周小余

（中國農(nóng)業(yè)大學，北京 100083）

一、引言

改革開放以來，我國的經(jīng)濟建設取得了突飛猛進的進展，城鄉(xiāng)居民生活水平也逐年提高。然而在我國經(jīng)濟高速增長的同時面臨著較多的問題，我國的城鄉(xiāng)收入差距問題仍然存在。中國社會科學院城市發(fā)展境研究所發(fā)布的《中國城市發(fā)展報告N0.4聚焦民生》[38]顯示，從改革開放至今，我國的城鄉(xiāng)收入差距經(jīng)歷了一個“U”字形發(fā)展路徑。據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示①國家統(tǒng)計局.中國統(tǒng)計年鑒，1978—2018年，我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入從343.4元增長到39250.8元，擴大了114倍，農(nóng)村居民人均純收入從133.6元增長到 14617.0元，擴大了109倍，城鄉(xiāng)收入差距比也從1978年的2.57∶1 提高到2018年的2.69∶1。我國城鄉(xiāng)收入差距在2009達到最大為3.28倍，到2010年城鄉(xiāng)收入差距開始縮減并在2014之后保持在2.7倍左右，但城鄉(xiāng)收入差距仍有懸殊。

城鄉(xiāng)收入差距的擴大使得社會公平問題逐步上升為突出的問題，成為制約我國經(jīng)濟健康持續(xù)發(fā)展的一個重大問題。從基尼系數(shù)來看，我國的基尼系數(shù)一直在0.4-0.5之間徘徊，超過了0.4的國際公認警戒線，成為世界上收入不平等程度較為嚴重的國家之一。黨的十八大報告②《十八大報告》 http://www.wenming.cn/djw/gcsy/zywj/201305/t20130524_1248116.shtml指出，城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距和居民收入分配差距依然較大，要加大統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展力度，增強農(nóng)村發(fā)展活力，逐步縮小城鄉(xiāng)差距，促進城鄉(xiāng)共同繁榮。因此，研究城鄉(xiāng)居民收入差距具有重要的現(xiàn)實意義。

本文在借鑒已有研究成果的基礎上，擬開展城市化、經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響?；诂F(xiàn)有影響城鄉(xiāng)收入差距因素的研究，影響因素主要有政策、經(jīng)濟、城市化、金融、人力資本等因素。本文將對這五大因素展開分析，并著重研究城市化與經(jīng)濟這兩大因素，利用中國31個省、市、自治區(qū)2002年~2018年的省級面板數(shù)據(jù)，通過隨機效應模型，分析、研究、總結城市化、經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響，以期為我國縮小城鄉(xiāng)收入差距，促進經(jīng)濟良好發(fā)展提供一些借鑒及參考。

二、文獻綜述

關于我國城鄉(xiāng)收入差距的理論和實證研究較多，這些研究基于不同的研究假設和研究方法， 得出了不同的結論，影響城鄉(xiāng)收入差距的因素主要可分為五大類：政策因素、經(jīng)濟因素、城市化因素、金融因素、人力資本因素。

（一）政策因素

在政策因素方面，學者們研究了不同類型的政策，對城鄉(xiāng)收入差距的影響各不相同，政策因素中包含了國家的發(fā)展戰(zhàn)略，尤其是產(chǎn)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略。陳斌開和林毅夫（2013）基于1978—2008年中國29省市自治區(qū)的縱列數(shù)據(jù)樣本研究提出重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展的戰(zhàn)略導致城鄉(xiāng)收入差距擴大[2]。Lin and Chen（2011）也在研究中提出重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略帶來了更大的城鄉(xiāng)收入差距[36]。穆懷中和吳鵬（2016）選取1984年到2014年的數(shù)據(jù)，研究了城鄉(xiāng)收入差距、城鎮(zhèn)化水平以及產(chǎn)業(yè)結構間的關系，研究認為產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整與城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)“倒U型”關系，產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化指標達到0.6390到0.7836時，城鄉(xiāng)收入差距出現(xiàn)縮小趨勢[15]。王偉（2014）選取了1996-2011年江蘇省13 市數(shù)據(jù)為研究對象，結合固定效應模型進行探究，得出工業(yè)化政策即第一產(chǎn)業(yè)占比對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響為負[21]。張志新等（2020）基于2005-2018年中國31個省份面板數(shù)據(jù)，運用PVAR模型，研究得出城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距均表現(xiàn)出負向影響，且在中部地區(qū)表現(xiàn)為“U型”的負向關系[32]。吳波虹（2020）利用2009-2017年江蘇13市區(qū)的數(shù)據(jù)進行實證研究，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)收入的絕對差距是江蘇第二和第三產(chǎn)業(yè)結構的格蘭杰原因，并且存在正相關性；第三產(chǎn)業(yè)結構是城鄉(xiāng)收入差距比值的單向格蘭杰因果關系，并呈負相關[24]。

（二） 經(jīng)濟因素

在經(jīng)濟因素方面，大部分學者都得出了經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距呈正相關的結論。景斌強（2019）基于固定效應模型，對2007-2016年我國省級面板數(shù)據(jù)進行回歸分析，得出從短期來看經(jīng)濟增長拉大了城鄉(xiāng)收入差距，而從長期來看，經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距之間存在倒U型關系，但是這種關系還不明顯[7]。楊虹和張柯（2020）以云南省為研究對象，選取2011—2017年的面板數(shù)據(jù)，通過Panel－var模型研究普惠金融發(fā)展、經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距之間的關系，研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距之間并無格蘭杰關系，但是經(jīng)濟增長與普惠金融發(fā)展二者并存對城鄉(xiāng)收入差距有擴大作用[25]。鄭興無和田圓（2015）利用河南省1978—2012年數(shù)據(jù)，并建立向量自回歸模型進行實證研究，得出經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距互為格蘭杰因果關系，經(jīng)濟增長促進了城鄉(xiāng)收入差距擴大的結論[34]。鄭萬吉和葉阿忠（2015）基于半?yún)?shù)空間面板基于半?yún)?shù)空間面板VAR模型研究得出經(jīng)濟增長會加劇整個區(qū)域的城鄉(xiāng)收入差距[33]。李憲?。?011）選取了1978-2009年的數(shù)據(jù)，采用向量自回歸模型、脈沖響應函數(shù)和方差分解和 Granger因果關系檢驗研究方法進行研究，研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)收入差距的擴大產(chǎn)生了正的影響，并且是長期的，但是城鄉(xiāng)收入差距的擴大對經(jīng)濟增長存在制約作用[9]。但Ravallion and Chen（2005）研究認為中國的城鄉(xiāng)差距主要歸結于經(jīng)濟增長模式，而第一產(chǎn)業(yè)的增長極大地降低了城鄉(xiāng)收入差距[37]。

（三）城市化因素

在城市化因素方面，學者們就城市化率對城鄉(xiāng)收入差距的影響至今沒有一致的結論。余菊和劉新（2014）采用了30個省市區(qū)1997—2011年的面板數(shù)據(jù)，結合個體固定效應模型研究得出就全國整體和大部分省份而言，城市化率與城鄉(xiāng)收入差距正相關的結論[29]。程開明和李金昌（2007）對1978—2004年的時序數(shù)據(jù)進行計量分析得出城市化是造成城鄉(xiāng)收入差距擴大的原因，城市化對城鄉(xiāng)差距擴大產(chǎn)生正向沖擊[4]。但孫永強和巫和懋（2012）采用2000—2008年31個省、自治區(qū)、直轄市的面板數(shù)據(jù)，綜合運用靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型和動態(tài)面板GMM方法進行研究，分析得出城市化與城鄉(xiāng)收入差距呈負相關，城市化進程將縮小城鄉(xiāng)居民收入差距[18]。同時孫永強（2012）運用1980—2009年的數(shù)據(jù)研究得出城市化有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距的結論[19]。而楊森平等（2015）通過運用1995—2012年31個省份的數(shù)據(jù)得出我國城鄉(xiāng)收入差距與城鎮(zhèn)化率的倒U關系的結論[26]。王建康（2015）等選取2002—2012年我國30個省（市、自治區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，通過構建空間計量模型，也研究得出城市化進程對城鄉(xiāng)收入差距的影響有正有負[20]。

（四）金融因素

在金融因素方面，金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在不確定性。劉玉光等（2013）利用1978—2008年的中國省際面板數(shù)據(jù)分析得出金融發(fā)展發(fā)揮著拉大城鄉(xiāng)收入差距的作用[11]。張英麗和楊正勇（2018）通過1978—2016年的數(shù)據(jù)進行計量分析也得出金融發(fā)展會加大城鄉(xiāng)收入差距，且金融發(fā)展比城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響更大[31]。但是陳志剛和師文明（2008）運用1990—2004年中國分省面板的數(shù)據(jù)進行實證分析得出金融發(fā)展縮小了城鄉(xiāng)收入差距[3]?？钻虾完愔緞偅?010）基于湖北省1978-2007年數(shù)據(jù)進行回歸也得金融規(guī)模的擴張縮小湖北省城鄉(xiāng)居民收入差距[8]。而馬綽欣和田茂再（2016）運用面板數(shù)據(jù)聚類分析和分位回歸方法研究得出我國大部分地區(qū)的金融發(fā)展會加劇城鄉(xiāng)收入差距的擴大，當城鄉(xiāng)收入差距從高分位點變動到低分位點時，部分省份甚至具有金融發(fā)展抑制城鄉(xiāng)收入差距擴大的效應[14]。Greenwood and Jovanovic（1990）研究提出金融發(fā)展與收入分配之間呈現(xiàn)出倒U字形關系[35]。

（五）人力資本因素

在人力資本因素方面，人力資本對城鄉(xiāng)收入差距影響具有多樣性。溫濤等（2014）選取中國西部地區(qū)40個區(qū)縣2001—2011 年的數(shù)據(jù)，通過建立面板數(shù)據(jù)模型分析得出人力資本投入的增加有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，但存在著明顯的區(qū)域性差異[23]。然而張偉和陶士貴（2014）運用1990~2011年的數(shù)據(jù)，構建計量模型，分析得出人力資本差距會加劇城鄉(xiāng)收入差距[30]。同時胡志高等（2018）將農(nóng)村人力資本轉移的效應分為水平效應、自溢出效應和逆溢出效應，研究認為人力資本從農(nóng)村流入城市的總效應會擴大城鄉(xiāng)收入差距，分效應中的自溢出效應能夠增加城鄉(xiāng)居民收入，而水平效應卻會縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，逆溢出效應對城鄉(xiāng)收入差距的擴大具有一定緩和作用[6]。劉那日蘇和張建江（2020）基于中國2006—2017年的省際面板數(shù)研究提出資源依賴通過人力資本這一中介變量間接擴大城鄉(xiāng)收入差距據(jù)[10]。鈔小靜和沈坤榮（2014）運用我國1995—2012年的省級面板數(shù)據(jù)，并采用三階段最小二乘法，研究發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距過大會導致初始財富水平較低的農(nóng)村居民無法進行人力資本投資，從而制約勞動力質(zhì)量的提高，城鄉(xiāng)收入差距通過 勞動力質(zhì)量影響中國的長期經(jīng)濟增長[1]。高遠東和張娜（2015）采用1997－2012年中國31個省區(qū)的省域面板數(shù)據(jù)，運用面板VAR方法進行分析，研究得出長期而言，城鎮(zhèn)化發(fā)展可促進農(nóng)村人力資本水平的相對提高，導致城鄉(xiāng)人力資本差距縮小，間接促進城鄉(xiāng)居民收入差距的縮減[5]。

（六）文獻評述

總體看來，我國城鄉(xiāng)收入差距所受影響因素復雜，且同一因素帶來的影響具有很大的不確定性，每一個因素對各個區(qū)域的影響程度也有所不同，關于城鄉(xiāng)收入差距的影響因素研究十分豐富，但本文的數(shù)據(jù)更新且年份跨度大，有一定的研究價值?；诖耍疚臄M用泰爾指數(shù)作為城鄉(xiāng)收入差距的衡量指標，采取2002-2018全國34個省、市、自治區(qū)的省際面板數(shù)據(jù)，通過隨機效應模型，對學術界研究的五大因素對城鄉(xiāng)收入差距的影響情況進行分析，并重點探究城市化與經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響，希望為我國治理城鄉(xiāng)收入差距問題提供有力的政策建議。

三、理論分析

（一）城鄉(xiāng)收入差距與城市化率

在劉易斯二元結構中，傳統(tǒng)部門存在大量的剩余勞動力，現(xiàn)代工業(yè)部門工資高于生存工資，吸引大量剩余勞動力進入工業(yè)部門，而工業(yè)部門規(guī)模隨著生產(chǎn)發(fā)展和資本積累不斷擴大，更多的農(nóng)村剩余勞動力被雇傭，勞動力從傳統(tǒng)部門不斷流向工業(yè)部門，直到農(nóng)業(yè)部門中的剩余勞動力最終消失在二元經(jīng)濟中。陸銘和陳釗（2004）在研究中提到城市化對縮小城鄉(xiāng)收入差距可能有積極作用，一方面，城市勞動供給的增加會加大城市勞動力市場的競爭，城市勞動力工資降低；另一方面，農(nóng)村勞動力向城市流動將減少農(nóng)村剩余勞動力，提高農(nóng)村的勞動生產(chǎn)率和收入水平，二者共同作用縮小城鄉(xiāng)收入差距[13]。所以綜上分析，由于城市化進程，城市不斷吸收來自農(nóng)村的剩余勞動力，城市就業(yè)市場對勞動力需求不變的情況下，城市勞動力供給增多，城市工資水平下降，而剩余勞動力遷移到城市，并不會減少農(nóng)村的生產(chǎn)，反而會提高農(nóng)村勞動力的生產(chǎn)率，由此促進城鄉(xiāng)收入差距減少?；谝陨戏治鎏岢黾僭O1，城市化率的提高減少了城鄉(xiāng)收入差距。

（二）城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟發(fā)展水平

1955年，庫茲涅茨基于對部分發(fā)達國家收入差距變動趨勢的研究，提出了經(jīng)濟增長與收入分配差距關系的倒“U”型假說，即在經(jīng)濟發(fā)展的早期城鄉(xiāng)收入差距會隨著經(jīng)濟發(fā)展會擴大，其后，隨著經(jīng)濟的持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展，城鄉(xiāng)收入差距會經(jīng)歷一段相對平穩(wěn)的時期；但隨著經(jīng)濟不斷增長，城鄉(xiāng)兩部門間的收入差距最終會逐漸縮小。庫茲涅茨曲線是基于發(fā)達國家的研究，許多學者利用國內(nèi)數(shù)據(jù)也展開了經(jīng)濟發(fā)展水平對我國城鄉(xiāng)收入差距的影響研究，景斌強（2019）采用2007-2016年我國省級面板數(shù)據(jù)研究提出由于城市地區(qū)發(fā)展面臨著更好的環(huán)境，擁有更多就業(yè)機會，城市居民工作技能更高，且城市集聚帶來了巨大的規(guī)模經(jīng)濟效應，因此城鄉(xiāng)收入差距越來越大[7]?；谏鲜龇治霭l(fā)現(xiàn)在2007年至2016年我國已經(jīng)步入了庫茲涅茨拐點之后，而本文研究的是2002~2018年經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響，所以提出假設2，經(jīng)濟增長有利于降低城鄉(xiāng)收入差距。

（三）城鄉(xiāng)收入差距與其他因素

在與產(chǎn)業(yè)結構方面，配第—克拉克定理表明，隨著經(jīng)濟的發(fā)展，第一次產(chǎn)業(yè)國民收入和勞動力的相對比重逐漸下降；第二次產(chǎn)業(yè)國民收入和勞動力的相對比重上升，經(jīng)濟進一步發(fā)展，第三次產(chǎn)業(yè)國民收入和勞動力的相對比重也開始上升?；诖?，產(chǎn)業(yè)結構在不斷經(jīng)濟發(fā)展階段，呈現(xiàn)出不同的結構，隨著技術進步，產(chǎn)業(yè)結構會不斷向二、三產(chǎn)業(yè)偏移，使得第一產(chǎn)業(yè)的剩余勞動力向第二、三產(chǎn)業(yè)大量轉移，而一般來說，在產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的過程中農(nóng)民收入會有所提高，城鄉(xiāng)居民收入差距減小。

在與金融發(fā)展水平方面，葉志強等（2011）提到從金融發(fā)展的廣度出發(fā)，金融發(fā)展使更多人獲得金融方面的服務，將會增加低收入者的經(jīng)濟機會從而減少代際間收入不平等，而從金融發(fā)展的深度出發(fā)，金融發(fā)展意味著為那些已使用金融服務的客戶（通常是高收入者）提供更為周全的服務，這將有利于高收入者收入的增長從而擴大居民收入差距[28]?；谝陨戏治?，初步認為金融發(fā)展將有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，雖然金融發(fā)展將促進高收入人群的收入增加，但值得注意的是他同時也為低收入人群提供了增加收入的途徑，且隨著小額信貸、普惠金融的日益發(fā)展，開發(fā)了眾多有利于農(nóng)村發(fā)展的金融產(chǎn)品，所以隨著金融發(fā)展，整體將會縮小城鄉(xiāng)收入差距。

在與人力資本水平方面，舒爾茨和貝克爾創(chuàng)立了人力資本理論，該理論認為人力資本是投資于并體現(xiàn)在人身上的資本，是勞動者接受教育、職業(yè)培訓等方面的支出成本及其機會成本的總和，它以勞動者的知識程度、技術水平、勞動和管理技能以及健康素質(zhì)來表示，是這些方面價值的存量總和。舒爾茨認為人力資本的投資，人們受教育水平的普遍提高是增加個人收入和縮小個人收入差距的根本原因。因為通過教育和培訓，可以增加人們的知識，提高人們的工作技能，繼而可以提高勞動生產(chǎn)率，從而能增加個人的收入。所以綜上人力資本水平越高，獲得高收入的可能性越大，反之，獲得高收入的可能性越低。然而，城鄉(xiāng)居民的受教育程度的差異，帶來人力資本水平的差異，必然會造成城鄉(xiāng)居民收入差距的擴大。

四、實證分析

（一）變量選擇

前文已歸納出五大影響城鄉(xiāng)收入差距的因素：政策因素、經(jīng)濟因素、城市化因素、金融 因素和人力資本因素。但現(xiàn)有研究大多只研究其中的一種或兩種因素對城鄉(xiāng)收入差距的影響，本文擬綜合考慮這五大因素，分別選取代表性指標考察其對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

城鄉(xiāng)收入差距：借鑒聶高輝和宋璐（2020）在研究城鎮(zhèn)化、基礎設施投資與城鄉(xiāng)收入差距關系中用泰爾指數(shù)衡量中國城鄉(xiāng)居民收入差距[16]，本文也采用泰爾指數(shù)衡量城鄉(xiāng)收入差距，泰爾指數(shù)不但反映中國城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構的現(xiàn)實背景 ，而且考慮了中國農(nóng)村人口占較大比重的情況，因此能夠更真實地反映中國的城鄉(xiāng)居民收入差距。泰爾指數(shù)公式如下：

政策因素：借鑒龍海明等（2015）在城鄉(xiāng)收入差距的區(qū) 域差異性研究中，將產(chǎn)業(yè)結構作為政策因素的衡量指標[12]，本文也選擇產(chǎn)業(yè)結構情況作為政策因素的代表性指標。

經(jīng)濟因素：借鑒王子敏（2011）在城市化與城鄉(xiāng)收入差距的研究中，以人均GDP作為衡量經(jīng)濟發(fā)展水平的指標[22]，因此，本文也選用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值來代表經(jīng)濟因素。

城市化因素：借鑒姚耀軍（2005）研究金融發(fā)展、 城市化與城鄉(xiāng)收入差距時，城市化水平用城鎮(zhèn)人口占總人口的比重來衡量[27]，本文也選用城鎮(zhèn)人口與總人口之比代表城市化因素。

金融因素：借鑒孫永強和萬玉琳（2011）在研究金融發(fā)展、對外開放與城鄉(xiāng)居民收入差距時選用金融相關率代表金融發(fā)展水平[17]，本文也以金融相關率，即各地區(qū)金融機構存貸款余額占GDP比重來代表金融因素。

人力資本因素：王建康等（2015）在研究城市化進程對城鄉(xiāng)收入差距的溢出效應時，采取各地區(qū)萬人在校大學生數(shù)代表人力資本水平[20]，因此本文選取每萬人中在校大學生數(shù)作為衡量人力資本因素的指標 。

具體的變量定義如下表所示：

表1 變量定義與說明

為了驗證上述5個假設，本文采用隨機效應模型，對我國31個省市自治區(qū)2002-2018年經(jīng)濟數(shù)據(jù)進行回歸分析，以驗證城市化率、經(jīng)濟發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響，模型如下：

其中gap是因變量，urb、gdp為自變量，ind、fin、hum為控制變量，β0為常數(shù)項，ε是殘差項。gap是城鄉(xiāng)收入差距的指標，用泰爾指數(shù)計算得到，gap值越大表示城鄉(xiāng)收入差距就越大。urb表示城市化水平，由城鎮(zhèn)人口數(shù)比上總的人口數(shù)計算得到，其中β1是urb的系數(shù)。gdp表示經(jīng)濟發(fā)展水平，用每年的人均gdp表示經(jīng)濟發(fā)展水平，β2是gdp的系數(shù)。ind為產(chǎn)業(yè)結構情況，用第二、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之和除以國內(nèi)生產(chǎn)總值計算得出，β3為其系數(shù)。fin表示金融發(fā)展水平，用各個省份每年的貸款余額除以GDP得到， 為fin的系數(shù)。hum為人力資本水平，用每萬人中在校大學生數(shù)表示，β5是hum的系數(shù)。

（二）數(shù)據(jù)分析

本文選取我國31個省、市、自治區(qū)的省級面板數(shù)據(jù)進行分析，時間變量為2002年—2018年，個體變量為31個省、市、自治區(qū)。其中城鄉(xiāng)收入差距、城市化水平的原始計算數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，產(chǎn)業(yè)結構情況、經(jīng)濟發(fā)展程度、人力資本水平的原始計算數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局，金融發(fā)展水平的原始計算數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫。

1．描述性統(tǒng)計分析

對527個樣本進行描述性統(tǒng)計分析，城鄉(xiāng)收入差距的最大值為0.341，最小值為0.002，2002-2018年間全國范圍內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)出先增加后減小的倒U型趨勢。產(chǎn)業(yè)結構情況最大值為1.013，最小值為0.603，整體呈現(xiàn)出擴大的態(tài)勢。經(jīng)濟發(fā)展程度逐年擴大，經(jīng)濟發(fā)展程度的最大值為140211.2，最小值為3153，二者差距懸殊，且經(jīng)濟發(fā)展程度的標準差過于大為25688.14，說明不同年份不同地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平差異很大。金融發(fā)展水平的最大值為3.083，最小值為0.533，人力資本水平的最大值為1.013，最小值為0.603，這兩個變量在2002年至2018年間一直處于波動中，且在不同地區(qū)表現(xiàn)出不一樣的走勢。

2．相關性分析

運用Stata對樣本的相關性進行分析，城鄉(xiāng)收入差距與產(chǎn)業(yè)結構情況、經(jīng)濟發(fā)展程度、城市化水平、金融發(fā)展水平、人力資本水平的相關性系數(shù)分別為-0.5724、-0.7123、-0.8397、-0.2574、-0.4853，且p值均小于0.01，在1%的水平上顯著相關，說明文章選取的變量都顯著相關。其中城市化水平與城鄉(xiāng)收入差距的相關性最大，為-0.8397，其次是經(jīng)濟發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入差距最為相關，相關系數(shù)為-0.7123，金融發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入差距的相關性最低，為-0.2574。從表三中可發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距與產(chǎn)業(yè)結構情況、經(jīng)濟發(fā)展程度、城市化水平、金融發(fā)展水平、人力資本水平的相關系數(shù)中，除了與金融發(fā)展水平的相關系數(shù)較低之外，大多還是很高的，但查閱文獻的過程中發(fā)現(xiàn)大多數(shù)文獻的結論是金融發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距具有一定的影響，所以認為用gap與這四個自變量做進一步回歸分析是合適的。

3．回歸分析

用stata進行對城鄉(xiāng)收入差距、產(chǎn)業(yè)結構情況、經(jīng)濟發(fā)展程度、城市化水平、金融發(fā)展水平和人力資本水平進行回歸分析，結果如表4。

表4 回歸估計結果

因變量城市化率的z值為-5.80，P值小于0.01，說明urb在1%的水平上顯著為負，但是因變量經(jīng)濟發(fā)展水平的z值為-6.28，P值為0.318>0.01，說明gdp在1%的水平上是不顯著的?？刂谱兞慨a(chǎn)業(yè)結構情況、金融發(fā)展水平、人力資本水平的z值依次為-2.86、-9.77、-6.26，其相應的P值均小于0.01，所以在1%的水平上三個控制變量都是顯著的。常數(shù)項的z值為16.44，P值為0.000，在1%的水平上也是顯著的。

表2 樣本描述性統(tǒng)計

表3 相關系數(shù)表

經(jīng)濟發(fā)展水平的系數(shù)為-6.28E-08，對城鄉(xiāng)收入差距帶來負影響，但由于經(jīng)濟發(fā)展水平并不顯著，所以無法驗證假設2，將其從方程中剔除，建立以城鄉(xiāng)收入差距為因變量，城市化水平為自變量，產(chǎn)業(yè)結構情況、金融發(fā)展水平和人力資本水平為控制變量的模型，得出的式子如下，結果見表5。所有變量的z檢驗均很顯著，回歸結果可以接受。

表5 修正后的回歸結果

本模型主要探究的是城市化率以及經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響，從方程模型可知，城市化水平對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生負影響，城市化率增加1個單位，城鄉(xiāng)收入差距減少0.1476個單位，城市化發(fā)展水平的提高有助于降低城鄉(xiāng)收入差距，所以驗證了假設1。根據(jù)回歸系數(shù)可知，產(chǎn)業(yè)結構情況、金融發(fā)展水平、人力資本水平均對城鄉(xiāng)收入差距帶來負效應，產(chǎn)業(yè)結構情況每變動1個單位，城鄉(xiāng)收入差距變動0.0698個單位，金融發(fā)展水平每增加1個單位，城鄉(xiāng)收入差距就減少0.0315個單位，人力資本水平每提高1個單位，城鄉(xiāng)收入差距則降低0.0210個單位。

五、結論與建議

（一）結論

通過本文的分析論證，可以得出以下結論：

1．我國城鄉(xiāng)收入差距整體呈現(xiàn)出倒“U”型態(tài)勢，在2009達到峰值后開始縮小，但城鄉(xiāng)差距仍然懸殊。

2．城市化發(fā)展水平的發(fā)展有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距，城鎮(zhèn)化率每增加1個單位，城鄉(xiāng)收入差距就會縮小0.1476個單位。隨著城市化的進程，農(nóng)村勞動力流入城市，城市就業(yè)競爭壓力加大，城市工資水平降低，且隨著農(nóng)業(yè)技術進步，政府補貼加大，農(nóng)村收入增加，城鄉(xiāng)收入差距縮小。

3．產(chǎn)業(yè)結構情況、金融發(fā)展水平和人力資本水平均對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生負效應，且影響程度均小于城市化率因素帶來的影響。

（二）建議

對此提出了以下建議：

1．加快城市化進程，發(fā)揮城市建設的正輻射和帶動作用，逐漸打破城鄉(xiāng)二元結構，實現(xiàn)二元經(jīng)濟結構向現(xiàn)代化經(jīng)濟結構轉換。但在加快城市化的進程中，也要注重農(nóng)村地區(qū)的發(fā)展，調(diào)整城鄉(xiāng)之間的發(fā)展戰(zhàn)略，堅持城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展戰(zhàn)略，實現(xiàn)城鄉(xiāng)平等發(fā)展。

2．堅持城鄉(xiāng)平衡的發(fā)展戰(zhàn)略，大力實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，將更多資源投入到廣大農(nóng)村地區(qū)，在充分發(fā)揮市場機制的基礎之上，調(diào)動政府干預資源分配的力量，具體可包括加大農(nóng)村醫(yī)療、教育、水電力、公路、鐵路等基礎設施建設的投入，完善農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)、金融、人力資源在城鄉(xiāng)之間的合理流轉與分配。