習(xí)明明+張進(jìn)銘+鄧玲琴

摘 要:城鄉(xiāng)收入差距的大小關(guān)系到區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的高低。使用1989-2011年江西省81個縣（市）的面板數(shù)據(jù)，從城鄉(xiāng)收入差距的角度，研究了江西縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的影響因素。與現(xiàn)有的研究不同，研究發(fā)現(xiàn)：（1）教育擴(kuò)展、農(nóng)村合作醫(yī)療保險與養(yǎng)老保險等社會保障政策的實(shí)施不僅沒有減少城鄉(xiāng)收入差距，反而進(jìn)一步擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距；（2）經(jīng)濟(jì)地理因素，如是否屬于鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)等會對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生顯著影響；（3）農(nóng)民人均耕地面積、人均有效灌溉面積和人均農(nóng)作物播種面積的提高，可以顯著降低城鄉(xiāng)收入差距；（4）農(nóng)民人均農(nóng)用機(jī)械總動力與城鄉(xiāng)收入差距呈正相關(guān)，由于農(nóng)用機(jī)械總動力反映的是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的高低，實(shí)證結(jié)果表明農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的提升并不一定能縮小城鄉(xiāng)收入差距。此外，研究還發(fā)現(xiàn)區(qū)域金融發(fā)展并沒有像理論預(yù)期那樣能夠減少城鄉(xiāng)收入差距，其對城鄉(xiāng)收入差距的影響是不確定的。

關(guān)鍵詞:區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量；城鄉(xiāng)收入差距；合作醫(yī)療；面板數(shù)據(jù)；實(shí)證分析

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一、引言

江西省地處我國中部地區(qū)，全省總面積1669萬平方公里，總?cè)丝?48844萬人?！糧W(1B〗數(shù)據(jù)來源于《江西省統(tǒng)計(jì)年鑒2012》。自改革開放以來，江西省經(jīng)濟(jì)總量和經(jīng)濟(jì)效率不斷增加，人民生活水平逐步提升。然而，在城鄉(xiāng)居民收入不斷增加的同時，城鄉(xiāng)居民收入差距并沒有呈現(xiàn)縮小的趨勢；城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大，影響了區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展平衡與質(zhì)量。作為農(nóng)業(yè)大省，江西省城鄉(xiāng)居民收入差距不僅對江西省的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展產(chǎn)生重要影響，也會影響中部地區(qū)乃至全國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。它不僅關(guān)系到人民的生活質(zhì)量，尤其是農(nóng)村居民的生活質(zhì)量與幸福指數(shù)，而且會影響我國的長期經(jīng)濟(jì)增長與社會穩(wěn)定。因此，研究城鄉(xiāng)收入差距的影響因素，具有重要的理論與實(shí)際意義。圖1為自改革開放以來江西省歷年相對城鄉(xiāng)收入差距相對城鄉(xiāng)收入差距=城鎮(zhèn)居民可支配收入/農(nóng)村居民人均純收入。數(shù)據(jù)來源于《江西省統(tǒng)計(jì)年鑒2012》。變化趨勢。

如圖所示，自1984年始，江西省城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)出逐年擴(kuò)大的趨勢。1978-1984年出現(xiàn)了一個短暫的下降，這主要是因?yàn)楦母锫氏仍谵r(nóng)村進(jìn)行試點(diǎn)，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制和農(nóng)產(chǎn)品市場的放開，激活了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，提高了農(nóng)民的生產(chǎn)積極性，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力得到提高，農(nóng)村居民比城鎮(zhèn)居民更快的收入增長幅度使這一時期城鄉(xiāng)收入差距縮小，城鄉(xiāng)居民收入比由1978年的216∶1下降到1984年的139∶1。但隨著工業(yè)化水平的不斷提高，改革的重心由農(nóng)村轉(zhuǎn)為城市，中央出臺了加快城市改革的政策，城鎮(zhèn)居民的可支配收入隨之大幅提高，城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大。盡管由于1994年戶籍制度改革、農(nóng)產(chǎn)品收購價格大幅提升等因素的影響，城鄉(xiāng)居民收入在1995-1997年又出現(xiàn)了一個短暫的下降過程，但仍然阻止不了城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大的趨勢。1994年和1995年農(nóng)產(chǎn)品平均收購價格較上年分別提高40%和20%，糧食平均收購價格較上年分別提高47%和29%，達(dá)到了新中國以來的最高價格水平。此外，戶籍制度改革使勞動力的流動更加活躍，城市相關(guān)管理與福利制度的改進(jìn)也吸引了更多的農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工并且能夠在城市居住下來，更多的農(nóng)村勞動力到沿海開放城市打工，增加了農(nóng)民的收入。

圖1 1978-2011年江西省城鄉(xiāng)收入差距變化趨勢圖

關(guān)于城鄉(xiāng)收入差距問題的研究，學(xué)術(shù)界目前主要是從二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策、城市化、教育與人力資本、農(nóng)村合作醫(yī)療與養(yǎng)老保險等幾個方面著手。具體而言：

（一）在二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)方面

Johnson（2001）認(rèn)為我國的城鄉(xiāng)居民收入差距是城鄉(xiāng)教育機(jī)會的不平等、勞動力的合理流動受到限制等一系列綜合因素作用的結(jié)果，但城鄉(xiāng)二元的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)是最重要的因素。國家統(tǒng)計(jì)局農(nóng)調(diào)總隊(duì)課題組（1995）運(yùn)用多因素回歸分析方法研究后認(rèn)為，影響我國城鄉(xiāng)收入差距的因素很多，其中城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)可以解釋59.62%的城鄉(xiāng)收入差距，是最重要的影響因素。曾國安、王韌（2006）通過構(gòu)建一個四部門的雙二元遞推理論模型，分析了二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)對我國城鄉(xiāng)收入差距的影響，結(jié)果表明二元經(jīng)濟(jì)的存在導(dǎo)致我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間呈現(xiàn)倒U型的關(guān)系。趙紅軍和孫楚仁（2008）認(rèn)為，解釋我國的城鄉(xiāng)收入差距必須把我國的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌體制結(jié)合起來考慮，庫茲涅次的倒U曲線并不能適用于分析我國城鄉(xiāng)收入差距。陶群山（2009）認(rèn)為，長期存在的二元經(jīng)濟(jì)制度嚴(yán)重地制約了我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，是城鄉(xiāng)收入分配不平等持續(xù)擴(kuò)大的重要原因。安虎森、顏銀根等（2011）在新經(jīng)濟(jì)地理模型的基礎(chǔ)上引入了房屋部門，創(chuàng)建了一個空間均衡模型，認(rèn)為在勞動力的自由流動受到限制的情況下，戶籍制度抑制了城鄉(xiāng)收入差距的進(jìn)一步擴(kuò)大，而當(dāng)市場進(jìn)一步開放時，戶籍制度導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大，因此必須廢除戶籍制度。

（二）在金融發(fā)展方面

Zhang, Chen & Zhang（2012）研究了中國30個省份1978-2006年的面板數(shù)據(jù)，他們發(fā)現(xiàn)農(nóng)村金融政策與發(fā)展有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。陳斌開、林毅夫（2012）認(rèn)為，我國現(xiàn)存的金融抑制政策以及政府選擇的優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略和為實(shí)行這種戰(zhàn)略而衍生出的一系列配套干預(yù)政策是導(dǎo)致我國收入差距存在并擴(kuò)大的重要原因。Yiu, Liu & Zhang (2010) 研究了1978年至1998年中國的金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距，他們發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距高度相關(guān)，并且中國的城鄉(xiāng)收入差距與人均收入之間呈現(xiàn)出庫茲涅茨倒U型關(guān)系。Galor & Zeira(1993)通過對信貸市場的研究發(fā)現(xiàn)，在金融市場發(fā)展不完善的條件下，信貸市場的完善和發(fā)展有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

（三）在經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策方面

姚洋和楊雷（2003）認(rèn)為，我國長期失衡的財(cái)政分權(quán)制度超出了適應(yīng)的底線，導(dǎo)致收入差距長期存在并不斷擴(kuò)大。劉樂山與何煉成（2005）認(rèn)為，在城鄉(xiāng)公共物品的供給差異對城鄉(xiāng)居民生活水平和質(zhì)量、人力資本積累和生產(chǎn)效率產(chǎn)生不同作用前提下，城鄉(xiāng)公共物品的供給差異是影響城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的主要原因。程開明和李金昌（2007）根據(jù)我國1978-2004年的數(shù)據(jù)研究認(rèn)為，雖然我國的城鄉(xiāng)收入差距是一系列因素綜合作用的結(jié)果，但是政府實(shí)行帶有城市偏向的財(cái)政與分配等政策是較為重要的因素之一。冉光和、唐文（2007）分析了各類財(cái)政支出項(xiàng)目對城鄉(xiāng)收入差距的影響，認(rèn)為不同的財(cái)政支出項(xiàng)目對城鄉(xiāng)收入的差距具有不同的影響。蔡躍洲（2010）研究了我國的分配政策對城鄉(xiāng)收入差距的影響，認(rèn)為初次分配及資源配置環(huán)節(jié)中存在的制度性扭曲是收入差距擴(kuò)大的根源。鄧旅（2011）系統(tǒng)研究了財(cái)政支出的相對和絕對規(guī)模、財(cái)政支出的結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)收入差距的影響，認(rèn)為應(yīng)該區(qū)別看待財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的影響。余長林（2011）運(yùn)用動態(tài)效應(yīng)模型，根據(jù)我國1994-2008年的省際面板數(shù)據(jù)，認(rèn)為整體上財(cái)政分權(quán)沒有起到縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用，但對東部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入不平等有積極作用。賴小瓊和黃智淋（2011）分別從長期和短期研究了財(cái)政分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距的影響，結(jié)果表明無論是長期還是短期的財(cái)政分權(quán)都會導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入不平等擴(kuò)大。李雪松、苒光和（2013）利用1985-2010年的數(shù)據(jù)分析了財(cái)政分權(quán)對農(nóng)民收入增長和城鄉(xiāng)收入差距的影響，認(rèn)為財(cái)政分權(quán)從短期來看，會進(jìn)一步加劇城鄉(xiāng)收入不平等，而長期則可能縮小城鄉(xiāng)收入差距。

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（四）在城市化方面

Cao(2010)研究了新疆自治區(qū)的城市化與城鄉(xiāng)收入差距問題，他認(rèn)為民族分布會對城鄉(xiāng)收入差距與城市化產(chǎn)生重要影響。曹裕、陳曉紅等（2010）運(yùn)用面板協(xié)整模型，基于1978-2006年的省際面板數(shù)據(jù)研究了城市化對城鄉(xiāng)收入差距的長期影響關(guān)系，認(rèn)為用泰爾指數(shù)度量的城鄉(xiāng)收入差距隨城市化進(jìn)程的推進(jìn)而縮小。賀建風(fēng)、劉建平（2010）也認(rèn)為城市化有助于緩解城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。周少甫、亓壽偉等（2008）運(yùn)用靜態(tài)面板門檻模型分析了我國城市化進(jìn)程中的城鄉(xiāng)收入差距問題，研究表明城市化對城鄉(xiāng)收入差距的作用具有門檻效應(yīng)。楊志海、劉雪芬等（2013）利用2005-2010年我國1532個縣域的數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了縣域城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響，結(jié)果表明縣域城鎮(zhèn)化的發(fā)展能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距。與此相反，傅振邦、陳先勇（2012）以湖北省為例，研究了城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的交互作用對城鄉(xiāng)收入差距的影響，認(rèn)為城市化的推進(jìn)是導(dǎo)致湖北省城鄉(xiāng)差距不斷擴(kuò)大的重要原因，同時產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整也會對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生影響。李尚蒲、羅必良（2012）研究了城鎮(zhèn)化發(fā)展模式對城鄉(xiāng)收入差距的影響，認(rèn)為我國實(shí)施的優(yōu)先發(fā)展大中城市的城鎮(zhèn)化模式使我國的城鄉(xiāng)收入差距更加不平等。劉維奇、韓媛媛（2013）運(yùn)用我國1978-2009年的數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響，認(rèn)為城鄉(xiāng)收入差距使人口自然向城市遷移，而城市化會導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大，尤其是政府主導(dǎo)的城市化作用更加顯著。

（五）在教育與人力資本方面

Knight & Song（1999）的研究發(fā)現(xiàn)，教育在城市和農(nóng)村居民中起著不同的作用，城鄉(xiāng)人力資本的差異導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距繼續(xù)擴(kuò)大。Psacharopoulos（1994）研究了教育在不同國家的收益率，認(rèn)為發(fā)展中國家的教育收益率比發(fā)達(dá)國家的教育收益率更高。韓其恒、李俊青（2011）系統(tǒng)考察了二元經(jīng)濟(jì)條件下我國城鄉(xiāng)收入差距的演化趨勢，認(rèn)為二元經(jīng)濟(jì)條件下的農(nóng)村人力資本投資回報率比城鎮(zhèn)低是城鄉(xiāng)收入差距的主要原因，而且在迭代效應(yīng)的影響下會使城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)一步拉大。張車偉(2006)研究了人力資本回報率的差異，認(rèn)為教育與收入不平等之間存在“馬太效應(yīng)”。 陳斌開、張鵬飛等（2010）通過研究政府的教育投入、人力資本投資對城鄉(xiāng)收入不平等的影響，認(rèn)為城鄉(xiāng)教育水平的差異是城鄉(xiāng)收入不平等的最重要因素，城鄉(xiāng)偏向的教育投入政策使城鄉(xiāng)的教育質(zhì)量存在差異，導(dǎo)致城鄉(xiāng)人力資本投資回報率不同，從而使城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大。習(xí)明明、張進(jìn)銘（2012）以及習(xí)明明（2013）利用分位數(shù)回歸分析方法研究了教育對城鄉(xiāng)收入水平的差異，認(rèn)為教育的發(fā)展短期會導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大，但長期有助于城鄉(xiāng)收入差距的縮小。劉渝琳和陳玲（2012）的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，我國的公共教育和社會保障制度不僅沒有縮小城鄉(xiāng)收入差距，反而導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大。

（六）在農(nóng)村合作醫(yī)療保險與養(yǎng)老保險方面

陶紀(jì)紳（2008）對比分析了城鄉(xiāng)社會保障制度在養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險、社會救濟(jì)供求方面的差異，認(rèn)為城鄉(xiāng)社會成員的社會保障待遇不同嚴(yán)重影響城鄉(xiāng)收入差距，農(nóng)村社會保障制度建設(shè)滯后是城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的重要原因。王延忠、龍玉其（2013）分析了發(fā)達(dá)國家的社會保障制度在調(diào)節(jié)收入分配、縮小城鄉(xiāng)收入差距、促進(jìn)社會公平方面的作用，認(rèn)為現(xiàn)階段我國社會保障制度的覆蓋面不足、發(fā)展不均衡、制度設(shè)計(jì)不完善影響了社會保障調(diào)節(jié)收入分配作用的發(fā)揮。馬雪彬等（2012）利用1978-2010年的時間序列數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)由于我國社會保障制度的二元性，社會保障沒能縮小我國城鄉(xiāng)收入差距，反而拉大了這一差距，并且這種作用通過金融發(fā)展而更加顯著。張義博、劉文忻（2012）運(yùn)用1996-2006年的省際面板數(shù)據(jù)和1995年、2002年的CHIP數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)隨著政府對經(jīng)濟(jì)干預(yù)程度的提高，政府實(shí)行的帶有城市偏向的科教文衛(wèi)政策和轉(zhuǎn)移支付政策都會導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距繼續(xù)擴(kuò)大。

總之，城鄉(xiāng)收入差距問題是收入分配領(lǐng)域研究的一個熱點(diǎn)和重點(diǎn)問題。與以上研究不同，本文綜合考慮了城鎮(zhèn)化率、教育、衛(wèi)生、合作醫(yī)療、經(jīng)濟(jì)地理、交通、農(nóng)業(yè)條件、金融政策等多個因素。本文以江西省1989-2011年81個縣（市）的面板數(shù)據(jù)作為樣本，包含1815個樣本觀測值，分析城鄉(xiāng)收入差距的影響因素。本文研究發(fā)現(xiàn)：（1）教育的擴(kuò)展、農(nóng)村合作醫(yī)療保險與養(yǎng)老保險等社會保障政策的實(shí)施并沒有減少城鄉(xiāng)收入差距，反而加劇了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大；（2）經(jīng)濟(jì)地理因素對縮小城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的影響，例如是否屬于鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)的影響；（3）農(nóng)民人均耕地面積、人均有效灌溉面積和人均農(nóng)作物播種面積的提高，可以顯著地降低城鄉(xiāng)收入差距；（4）農(nóng)民人均農(nóng)用機(jī)械總動力與城鄉(xiāng)收入差距呈正相關(guān)，由于農(nóng)用機(jī)械總動力反映的是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的高低，實(shí)證結(jié)果表明農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的提升并不一定能縮小城鄉(xiāng)收入差距。（5）區(qū)域金融發(fā)展并沒有像理論預(yù)期那樣能夠減少城鄉(xiāng)收入差距，其對城鄉(xiāng)收入差距的影響是不確定的。此外，本文使用的是縣際面板數(shù)據(jù)，與現(xiàn)有的研究所使用的省際面板數(shù)據(jù)、跨國面板數(shù)據(jù)相比，同屬一個省份的各縣市之間的異方差更小。通過設(shè)定地區(qū)變量進(jìn)行分組穩(wěn)健估計(jì)，可以更進(jìn)一步提高模型估計(jì)的穩(wěn)健性，也便于更有針對性地提出政策建議。

本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二節(jié)是數(shù)據(jù)描述與模型設(shè)定，對本文所使用的樣本數(shù)據(jù)來源及存在的問題做了詳細(xì)的解釋；第三節(jié)是實(shí)證檢驗(yàn)，使用混合OLS、固定效應(yīng)OLS、隨機(jī)效應(yīng)OLS、ArellanoBond GMM估計(jì)方法對城鄉(xiāng)收入差距的影響因素做了相關(guān)的檢驗(yàn)；第四節(jié)是穩(wěn)健性檢驗(yàn)，使用分組穩(wěn)健估計(jì)的方法，進(jìn)一步考察了農(nóng)村合作醫(yī)療與養(yǎng)老保險等因素對城鄉(xiāng)收入差距的影響；最后，第五節(jié)是結(jié)論與政策建議。

二、數(shù)據(jù)描述與模型設(shè)定

數(shù)據(jù)主要來源于1990-2012年《江西統(tǒng)計(jì)年鑒》、2000-2012年《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新中國六十年的江西》以及2012年江西省11個設(shè)區(qū)市的統(tǒng)計(jì)年鑒。文中涉及到貨幣計(jì)算的指標(biāo)如地區(qū)生產(chǎn)總值、第一產(chǎn)業(yè)增加值、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、社會消費(fèi)品零售總額、規(guī)模以上工業(yè)總產(chǎn)值、人均收入等采用的均為現(xiàn)價（當(dāng)年價格）。

其中，各指標(biāo)詳細(xì)介紹如下：

行政區(qū)域土地面積（平方公里）：除了少部分縣（市）如井岡山市、共青城市、德安縣、星子縣、永修縣由于行政區(qū)劃調(diào)整而使行政區(qū)域土地面積出現(xiàn)變動以外，各縣（市）的行政區(qū)域土地面積在實(shí)證期間內(nèi)沒有發(fā)生重大的變化。這些變化在各縣（市）各年的數(shù)據(jù)上都有所體現(xiàn)，在此不作贅述。

鄉(xiāng)村人口（萬人）：該指標(biāo)主要用于反映農(nóng)村地區(qū)的人口增長情況。1989-1997年統(tǒng)計(jì)年鑒只統(tǒng)計(jì)了非農(nóng)業(yè)人口數(shù)據(jù)，沒有統(tǒng)計(jì)鄉(xiāng)村人口數(shù)據(jù)，因此這幾年的鄉(xiāng)村人口數(shù)據(jù)由年末總?cè)丝跍p去非農(nóng)業(yè)人口計(jì)算得出。

地方財(cái)政一般預(yù)算收入（萬元）：該指標(biāo)1997-1999年使用的是地方財(cái)政收入，2003年之后使用的是地方財(cái)政一般預(yù)算內(nèi)收入，統(tǒng)計(jì)的都是包括國稅、地稅在內(nèi)的扣除上繳中央財(cái)政的地方留存部分，再加財(cái)政部門組織的收入。

年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額（萬元）：該指標(biāo)在統(tǒng)計(jì)期間統(tǒng)計(jì)名稱曾發(fā)生了多次變化：1989-1995年的名稱是年末銀行各項(xiàng)貸款余額，1996年的名稱是年末金融機(jī)構(gòu)貸款余額，1997-1999年的名稱是年末各項(xiàng)貸款余額，2000年以后使用的是年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額。名稱的變化主要是為了適應(yīng)金融業(yè)的發(fā)展，統(tǒng)計(jì)的都是金融機(jī)構(gòu)發(fā)放的各項(xiàng)貸款的期末總數(shù)。其中，1989年、1991年和1992年的數(shù)據(jù)是根據(jù)插值法補(bǔ)充完整的。

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年末耕地總面積（公頃）：在統(tǒng)計(jì)年鑒中，該指標(biāo)名稱有一定的變化。1989-1997年和2001-2005年使用的是年末實(shí)有耕地面積，1998-2000年使用的是耕地面積，2006-2008年使用的是年末耕地總資源，但統(tǒng)計(jì)的都是經(jīng)過開墾后，用以種植農(nóng)作物并經(jīng)〖JP+1〗常進(jìn)行耕耘的土地面積之和。1989-1991年使

表1 描述性統(tǒng)計(jì)變量

變量名稱 Variable 觀測值 均值 標(biāo)準(zhǔn)差 最小值 最大值

市代號 city_code 1815 7.31 2.83 1 11

年份 year 1815 —— 6.62 1989 2011

行政區(qū)域土地面積 xzmj 1815 132.68 79.24 180 4504

年末總?cè)丝?nmrk 1815 43.30 25.56 7.2 323

鄉(xiāng)村人口 xcrk 1815 35.74 23.14 2.92 138.9

地區(qū)生產(chǎn)總值 sczz 1815 233626.9 317860.2 9403 3843004

地方財(cái)政一般預(yù)算收入 czyssr 1815 13706.95 20267.02 831 258784

年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額 gxdkye 1815 119488 140664 4373 1554122

年末耕地總面積 gdmj 1815 25890.24 16523.04 3198 99443

有效灌溉面積 yxggmj 1815 21059.69 13566.93 1021.9 74630

農(nóng)作物播種面積 nzwbzmj 1815 63614.23 42660.78 6217 422478

農(nóng)用機(jī)械總動力 nyjxzdl 1815 16.30 18.09 0.8 152

規(guī)模以上工業(yè)總產(chǎn)值 gyzcz 1042 375266.7 750708.1 2743 1.11E+07

固定資產(chǎn)投資 gdzctz 482 330328.9 329376.7 17837 3106042

全年用電量 qnydl 481 35865.07 35667.87 3798 265773.8

農(nóng)村用電量 ncydl 1809 3893.89 4090.649 173 47885

修正后的境內(nèi)公路里程數(shù) gllcs0 1815 989.84 602.26 199 3898.93

社會消費(fèi)品零售總額 xfplsze 1814 68796.4 73050.07 4750 711246

普通中學(xué)在校學(xué)生數(shù) ptzxxss 1814 24251.54 14764.12 4130 96625

衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù) wsjgcws 1814 694.10 396.29 158 3755

參加農(nóng)村合作醫(yī)療人數(shù) cjnhrs 480 330798.9 204391.4 33317 1162800

參加農(nóng)村養(yǎng)老保險人數(shù) cjnbrs 481 32725.04 45140.35 647 437186

城鎮(zhèn)在崗職工年平均工資 y1 1815 8490.75 7032.17 501 35976

農(nóng)村居民純收入 y2 1815 2409.04 1647.48 432.92 10707

是否參加新農(nóng)合和新農(nóng)保 dv1 1815 —— —— 0 1

是否屬于鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū) dv2 1815 —— —— 0 1

地區(qū) region 1815 —— —— 1 81

用的計(jì)量單位是萬畝，經(jīng)過換算后統(tǒng)一使用公頃作為計(jì)量單位。萬畝換算成公頃換算公式：1萬畝=66667公頃。

有效灌溉面積（公頃）：其中1993-1996年沒有對該指標(biāo)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，為了實(shí)證的連續(xù)性，利用均值法對這四年的數(shù)據(jù)進(jìn)行補(bǔ)充。

農(nóng)作物播種面積（公頃）：農(nóng)作物播種面積的多少，反映了農(nóng)作物的生產(chǎn)規(guī)模和耕地的利用程度，與農(nóng)民收入存在著直接關(guān)系。1997年《江西統(tǒng)計(jì)年鑒》開始統(tǒng)計(jì)該指標(biāo)，而《新中國六十年的江西》統(tǒng)計(jì)了1990年、1995年的數(shù)據(jù)，因此，根據(jù)插值法對1991-1994年、1996年的數(shù)據(jù)進(jìn)行補(bǔ)充。

農(nóng)用機(jī)械總動力（萬千瓦）：農(nóng)用機(jī)械總動力能夠衡量一地區(qū)的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化程度，對于減少農(nóng)民勞作、節(jié)約農(nóng)民勞動起到了重要作用。同時，農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度高的地區(qū)，剩余的農(nóng)業(yè)勞動力也較多，有利于促進(jìn)勞動力流動。由于1993-1996年的數(shù)據(jù)缺失，因此這四年的數(shù)據(jù)利用均值法進(jìn)行補(bǔ)充。

規(guī)模以上工業(yè)總產(chǎn)值(萬元)：1998年至2006年，規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)涵蓋了所有的國有企業(yè)，年主營業(yè)務(wù)收入達(dá)到500萬元及以上的非國有工業(yè)法人企業(yè)； 2007年至2010年，規(guī)模以上工業(yè)的統(tǒng)計(jì)范圍改為年主營業(yè)務(wù)收入達(dá)到500萬元及以上的工業(yè)法人企業(yè)，2011年開始該起點(diǎn)提高到2000萬元。

境內(nèi)公路里程數(shù)（公里）：境內(nèi)公路里程數(shù)用來反映一地區(qū)的交通通達(dá)性，且2006年開始統(tǒng)計(jì)的范圍包括村道在內(nèi)?！督鹘y(tǒng)計(jì)年鑒》從1997年開始對這一指標(biāo)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，1990年和1995年的數(shù)據(jù)來源于《新中國六十年的江西》，1989年、1991-1994年、1996年的數(shù)據(jù)采用均值法補(bǔ)充完整。在搜集數(shù)據(jù)的過程中，我們發(fā)現(xiàn)部分地區(qū)、部分年份的數(shù)據(jù)不合理,因此利用均值法對這部分的數(shù)據(jù)進(jìn)行了修正。

社會消費(fèi)品零售總額（萬元）：社會消費(fèi)品零售總額反映了一定時期內(nèi)人民物質(zhì)文化生活水平的消費(fèi)情況，社會商品購買力的實(shí)現(xiàn)程度以及零售市場的規(guī)模狀況?！督鹘y(tǒng)計(jì)年鑒》沒有對2000-2005年的數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，因此這6年的數(shù)據(jù)來自于《新中國六十年的江西》。

城鎮(zhèn)在崗職工年平均工資（元)：由于《江西統(tǒng)計(jì)年鑒》關(guān)于各縣（市）的主要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)中沒有統(tǒng)計(jì)城鎮(zhèn)居民可支配收入，因此采用城鎮(zhèn)在崗職工年平均工資作為替代。該指標(biāo)的數(shù)據(jù)主要依據(jù)“城鎮(zhèn)在崗職工工資總額”與“城鎮(zhèn)在崗職工年平均人數(shù)”計(jì)算得出。

農(nóng)村居民人均純收入（元）：農(nóng)村居民人均純收入的變化反映了農(nóng)村居民收入水平的變化情況，是測算城鄉(xiāng)收入差距的主要指標(biāo)之一。統(tǒng)計(jì)年鑒并沒有對1993年和1994年的數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，因而這兩年的數(shù)據(jù)利用插值法補(bǔ)充完整。

此外，本文還使用了是否參加新農(nóng)合與新農(nóng)保、是否屬于鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)等虛擬變量，本文的模型設(shè)定為：

linc_difit=α1inc_difit－1+∑jβjXjit+θi+uit（1）

其中，linc_difit為第i個縣第t期城鄉(xiāng)收入差距的對數(shù)值；Xjit為本文所控制的城鎮(zhèn)化率、教育、衛(wèi)生、合作醫(yī)療、經(jīng)濟(jì)地理、交通、農(nóng)業(yè)條件、金融政策等變量的向量矩陣。為了提高模型估計(jì)的穩(wěn)健性，所有變量都取對數(shù)值。對于變量之間的內(nèi)生性問題，在實(shí)證檢驗(yàn)的過程中，本文會使用因變量滯后期作為工具變量的ArellanoBond GMM動態(tài)面板數(shù)據(jù)估計(jì)方法來消除。

三、實(shí)證分析

根據(jù)前文的分析和模型設(shè)定，本節(jié)使用混合OLS、固定效應(yīng)OLS、隨機(jī)效應(yīng)OLS、ArellanoBond GMM估計(jì)方法對模型（1）進(jìn)行檢驗(yàn)。為了減少異方差，提高模型估計(jì)的穩(wěn)健性，所有變量都是先取均值之后，再取對數(shù)值。結(jié)果如下表2所示。

endprint

根據(jù)表2的結(jié)果，滯后因變量的系數(shù)為正，一方面說明過去幾十年的城鄉(xiāng)收入在持續(xù)擴(kuò)大，另一方面說明貧困會進(jìn)一步促進(jìn)貧困，存在“貧困惡性循環(huán)”；城鎮(zhèn)化率指標(biāo)的系數(shù)顯著為正，說明城鎮(zhèn)化水平的提高并不能縮小城鄉(xiāng)收入差距，反而會進(jìn)一步擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距，這與傅振邦、陳先勇（2012），李尚蒲、羅必良（2012）和劉維奇、韓媛媛（2013）等研究得到的結(jié)論一致。

農(nóng)民人均耕地面積、農(nóng)民人均有效灌溉面積、農(nóng)民人均農(nóng)作物播種面積和人均國土面積的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說明傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)對于提高農(nóng)民人均收入仍然發(fā)揮重要的作用，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增加有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。相反，變量農(nóng)民人均機(jī)械總動力代表的是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的水平，其回歸系數(shù)為負(fù)，說明農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的提高不僅不能縮小城鄉(xiāng)收入差距，反而會進(jìn)一步擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。這主要是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)現(xiàn)代化所帶來的收益分配不均而導(dǎo)致的。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化可能會使少部分農(nóng)民富裕起來，并轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)，但并不是所有的農(nóng)民都能分享到農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化所帶來的紅利。

人均地區(qū)生產(chǎn)總值、人均地方財(cái)政收入、人均消費(fèi)品零售總額與人均金融貸款余額對城鄉(xiāng)收入差距的影響是不確定的，其混合OLS、固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)和動態(tài)面板數(shù)據(jù)分析得到的結(jié)果并不一致。在回歸（4）中，人均金融貸款余額的動態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸系數(shù)為負(fù)，并且在p<0001的水平下顯著，但是混合OLS，固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)的系數(shù)則為正。我們認(rèn)為，區(qū)域金融的發(fā)展給城鄉(xiāng)居民提供了更多的經(jīng)濟(jì)機(jī)會和自由，但城鄉(xiāng)居民并不能均等地享受這些機(jī)會和自由，在金融資源的競爭過程中，農(nóng)村居民不如城鎮(zhèn)居民有優(yōu)勢，因而區(qū)域金融的發(fā)展并不必然能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距。

經(jīng)濟(jì)地理因素，如人均境內(nèi)公路里程數(shù)、是否屬于鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)，對城鄉(xiāng)收入差距有顯著的影響。其中，人均境內(nèi)公路里程數(shù)與城鄉(xiāng)收入差距呈正相關(guān)，縣域內(nèi)交通的便捷性并不能縮小城鄉(xiāng)收入差距?？h域內(nèi)的交通給農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工提供了便利，但如果縣域經(jīng)濟(jì)較為落后，農(nóng)民進(jìn)城之后的收入也不一定能大幅提高，對于縮小城鄉(xiāng)收入差距而言并無益處。相反，與省會城市南昌的距離遠(yuǎn)近則會產(chǎn)生顯著

表2 城鄉(xiāng)收入差距的影響因素分析

變量 Variable 混合OLS（1） 固定效應(yīng)（2） 隨機(jī)效應(yīng)（3） ArellanoBond GMM（4）

〖BHDG3,WK11ZQ*2,K8ZQ1,K8。3ZQ1,KZQ1W〗城鎮(zhèn)化率 lurban_rate 0.04（0.032） 0.118*（0.049） 0.111*（0.047） 0.149***（0.015）

農(nóng)民人均耕地面積 lgdmj_per -0.135（0.077） -0.514***（0.108） -0.405***（0.091） -0.386***（0.054）

農(nóng)民人均有效灌溉面積 lyxggmj_per -0.0744（0.049） -0.081（0.057） -0.0244（0.061） -0.0307*(0.014)

農(nóng)民人均農(nóng)作物播種面積 lnzwbzmj_per -0.274***(0.074) -0.274**(0.084) -0.271***(0.077) -0.362***(0.052)

人均國土面積 lxzmj_per -0.0054(0.023) -0.356***(0.099) -0.099(0.070) -0.359***(0.037)

人均地區(qū)生產(chǎn)總值 lgdp_per 0.065(0.034) 0.0363(0.058) 0.0425(0.055) -0.0891***（0.012）

人均地方財(cái)政收入 lczyssr_per -0.119***(0.033) 0.0129(0.040) -0.023(0.041) -0.0366**(0.013)

人均金融貸款余額 lgxdkye_per 0.134***(0.027) 0.0496(0.033) 0.0753*(0.032) -0.093***(0.009)

農(nóng)民人均農(nóng)用機(jī)械總動力 lnyjxzdl_per 0.115***(0.020) 0.152***(0.028) 0.176***(0.026) 0.261***(0.011)

人均境內(nèi)公路里程數(shù) lgllcs0_per 0.0591***(0.017) 0.0968**(0.032) 0.0931**(0.031) 0.221***(0.021)

人均消費(fèi)品零售總額 lxfplsze_per -0.00797(0.026) -0.0222(0.052) -0.00746(0.048) 0.0923***(0.008)

平均中學(xué)在校學(xué)生數(shù) lptzxxss_per 0.234***(0.038) 0.225***(0.0501) 0.21***(0.046) 0.276***(0.015)

人均衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù) lwsjgcws_per -0.171***(0.028) -0.00778(0.0465) -0.0823(0.043) -0.0075(0.015)

是否參加農(nóng)村合作醫(yī)療和養(yǎng)老保險 dv1 0.198***(0.030)

是否屬于鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū) dv2 -0.135***(0.019)-0.143*(0.060)

滯后因變量 linc_difL1.0.055***(0.007)

常系數(shù) _cons 2.67***(0.340) 6.51***(0.699) 4.62***(0.584)

調(diào)整的判定系數(shù) r2_a 0.49 0.619

觀測值數(shù)量 observations 1813 1813 1813 1651

注：（1）*p<005; ** p<001; *** p<0001；（2）“（）”中的數(shù)值表示標(biāo)準(zhǔn)差；（3）因變量為城鄉(xiāng)收入比值（城鎮(zhèn)職工工資收入與農(nóng)民人均純收入之比）的對數(shù)值，用以衡量城鄉(xiāng)收入差距。但是由于取對數(shù)時丟失了2個觀測值，因此總的樣本數(shù)量為1813；（4）表中所有變量均為對數(shù)值；（5）回歸4的AR（2）檢驗(yàn)和Sargan檢驗(yàn)值分別為062和1。GMM對一階序列相關(guān)沒有嚴(yán)格的要求，而對AR(2)則有著嚴(yán)格的要求，因?yàn)镚MM估計(jì)要求不能存在二階序列相關(guān)，AR(2)的p值也一般大于01即可通過檢驗(yàn)。

影響。例如，鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)內(nèi)縣城的城鄉(xiāng)收入差距明顯要小于不屬于鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)的縣城。鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)屬于江西省優(yōu)先重點(diǎn)發(fā)展的區(qū)域，屬于江西省的行政、經(jīng)濟(jì)和地理中心，區(qū)域內(nèi)的縣城都能接受到省會城市南昌的經(jīng)濟(jì)輻射。

最后，在教育、醫(yī)療、衛(wèi)生與養(yǎng)老保險方面。在平均中學(xué)在校學(xué)生數(shù)、人均衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)、是否參加農(nóng)村合作醫(yī)療和養(yǎng)老保險三個指標(biāo)中，只有人均衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)的增加能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距。而教育、農(nóng)村合作醫(yī)療和養(yǎng)老保險都不能縮小城鄉(xiāng)收入差距。我們認(rèn)為，這主要是因?yàn)榻逃?、合作醫(yī)療與養(yǎng)老保險的發(fā)展和實(shí)施主要是促進(jìn)了農(nóng)民的消費(fèi)，對于提高農(nóng)民收入而言并沒有直接的效應(yīng)。首先，教育是一項(xiàng)消費(fèi)支出，而且占農(nóng)民消費(fèi)支出的比重較高；其次，合作醫(yī)療與養(yǎng)老保險在一定程度上為農(nóng)民未來生活的不確定性提供了保障，會進(jìn)一步促進(jìn)農(nóng)民的消費(fèi)而不是收入。因此，這兩個因素會擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距就不足為奇了。但是，必須要說明的是，從短期來看教育擴(kuò)展加大了農(nóng)民的消費(fèi)支出，擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距；但從長期來看，隨著經(jīng)濟(jì)社會的不斷發(fā)展，教育的發(fā)展會有利于城鄉(xiāng)收入差距的縮?。▍⒖戳?xí)明明、張進(jìn)銘，2012；習(xí)明明，2013）。

endprint

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

首先，上一節(jié)分析中，沒有考慮到江西省11個設(shè)區(qū)市由于地理、文化和交通所導(dǎo)致的異方差性。眾所周知，由于特殊的地理位置，江西“十里一個音”，各地文化習(xí)俗因與廣東、福建、浙江、湖南、湖北、安徽等地區(qū)接壤而各有不同，差異較大。本節(jié)使用81個縣分屬的十一個設(shè)區(qū)市代號city_code作為分組變量，其取值1、2、3、4、5、6、7、8、9、10、11分別代表屬于南昌市、景德鎮(zhèn)市、萍鄉(xiāng)市、九江市、新余市、鷹潭市、贛州市、吉安市、撫州市和上饒市的區(qū)劃范圍，以控制組內(nèi)和組間的異方差，提高模型估計(jì)的穩(wěn)健性。

其次，我們所使用的面板數(shù)據(jù)為連續(xù)的年份，而有些變量如人均境內(nèi)公路里程數(shù)、人均中學(xué)在校學(xué)生數(shù)等變量的一年期變化不大，這可能會導(dǎo)致這些變量的作用被低估；此外，江西省農(nóng)村合作醫(yī)療與養(yǎng)老保險于2006年實(shí)施，在樣本涵蓋的23年數(shù)據(jù)中，只有6年的數(shù)據(jù)該變量取值為1，其余15年的取值為0，這也可能會導(dǎo)致該變量的作用被低估。因此，本節(jié)取5年期數(shù)據(jù)，樣本中包含的年份為1991、1996、2001、2006、2011年，使用分組穩(wěn)健估計(jì)的方法進(jìn)一步檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。

表3與表2最大的區(qū)別是地方人均GDP（lgdp_per）對城鄉(xiāng)收入差距的影響變得更加顯著。其系數(shù)顯著為負(fù)，說明人均收入的提高有助于緩解城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大。其余變量的實(shí)證結(jié)果與表2基本一致。例如，變量“是否參加農(nóng)村合作醫(yī)療和養(yǎng)老保險”、“是否屬于鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)”仍然在1%的水平下顯著。說明農(nóng)村合作醫(yī)療保險與養(yǎng)老保險政策不僅不能減少城鄉(xiāng)收入差距，反而會擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。其原因在于農(nóng)村合作醫(yī)療保險與養(yǎng)老保險政策的實(shí)施會更多地促進(jìn)農(nóng)民的消費(fèi)而不是收入；鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)內(nèi)外的縣市，其城鄉(xiāng)收入差距也有顯著的差異，說明鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)戰(zhàn)略的實(shí)施對于減少區(qū)內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距起到了一定的成效。

與表2得到的結(jié)果一致，表3中能夠有效減少城鄉(xiāng)收入差距的仍然是農(nóng)民人均耕地面積、農(nóng)民人均有效灌溉面積、農(nóng)民人均農(nóng)作物播種面積等農(nóng)業(yè)資源稟賦，這說明農(nóng)業(yè)收入仍然是江西農(nóng)民收入的主要來源，縮小城鄉(xiāng)收入差距恐怕還是要依靠發(fā)展農(nóng)業(yè)和農(nóng)產(chǎn)品價格支持政策。此外，“人均境內(nèi)公路里程數(shù)”對城鄉(xiāng)收入差距的影響還是不顯著，這說明從縣（市）域內(nèi)角度來看，“修路”與“致富”之間不存在正相關(guān)，“先修路”未必一定能“先致富”。但是從縣（市）外的角度來看，則交通因素可能會很重要，這一點(diǎn)可以反映在我們設(shè)置的變量“是否屬于鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)”上。

五、結(jié)論與政策建議

本文以江西省81個縣（市）1989-2011年的面板數(shù)據(jù)為樣本，基于城鄉(xiāng)收入差距的視角，研究了江西縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的影響因素。研究發(fā)現(xiàn)，城市化、教育、交通、農(nóng)業(yè)機(jī)械化、衛(wèi)生、醫(yī)療保險與養(yǎng)老保險等方面政策與措施并不能像理論預(yù)期那樣減少城鄉(xiāng)收入差距，反而可能會導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大。江西農(nóng)民收入的主要來源依然是農(nóng)業(yè)，要縮小城鄉(xiāng)收入差距，仍然必須依靠發(fā)展農(nóng)業(yè)和農(nóng)產(chǎn)品價格支持政策。治理城鄉(xiāng)收入差距的根本是促進(jìn)農(nóng)業(yè)和農(nóng)村的發(fā)展，實(shí)現(xiàn)農(nóng)民收入水平的提高。我們提出以下兩點(diǎn)建議：

（一）發(fā)展生態(tài)農(nóng)業(yè)，走農(nóng)業(yè)特色化道路

江西省境內(nèi)除北部地區(qū)較為平坦外，東西南部三面環(huán)山，中部丘陵起伏，〖JP+1〗形成一個整體向鄱陽湖傾

表3 分組穩(wěn)健估計(jì)（5年期數(shù)據(jù)）

變量 Variable 混合OLS（1） 固定效應(yīng)（2） 隨機(jī)效應(yīng)（3） ArellanoBond GMM（4）

城鎮(zhèn)化率 lurban_rate 0.083(0.054) 0.150(0.091) 0.124*(0.063) 0.064(0.078)

農(nóng)民人均耕地面積 lgdmj_per -0.094(0.131) -0.533***(0.150) -0.244(0.129) -0.505**(0.155)

農(nóng)民人均有效灌溉面積 lyxggmj_per -0.188(0.117) -0.264(0.151) -0.105(0.123) -0.392**(0.146)

農(nóng)民人均農(nóng)作物播種面積 lnzwbzmj_per -0.146(0.105) -0.174(0.098) -0.154(0.098) -0.118(0.074)

人均國土面積 lxzmj_per 0.028(0.042) -0.202(0.138) 0.010(0.056) -0.631***(0.157)

人均地區(qū)生產(chǎn)總值 lgdp_per -0.149*(0.060) -0.290***(0.076) -0.212***(0.059) -0.083(0.131)

人均地方財(cái)政收入 lczyssr_per -0.036(0.057) 0.115*(0.055) -0.005(0.048) -0.043(0.080)

人均金融貸款余額 lgxdkye_per 0.131**(0.045) 0.055(0.041) 0.114*(0.046) 0.056(0.045)

農(nóng)民人均農(nóng)用機(jī)械總動力 lnyjxzdl_per 0.134**(0.043) 0.236***(0.050) 0.179***(0.051) 0.228***(0.069)

人均境內(nèi)公路里程數(shù) lgllcs0_per 0.022(0.034) 0.093(0.048) 0.045(0.036) 0.021(0.045)

人均消費(fèi)品零售總額 lxfplsze_per 0.055(0.058) 0.137(0.076) 0.104(0.065) 0.358***(0.093)

平均中學(xué)在校學(xué)生數(shù) lptzxxss_per 0.206***(0.062) 0.277***(0.067) 0.240***(0.052) 0.379***(0.067)

人均衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù) lwsjgcws_per -0.163***(0.049) -0.140*(0.067) -0.190***(0.054) -0.058(0.097)

是否參加農(nóng)村合作醫(yī)療和養(yǎng)老保險 dv1 0.275***(0.063)0.179***(0.048)

是否屬于鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū) dv2 -0.146***(0.035)-0.133***(0.048)

滯后因變量 linc_difL1.-0.498***(0.066)

常系數(shù) _cons 3.260***(0.491) 7.610***(0.996) 3.910***(0.591)

調(diào)整的判定系數(shù) r2_a 0.493 0.642

觀測值數(shù)量 observations 395 395 395 234

注：（1）*p<005; ** p<001; *** p<0001；（2）“（）”中的數(shù)值表示標(biāo)準(zhǔn)差，分組變量為city_code；（3）因變量為城鄉(xiāng)收入比值（城鎮(zhèn)職工工資收入與農(nóng)民人均純收入之比）的對數(shù)值，用以衡量城鄉(xiāng)收入差距；（4）表中所有變量均為對數(shù)值。

endprint

斜而向北開口的巨大盆地。全境以山地丘陵為主，山地占全省總面積的36%，丘陵占42%，崗地、平原、水面占22%。山地資源的多樣性需要我們采取不同的農(nóng)業(yè)發(fā)展模式。對于平原地區(qū)，通過土地流轉(zhuǎn)等方式，將土地資源進(jìn)行集中與整合，發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，提高農(nóng)業(yè)的機(jī)械化和現(xiàn)代化水平，發(fā)揮規(guī)模農(nóng)業(yè)的優(yōu)勢；對于丘陵山地為主的地區(qū)，借鑒日本和我國臺灣地區(qū)的發(fā)展經(jīng)驗(yàn)，發(fā)展健康、環(huán)保、自然為導(dǎo)向的生態(tài)農(nóng)業(yè)，充分利用丘陵和山地的優(yōu)勢，實(shí)現(xiàn)農(nóng)民收入增加。對于正在進(jìn)行的“一村一品”工程，應(yīng)該加強(qiáng)扶持和宣傳力度，發(fā)揮區(qū)域特色優(yōu)勢，實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收，實(shí)現(xiàn)設(shè)施農(nóng)業(yè)、生態(tài)農(nóng)業(yè)、觀光農(nóng)業(yè)的有機(jī)統(tǒng)一，形成人與自然良性互動，經(jīng)濟(jì)與社會、環(huán)境和諧統(tǒng)一的局面。

（二）發(fā)展農(nóng)村協(xié)作組織，提升農(nóng)村政治影響力

農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)周期較長，產(chǎn)品價格容易受市場供求關(guān)系的影響。除此之外，自然災(zāi)害、天氣等突發(fā)性因素也會影響農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)量和質(zhì)量，導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品價格波動頻繁。頻繁波動的農(nóng)產(chǎn)品價格容易傳遞給農(nóng)民不確定的市場信號，致使農(nóng)民很難確定是增加還是減少農(nóng)產(chǎn)品種植面積，或者改種其他的農(nóng)作物，進(jìn)而帶來農(nóng)民收入的不確定性，嚴(yán)重挫傷農(nóng)民的生產(chǎn)積極性。為此，許多國家和地區(qū)紛紛實(shí)行保護(hù)性收購、產(chǎn)品支持價格甚至直接補(bǔ)貼的方式，穩(wěn)定農(nóng)民收入。除了依靠政府的力量之外，還應(yīng)該發(fā)揮行業(yè)協(xié)會的作用，積極發(fā)展由農(nóng)民組成的農(nóng)村協(xié)作組織，提升農(nóng)村地區(qū)的話語權(quán)、議價能力和政治影響力。

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［38］Yiu, Por, Chen, Mingxing Liu and Qi Zhang, 2010, “Development of Financial Intermediation and the Dynamics of UrbanRural Disparity in China, 19781998”, Regional Studies, Vol.44, Issue 9, pp.11711187.

［39］Zhang, Hongwei, Chen Weiguo and Zhang Jie, 2012, “Urbanrural Income Disparities and Development in a Panel Data Set of China for the Period from 1978 to 2006”, Applied Economics, Vol. 44, Issue 21, pp. 27172728.

Study on the Regional Economic Development Quality: Based on the County Panel Data Empirical Analysis



Xi Mingming, Zhang Jinming and Deng Lingqin



Abstract:This paper uses the panel data of Jiangxi Province, which include 81 counties from year 1989 to 2011, to study the influencing factors of urbanrural income difference. This study found that: First, The development of education, the implementation of the newer rural cooperative medical and retirement security and other social security policy do not reduce the income difference between urban and rural areas, but to further expand the urbanrural income difference; Second, Economic geography has a significant impact on narrowing the income difference, such as whether a county belongs to the Poyang Lake Ecological Economic Zone or not; Third, To increase the farmers' cultivated land per capita, irrigated area per capita and sown area per capita of farm crops that can notably decrease the urbanrural income difference ; Finally, power of agricultural machinery per capita is positively related with urbanrural income difference, because it reflected the level of agricultural modernization. Our result shows that the level of agricultural modernization does not necessarily reduce the income urbanrural income difference.

Key Words:Urbanrural Income Difference; Cooperative Medical; Panel Data; Empirical Analysis

■ 責(zé)任編輯李酣

endprint

［36］Knight, J.and Song L．, 1999, “Increasing Wage Inequality in China: Efficiency Versus Equity”, Economics Series Working Papers 99211，University of Oxford，Department of Economics.

［37］Psacharopoulos, G., 1994, “Returns to Investment in Education: A Global Update”, World Development, 22（9）, pp. 13251343.

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Study on the Regional Economic Development Quality: Based on the County Panel Data Empirical Analysis



Xi Mingming, Zhang Jinming and Deng Lingqin

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Abstract:This paper uses the panel data of Jiangxi Province, which include 81 counties from year 1989 to 2011, to study the influencing factors of urbanrural income difference. This study found that: First, The development of education, the implementation of the newer rural cooperative medical and retirement security and other social security policy do not reduce the income difference between urban and rural areas, but to further expand the urbanrural income difference; Second, Economic geography has a significant impact on narrowing the income difference, such as whether a county belongs to the Poyang Lake Ecological Economic Zone or not; Third, To increase the farmers' cultivated land per capita, irrigated area per capita and sown area per capita of farm crops that can notably decrease the urbanrural income difference ; Finally, power of agricultural machinery per capita is positively related with urbanrural income difference, because it reflected the level of agricultural modernization. Our result shows that the level of agricultural modernization does not necessarily reduce the income urbanrural income difference.

Key Words:Urbanrural Income Difference; Cooperative Medical; Panel Data; Empirical Analysis

■ 責(zé)任編輯李酣

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［36］Knight, J.and Song L．, 1999, “Increasing Wage Inequality in China: Efficiency Versus Equity”, Economics Series Working Papers 99211，University of Oxford，Department of Economics.

［37］Psacharopoulos, G., 1994, “Returns to Investment in Education: A Global Update”, World Development, 22（9）, pp. 13251343.

［38］Yiu, Por, Chen, Mingxing Liu and Qi Zhang, 2010, “Development of Financial Intermediation and the Dynamics of UrbanRural Disparity in China, 19781998”, Regional Studies, Vol.44, Issue 9, pp.11711187.

［39］Zhang, Hongwei, Chen Weiguo and Zhang Jie, 2012, “Urbanrural Income Disparities and Development in a Panel Data Set of China for the Period from 1978 to 2006”, Applied Economics, Vol. 44, Issue 21, pp. 27172728.

Study on the Regional Economic Development Quality: Based on the County Panel Data Empirical Analysis

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Xi Mingming, Zhang Jinming and Deng Lingqin

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Abstract:This paper uses the panel data of Jiangxi Province, which include 81 counties from year 1989 to 2011, to study the influencing factors of urbanrural income difference. This study found that: First, The development of education, the implementation of the newer rural cooperative medical and retirement security and other social security policy do not reduce the income difference between urban and rural areas, but to further expand the urbanrural income difference; Second, Economic geography has a significant impact on narrowing the income difference, such as whether a county belongs to the Poyang Lake Ecological Economic Zone or not; Third, To increase the farmers' cultivated land per capita, irrigated area per capita and sown area per capita of farm crops that can notably decrease the urbanrural income difference ; Finally, power of agricultural machinery per capita is positively related with urbanrural income difference, because it reflected the level of agricultural modernization. Our result shows that the level of agricultural modernization does not necessarily reduce the income urbanrural income difference.

Key Words:Urbanrural Income Difference; Cooperative Medical; Panel Data; Empirical Analysis

■ 責(zé)任編輯李酣

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