息基础设施的建设和数字乡村发展，能激发就业和创业，为农户开辟了新的收入来源(邱子迅等，2021;史常亮，2023;张岳等，2023;李旭辉，2023)。此外，新兴数字和信息技术降低了通信成本，改善了农业生产网络中的信息流通与传播，减少了生产成本和降低了资源错配风险，从而提高了农产品的市场竞争力和利润率(Khan等，2022;罗明忠等，2024),促进农户收入增长，缩减城乡收入差距。
信息的“引进来”加速了城市资源有序流入农村，促进了城市和乡村之间的良性互动。这有助于有效地关联分析农村产业发展动态、市场供需和农村特色产品等信息，提升农村对城市市场的供求匹配度，优化城乡资源配置，推动县域经济发展(甘天琦等，2024)。总之，数据作为信息重要的体现，是数字经济的关键生产要素，能推动农业数字化，推进农业高质量发展(谢康等，2022)。综上，本文提出假说：
H4:试点政策通过强化农村信息基础设施建设来促进信息“引进来”,实现共同富裕。
本文将新型城镇化综合试点县看作一项准自然实验，采用多期双重差分模型评估新型城镇化综合试点县(区、市)的共同富裕效应并揭示影响机制，即分析其对县域人均生产总值和城乡收入差距的影响。试点县(区、市)作为处理组，而非试点县(区、市)则为对照组。考虑到试点县(区、市)改革在2015年2月、12月和2016年12月分三批次推进，本研究依据彭凌志等(2024)的方法，采用多期双重差分模型。
根据研究假说H1和H2,设定基准回归模型：
Gapit=α0+β0didit+δXit+γt+ηi+εit(1)
其中，Gapit表示i县(区、市)在第t年经济增长和城乡收入差距；didit是核心解释变量表示i县(区、市)在第t年是否为新型城镇化综合试点区；Xit为控制变量；α0、β0、δ为待估计系数；γt表示年份固定效应；ηi表示县域固定效应；εit为随机误差项。
鉴于传统的三步法中介效应模型存在难以规避的缺陷(江艇，2022),本文采用直接设定试点政策对机制变量影响的计量经济模型。
Mit=α1+β1didit+δXit+γt+ηi+εit(2)
其中，Mit表示机制变量，其主要指“走出去”的农村劳动力和“引进来”的资金和信息变量。α1、β1为待估计系数，其余变量与(1)式相同。
人均国内生产总值变量表示经济增长。参考钞小静等(2014)、刘奥等(2023)的研究，以城镇居民人均可支配收入与农村居民人均可支配收入的比值来衡量城乡收入差距。同时，参考既有文献(程开明等，2023;谢莉娟等，2021),以泰尔指数作为城乡收入差距的代理变量，以增强结论的稳健性。泰尔指数的计算公式：
其中，j=1,2分别表示城镇地区和农村地区；Iij, t表示县域i在t年份的城镇居民或农村居民总收入，Ii, t表示县域i在t年份的居民总收入；Zij, t表示县域i在t年份的城镇人口或农村人口数量，Zi, t表示县域i在t年份的总人口数。
本文核心解释变量是新型城镇化综合改革试点，若该县(市、区)当年是新型城镇化综合试点，取值为1,否则取值为0。
本文参考已有相关研究，设置了一系列控制变量来控制其他因素对城乡收入差距的影响。具体包括：经济发展水平、产业结构、人口密度、教育水平、财政自给率。
参考伍骏骞等,使用农村劳动力转移率衡量“走出去”的农村劳动力。鉴于数字普惠金融指数可以衡量数字普惠金融发展水平及城市资本向农村流动,将其表示“引进来”的资金水平。鉴于数字乡村指数可衡量信息技术的发展水平,将其表示“引进来”的信息水平。考虑到数字乡村指数自2018年起发布，覆盖时间较短且数据量有限，将参考王炜等,将地区信息基础设施水平表示信息化水平。
本文利用2000—2022年中国县域的面板数据，评估试点政策的共同富裕效应并揭示其影响机制。本文首先剔除了数据缺失严重的县域，然后统一了在样本期内经历县改市(县级市)或县改区的县域名称，最终构建了2000—2022年中国31个省份1980个县域的平衡面板数据。因中国香港、中国澳门、中国台湾地区数据缺失和未统计相关数据，没有包括在研究区域内。
试点县(区、市)分别于2015年2月、2015年12月和2016年12月启动国家新型城镇化综合改革。此政策的具体信息和实施时间来源于国务院的正式批复及国家发展和改革委员会发布的相关方案文件。本次试点涵盖了232个新型城镇化试验区，共涉及792个县(区、市)。数据匹配后，由于数据缺失，本研究包含的652个县(区、市)被归入处理组，这占试验区的约82%,显示出良好的样本代表性。剩余的1328个县(区、市)则构成对照组。
县域经济发展水平、县域城镇居民人均可支配收入、农村居民人均可支配收入数据来源于EPS数据平台中国区域经济数据库(分县)。产业结构、人口密度、教育水平、财政自给率等指标数据来源于2000—2022年《中国县域统计年鉴》《中国区域经济统计年鉴》。另外，因部分年份数据未统计或缺失，本文运用线性插值方法或均值方法进行补充。主要变量的含义及描述性统计如表2所示。
为初步了解试点政策的共同富裕效应，本文绘制了试点政策同县域人均生产总值、城乡收入差距的核密度函数。从图2(a)可以看出，参与试点县(处理组)人均生产总值在政策实施前后增长了1.055个单位，相较于未参与试点县(对照组),高出0.028个单位。从图2(b)可以观察到，处理组城乡收入之比从实施政策前的0.931个单位下降到政策实施后的0.681个单位，下降幅度达到0.250个单位，相较于对照组多下降0.021个单位。同样，处理组的泰尔指数在政策执行前后下降了0.043个单位，相比于对照组多下降0.001个单位。初步结论表明，试点政策对经济增长和城乡收入差距的影响分别呈现增长和减少趋势。但如果要科学地判断政策对经济增长和城乡收入差距的影响是否存在因果关系，还需要进一步的计量经济分析。
本文采用多期双重差分模型，实证检验试点政策的共同富裕效应。回归分析表明，政策使县域人均生产总值显著增长了约4.41%,即试点政策促进了经济增长。同时，该政策显著降低了城乡收入比值和泰尔指数。这证实了政策在扩大经济规模的同时，显著缩小了城乡收入差距。这揭示，政策的效应既突出“富裕”也具备“共同”,具有较强的政策意义和理论价值，支持了研究假说H1。
在使用多期双重差分模型识别因果关系时，确保处理组与控制组满足事前平行趋势假设至关重要。图3显示，在试点政策实施前的大部分时期内，县域人均生产总值和城乡收入差距比的回归系数不显著。鉴于大部分事前系数不显著即可认为通过平行趋势检验(周闯等，2024),这表明满足平行趋势假设。
图3(a)显示，试点政策实施后，县域人均生产总值的回归系数显著上升。首期效应即显著，虽然在之后的三期不显著，但其仍然具有向上增长的趋势。人均生产总值系数于第四期开始显著，且系数持续增大，表明政策推动县域经济的增长效应在扩大。根据图3(b),试点实施后，城乡收入差距比的回归系数呈下降趋势。从第1期到第5期存在显著的下降趋势，表明政策缩减城乡收入差距的效应在增加。综上，这表明该政策的共同富裕效应是可持续的。
为确保结论的稳健性，本文采用倾向得分匹配双重差分法、剔除部分县域、排除其他政策干扰等方法，并进行安慰剂检验。
本研究使用近邻3项的logit模型估计倾向得分，目的是修正样本选择偏差和系统性差异。由于篇幅限制，本文未能展示平衡检验表，仅展示了得分分布图。图4(a)和4(b)表明，处理组与参照组的倾向得分主要集中在中间区域，显示出良好的匹配质量，且分布差异不显著。控制样本选择偏差后，研究结果表明，政策显著提升了县域人均生产总值并缩小了城乡收入差距，这与基准回归模型的结果相符(见表4)。
鉴于直辖市的特殊地位和经济条件可能干扰政策效果，本研究剔除了位于直辖市的试点县(区、市)。从表4结果了解到，试点政策显著增加了县域人均生产总值，影响系数为 -0.0595(P<0.1),同时显著减少了城乡收入差距，影响系数为0.0289(P<0.1)。这些结果进一步证明了研究结论的稳健性。
此外，为避免同期其他国家政策对研究结果的干扰，研究仅将共同富裕效应归因于试点政策的影响。在农村，与试点政策时间和区域部分重叠的有两项重要政策：2014—2019年的“电子商务进农村综合示范试点”,以及2012—2016年的“革命老区振兴规划”。另外，在城市，智慧城市试点和高铁开通的实施时间和区域，与试点政策重叠。由此，本文引入了“电子商务进农村综合示范试点”“革命老区振兴规划”“智慧城市试点”“高铁开通”四个虚拟变量，按照准自然实验的方法，对模型(1)进行稳健性检验。控制了这四项政策后，结果显示，试点政策对县域人均生产总值的影响为正，对城乡收入差距的影响为负(见表4),进一步证实了研究结论的稳健性。
为排除遗漏变量和非观测因素带来的干扰，本研究依据刘奥等(2023)的方法，采用随机抽样进行安慰剂检验。从所有样本中随机抽取部分样本作为处理组，并随机设定试点时间。之后，依据(1)式重新进行双重差分估计，获取核心解释变量的参数估计值。图5显示了该过程重复1000次后，估计系数的核密度和p值的分布。结果表明，城乡收入比和县域人均生产总值的系数估计值大多集中于零附近，接近正态分布。真实系数的位置显著偏离其余估计值，表明其几乎不受非观测因素影响，证实了结论的稳健性。
在研究假说H2、H3及H4的框架下，本文分析试点政策通过劳动力“走出去”、资金和信息“引进来”三方面渠道来实现共同富裕。鉴于传统的三步法中介效应模型存在难以规避的缺陷，本文直接评估试点政策对这些机制变量的影响。需要说明的是，由于数字乡村指数从2018年开始应用，在运行该模型时，本文采用了一般固定效应模型，而非双重差分模型。回归结果如表5所示。
回归分析表明，试点政策将农村劳动力转移提高了约3.08%。该政策通过深化户籍与土地制度改革，有效促进了劳动力向城镇和高收入产业的流动，显著增加了农民非农收入。此外，劳动力转移促进了农业规模化，提高了农业收入，并有效缩小了城乡收入差距。这证实了研究假说H2。
回归结果显示，试点政策显著提高了数字普惠金融指数至8.42%。这表明新型城镇化建设有效地扩展了数字普惠金融的覆盖广度和深度，促进资金“引进来”,改善农村居民和农业经营主体在发展农业中“融资贵”“融资难”状况，实现农业增效和农民增收的同时，也有效缩小城乡收入差距。这一发现支持了研究假说H3。
分析结果表明，试点政策显著提高了数字乡村指数(4.23%)、信息基础设施水平(11.21%),有效地促进了信息流通。这种信息的流通帮助打破了农业和农村的信息障碍，使农村居民更易获取市场信息，支持就业和农业生产，从而提高了非农和农业收入。该政策还降低了交易和生产成本，通过提高信息流通和劳动生产效率，间接增加了农业收入。结果支持了假说H4。
共同富裕的挑战不仅在于城乡差距拉大，也表现在诸如东部、中部与西部之间及原贫困县与非贫困县之间的发展差异。特别地，原贫困县经济发展和农民收入增长关系到能否巩固和拓展脱贫攻坚成果。由此，本文将分析试点政策在东部、中部与西部和是否原贫困县上的异质性效应。
截至2020年底，832个原国家贫困县成功实现了全面脱贫。由此，本文构建了一个是否原贫困县的虚拟变量，如果样本为原贫困县(区)设为1,否则为0。同时，将该变量与政策实施进行交互(异质性交互项变量)。表6回归结果表明，相对于原非贫困县，试点政策使原贫困县的县域人均生产总值提高了7.24%,城乡收入差距降低了13.87%。可能原因是，在原贫困县地区，试点政策进一步倾斜，更能促进资源要素双向流动，显著提升了发展水平和农民收入，有效减少城乡收入差距。结论进一步表明，试点政策在缩减原贫困县城乡收入差距，巩固拓展脱贫攻坚成果方面的有效性。
本文将样本划分为东部、中部和西部三个地区。其中，中部作为对照组，其余2类均为虚拟变量。同时，将两个变量与政策实施进行交互(异质性交互项变量)。表7(1)列回归结果表明，相对于中部，东部地区县域人均生产总值受到政策的影响则显著降低了，而西部地区与之无显著差异。表7(2)列回归结果表明，与中部相比，西部人均收入差距受试点政策的影响显著降低了，而东部与之无显著差异。综合以上分析，试点政策的共同富裕效应对西部地区来说更显著，其次为中部地区。其主要在于，东部地区经济较发达，资源融合较好，城乡收入差距已相对稳定，试点政策的影响较为有限；相反，因中西部城乡之间要素流动和融通较差，试点政策的实施更能促进信息、资金和劳动力的流动，在缩小城乡收入差距上更容易见效。此外，中西部地区在2015年12月至2016年12月间为主要试点政策实施区，可能也深化了其效果。
与传统城镇化不同，新型城镇化更强调城乡要素融合，重视户籍和土地制度改革以及乡村金融和信息基础设施建设，旨在促进经济增长，缩小城乡收入差距，实现共同富裕。本文以试点政策为准自然实验，收集2000—2022年中国的1980个县(区、市)面板数据，运用多期双重差分模型评估政策的共同富裕效应并揭示其作用机制。研究结论如下。
相较于非试点县域，试点县域的人生产总值增长了约4.41%,城乡收入差距减少了约2.46%。这表明，新型城镇化对县域经济增长和缩小城乡收入差距产生了显著影响。由此可见，新型城镇化在促进县域经济增长、缩小城乡收入差距，即推动共同富裕方面具有积极作用。
机制分析表明，国家新型城镇化试点政策通过城乡要素的融合，推动了共同富裕的实现。具体而言，该政策通过促进农村劳动力的“走出去”、发展数字普惠金融引导资金“引进来”以及加强信息基础设施建设促进信息“引进来”等途径，整合城乡资源，实现了共同富裕。
政策效应在不同区域的影响呈现出异质性：相对于原非贫困县，政策的共同富裕效应对原贫困县更显著。政策的共同富裕效应对西部地区更显著，其次是中部地区，对东部地区效果不明显。
鉴于上述研究结论，蕴含相应的政策启示。
持续推进综合试点工作。重点强化国家新型城镇化综合试点地区的示范引领辐射带头作用，开展新型城镇化试点地区的年度评估工作，将共同富裕相关内容纳入评估考核的重要指标。在市—区(县)—乡镇三级推进新型城镇化综合试点，率先在试点区域实施相关改革。
完善城乡要素融合机制。针对双向流动规模较大的县域，建立新型城镇化发展对口协同区，探索合理的税收分成机制。深化城乡建设用地增减挂钩试点改革，探索优先将对口协同区设置为挂钩项目区。发行新型城镇化发展政府债券，设立新型城镇化发展基金，专项用于新型城镇化发展。
差异化推进新型城镇化。依据各区域资源禀赋和经济社会发展条件，尊重和顺应区域发展规律，从更高站位、更远视角、更大层次统一规划、统筹布局，科学编制规划。明确各区域的主体功能和主导产业，分类别、梯度化推进城镇化。
本文仍存在一些不足，在此基础上对未来进行了展望。首先，由于数据指标的局限，本文仅仅讨论了物质富裕。事实上，共同富裕不仅涵盖物质富裕，也包括精神富裕、社会和谐、文化共享等方面。因此，未来研究可把精神富裕、社会和谐及文化共享等指标纳入分析框架，以更全面评估新型城镇化政策对共同富裕的影响。其次，本文从县域尺度评估政策的效应，但在实际研究中，也需要关注微观个体在政策影响下的具体行为和真实感受，以助于政策的调整和优化。因此，未来研究可以结合县域尺度与微观数据，探讨政策的共同富裕效应，使政策与现实更加匹配。此外，本文主要关注县域内的政策效果，没有考虑政策推广可能产生的溢出效应。未来研究需要进一步探讨新型城镇化政策是否会产生县域溢出效应。