中国城乡收入差距的演变及其影响

The Study on the Evolvement and Determinants of Urban-Rural

Income Gap in China

Abstracts：On the foundation of analyzing the urban-rural income gap in China, the article puts institution factor, urban-oriented economic policies, finance development and factor accumulation into one analysis framework. After analyzing with the panel data from1987 to 2004, we get the following conclusion: (1) The urbanization exerts different influence on the urban-rural income gap on different stages, the two have an “inversed U” relation. China is still on the ascending part of the “inversed U” curve.

(2) The urban-oriented economic policies enlarged the urban-rural income gap remarkably. (3) The finance development has an obvious urban-oriented trend, and it also enlarged the urban-rural income gap. (4) The influence of birthrate on urban-rural income gap is not very significant statistically and the ultimate causes of the urban-rural income gap are the institution and the urban-oriented economic policies, not from peasants themselves.

Key words: urban-rural income gap; institution; urbanization; Hukou system

Liang Ming（梁明）

The Institute of Regional and Urban Economics（区域与城市经济研究所）

Renmin University of China.（中国人民大学）

中国城乡收入差距的演变及其影响

因素的实证研究?

梁明

本文将制度因素、城市倾向的经济政策、金融发展、要素积累等变量纳入统一的分析框架，通过1987—2004年的面板数据分析，得到如下结论。第一，城市化在不同时期对城乡收入差距具有不同的影响，城乡收入差距与城市化水平之间存在“倒U”型关系，我国仍处于“倒U”型曲线的上升阶段。第二，城市倾向的经济政策显著扩大了我国的城乡收入差距。第三，金融发展具有明显的城市倾向，不利于城乡收入差距的缩小。第四，人口出生率对城乡收入差距的影响不显著，中国城乡收入差距的根本原因仍然是显性的制度因素与城市倾向的经济政策，而非农农民自身方面的原因。

关键词城乡收入差距制度城市化户籍制度

作者梁明，1980年生，中国人民大学区域与城市经济研究所博士研究生（北京100872）JEL classification: R59; O15; C23

一、文献回顾

中国城乡之间收入差距如此之大，在世界上很难找到相应的国家。中国社会科学院经济研究所2004年的一份全国性调查报告指出，如果把公费医疗、失业保险等非货币因素考虑在内，中国的城乡收入差距是世界上最高的。经济增长和收入分配是经济发展过程中永远无法分割的有机体，城乡之间差异的存在，不仅是社会和政治不稳定的潜在因素，而且更重要的是造成经济效率损失。①收入分配的变化是发展进程中最具有政治意义的方面，也是最容易诱发妒忌心理和混乱动荡的方面。没有很好地理解为什么这些变化会发生，以及会起到怎样的作用，就不可能制定出切实可行的政策。”②

西方学术界解释城乡收入差距有两种主要的理论范式，一是经济发展战略的工业化偏好理论；③二是政治结构的特殊性理论。④在解释城乡收入差距时，这两个理论被国内学者所广泛运用。林毅夫认为城乡收入差距是政府采取赶超发展战略，背离本地比较优势的结果，而国际学术界许多论文所强调的资本和高技能劳动力的差别并不是造成城乡收入差距的主要原因。⑤蔡昉，杨涛认为1978 年以前，利益集团压力和选民的声音在中国基本上是不存在的，与重工业优先发展战略相关的一整套干预政策导致了稳定的城市偏向；改革以后，城乡差距的周期性变化则主要导源于城市利益集团的压力以及传统经济体制遗留的制度障碍。⑥李实等认为，我国城乡收入差距的持续扩大主要是制度转型造成的，而原结构的变动并没有推动城乡收入差距“倒U”变动的效果。

Tsui利用县一级数据，把地区差距分解为省内差异、省际差异、农村内部差异，城市内?本文是国家社会科学基金重大项目的阶段性研究成果，项目名称：走向2020年的中国城乡协调发展战略

——工业反哺农业、城市支持农村，走城乡互动、工农互促的协调发展道路问题研究；项目批准号：

05&ZD053。项目主持人：孙久文教授。孙久文，1956年生，中国人民大学区域与城市经济研究所教授。

①蔡昉，杨涛：《城乡收入差距的政治经济学》，《中国社会科学》2000年第4期。

②刘易斯：《发展计划》，北京经济学院出版社，1988年，第78页。

③Anne Krueger, Maurice Schiff and Alberto Valdes (eds.). The Political Economy of Agricultural Pricing Policy.

5 vols. Baltimore, Maryland: The Johns Hopkins University Press, 1991, 1992.

④Michael Lipton, Why Poor People Stay Poor: Urban Bias in W orld Development, Cambridge, MA: Harvard University Press, 1977; Robert Bates, Markets and States in Tropical Africa, Berkeley: University of California Press, 1981.

⑤林毅夫、刘明兴：《中国经济增长收敛与收入分配》，《世界经济》2003年第8期。

⑥蔡昉，杨涛：《城乡收入差距的政治经济学》，《中国社会科学》2000年第4期。

部差异和城乡差异，得出城乡收入差距对地区间产值差异的影响十分显著的结论。①林毅夫等采用Theil Entropy分解法考察了农村内部、城镇内部城乡之间的人均收入差距，对总体地区收入差距变化所起的作用。认为城乡间差距对总体差距影响最大。②中国社会科学院经济研究所根据泰尔指数所进行的居民收入差距分解结果，1988 年全国收入差距的40%左右来自于城乡间的收入差距，③到1995 年，虽然城乡之间收入差距占全国收入差距的比重有所下降，但仍然占到全国收入差距的1/3 左右，同期城乡之间收入差距的增量大约占全国收入差距增量的16.5%，④而到2002 年，城乡收入差距大概可以解释全国收入差距的40%，又回复到了80 年代末的水平，说明我国的城乡收入差距并为出现根本性的逆转，仍然处于高水平循环状态。另外，Hussain等人，Kanbur和Zhang对地区差距分解的结果也显示，地区间收入差距本身就与中国巨大的城乡收入差距有关。⑤

大量的文献表明城乡分割的管理体制和城市偏向的制度安排（核心是户籍制度），是造成劳动力市场扭曲和城乡收入差距扩大的主要原因。蔡继明以广义价值论为基础，得出城乡户籍歧视可以解释城乡收入差距中的24.8%，其他75.2%由城乡之间的比较生产力差别决定。

⑥姚先国，赖普清利用企业和农民工调查数据探讨了劳资关系城乡户籍差异问题。认为人力资本水平差异和就业企业的差异可以解释其他的70%-80%，户籍歧视可以解释城乡工人在劳资关系各方面差异的20%-30%。除劳动合同方面外，农民工在工资、养老保险、医疗保险、失业保险以及工会参与等方面均遭到户籍歧视。⑦吴群把城市偏向的制度安排具体化为城市对农村的三次剥夺（50年代初期的高级社和人民公社化运动、1950-1990年工农业产品价格“剪刀差”和目前的土地不合理利用）。⑧Lu研究发现，劳动力市场扭曲是形成城乡收入差距的重要原因。⑨

此外，Wei and Wu利用中国100个左右的城市数据考察了城乡收入差距的影响因素，①Tusi, Kai Yuen, Decomposition of China’s Regional Inequality. Journal of Comparative Economics, V ol. 17, No. 3, (Mar 1993), pp. 600-627.

②林毅夫，蔡昉，李周：《中国经济转型时期的地区差距分析》，《经济研究》1998年第6期。

③Gustafsson, B., and Shi Li, Inequality in China at the End of the 1980s: Locational Aspects and Household Characteristics. Asian Economic Journal, V ol. 12, No. 1, (March 1998), pp. 35-63.

④古斯塔夫森、李实：《中国变得更加不均等吗？》，载赵人伟、李实、李思勤主编《中国居民收入分配再

研究》，中国财政经济出版社，1999年。

⑤Hussain, Arthur, Peter Lanjouw, and Nicholas Stern, Income Inequalities in China: Evidence from Household Survey Data. W orld Development, V ol. 22, No. 12, (Dec 1994), pp. 1947-1957. Kanbur, Ravi and Xiaobo Zhang, Which regional Inequality? The Evolution of Rural-Urban and Inland-Coastal Inequality in China from 1983 to 1995. Journal of Comparative Economics, V ol. 27, No. 4, (Dec 1999), pp. 686-701.

⑥蔡继明：《中国城乡比较生产力与相对收入差别》，《经济研究》1998年第1 期。

⑦姚先国，赖普清：《中国劳资关系的城乡户籍差异》，《经济研究》2004年第7期。

⑧吴群：《我国农村土地制度改革面临的主要问题及发展方向》，《求是学刊》2002年第4期。

⑨Lu, Ding, Rural-Urban Income Disparity: Impact of Growth, Allocative Efficiency and Local Growth Welfare. China Economic Review, V ol. 13, No. 4, (Dec 2002), pp. 419-429.

认为经济开放是有利于缩小城乡收入差距的。①林光斌认为，社会等级关系和市场经济相互作用形成的分配关系是城乡收入差距扩大的根本原因。社会等级关系与市场经济本身有不断扩大城乡收入差距的趋势，而国家执行扶强扶优的政策，使国家宏观调控；熨平城乡差距的政策发生错位与缺位，加快了城乡收入差距的扩大。②陆铭，陈钊认为城市化、经济的开放和非国有化等因素显著扩大了城乡收入差距，政府支出结构对城乡收入差距影响显著，金融发展对城乡收入差距的影响不显著。③王培刚等认为影响城乡收入差距的主要社会因素是失业率和第三产业就业人数占全国劳动力就业人数的比重这两个指标。④郭剑雄认为除显性的制度因素外，某些非制度因素（人力资本、生育率）对城乡收入差距的影响非但不能忽略，反而在一定程度上不亚于甚或重于制度的作用。⑤刘文忻，陆云航认为对外开放、地方政府财政支出的规模和结构、全社会固定资产投资、产业结构升级、普通高校在校学生数量显著扩大了城乡收入差距，而小学毕业生升学率、城市化水平有利于缩小城乡收入差距，金融发展对城乡收入差距的作用不明显。⑥王韧认为改革开放以来的制度改革和二元赶超政策都对我国城乡收入差距的变动产生了较大的影响，农村和城镇经济的市场化改革缩小了城乡收入差距，而金融支持的薄弱和工农产品的价格“剪刀差”则都拉大了我国的城乡收入差距。⑦王开盛，杜跃平从我国城乡居民投票参政权差异的视角分析城市偏向制度和城乡收入差距形成的原因。认为由于我国城市居民在各级人民代表大会的代表比例远远高于农民，使城市居民在政策和制度制定上的影响力比农民大很多，从而使制度倾向于城市居民的利益，造成城乡收入差距的扩大。⑧

从金融发展的角度来研究城乡收入差距的文献相对较少。其中，Greenwood和Jovanocic 认为金融发展与收入分配的关系服从“倒U”型的轨迹。⑨Galor和Zeira、Banerjee和Newman 认为在金融市场不完善的情况下，信贷市场的发展会降低收入差距。⑩Clark、Xu和Zou首次用全球数据对金融发展和收入分配之间的关系进行了分析，认为金融发展会降低一国收入①Wei, Shang-Jin and Yi Wu, Globalization and Inequality: Evidence from Within China. NBER W orking Paper 8611, Nov, 2001.

②林光斌：《等级制度、市场经济语城乡收入差距》，《管理世界》2004年第4期。

③陆铭，陈钊：《城市化、城乡倾向的经济政策与城乡收入差距》，《经济研究》2004年第6期。

④王培刚，周长城：《当代中国居民收入差距扩大的实证分析与动态研究》，《管理世界》2005年第11期。

⑤郭剑雄：《人力资本、生育率与城乡收入差距的收敛》，《中国社会科学》2005年第3期。郭剑雄，吴佩：

《内生增长要素与城乡收入差距》，《清华大学学报（哲学社会科学版）》2006年第3期。

⑥刘文忻，陆云航：《要素积累、政府政策与我国城乡收入差距》，《经济理论与经济管理》，2006年第4期。

⑦王韧：《中国城乡收入差距变动的成因分析：兼论“倒U”假说的适用性》，《统计研究》，2006第4期。

⑧王开盛，杜跃平：《投票参政权城市偏向制度与城乡收入差距》，《经济体制改革》2006年第3期。

⑨Greenwood, J. and Jovanovic, B., Financial Development, Growth and Distribution of Income. Journal of Political Economy, V ol. 98, No. 5, Part 1. (Oct 1990), pp. 1076-1107.

⑩Galor, O., and J. Zeira, Income Distribution and Macroeconomics. Review of Economic Studies, V ol. 60, No. 1. (Jan 1993), pp. 35-52. Banerjee, Abhijit and Andrew Newman, Occupational Choice and the Process of Development. Journal of Political Economy, V ol. 101, No. 2. (Apr 1993), pp. 274-298.

分配差距。①Beck, Kunt和Ross Levine认为金融发展有利于减少贫富差距。②章奇，刘明兴等发现金融中介发展会显著拉大城乡收入差距。③姚耀军认为金融发展规模和效率在一定的显著水平下具有双向的Granger因果关系，且金融发展规模与城乡收入差距正相关，金融发展效率与其负相关。④温涛、冉光和雄德平认为中国金融发展和农村金融发展对农民收入增长具有显著的负效应，用金融发展与经济增长的正向作用关系直接替代金融发展与农民收入增长的关系，与我国经济发展的事实并不相符。⑤张立军，湛泳研究结果显示，农村金融的发展扩大了城乡收入差距，其主要原因是农村资金的不断外流和非正规金融的不规范发展加剧了城乡收入差距的扩大。⑥

归纳前人的研究，首先是将显性的制度安排作为城乡收入差距的主要解释变量，尔后试图在不考虑制度差异的基础上从人力资本存量和积累率以及人口出生率等内生要素对城乡收入差距做出新的解释。随后的研究将经济开放、城镇化进程、制度性变量、政策性变量、要素积累、产业结构变动，金融发展，要素积累等众多变量纳入城乡收入差距的分析框架进行分析。研究的方法各不相同，结论也存在相同和互异的各个方面。本文力图在对前人的研究作概括性的分析和总结的基础上，借鉴前人研究的理论成果，建立一个全面性的分析框架，将制度因素和非制度因素纳入统一的计量模型，分析城乡收入差距的影响因素。

二、中国城乡收入差距的考察

在衡量城乡收入差距的时候，我们一般用城乡收入比或城乡消费比来表示（农村为1），相应的城乡收入比越大，表明农村与城市的收入差距越大，反之亦然。用城乡收入比这一统计口径来研究城乡收入差距会忽视城镇职工所享受到的公费医疗、教育补贴、养老金待遇等项收入，由此带来城乡收入差距的低估。根据消费函数理论，长期内的平均消费倾向将趋于稳定，其消费和收入间将会维持一个固定的比例。因此可以用城乡消费水平作为城乡收入差距衡量的指标。因此作为参考，我们在图2给出了中国1978-2004年城乡名义和实际消费比变化图。另外，为了便于比较，我们给出了1979-2004年中国城乡之间居民名义与实际收入

①Clarke, George, Xu, Lixin Colin and Zou, Heng-fu, Finance and Income Inequality: Test of Alternative Theories. W orld Bank Policy Research W orking Paper2984, March 2003.

②Beck, Thorsten, Asl? Demirgü?-Kunt, Ross Levine and V ojislav Maksimovic, Financial Structure and Economic Development: Firm, Industry, and Country Evidence. W orld Bank Policy Research W orking Paper 2423, Aug, 2000.

③章奇，刘明兴等：《中国的金融中介增长与城乡收入差距》，《中国金融学》2003年第1期。

④姚耀军：《金融发展与城乡收入差距的经验分析》，《财经研究》2005年第2期。

⑤温涛，冉光，雄德平：《中国金融发展与农民收入增长》，《经济研究》2005年第9期。

⑥张立军，湛泳：《我国农村金融发展对城乡收入差距的影响》，《财经科学》2006年第4期。张立军，湛

泳：《中国农村金融发展对城乡收入差距的影响——基于1978-2004年数据的检验》，《中央财经大学学报》2006年第5期。

的增长率的差值（图3）。自从改革开放以来，我国的城乡差距经历了一个先缩小，随后扩大，再度缩小，然后日趋严重的过程（图1，图2）。

图1 中国城乡居民收入比变化：1978—2004

注：城镇居民收入采用城镇居民人均可支配收入，农村居民收入采用农村居民人均纯收入。在计算实际值的时候，分别用各自的价格指数进行缩减（1978=100）。

数据来源：《新中国五十五年统计资料汇编》。

图2 中国城乡居民消费比变化：1978-2004

注：在计算城乡消费额的实际值的时候，分别用各自的价格指数进行缩减（1952=100）。

数据来源：《新中国五十五年统计资料汇编》。

从图1，图2我们可以看出，我国的城乡差距可以分为五个时期：①

第一时期（1978-1985）：改革初期

中国自1978年开始经济体制改革，家庭联产承包责任制产生并最终代替了集体生产队①前两个时期的分类参考了蔡昉，杨涛的研究。详见蔡昉，杨涛：《城乡收入差距的政治经济学》，《中国社

会科学》2004年第4期。

制度。在一定程度上，家庭联产承包责任制将一些个人自由交还给了农村居民，从而提高了劳动生产率。①与此同时，政府开始对价格进行改革。农产品市场逐渐放开，双轨制替代了原来的单一计划价格体制。这一时期也出现了生产要素市场，劳动力和资本开始在农村内部和城乡之间流动。这一系列市场化改革导致农户收入的大幅度提高。相反，这一时期的城市改革步伐相对缓慢。与农村改革相比，城市改革对企业利润和职工收入的直接效果要小得多。相应地，这种城乡改革时序上的差异导致城乡差距的迅速缩小。计量研究表明，在该时期的农业总增长中，家庭联产承包责任制所做出的贡献为46.89%，大大高于提高农产品收购价格、降低农用生产要素价格等其他因素所做的贡献。②

从图1中我们可以看出，这一时期，城乡收入比大幅度下降。收入名义差从2.57降低到1983年的1.82，而收入实际差则降低到1985年的1.53，1985年是改革开放以来城乡名义和实际收入差距的最低点。同期城乡消费比也大幅度下降，消费名义差从1978年的2.93下降到1985年的2.31，消费实际差则从1978年的4.05下降到1985年的2.43，消费的名义差和实际差在1985年达到了整个研究区间的最低点。从图3中我们也可以看出，这一时期，城乡之间收入增长率的差值均为负值，说明农村收入名义值和实际值的增长率都大于城镇相应值的增值率。

图3 中国城乡居民收入增长率差值：1979-2004

注：城镇居民收入采用城镇居民人均可支配收入，农村居民收入采用农村居民人均纯收入。在计算实际值的时候，分别用各自的价格指数进行缩减（1978=100）。

数据来源：《新中国五十五年统计资料汇编》。

①Zhao, Yaohui, Labor Migration and Earnings Differences: The Case of Rural China. Economic Development and Culture Change, V ol. 47, No. 4. (Jul 1999), pp. 767-782.

②Lin, Justin Yifu , Rural Reforms and Agricultural Growth in China. American Economic Review, V ol. 82, No. 1 (Mar 1992), pp. 34-51.

第二时期（1986-1993）：城市改革和再分配

在农村改革取得巨大的成功之后，城市改革的步伐开始启动。这一期间城市改革的主要特点是：（1）国有企业改革继续以放权让利为中心，实施简政放权，改革税制和实行厂长（经理）负责制；（2）信贷体制改革伴随着再分配；（3）地区发展政策向沿海地区倾斜。所有这些改革方式都倾向于提高城市的相对收入。

这一时期的企业改革，增强了国有企业的活力，竞争稀缺资源的内在要求，有力地促使国有经济旨在增强企业活力的改革。在这种竞争压力之下，国有企业先后进行了包括利改税、拨改贷、企业承包制和股份制等改革。1987年实施的经营责任制以及1988年实施的“利税分流”等改革使得国有部门职工工资的大幅上涨。这一时期，金融体系开始尽心引入市场机制的尝试，信贷资金管理体制、利率管理制度、信用制度都进行了改革，金融市场也开始发育成长起来。国有企业在得到国有银行预算软约束贷款的同时，进一步拓宽了融资渠道，职工工资的稳定上涨得到了保障。80年代开始的沿海地区倾斜政策，导致了经济改革和发展的中心东移，由于城市人口高度集中在东部沿海地区，所以这种扩大的地区差距就意味着城乡差距的扩大。

从图1中可以看出，这一时期，城乡收入差距的名义差和实际差再次扩大。名义差在1993年达到2.86，超过了1978的水平，实际差在1993也达到了1.95。同期，城乡消费比的名义差和实际差都持续扩大，在1993年分别达到3.54和4.89。从图3中我们可以看出，在这一时期，城乡名义收入和实际收入增长率差值大部分时间位于0值之上，表现在图1，中的是，城乡收入比的大幅度增加。同时，城乡收入增长率的实际差在0以下的部分要大于名义差在0以下的部分，表现在图1中的是，城乡收入比名义值比实际值更加陡峭的上升曲线。

第三时期（1994-1997）：再次下降

1994年以来城乡差距的稳定缩小，归因于一系列因素的综合效应：倡导地区平衡发展战略，继续改进劳动力的流动性，提高农产品价格，以及城市就业状况的恶化。地区发展政策逐渐向比较平衡的方式转变。1993 年，中央政府开始更多地考虑中西部更广泛地区的开放和发展问题。即开始实施沿海、沿江、沿边全方位开放战略。在经济特区和沿海地区开放城市之外，地方政府在中央政府的批准之下，尝试了各种各样的区域性努力，以加速改革开放过程逐渐向中西部地区扩展。由于这一系列行动推进到内地和农村，因而具有提高农村相对收入的效果。但是这一时期，城乡收入差距下降的根本原因还是政府提高了农产品的收购价格，1994年和1995年农产品的平均价格分别提高了40%和20%，粮食平均价格分别提高

了47%和29%。①

这一时期，城乡收入差距的名义差和实际差开始逐渐减小，名义差和实际差再度达到极小值。在1997年名义差降低到2.47，实际差降低到1.83。同期，城乡消费比的名义差和实际差都以较大的斜率减小，到1996年，分别降低到3.07和3.59。同样，图3给出了这一时期城乡收入比下降的原因。

第四时期（1998-2004）：持续升高

1998年以来，随着农产品收购价格的下降，以及农民增收途径的减少，城乡收入差距又进一步扩大。从1998年开始农产品收购价格一路走低，1998年下降8%，1999年下降12.2%，2000年下降3.6%。②到2004年城乡收入比的名义值和实际值和已经分别达到3.21和2.42。如果考虑城镇居民的医疗补贴、教育补贴等因素，城乡收入差距将更大，正如图2所显示的城乡消费比的名义值和实际值在2003年分别达到相应的最大值，分别为3.09和5.01，2004年名义值和实际值均有所下降。从图3中，我们可以明显看出，这一时期城乡收入增长率的差值几乎全在0值之上，但是在2004年名义差和实际差都有向0趋紧甚至小于0的趋势。这说明在这一时期，城镇收入增长率都远远大于乡村收入的增值率，但是城镇收入增长率和乡村收入增值率有趋同的倾向。

第五时期（2004-）：（预测期）城乡收入差距的短暂减小，之后可能会再度扩大

2004年，我国政府开始实行减征或免征农业税的惠农政策，到2005年已有近8亿农民直接受益。2005年12月29日，十届全国人大常委会第十九次会议经表决决定，一届全国人大常委会第九十六次会议于1958年6月3日通过的农业税条例自2006年1月1日起废止。据统计，取消农业税和除烟叶税外的特产税，农民每年可减轻税赋500亿，受益农民8亿人，这样算来农民人均年受益63元，按2004年农村人均收入2936元计算，农民收入增加了2.1个百分点，相当于2004年农民纯收入增长幅度的三分之一。

从2004开始的农业税的逐渐减免，减轻了农民负担，增加了农民收入，也在很大程度上提高了农民生产的积极性。然而农业税的一次性减免，使随后的农民增收缺乏后劲，在城镇经济快速增长的同时，农民收入可能会趋于稳定的低速增长，因此，城乡收入差距还会在进一步的扩大。当然，未来城乡收入差距的变化趋势取决于将来一系列的制度安排以及城乡居民收入的增长方式。为使城乡收入差距持续减小，在保证城镇经济快速增长的同时，必须创新农民增收的思路和办法，促进农村经济的快速发展。这部分内容，我们将在结论和政策

①根据《中国统计年鉴》相关资料计算。

②根据《中国统计年鉴》相关资料计算。

含义中给出。

三、中国城乡收入差距影响因素分析与理论假设

（一）制度变量

1.城市化

一般而言，城市化对缩小城乡收入差距会具有积极的作用。城市化产生的劳动力流动可以通过要素报酬的均等化缩小城乡收入差距：一方面，城市劳动供给的增加将加大城市劳动力市场的竞争，降低城市劳动力的工资；另一方面，农村劳动力向城市流动将减少农村生育劳动力，提高农村的劳动生产率和收入水平。然而，在我国只有农村精英才和较为富裕的农民才有机会成为城市居民，他们在迁入城市的过程中，也将已经积累的物质资本和人力资本一并带入了城市。因此，从这个意义上说，中国的城市化进程也可能对统计上的城乡收入差距产生一些负面影响。

2.户籍制度

通过参考文献我们可以也可以看出，城乡分割的管理体制和城市偏向的制度安排（核心是户籍制度），是造成劳动力市场扭曲和城乡收入差距扩大的主要原因。在我国，户籍制度是伴生着城市化而存在的。正是户籍制度的存在，使城市化对城乡收入差距的作用产生扭曲。开始于1951年的户籍制度，严格地限制了城乡迁移，延缓了城市化进程。改革之前存在三条基本的城乡迁移途径，一是家庭团聚；二是城镇单位的招工；三是考上大学或参军。①然而，通过这三条途径迁移是非常困难的。改革开放以后，户籍制度在某些时间有所松动，城乡迁移人口有所增加。但是，在此期间，真正实现城乡迁移的是一些较富裕的农民和一些农村精英。因此，同城市化一样，人口的城乡迁移对城乡收入差距的作用也存在正反两方面的影响，但户籍制度的存在无疑会导致城乡收入差距的扩大。在本文中，我们构造各地区1979年以来累计的人口迁移占总人口的比率（MPOPR）来反映人口在地区间户籍变换对城乡收入差距的影响，由于人口的机械增长大多是流向城市的，可以看作是人口乡—城迁移的代理变量，因此，可以据此间接反映户籍制度对城乡收入差距的影响。与城市化相比，这一指标更能反映人口城乡迁移在长期中对城乡收入差距的影响，我们推断这一指标具有缩小城乡收入差距的作用。

由以上分析，我们得到假设1，2：

①Zhao, Yaohui, Rural-to-Urban Labor Migration in China: The Past and the Present, in Rural Labor Flows in China, eds. Loraine A. West and Yaohui Zhao, Institute East Asian Studies, University of California, Berkeley. 2000.

假设1：中国的城市化（UPOP）进程对于统计意义上的城乡收入差距可能同时存在两种方向的相反作用，其净效应只能通过计量方法来估计。

假设2：户籍制度具有扩大城乡收入差距的作用；一个地区城乡迁移的人数对城乡收入差距具有正反两方面的作用；MPOP指标具有缩小城乡收入差距的作用。

（二）城市倾向的经济政策

1.经济的开放

我们采用两个指标：各地区外国直接投资占GDP的比重（FDI）和各地区进出口总额占GDP的比重（TRADE）来反映经济的开放程度。由于城市在地理区位、基础设施、人力资本等方面的优势，外商投资主要集中在我国的城市，尤其是沿海地区的城市。另外，对外贸易也较少地与农村发生联系，贸易的发展主要有利于提高城市居民的收入。

2.就业的所有制结构

我们用国有单位职工在总职工人数中所占的比重（STAFF）来表示就业的所有制结构。一方面，城镇地区的非国有化和农村地区乡镇企业的发展使得国有企业产值比重和从业份额均明显下降。乡镇企业的发展有效地吸纳了农村生育劳动力，有利于提高农村居民的收入，另一方面，非国有化也会通过引入竞争机制改善城市原有部门的效率。所有制结构对城乡收入差距的影响也存在正反两方面的作用，其净效应需要通过计量分析来验证。

3.政府在经济生活中的作用

我们用地方政府财政支出在GDP中所占的比重（FEXP）来表示政府在经济生活中的作用。在我国，GDP的增长率是考核地方政府业绩的一个主要指标，地方政府的首要目标就是发展本地经济，而经济的增长又主要来自于城镇地区的非农产业。因此，在地方政府的财政支出中只有很少部分是面向农村的，地方财政支出带有严重城镇倾向。

4.财政支出结构

我们用地方政府当年支持农业生产和事业的支出在地方财政支出中所占的比重（AGRI）以及地方政府当年文教科学卫生事业的支出在地方财政支出中所占的比重（CULTURE）来表示政府的财政支出结构。很明显，支持农业生产和事业的支出有利于农村的发展和农民收入的增加。而文教科学卫生事业的支出主要集中在城镇地区，具有城镇偏向。

由此，我们得到假设3—7：

假设3：经济的开放将导致我国城乡收入差距的扩大。

假设4：地方财政占GDP的比重越高，城乡收入差距就越大。

假设5：支持农业生产和事业的支出在财政支出中的比重越高，城乡收入差距越小。

假设6：文教科学卫生事业的支出在财政支出中的比重越高，城乡收入差距越大。（三）金融发展

1. 金融发展

我们用银行贷款占GDP的比重（LOAN）表示金融业的发展程度。由于我国国有商业银行的运营尚未摆脱政府意志的影响，金融体系的城市导向和工业导向都比较明显。

2. 金融资源的城乡配置

我们用银行农业贷款占贷款总额的比重（AGRILOAN）来表示这一指标。很明显，农业贷款促进了农村的发展和农民收入的提高。

由此，我们得到假设8，9：

假设7：银行贷款占GDP的比重越高，城乡收入差距越大。

假设8：银行农业贷款占贷款总额的比重越高，城乡收入差距越小。

（四）要素积累

1. 各地区全社会固定资产投资占GDP的比重

由于资金等要素总是向回报率高的地区流动，我国城市的资金回报率又远远高于农村，因此，我们所观察到的普遍现象是农村资金的大量外流，农村的金融服务机构更多地扮演的是“抽水机”的角色。一个地区投资率越高，意味着资金投向城市的比重越高。

2. 人力资本

伴随城市化人口流动的过程，农村中具有较高能力的农民会举家迁移，同时，农村出来的大中专毕业生毕业后都倾向于留在城市。农村人力资本的流失导致农村人力资本存量进一步降低。目前，虽然我国已经全面免除了农村地区九年义务教育的学费，但是不可避免的是，农村基础教育在基础设施、师资水平等各个方面同城市存在着巨大的收入差距。我们用各地区普通高校在校学生数占总人口的比重（UGARD）和各地区小学毕业生升学率（ELESCH）分别表示高等教育和初等教育的发展状况。由于人力资本储备需要一定的时间，文中我们用滞后5年的数据进行分析（UGARD t-5，ELESCH t-5）。

3. 各地区人口出生率

内生增长理论不仅在宏观上建立起了人力资本与经济增长的相关关系，而且揭示了生育率与人力资本相互影响的微观机制。高生育率会提高未来消费的贴现率，降低父母对每一个孩子的利他程度，因而不利于对子女的人力资本投资，而生育率的下降则会引致对子女人力

资本投资的相反变化。①在人力资本提高的背景下，生育率的下降会加速人力资本的积累过程。

由此，我们得出假设10—13：

假设9固定资产投资占GDP的比重（INVESTMENT）越高，城乡收入差距越大。

假设10农村基础教育的普及有利于缩小城乡收入差距。

假设11一地区普通高校在校学生数占总人口的比重越高，该地区城乡收入差距越大。

假设12一地区人口出生率率越高（BIRTHRATE），该地区城乡收入差距越大。（五）控制变量

1. 各地区第二产业增加值占GDP的比重（SECONDARY）

2. 各地区第三产业增加值占GDP的比重（TERTIARY）

两个变量均是度量产业结构变动的指标，产业结构的提升相当程度上是农村工业化促成的，因此产业结构升级有利于缩小城乡收入差距，然而，产业结构的提升也可能主要得益于城市工商部门的扩张，此时产业结构升级反而会扩大城乡收入差距。两者的净效益只能通过计量分析得到。

四、实证分析

（一）数据说明

本文所使用的全部数据均取自《新中国五十五年统计资料汇编》。需要说明的是，存在着一些数据的缺失。青海缺乏1987-1990年FDI的数据。安徽和四川分别缺乏1987-1989，1987-1993年地方政府支持农业生产和事业的支出的数据。四川缺乏1987-1993年地方政府文教科学卫生事业的支出的数据。福建在1987-1994，青海在1987-1989，1991-1994年缺乏银行农业贷款的数据。河北在1987-1999，2001-2002，吉林在2001-2004，海南在2004年，浙江在1987-1999，山西在1987-2000缺乏城市人口数据。为了保持数据统计口径的一致性，本文没有通过其他统计资料将以上缺失的数据补齐。在计量分析过程中，必要的时候我们采用非平衡数据分析方法对数据进行分析计算。另外需要说明的是，本文没有将重庆和西藏包括在研究对象之内。

（二）计量分析

为了综合利用样本信息，本文使用面板数据分析方法对数据进行分析。在估计过程中，①G. S. Becker and R. J. Barro, A Reformulation of the Economic Theory of Fertility. Quarterly Journal of Economics, V ol. 103, 1988.

我们将所有变量取自然对数，建立如下的面板数据模型：

()()it it it it it Ln urgap Ln X u αβ′=++， 1,;1,,i N t T ==L L （1）

其中，i 代表横截面维度，t 代表时间维度，()12,,it it it kit X x x x ′=L 为外生变量向量，

()12,,it it it kit ββββ′=L 为参数向量，it β′可以看作城乡收入差距对各个变量在各个时期对

不同对象的估计弹性。N 是外生变量个数，T 是时期总数。it u 是随个体和时间变化的剩余随机扰动项。

建立面板数据模型的第一步是检验模型符合固定效应模型还是随机效应模型。第二步是检验被解释变量的参数是否对所有个体样本点和时间都是常数。在计量分析中常用 Hausman 检验来判定固定效应模型和随机效应模型谁更有效。①计算所得的Hausman 检验P 值及采取的相应的模型见表2。另外，Eviews5.1对模型固定效应、随机效应的估计方法可以采取9种不同的形式（如表1所示）。

表1 Eviews5.1对方程固定、随机效应的估计方法

截面 时期 无

None None 地区固定效应（cross-section fixed effects ） Fixed None 时间固定效应（period fixed effects ） None Fixed 双向固定效应（two-way fixed effects ）

Fixed Fixed 地区随机效应（cross-section random effects ） Random None 时间随机效应（period random effects ） None Random 双向随机效应（two-way random effects ） Random Random 混合效应I （mixed effects I ） Fixed Random 混合效应II （mixed effects II ）

Random

Fixed

我们用方程协方差构造F 检验统计量，通过计算，我们最终选择参数不随时间变化的变截距模型：

()()it it it it Ln urgap Ln X αβε′=++，

1,29;1,,23i t ==L L （2） 在以上分析的基础上，我们采用Eviews 5.1软件对面板数据进行计量分析，计量的结果如表2所示。同时，本文还分别就中国东、中、西三个地区城乡收入差距的影响因素进行了分析，计量结果见文后附表1。

表2 中国城乡收入差距影响因素回归结果

①

Hausman, J. A, Specification Test in Econometrics. Econometrica , V ol. 46, No. 6, (Nov 1978), pp. 1251-1271.

因变量 URGAP

包含北京、天津和上海

不包含 (1) (2)

(3) (4) (5) 3.415??? 6.891??? 2.006?? 3.399???

截距 (0.301) (1.279) (0.789) (0.521) -2.618??? -0.595?? -8.325??? -1.304??? -0.662 MPOPR

(0.488) (0.273) (1.067) (0.421) (0.417) 0.600??? 0.057?? 0.792??? 0.135??? 0.101?? 制度变量

UPOP (0.062) (0.024) (0.096) (0.048) (0.050) -0.121??? 0.001 0.092?? -0.034? -0.023 FDI (0.022) (0.012) (0.043) (0.018) (0.019) -0.239??? 0.021 -0.307??? -0.020 0.056?? TRADE (0.041) (0.022) (0.067) (0.021) (0.025) -1.086??? 0.081 -0.062 0.404??? -0.137 STAFF (0.168) (0.077) (0.314) (0.112) (0.110) -0.455??? 0.342??? -0.421?? 0.048 0.305??? FEXP (0.098) (0.060) (0.179) (0.091) (0.078) 0.163??? 0.005 0.472??? -0.024 -0.010 AGRI (0.054) (0.020) (0.082) (0.033) (0.030) -0.638??? 0.459??? 1.193??? 0.205? 0.436??? 城市倾向的 经济政策

CULTURE (0.122) (0.077) (0.320) (0.115) (0.119) -0.226 0.003 -0.362??? 0.127?? -0.139? LOAN

(0.064) (0.041) (0.104) (0.051) (0.075) -0.143??? -0.033??? -0.288??? -0.076??? -0.094??? 金融发展

AGRILOAN (0.039) (0.011) (0.078) (0.020) (0.025) 1.020??? 0.045 0.872??? -0.056 0.098?? INVEST (0.110) (0.031) (0.181) (0.039) (0.045) 0.224?? -0.037 0.961??? 0.078 -0.049 BIRTHRATE

(0.093) (0.041) (0.174) (0.050) (0.060) -0.567??? 0.151??? -0.281??? 0.070 0.087 UGRAD t-5 (0.047) (0.043) (0.103) (0.118) (0.064) 1.241??? 0.012 1.199??? -0.136?? 0.096 要素积累

ELESCH5t-5 (0.102) (0.063) (0.188) (0.064) (0.099) -0.283?? 0.297??? -0.611??? 0.411??? 0.239?? SECONDARY

(0.122) (0.068) (0.150) (0.121) (0.115) 1.035??? -0.194?? 0.861?? 0.251?? 0.138 控制变量

TERTIARY

(0.270) (0.087) (0.371) (0.124) (0.127) 调整R 2 0.833 0.986 0.553 0.985 0.315 F 值 386.086 F 的显著性 0.000 Hausman 47.070 47.070 47.070 47.070 14.420 （P 值） 0.0001 0.0001 0.0001 0.0001 0.568 横截面效应 None Fixed None Fixed Random

时间序列效应

None

None

Fixed

Fixed

None

省份数29 29 29 29 26

时间序列数18 18 18 18 18 注：（1）括号内的数值为标准差。（2）?，??，???分别表示在10%，5%和1%的水平上显著。（3）FE估计的Hausman检验的零假说是FE和RE估计系数无系统差异。（4）Hausman检验的概率值小于0.05的选择固定效应模型。

（三）回归结果与解释

估计结果显示，我们先前的理论判断总体上得到了数据的支持。

从分析结果我们可以看出，全国范围的实证分析中，城市化水平具有提高城乡收入差距的作用，而人口的机械变动具有减小城乡收入差距的作用，这一点与陆铭，陈钊（2004）等人的研究结果不同。在对中国城乡收入差距的影响的过程中，中国严格的户籍制度和城市化是始终纠缠在一起的。城市化本来可以通过劳动力流动所产生的要素报酬均等化来缩小城乡收入差距。中国严格的户籍制度对中国农民的城乡迁移起到了不恰当的筛选作用，一方面使中国的城市化发展缓慢，农民数量不能够有效减少，农村的剩余人员不能得到农村人口减少得来的好处；另一方面，能够在严格的筛选过程中得以进入城市的往往是农村的“精英”阶层。随着他们进入城市，农村会损失相当数量的物质资本和人力人本，因此，此种城市化往往会造成城乡收入差距的进一步恶化。而1979年以来累计的人口迁移具有减小城乡收入差距的作用，而且作用非常显著。因此，从长时期来看，农村人口的迁移具有减小城乡收入差距的作用，问题的关键在于不合理的户籍制度对中国城市化所产生的扭曲。

城市倾向的经济政策中，正如我们在假设中所分析的，FDI具有扩大城乡收入差距的作用；进出口总额对城乡收入差距的作用不显著；国有单位职工占总职工人数中比重具有扩大城乡收入差距的作用，也就是说，非国有化程度能够有效的降低城乡收入差距；地方财政占GDP的比重越高，城乡收入差距越大；支持农业生产和事业的支出在财政支出中的比重越高对城乡收入差距的作用不显著，说明政府的支农资金没有有效地发挥作用；文教科学卫生事业的支出在财政支出中的比重聚有明显的增加城乡收入差距的作用，说明文教科学卫生支出具有明显的城市倾向。

在金融方面，金融的发展具有增加城乡收入差距的作用，银行农业贷款占贷款总额的比重的增大，有效地减少了城乡收入差距。金融的总体发展不利于的农业的发展，具有明显的城市倾向。

在要素积累方面，固定资产投资与人口出生率对城乡收入差距的作用不显著。本文不同意“农村地区的高生育率和低人力资本积累率所导致的马尔萨斯稳态，是农民收入增长困难

的根本原因①”这一观点。我们认为，中国城乡收入差距的根本原因仍然是显性的制度因素与城市倾向的经济政策，而所谓农民自身方面原因的人力资本与生育率无一例外的都是现行制度的附带产物，是农民处于无奈的一种选择。普通高校在校学生数的增加具有提升城乡收入差距的作用；农村基础教育的普及有利于缩小城乡收入差距。正如假设分析，两个控制变量对城乡收入差距的作用都比较显著。二产、三产增加值占GDP的比重越高，城乡收入差距越明显。

在随后分地区的研究中我们可以更加深刻地剖析城市化和人口的机械变动对城乡收入差距的作用。如附表1所示，城市化对城乡收入差距的作用在三个地区都不显著。人口的机械变动在三个地区对城乡收入差距具有不同的作用。在东中部地区，人口的机械变动具有减小城乡收入差距的作用，在西部地区，则具有扩大城乡收入差距的作用。我们认为，城市化对城乡收入差距在不同的时期具有不同的作用，城市化对城乡收入差距具有“倒U”型关系：在城市化的初期，中期阶段，农村人口数量大，城乡迁移人口少，农村的剩余居民尚不能得到农村人口减少所带来的好处，同时，在这个时期，城乡迁移人口存在“精英”迁移现象。两者都使得城市化具有加剧城乡收入差距的作用；在城市化的后期阶段，城市化的发展已经比较成熟，此时城市人口超过了农村人口，农村人口减少带来的农村劳动生产率的提高十分明显，同时，劳动力流动产生的要素报酬均等化开始显现，在此阶段，城市化水平的提高具有减少城乡收入差距的作用。总体上而言，我国仍处于城市化发展的中期阶段，这个阶段尚处于“倒U”型曲线的上升阶段，这个时期也是城乡收入差距的“阵痛期”，随着城市化水平的提高，在越过“倒U”型曲线的最高点之后，城市化水平的提高则具有减小城乡收入差距的作用。在分区的研究中，城市倾向的经济政策、金融发展、要素积累等都存在不同程度的地区差异，造成这些差异的原因也不难理解，限于篇幅，本文不再分析，具体见附表1。

在研究城乡收入差距的问题时，由于三个直辖市在开发度、城市化水平、就业结构中非国有单位的比重等方面都远远高于其他省份。因此，我们在表2中，将不包含三个直辖市的情况进行了计量分析，结果与包含三个直辖市的情况基本相同，也不再赘述，详见表1方程（5）。

五、结论与政策含义

通过对1987—2004年中国省级面板数据的分析以及东、中、西三大地区的分析。我们发现，城市化与人口的机械变动在不同的时期对城乡收入差距具有不同的影响。城乡收入差

①详见，郭剑雄：《人力资本、生育率与城乡收入差距的收敛》，《中国社会科学》2005年第3期。

距与城市化发展水平之间存在着“倒U”关系，我国仍然处于“倒U”型曲线的上升阶段。另外，我们已进一步证实，经济的开放，就业的所有制结构、政府参与经济活动的程度、财政支出结构以及金融的发展程度等都是出现收入差距的重要影响因素。在要素积累的分析中，人力资本状况对城乡收入差距具有明显的影响，而人口出生率对城乡收入差距的作用并不显著。本文认为中国城乡收入差距的根本原因仍然是显性的制度因素与城市倾向的经济政策，而所谓农民自身方面原因的人力资本与生育率无一例外的都是现行制度的附带产物。

我国城乡实际收入差距在2004年已经达到2.42，接近于1978改革初期的水平（2.57），并且仍有增大的趋向，接近于蔡昉所认为的制度变革的临界点。减轻城乡收入差距是中央政府和各级地方政府刻不容缓的责任和义务。同时，从2004年，我国政府开始的减征或免征农业税的惠农政策，直到2006年1月1日农业税的全面免除为我们进一步减轻城乡收入差距提供了良好的契机。第一，坚定不移地推进城市化进程，消除不合理的户籍制度。继续深化改革户籍制度以及与其配套的一系列制度安排，剥离户口的福利含义，最终把户籍制度变成仅仅是一种人口登记制度，在基础上促进合理的人口城乡迁移，加快城市化进程，减少农村人口的数量。第二，消除现存的分割的劳动力市场，建立城乡一体化的劳动力市场。使得农民有更多的进城机会，能够有更多的在城里找到工作的机会，给农民一个平等就业和获得公平收入待遇的机会。第三，地方政府有必要通过降低经济活动的参与率，调整政府的支出结构和方向来缩小城乡收入差距，特别应该将财政支出更多地用于支持农村地区的农业生产和文教科学卫生事业的发展，提高农民的人力资本水平和基础设施建设。第四，完善金融体制建设，改变现有农村金融“抽水机”机制，加大对农村生产生活活动的支持力度，完善农村基层投融资体制。第五，提高农村地区要素积累的数量和质量，增加对农村农田水利、道路交通、信息建设等基础设施的投资力度。完善农村的教育体系，加强职业培训教育。

附表1 中国三大地区城乡收入差距影响因素回归结果

因变量(URGAP)

东部

中部

西部

3.946??? 3.081??? 1.992??? -6.417?? 2.669??? 1.338

截距 (0.762) (1.099) (0.674) (2.779) (0.780) (1.241) -1.676??? -1.910?? -2.106??? -0.451 2.656??? 3.685??? MPOPR

(0.634) (0.837) (0.517) (0.945) (0.483) (0.633) 0.223 0.354?? 0.002 0.174 -0.046 0.056 制度变量

UPOP (0.143) (0.154) (0.128) (0.147) (0.044) (0.072) -0.007 -0.05 -0.051?? -0.098??? 0.058??? 0.026 FDI (0.035) (0.047) (0.023) (0.026) (0.012) (0.021) 0.136??? 0.068 -0.095?? -0.307??? 0.026 -0.078 TRADE (0.048) (0.06) (0.038) (0.077) (0.037) (0.055) 0.398?? 0.980??? -0.795??? -0.792??? 0.359? 0.494? STAFF (0.184) (0.356) (0.202) (0.244) (0.213) (0.278) 0.343??? -0.028 0.575??? -0.131 0.027 -0.151 FEXP (0.130) (0.205) (0.095) (0.233) (0.103) (0.160) -0.017 -0.053 0.035 0.019 0.014 -0.058 AGRI (0.076) (0.093) (0.024) (0.030) (0.033) (0.042) 0.756??? 0.667??? 0.511??? -0.215 0.145 -0.079- 城市倾向的 经济政策

CULTURE

(0.156) (0.217) (0.15) (0.241) (0.111) (0.181) 金融发展

LOAN

0.317???

0.544???

-0.353???

-0.116

-0.066

-0.035

(0.110) (0.135) (0.116) (0.135) (0.087) (0.127) -0.027 -0.036 -0.112??? -0.078?? 0.064?? 0.084?? AGRILOAN (0.027) (0.049) (0.035) (0.035) (0.029) (0.041) -0.208??? -0.269??? 0.226?? 0.132 0.128?? 0.082 INVEST (0.068) (0.094) (0.090) (0.109) (0.058) (0.095) -0.177??? -0.018 0.263??? 0.372??? -0.286??? -0.058 BIRTHRATE

(0.067 (0.097) (0.083) (0.118) (0.069) (0.118) 0.213??? 0.066 -0.135 -0.811?? 0.099 0.073 UGRAD t-5 (0.077) (0.177) (0.101) (0.390) (0.102) (0.151) -0.194 -0.232 -0.191 -0.413?? 0.173 0.127 要素积累

ELESCH5t-5 (0.145) (0.142) (0.158) (0.218) (0.144) (0.182) 0.815??? 0.963??? 0.543?? 0.293 0.267??? 0.181 SECOND

(0.246) (0.316) (0.242) ) (0.279) (0.095) (0.120) -0.444?? 0.477 0.458?? 0.638?? -0.251 0.253 控制变量

TERTIARY

(0.232) (0.426) (0.186) (0.254) (0.221) (0.276) 调整R 2 0.989 0.99 0.984 0.988 0.980 0.987 F 值 311.083 243.203 233.350 F 的显著性 0 0 0.000 Hausman 163.93 163.93 -137.99

-137.99

-552.71

-552.71

（P 值） 0.0000 0.0000 横截面效应 Fixed Fixed Fixed Fixed Fixed Fixed 时间序列效应 None Fixed None Fixed None Fixed 省份数 11 11 8 8 10 10

时间序列数

18

18

18

18

18

18

注：（1）括号内的数值为标准差。（2）?，??，???分别表示在10%，5%和1%的水平上显著。（3）FE 估计的Hausman 检验的零假说是FE 和RE 估计系数无系统差异。（4）Hausman 检验的概率值小于0.05的选择固定效应模型，Hausman 检验值为负时采用随机效应，由于随机效应估计方法要求横截面的数目大于时间序列的数目，因此本表中部地区和西部地区采用了固定效应模型。（5）东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南；中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地区包括四川、重庆、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、西藏、宁夏、新疆、内蒙古和广西。重庆和西藏没有包括在研究对象之内。

作者联系方式

姓 名：梁 明 性 别：男 籍 贯：山东泰安 出生年月：1980.6

工作单位：中国人民大学区域与城市经济研究所