汪麗娟，孔群喜，盧云卿

(南京財經大學產業(yè)發(fā)展研究院，南京210046)

長三角地區(qū)經濟在快速發(fā)展的同時也存在著一定的難題，其中城鄉(xiāng)二元經濟結構問題就導致了城鄉(xiāng)收入差距不斷擴大，嚴重阻礙了長三角地區(qū)的經濟發(fā)展。2013年長三角GDP已由2006年的47 754億元突破到12萬億元，說明自進入二十一世紀以來，長三角地區(qū)整體經濟水平在不斷的提高。但是，從城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農村居民人均年純收入比考慮時就會發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)發(fā)展極不平衡，例如，2002年前者為11 049元，而后者僅為5 049元，兩者相差1.19倍;2013年前者為38 080元，而后者為16 304元，兩者相差1.34倍，說明長三角地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距在不斷擴大，已經不可忽略。一味地追求經濟增長而不考慮收入不平等問題將會加劇社會矛盾激化，同時，社會矛盾的激化將反過來影響長期經濟增長。

一、文獻綜述

(一)城市化與城鄉(xiāng)收入差距的關系

城市化與城鄉(xiāng)收入差距的關系問題一直是學術界關注的熱點，且國內外研究成果頗豐。對這些成果進行梳理后發(fā)現(xiàn)，大多數(shù)研究主要是從兩方面進行考慮，即人力資本和二元經濟結構。首先，我們從人力資本方面考慮。Lucas、Robert(1988)通過研究發(fā)現(xiàn)，不斷推進城市化進程能夠有效的縮小城鄉(xiāng)收入差距，主要是因為城市化水平的提高能夠增強勞動力的流動以及人際之間交往，使得人力資本的外部效應能夠得以充分發(fā)揮［1］。阮楊、陸銘、陳釗(2002)也同意此觀點，他們認為城市化進程的推進使得農村勞動力大規(guī)模的流入城市，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距［2］。同時，陸銘、陳釗(2004)對該問題進行了更深入的研究，進一步認為城市化水平的提高能夠在統(tǒng)計上顯著的降低城鄉(xiāng)收入差距［3］。郭劍雄(2005)則從內生增長理論出發(fā)，運用實證分析發(fā)現(xiàn)，人力資本水平和生育率均是促進城鄉(xiāng)收入差距縮小的主要著力點［4］。此外，陳永清(2006)則將影響城鄉(xiāng)收入差距的因素擴大到更廣的范圍，并認為農村勞動力市場的不發(fā)達就是阻礙城鄉(xiāng)收入差距的根本的原因之一［5］。孫敬水、張周靜(2010)將影響城鄉(xiāng)收入差距的要素歸因為教育人力資本存量水平和教育人力資本結構兩方面，他們認為城鄉(xiāng)收入差距與這兩者之間存在著U型關系，具體而言，城鄉(xiāng)收入差距與前者呈倒U型關系，而與后者呈U型關系［6］。

其次，從二元經濟結構方面考慮。陳宗勝早在1994年就對城鄉(xiāng)收入差距的影響因素進行了分析，他發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)二元經濟結構是影響城鄉(xiāng)收入差距的重要原因，因為它嚴重分割了城鄉(xiāng)經濟之間相互融合的互動發(fā)展［7］。蔡昉、都陽、王美艷(2001)從城鄉(xiāng)二元經濟結構層面考慮到城鄉(xiāng)間的勞動力流動情況，認為城鄉(xiāng)二元經濟結構對城鄉(xiāng)間的勞動力流動起到了很大的限制作用，這對人力資本外部效應的發(fā)揮造成了不利的影響［8］。喻曉東(2006)認為，長期以來，由于我國城鄉(xiāng)二元經濟結構的存在，導致了城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴大。這不僅是因為城鄉(xiāng)二元經濟結構促使社會實物資本積累大量的偏向城鎮(zhèn)，而且還在一定程度上限制了勞動力在城鄉(xiāng)之間的自由流動［9］。梅迪、周虹(2007)認為加快城市化進程以及發(fā)展農村非農業(yè)能夠減緩二元經濟結構現(xiàn)象，從而對縮小城鄉(xiāng)收入差距有利［10］。田新民、王少國、楊永恒(2009)的研究結果表明，導致勞動力由農村流向城鎮(zhèn)的重要原因就是城鄉(xiāng)收入差距。同時，農村剩余勞動力轉向城市的壁壘反過來決定著城鄉(xiāng)收入差距的大?。?1］。李秉坤、趙研博(2010)也認為，由于農村富余勞動力仍然滯留在農村，造成了農村居民收入整體水平提高相對較慢，從而進一步擴大了城鄉(xiāng)收入差距［12］。

(二)城鄉(xiāng)收入差距與經濟增長的關系

目前，有很多學者對城鄉(xiāng)收入差距與經濟增長之間的關系進行了研究，但是，迄今為止結論還不盡一致。Barro(1991，1997，2000)從物質和人力資本積累方面考慮，曾多次對該問題作出了研究，他認為要素的報酬遞減效應可以作為收入差距影響生產要素的重要媒介，從而最終影響到人均產出水平和經濟增長率［13－15］。而 Alesina和 Rodrik(1994)則是從稅收再分配的角度考慮，他發(fā)現(xiàn)收入差距的擴大會使得更多貧窮的人想要不勞而獲，即通過稅收再分配的方式來增加自身收入，而不是通過積極地進行生產活動來增加收入，其結果就是導致經濟增長受阻［16］。此外，Calor和Moav(2004)認為，不同時期推動經濟增長的源泉不同，當經濟處于較高水平時，擴大收入差距將會使得低收入者進行人力資本投資的積極性降低，同時，由于此時人力資本是推動經濟增長的源泉，從而在一定程度上阻礙了經濟增長［17］。曹裕，陳曉紅，馬躍如(2010)的實證結果表明，城市化水平的提高對城鄉(xiāng)收入差距的縮小具有促進作用，同時，縮小城鄉(xiāng)收入差距對經濟增長也具有促進作用，但是這兩種效果均具有區(qū)域差異性［18］。陳銳、劉小二(2012)則在經濟增長理論的基礎上，采用面板門限模型分析了我國城鄉(xiāng)收入差距與經濟增長之間的關系，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距在影響經濟增長時存在單門限效應，且該門限值為0.026 7。即當城鄉(xiāng)收入差距超過0.026 7時，城鄉(xiāng)收入差距會阻礙經濟增長;當城鄉(xiāng)收入差距小于0.026 7時，城鄉(xiāng)收入差距會促進經濟增長［19］。

通過對文獻的梳理發(fā)現(xiàn)，對于這三個經濟量之間相互關系的研究主要還是集中在國家層面，地區(qū)層面的則鮮少有人研究。本文則選擇了中國第一大經濟區(qū)——長三角地區(qū)做為研究對象;并且，在進行城鄉(xiāng)收入差距指標考量時，我們采用泰爾指數(shù);同時，還建立面板協(xié)整模型考察了該地區(qū)城市化、城鄉(xiāng)收入差距以及經濟增長之間的相互關系。此外，本文還對所選模型進行了協(xié)整檢驗和估計。

二、實證方法與數(shù)據說明

(一)變量選取

1．經濟增長

在參考大量相關文獻時發(fā)現(xiàn)，衡量經濟增長的指標通常采用GDP或人均GDP(PGDP)。但時，考慮到PGDP相較于GDP本身而言，不僅能夠更為直接地反映出人口對經濟發(fā)展的影響，而且還能夠出現(xiàn)更少的錯誤。故而，在接下來的內容中，本文將采用PGDP作為衡量經濟增長的指標。

2．城市化

城市化水平是衡量城市化發(fā)展程度的重要指標，通常情況下有兩種比較常用的衡量方法，方法一是按照居住在城鎮(zhèn)地區(qū)的人口占總人口的比例來計算的。但是，考慮到數(shù)據的可獲得性(城鎮(zhèn)人口和農村人口數(shù)據的數(shù)據無法全部找到)，因此，本文將采用方法二，即采用非農業(yè)人口占比(URB)來衡量城市化水平。這樣就可以用非農業(yè)人口代替城鎮(zhèn)人口，用農業(yè)人口代替農村人口，而非農業(yè)人口和農業(yè)人口我們很容易獲取。

3．城鄉(xiāng)收入差距

城鄉(xiāng)收入差距是伴隨著經濟發(fā)展而普遍存在的經濟現(xiàn)象和社會現(xiàn)象。在現(xiàn)有文獻中，衡量城鄉(xiāng)收入差距的主要工具有基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)等。通常情況下，基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)由于其側重點的不同而各具優(yōu)勢，例如前者對中間階層的收入變動較為敏感，而后者則對兩端的收入變動較為敏感?？紤]到我國城鄉(xiāng)收入差距主要體現(xiàn)在兩端的變化，且基尼系數(shù)較之泰爾指數(shù)而言不能很好的反映出城鄉(xiāng)人口所占比重情況，從而不能全面的體現(xiàn)出我國的城鄉(xiāng)收入差距(王少平和歐陽志剛，2007)，故本文中將采用泰爾系數(shù)作為衡量長三角城鄉(xiāng)收入差距的指標。用Tit表示泰爾系數(shù)，其計算公式如下:

其中，t表示時期，i表示第i個橫截單元，即不同的省市。當j=1時表示城鎮(zhèn);當j=2時表示農村。當j=1時，zij表示i地區(qū)城鎮(zhèn)人口數(shù)量，pij表示i地區(qū)城鎮(zhèn)總收入;當j=2時，zij表示i地區(qū)農村人口數(shù)量，pij表示i地區(qū)農村總收入。zi和pi則分別表示地區(qū)總人口和地區(qū)總收入。

(二)數(shù)據說明

1．數(shù)據來源

本文采用2002～2013年間長三角地區(qū)的樣本數(shù)據，除人口外其他原始數(shù)據均來自三省市相應年份的統(tǒng)計年鑒。由于地區(qū)統(tǒng)計年鑒和《中國人口統(tǒng)計年鑒》中不包含城鎮(zhèn)人口和農村人口所有年份的數(shù)據，因此，本文在考慮數(shù)據可得性時，首先將長三角地區(qū)由原來的十六市擴大為整個二省一市，即江蘇省、浙江省和上海市;其次，我們用非農業(yè)人口代替城鎮(zhèn)人口，用農業(yè)人口代替農村人口。同時，本文中采用的PGDP為GDP與戶籍人口之比，而非與常住人口之比。并以2002年為基期，運用相應年份的居民消費者物價指數(shù)進行處理。

2．指標描述

由于長三角地區(qū)及各省市之間的經濟發(fā)展程度、資源環(huán)境、產業(yè)結構以及農民收入水平及增長的差異性，本文將先對各考量指標進行相關描述。從表1中可以看出三省市城市化水平均呈現(xiàn)出提高的趨勢，其中上海的城市化水平最高，量階段均超高了80%;江蘇省次之，但在第二階段(2008～2013年)時超過了50%;浙江省城市化水平較低。近十年來，三省市城鄉(xiāng)收入差距總體上頁呈現(xiàn)出上升的趨勢，其中上海市和江蘇省的城鄉(xiāng)收入差距相對較大，而浙江省的城鄉(xiāng)收入差距則相對較小。近十年間，三省市PGDP也在不斷增加，其中江蘇省PGDP相對較高，浙江省PGDP相對較低。

表1 不同地區(qū)各指標變化趨勢

為了從整體上更好的反映出長三角地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距變化的情況，我們計算2002～2013年間長三角地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距數(shù)據，并將其繪制成圖1。從圖1中可以看出，長三角地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距總體來說呈上升趨勢，但具有波動性，即呈“W”型上升。在2002～2007年間，長三角地區(qū)的泰爾系數(shù)平均為0.092，在2008～2013年間時平均為0.145 3。也就是2002～2013年間，長三角地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距在不斷擴大。

(三)研究方法

為了避免由于數(shù)據問題造成的“偽回歸”，本文在進行實證分析之前先對面板數(shù)據進行了單位根檢驗;接下來，為了考察長三角地區(qū)城市化、城鄉(xiāng)收入差距之間以及經濟增長之間是否存在長期均衡關系，本文再對所選變量做了協(xié)整關系檢驗;最后，為了進一步考察上述變量之間的動態(tài)調節(jié)關系，我們對面板協(xié)整模型進行了估計。在進行實證研究時，本文主要運用stata12.0進行相關數(shù)據統(tǒng)計分析。

三、面板協(xié)整模型的估計與檢驗

(一)面板數(shù)據的單位根檢驗

前文提到在進行實證分析前，我們首先對數(shù)據(已進行對數(shù)化處理)的平穩(wěn)性進行了檢驗。本文采用了3種檢驗形式，分別對泰爾系數(shù)(lnTL)、城市化水平(lnURB)以及人均GDP(lnPGDP)進行了單位根檢驗，結果見表2。

圖1 長三角地區(qū)2002－2013年間城鄉(xiāng)收入差距(泰爾指數(shù))

表2 面板單位根檢驗

由表2可知，在5%的顯著性水平下，lnTL、lnURB以及l(fā)nPGDP均不能通過顯著性檢驗，即3個變量均存在單位根，說明這3個變量均是不平穩(wěn)的。為了得到平穩(wěn)變量，我們對這些變量先進行一階差分，然后再對差分后的變量進行單位根檢驗。結果表明，各變量均在1%的顯著性水平下通過檢驗，說明各變量均為一階單整I(1)序列。

(二)面板數(shù)據的協(xié)整關系檢驗

由上節(jié)面板數(shù)據的單位根檢驗可知，各變量都滿足一階單整的充分條件，并且還滿足協(xié)整的必要條件。因此，接下來我們將對面板數(shù)據進行協(xié)整檢驗，本文采用的協(xié)整檢驗方法主要有Pedroni檢驗(2000，2004)和 Kao檢驗(2000)。

在對面板數(shù)據進行協(xié)整檢驗時，我們將采用4個組內統(tǒng)計量和3個組間統(tǒng)計量用以對3組變量(lnTL，lnURB和 lnPGDP;lnTL和 lnURB;lnTL和lnPGDP)的殘差進行平穩(wěn)性檢驗(Pedroni，1999)。表3為面板協(xié)整檢驗的結果，觀察表3可知，Pedroni檢驗中效果最好的是ADF檢驗(3組變量均在1%的顯著性水平下通過檢驗)，而效果最差的是Panel v和Group rho檢驗(前者(i)未通過至少10%的顯著性檢驗;后者3組變量均未通過顯著性檢驗)，該結果與Pedroni(1999)驗證的結果無異。并且，Kao檢驗中3組變量均通過了1%的顯著性檢驗，說明3組變量之間均存在著長期協(xié)整關系。因此，在本文中我們將采用ADF值。

表3 面板協(xié)整檢驗結果

(三)面板協(xié)整方程的估計

在進行城市化對城鄉(xiāng)收入差距之間的影響關系，以及城鄉(xiāng)收入差距對經濟增長之間的影響關系的研究時，我們采用了面板協(xié)整方程，具體方程形式如下:

其中，i=1，2，…，N，表示不同的地區(qū)，本文中的N=4，指上海市、江蘇省、浙江省和整個長三角地區(qū)這四個地區(qū);t表示不同的年份。βit在方程(2)和方程(3)中分別表示城市化水平的相對變化引致的城鄉(xiāng)收入差距變化以及城鄉(xiāng)收入差距的相對變化引致的經濟增長變化。接下來，本文將采用2000年由Kao和Chiang提出的DOLS對上述兩方程進行估計，估計結果見表4。

由表4可知，長三角、上海市、江蘇省和浙江省各自系數(shù)(方程(2)和方程(3)中的系數(shù))均通過較高水平的顯著性檢驗。同時，還可以得到以下結論。

表4 各區(qū)域協(xié)整方程估計結果

第一，從方程(2)來看，上海市城市化水平的提高對城鄉(xiāng)收入差距的縮小起到反向作用;而江蘇省和浙江省則相反，其城市化水平的提高對城鄉(xiāng)收入差距的縮小發(fā)揮積極作用。出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因在于，雖然城市化能夠對縮小城市差距具有一定的推動作用，但是，在一些特殊的情況下也可能阻礙城鄉(xiāng)收入差距的縮小(陸銘、陳釗，2004)。究其原因，一方面是因為在城鄉(xiāng)二元經濟結構中，只要城鄉(xiāng)之間存在收入差距，這種差距就會促使勞動力在城鄉(xiāng)之間流動，使得農村大量的勞動力流向城市，從而使得城鄉(xiāng)收入差距通過要素報酬均等化的形式得以減小。也就是說，大量農村剩余勞動力流向城市，不僅能夠從整體上提高農村收入水平，還可以提高整個社會的勞動生產率;同時，勞動力流向城市使得城市勞動供給明顯增加，導致城市勞動力市場的競爭力度加大，從而城市勞動力的工資將相應的下降。由此可知，從能夠獲取要素報酬的勞動力的流動來看，加速城市化進程能夠促進勞動力的自由流動，從而對縮小城鄉(xiāng)收入差距能夠發(fā)揮積極的“正面效應”。另一方面，自改革開放以來，大多數(shù)轉為城鎮(zhèn)居民的農村居民都較為富裕，繼續(xù)留在農村的居民則相對貧窮，從而使得農村收入水平的整體下降，城鄉(xiāng)收入差距的進一步擴大。因此，城市化水平的提高將對縮小城鄉(xiāng)收入差距起到“負面效應”。具體而言，城市化水平到底對縮小城鄉(xiāng)收入差距起到“正面效應”還是“負面效應”還要看這兩方面效應的相互作用結果。從長三角地區(qū)三省市實證結果來看，上海市和長三角地區(qū)城市化水平的提高縮小了城鄉(xiāng)收入差距，而江蘇省和浙江省城市化水平的提高加速擴大了城鄉(xiāng)收入差距。造成這種現(xiàn)象的原因可能是由于上海市城市化水平整體較高(已超過80%)，且繼續(xù)提高的幅度相對較小;而江蘇省和浙江省則相反，其城市化水平整體相對較低，且提高的幅度相對較大。相對而言，由更大比例的農村居民轉為城鎮(zhèn)居民所帶來的“負面效應”將會遠遠大于其帶來的“正面效應”。

第二，從方程(3)來看，整個長三角地區(qū)、上海市和江蘇省城鄉(xiāng)收入差距的擴大將對各地區(qū)的經濟增長造成負面影響;與之不同的是，浙江省城鄉(xiāng)收入差距的擴大在一定范圍內將會對其自身經濟增長發(fā)揮“正面效應”。究其原因，我們可以利用Calor和Moav的研究結論來進行解釋。Calor和Moav(2004)認為，在經濟發(fā)展早期或處于較低水平時，推動經濟發(fā)展的主要動力是物質資本積累。相反，隨著經濟的不斷發(fā)展，在經濟達到較高水平時，推動經濟發(fā)展的主要動力也相應地發(fā)生了變化，即由物質資本積累轉變成了人力資本。也就是說，當經濟處于較低水平時，收入差距的擴大能夠促進物質資本積累，從而有利于經濟增長;當經濟處于較高水平時，收入差距的擴大使得收入分配嚴重失調，從而大大降低低收入者進行人力資本投資的積極性，進而阻礙經濟增長［18］。從表1中可以看出，上海市和江蘇省的經濟相對來說處于較高的水平，而浙江省的經濟相對來說處于較低的水平。因此，浙江省城鄉(xiāng)收入差距的擴大可以通過刺激物質資本的積累來促進經濟增長;而上海市和江蘇省城鄉(xiāng)收入差距的擴大將會抑制人力資本的投入，從而阻礙經濟增長。這種結果在一定程度上說明，當?shù)貐^(qū)經濟處于發(fā)展早期或處于一個較低的水平時，可以通過鼓勵一部分人先富起來，擴大城鄉(xiāng)收入差距，從而促進經濟增長。但是，這種政策具有一定的局限性。因為，在城鄉(xiāng)收入擴大的同時，我們不得不考慮到占比較大的貧窮人群。此時，這些貧窮人群較之富裕人群面臨著更多的信貸約束，使得他們的投資生產積極性大大降低，從而進一步的拉大了城鄉(xiāng)收入差距，導致經濟增長受阻。

王少平，歐陽志剛(2007)［20］、曹裕(2010)［18］等均以全國29個省市(其中將重慶市并入四川省，且未考慮西藏自治區(qū))面板數(shù)據為研究樣本，分別考察了1979～2004年和1987～2006年間我國城鄉(xiāng)收入差距與經濟增長之間的長期發(fā)展關系。研究結果均得出兩者之間并非簡單的線性關系，而應該根據我國經濟發(fā)展階段以及城鄉(xiāng)收入差距水平分情況討論。這是由于我國經濟發(fā)展的不平衡以及我國各地區(qū)的經濟背景、自然資源、歷史背景和制度背景等的差異性造成的。本文以長三角地區(qū)三省市面板數(shù)據為樣本進行研究，研究結果也符合這一結論。即，長三角地區(qū)、上海市和江蘇省城鄉(xiāng)收入差距的擴大對經濟增長起到負面影響，而浙江省則恰恰相反。

四、結論及政策建議

本文采用泰爾指數(shù)對長三角地區(qū)2002～2013年間城鄉(xiāng)收入差距進行了度量，同時，建立面板協(xié)整模型比較分析了長三角地區(qū)及其所轄三省市各自內部的城市化水平、城鄉(xiāng)收入差距和經濟增長之間的長期發(fā)展關系。研究結論如下。

從長三角地區(qū)泰爾指數(shù)上看，其城鄉(xiāng)收入差距曲線呈“W”型上升。泰爾指數(shù)值從2002年的0.078下降到2003年的0.069，然后再經歷較長時間的上升期，直到2008年，再由2008年的0.135下降到2009年的0.125，最后再上升到2013年的0.162。同時，在2002～2007年間，長三角地區(qū)的泰爾指數(shù)平均為0.092，在2008～2013年間時平均為0.145 3。也就是說2002～2013年間，長三角地區(qū)泰爾指數(shù)整體上呈現(xiàn)出上升趨勢，即城鄉(xiāng)收入差距在不斷擴大。

長三角地區(qū)及其所轄三省市城市化與城鄉(xiāng)收入差距之間存在長期協(xié)整關系。從長三角地區(qū)整體來看，加快推進城市化進程能夠對縮小城鄉(xiāng)收入差距起到顯著的積極作用。但從三省市分別來看，其影響則具有差異性:上海市如長三角地區(qū)一樣表現(xiàn)出積極地促進作用，而江蘇省和浙江省則背道而馳。即，在一定范圍內，江蘇省和浙江省兩省為了縮小城鄉(xiāng)收入差距而加速城市化進程的政策是不可行的。出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因主要是因為長三角地區(qū)仍然實行的是城鄉(xiāng)分割的戶籍制度，使得富有的人成為了城鎮(zhèn)居民，而貧窮的人則仍留在農村，這就造成了城市化對城鄉(xiāng)收入差距既具有“正面效應”，又具有負面效應。

長三角地區(qū)及其所轄三省市城鄉(xiāng)收入差距與經濟增長之間同樣也存在長期協(xié)整關系。從整個長三角地區(qū)、上海市以及江蘇省來看，城鄉(xiāng)收入差距的擴大不利于經濟增長;而從浙江省來看，城鄉(xiāng)收入差距的擴大則對經濟增長發(fā)揮積極作用。也就是說，從短期考慮，城鄉(xiāng)收入差距的擴大在一定范圍內能夠對經濟增長發(fā)揮積極作用。但從長期來看，城鄉(xiāng)差距的持續(xù)擴大將會阻礙經濟增長。

因此，針對本文的研究結果發(fā)現(xiàn)，為了加快城市化進程，改革戶籍制度已經勢在必行。因為，長三角地區(qū)在推進城市化建設過程中，戶籍制度在一定程度上阻礙了人力資源的流動，使得長三角地區(qū)出現(xiàn)城市化水平仍不高，且城鄉(xiāng)收入差距仍過大的問題。同時，消除城鄉(xiāng)分割的二元經濟結構，短期內可以將農民收入的提高作為著力點，促進農村勞動力向城鎮(zhèn)流動;長期內則考慮農村人力資本投資與培養(yǎng)，從根本上縮小城鄉(xiāng)收入差距，從而實現(xiàn)經濟的可持續(xù)發(fā)展。

［1］Robert E，Lucas J．On the Mechanics of Economic Development［J］．Journal of Monetary Economics，1988，(22):3 －42．

［2］阮楊，陸銘，陳釗．經濟轉型中的就業(yè)重構與收入分配［J］．管理世界，2002，(11):50－56．

［3］陸銘，陳釗．城市化、城市傾向的經濟政策與城鄉(xiāng)收入差距［J］．經濟研究，2004，(6):50－58．

［4］郭劍雄．人力資本、生育率與城鄉(xiāng)收入差距的收斂［J］．中國社會科學，2005，(3):27－37．

［5］陳永清．中國城鄉(xiāng)居民收入差距演變的路徑及原因分析［J］．經濟評論，2006，(4):49－53．

［6］孫敬水，張周靜．人力資本對城鄉(xiāng)收入差距及其收斂性的影響——基于我國省際面板數(shù)據分析［J］．農業(yè)技術經濟，2010，(9):105－113．

［7］陳宗勝．經濟發(fā)展中的收入分配［M］．上海:上海人民出版社，1994．

［8］蔡昉，都陽，王美艷．戶籍制度與勞動力市場保護［J］．經濟研究，2001，(12):41－49．

［9］喻曉東．城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴大的原因和解決途徑［J］．農村經濟，2006，(6):46－49．

［10］梅迪，周虹．我國城鄉(xiāng)收入差距的主要影響因素及對策［J］．遼寧大學學報:哲學社會科學版，2007，35(1):133－136．

［11］田新民，王少國，楊永恒．城鄉(xiāng)收入差距變動及其對經濟效率的影響［J］．經濟研究，2009，(7):107－118．

［12］李秉坤，趙研博．我國居民收入分配差距懸殊的成因及對策［J］．商業(yè)經濟，2010，363(23):1－2．

［13］Barro R J．Economic Growth in a Cross Section of Countries［J］．Quarterly Journal Of Economics，1991，(106):407 －444．

［14］Barro R J．Deteminants of Economic Growth:A cross ＆ Country Empirical Study［M］．Cambridge MA:MIT Press，1997．

［15］Barro R J．Inequality and Growth in a Panel of Counties［J］．Journal of Economic Growth，2000，(5):5 －32．

［16］Alesina Albert，Dani Rodrik．Distributive Politics and Economic Growth［J］．Quarterly Journal of Economics，1994，109(2):465－490．

［17］Galor O，Moav O．From Physical to Human Capital Accumulation:Inequality in the Process of Development［J］．Review of E-conomic Studies，2004，71(4):1001 －1026．

［18］曹裕，陳曉紅，馬躍如．城市化、城鄉(xiāng)收入差距與經濟增長——基于我國省級面板數(shù)據的實證研究［J］．統(tǒng)計研究，2010，27(3):29－36．

［19］陳銳，劉小二．城鄉(xiāng)收入差距與經濟增長的非線性關系研究——基于面板門限模型［J］．金融發(fā)展評論，2012，(11):147－158．

［20］王少平，歐陽志剛．我國城鄉(xiāng)收入差距的度量及其對經濟增長的效應［J］．經濟研究，2007，(10):44－54．