二元性與中國城鄉(xiāng)居民收入差距的演進：協(xié)整檢驗與誤差修正模型

周端明 王亞玄

（安徽師范大學，安徽蕪湖 241000）

二元性與中國城鄉(xiāng)居民收入差距的演進：協(xié)整檢驗與誤差修正模型

周端明 王亞玄

（安徽師范大學，安徽蕪湖 241000）

文章通過建構(gòu)一個包括農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)的兩部門經(jīng)濟模型，考察了中國城鄉(xiāng)居民收入差距演進過程中二元性的關鍵作用。遵照布吉尼翁和莫里森的作法，使用農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)部門的相對勞動生產(chǎn)率作為衡量經(jīng)濟二元性的指標。協(xié)整分析表明，在中國城鄉(xiāng)居民收入差距與農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)部門的相對勞動生產(chǎn)率之間存在長期均衡關系，二者存在明顯的反方向變化。誤差修正模型表明，當短期波動偏離長期均衡時，將以18.25%的調(diào)整力度使非均衡狀態(tài)回復到均衡狀態(tài)。而格蘭杰因果檢驗表明，二元性是中國城鄉(xiāng)居民收入差距的格蘭杰成因。

二元性；城鄉(xiāng)居民收入差距；協(xié)整檢驗；誤差修正模型

一、導言

城鄉(xiāng)居民收入差距的居高不下已經(jīng)成為建設和諧社會的重要障礙。1978年改革開放以來，中國在實現(xiàn)經(jīng)濟持續(xù)高速增長的同時，居民收入水平不斷攀升。但是，不可否認的是，伴隨居民收入水平不斷攀升的不是共同富裕的實現(xiàn)，而是收入差距的不斷擴大。就全國總體收入差距而言，1978年的基尼系數(shù)在0.3左右，1988年是0.382，1995年達到0.452①。按照世界銀行的統(tǒng)計，中國20世紀90年代基尼系數(shù)除了比撒哈拉非洲、拉丁美洲和加勒比海地區(qū)稍低外，高于高收入發(fā)達國家、中歐國家、東亞和太平洋地區(qū)、南亞以及中東和北部非洲[1]86。黨的十七大報告明確指出，“合理的收入分配制度是社會公平的重要體現(xiàn)。要堅持和完善按勞分配為主體、多種分配方式并存的分配制度，健全勞動、資本、技術(shù)、管理等生產(chǎn)要素按貢獻參與分配的制度，初次分配和再分配都要處理好效率和公平的關系，再分配更加注重公平。”而全國總體收入差距可以分解為城鄉(xiāng)之間、城市內(nèi)部、農(nóng)村內(nèi)部和地區(qū)之間居民收入差距四個部分。坎布爾和張曉波利用廣義熵指數(shù)（GE Index）分解，得出：城鄉(xiāng)居民收入差距對全國總體收入差距的貢獻雖然由1978年的78.57%降低到2000年的56.05%，但是，城鄉(xiāng)居民收入差距對全國總體收入差距的貢獻仍然達到50%以上。[2]87-106

因此，研究改革開放以來中國城鄉(xiāng)居民收入差距的演進及其成因和未來走勢是構(gòu)建社會主義和諧社會理論的重要一環(huán)，具有重要理論意義和實際意義。

目前，對中國城鄉(xiāng)居民收入差距的形成主要有如下幾種解釋：第一，中國重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略的選擇內(nèi)生了城市偏向政策，而正是這種政策導致中國城鄉(xiāng)居民收入差距居高不下[3]。第二，要素市場的扭曲是中國城鄉(xiāng)居民收入差距形成的重要原因。[4]16-33[5]第三，強調(diào)城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)居民收入差距形成的關鍵性作用[6][7]11-19。第四，從經(jīng)濟開放角度研究中國城鄉(xiāng)居民收入差距的演進[8]。第五，金融發(fā)展與中國城鄉(xiāng)居民收入差距之間存在一種長期均衡關系，其是中國城鄉(xiāng)居民收入差距形成的重要原因[9]182-201。第六，強調(diào)人力資本、生育率與中國城鄉(xiāng)居民收入差距的內(nèi)在關系，如郭劍雄所言：“城鄉(xiāng)居民收入差距的最終消除，從根本上來說，依賴于城鄉(xiāng)之間生育率水平、人力資本存量水平及其積累率的趨同。”[10]36

但是，目前對中國城鄉(xiāng)居民收入差距的研究存在幾點不足：

首先，從價值判斷來看，現(xiàn)有很多研究更多地是從結(jié)果公平角度對中國城鄉(xiāng)居民收入差距現(xiàn)狀和演進趨勢進行批判，忽視了中國城鄉(xiāng)居民收入差距中既包括合理成分，又包括不合理成分。經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變過程中城鄉(xiāng)居民收入差距拉大，不是中國的獨有現(xiàn)象，而是當代發(fā)達資本主義國家在發(fā)展過程中的共同現(xiàn)象，它源于經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變中不同部門發(fā)展的不均衡，是發(fā)展過程中的自然現(xiàn)象。1885年，日本非農(nóng)戶家庭和農(nóng)戶家庭人均收入比率為1.32，1930年這一比率達到最高的3.13，從1930年開始一直降低，2000年左右這一比率基本為1。[11]因此，研究中國城鄉(xiāng)居民收入差距不能從純粹的道義、道德角度做出判斷，并根據(jù)這種判斷提出相應的政策建議。這樣非科學的研究態(tài)度和方法，由于不能深入透析影響城鄉(xiāng)居民收入差距的根本原因，其所提政策建議對于解決中國城鄉(xiāng)居民收入差距是有害無益的。因此，我們需要客觀地、理性地看待當前過高的城鄉(xiāng)居民收入差距及其擴大的趨勢，科學地研究其內(nèi)在根源并據(jù)此提出系統(tǒng)性政策建議。

其次，從政策建議看，現(xiàn)有文獻更多地建議從城鄉(xiāng)再分配政策的調(diào)整角度來縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。而依靠城鄉(xiāng)之間的再分配政策的調(diào)整，僅僅能夠在短時期內(nèi)緩和城鄉(xiāng)居民收入差距，不可能從根本上解決中國城鄉(xiāng)居民收入差距問題。在城鄉(xiāng)居民收入差距問題上，開源比節(jié)流更重要。農(nóng)業(yè)革命或農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高是工業(yè)革命或結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的前提，這一結(jié)論已經(jīng)成為共識[12]52。對于中國這樣一個勞動力“無限供給”的二元經(jīng)濟社會，城鄉(xiāng)居民收入差距是二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)向現(xiàn)代經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的必然結(jié)果，加速結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變是城鄉(xiāng)居民收入差距最終解決的根本途徑。因此，縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的政策組合應該以建立現(xiàn)代農(nóng)業(yè)為中心，加快傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)化。而在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化過程中，整個經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變速度加快，城鄉(xiāng)居民收入差距問題才可能從根本上得到解決。

從經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變遷，特別是從二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變遷角度研究中國城鄉(xiāng)居民收入差距的文獻在20世紀90年代中前期比較多。但是，20世紀90年代后期以來，從經(jīng)濟的二元性角度研究中國城鄉(xiāng)居民收入差距的成果并不多見，而20世紀90年代后期以來中國城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的變化很大，因此，從經(jīng)濟的二元性角度研究中國城鄉(xiāng)居民收入差距的形成就具有重要實際意義，同時，也彌補了現(xiàn)有文獻的不足。本文遵照布吉尼翁和莫里森[13]233-257的作法，使用農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)部門的相對勞動生產(chǎn)率作為衡量經(jīng)濟二元性的指標，研究經(jīng)濟二元性對中國城鄉(xiāng)居民收入差距形成的關鍵作用。文章其余部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分，建構(gòu)了一個二元性與城鄉(xiāng)居民收入差距關系的理論分析框架；第三部分，利用中國改革開放以來的數(shù)據(jù)，實證檢驗了二元性與中國城鄉(xiāng)居民收入差距形成的關系；最后一部分是全文的結(jié)論。

二、二元性與中國城鄉(xiāng)居民收入差距的演進：理論分析框架

假設經(jīng)濟存在兩個部門：農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門。農(nóng)業(yè)部門的產(chǎn)出取決于所投入的資本、勞動和土地等。由于農(nóng)村家庭承包土地采取30年不變政策，因此，中國農(nóng)村家庭土地數(shù)量基本是不變的，我們在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)中可以把土地作為一種固定投入要素，從而農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)出水平僅僅取決于農(nóng)業(yè)勞動力La和資本存量Ka。同時，我們假設農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)函數(shù)具有柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)形式，因此，農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)函數(shù)形式如（1.1）式所示：

非農(nóng)業(yè)部門的產(chǎn)出是非農(nóng)勞動力Lu和資本存量Ku的函數(shù)，而且，非農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)函數(shù)也符合柯布-道格拉斯函數(shù)形式，如（1.2）式所示：

又假設無論是農(nóng)業(yè)部門還是非農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)函數(shù)都符合以下條件：

假設農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門的居民收入僅僅來自各自勞動力的工資收入，且每個居民都擁有一單位勞動力要素。

在一個自由競爭的市場經(jīng)濟中，要素的收入等于其邊際產(chǎn)出，為此，農(nóng)業(yè)部門居民的收入就等于其工資收入Wa，而工資Wa等于農(nóng)產(chǎn)品價格Pa與農(nóng)業(yè)的邊際產(chǎn)出的乘積，即式（1.3）：

因此，城鄉(xiāng)居民收入差距是由農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)部門的相對勞動生產(chǎn)率、非農(nóng)產(chǎn)品與農(nóng)產(chǎn)品的比價和非農(nóng)部門與農(nóng)業(yè)部門勞動的產(chǎn)出彈性比共同決定的。在非農(nóng)部門與農(nóng)業(yè)部門勞動的產(chǎn)出彈性比相同情況下，從式（1.7）可以看出，城鄉(xiāng)居民收入差距與農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)部門的相對勞動生產(chǎn)率呈反方向變化。由此可見，城鄉(xiāng)居民收入差距的演進是經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變中農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)部門相對勞動生產(chǎn)率變化的反應。

三、二元性與中國城鄉(xiāng)居民收入差距的演進：協(xié)整檢驗與誤差修正模型

為了實證檢驗二元性與中國城鄉(xiāng)居民收入差距之間的關系，我們使用農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)部門的相對勞動生產(chǎn)率衡量二元性。根據(jù)定義，我們用中國1978-2006年第一產(chǎn)業(yè)的GDP除以第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)計算出第一產(chǎn)業(yè)的單位勞動力產(chǎn)出，用第二和第三產(chǎn)業(yè)GDP之和除以第二和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)之和計算出非農(nóng)業(yè)部門的單位勞動力產(chǎn)出，然后用第一產(chǎn)業(yè)的單位勞動力產(chǎn)出除以非農(nóng)業(yè)部門的單位勞動力產(chǎn)出得出農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)部門的相對勞動生產(chǎn)率。用1978-2006年的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入除以農(nóng)村居民家庭人均純收入，得到城鄉(xiāng)居民收入差距比作為衡量城鄉(xiāng)居民收入差距的基本指標。除了特殊說明，所有數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》。

以UR、IRLP分別表示城鄉(xiāng)居民收入差距和非農(nóng)業(yè)對農(nóng)業(yè)部門相對勞動生產(chǎn)率1978-2006年的時間序列，經(jīng)過自然對數(shù)變換后分別記作LUR和LIRLP，繪制兩序列的曲線圖1-1。

圖1-1 中國城鄉(xiāng)居民收入差距與非農(nóng)業(yè)對農(nóng)業(yè)部門相對勞動生產(chǎn)率：1978-2006年

從圖1-1看，1978-2006年間，中國城鄉(xiāng)居民收入差距與非農(nóng)業(yè)對農(nóng)業(yè)部門相對勞動生產(chǎn)率②有大致相同的變化軌跡，說明二者可能存在協(xié)整關系。下面利用恩格爾和格蘭杰（Engle and Granger）提出的兩步檢驗方法檢驗中國城鄉(xiāng)居民收入差距與農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)部門相對勞動生產(chǎn)率之間是否存在協(xié)整關系。恩格爾和格蘭杰的兩步法檢驗法實際是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗。

首先，分別對中國城鄉(xiāng)居民收入差距LUR和農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)部門相對勞動生產(chǎn)率LRRLP進行單整檢驗，檢驗結(jié)果見表1-1。將序列LUR和LRRLP的單位根（ADF）檢驗統(tǒng)計量與相應的臨界值比較，發(fā)現(xiàn)序列LUR和LRRLP都是非平穩(wěn)序列。為此，對序列LUR和LRRLP進行一階差分再分別做單位根（ADF）檢驗。將一階差分后的中國城鄉(xiāng)居民收入差距（ILUR）和農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)部門相對勞動生產(chǎn)率（ILRRLP）的單位根（ADF）檢驗統(tǒng)計量與相應的臨界值比較，發(fā)現(xiàn)經(jīng)過一階差分后，序列LUR和LRRLP均已平穩(wěn)，因此，可以判定序列LUR和LRRLP是一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗的前提。

表1-1 變量及其一階差分的單位根（ADF）檢驗結(jié)果

第二步，對回歸方程殘差進行單位根檢驗。為此，建立回歸方程式（1.8）回歸結(jié)果見（1.9）式：

其中，括號內(nèi)為估計參數(shù)的t統(tǒng)計量的絕對值。

再對殘差εt進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表1-2。

表1-2 殘差序列的單位根（ADF）檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果顯示，εt序列在5%的顯著性水平下拒絕原假設，接受不存在單位根的結(jié)論，因此，可以認為估計殘差序列εt為平穩(wěn)序列，表明序列LUR和LRRLP之間存在協(xié)整關系，即中國城鄉(xiāng)居民收入差距與農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)部門相對勞動生產(chǎn)率之間存在長期均衡關系。

上面通過協(xié)整分析證明了中國城鄉(xiāng)居民收入差距與農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)部門相對勞動生產(chǎn)率之間存在協(xié)整關系，但如果要知道它們之間的短期動態(tài)均衡關系，即這些變量偏離它們共同的隨機趨勢時的調(diào)整速度，必須通過建立誤差修正模型來解決。根據(jù)Granger定理，一組具有協(xié)整關系的變量一定有誤差修正模型的形式，因此，本文通過建立誤差修正模型來研究各變量之間關系的短期動態(tài)調(diào)整與長期特征。

其中，括號中為估計參數(shù)的t統(tǒng)計量的絕對值。在（1.11）式中，誤差修正項ecmt-1的系數(shù)為負，符合反向修正機制。ecmt-1前面的系數(shù)反映了短期波動偏離長期均衡時，將以18.25%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，也就是說，中國城鄉(xiāng)居民收入差距的實際值與均衡值的差距約有18.25%得到修正或清除。

由協(xié)整檢驗結(jié)果可知，在中國城鄉(xiāng)居民收入差距與農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)部門相對勞動生產(chǎn)率之間存在長期均衡關系，但是，這種均衡關系是否是因果關系，也就是說，是農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)部門的相對勞動生產(chǎn)率的逐步降低導致了城鄉(xiāng)收入差距的擴大，還是城鄉(xiāng)居民收入差距的擴大導致了農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)部門的相對勞動生產(chǎn)率的逐步降低，還需要進行因果關系檢驗。根據(jù)AIC確定的變量滯后期為2，變量的因果關系檢驗見表1-3。

表1-3 城鄉(xiāng)居民收入差距與農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)部門相對勞動生產(chǎn)率的格蘭杰因果關系檢驗

根據(jù)表1-3的檢驗結(jié)果，UR與RRLP之間只存在單方面的因果關系，在95%的可置信水平下，可以認為RRLP是UR的格蘭杰成因，而UR不是RRLP的格蘭杰成因。

為了進一步證實城鄉(xiāng)居民收入差距與農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)部門相對勞動生產(chǎn)率之間的關系，我們利用中國2005年31個省、市、自治區(qū)的數(shù)據(jù)，計算了各省、市、自治區(qū)的農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)部門相對勞動生產(chǎn)率和城鄉(xiāng)居民收入差距，設置了如下回歸方程式（1.12）：

其中，括號中為估計參數(shù)的t統(tǒng)計量的絕對值。從估計結(jié)果看，與我們理論預測一樣，農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)部門相對勞動生產(chǎn)率與城鄉(xiāng)居民收入差距之間呈反方向變化關系。同時，區(qū)域?qū)Τ青l(xiāng)居民收入差距影響明顯，中西部地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距平均比東部地區(qū)高0.74。

通過中國城鄉(xiāng)居民收入差距與農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)部門相對勞動生產(chǎn)率的時間序列數(shù)據(jù)的協(xié)整分析，表明二者之間存在長期均衡關系。同時，通過地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入差距與農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)部門相對勞動生產(chǎn)率的橫斷面數(shù)據(jù)分析，進一步證明了農(nóng)業(yè)部門對非農(nóng)業(yè)部門相對勞動生產(chǎn)率是解釋中國城鄉(xiāng)居民收入差距的最關鍵因素，二者之間存在明顯的反方向變化關系。

四、結(jié)論

通過構(gòu)建一個包括農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)的兩部門經(jīng)濟模型，考察了中國城鄉(xiāng)居民收入差距演進過程中二元性的關鍵作用。遵照布吉尼翁和莫里森的作法，使用農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)部門的相對勞動生產(chǎn)率作為衡量經(jīng)濟二元性的指標，分析表明，在中國城鄉(xiāng)居民收入差距與農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)部門的相對勞動生產(chǎn)率之間存在長期均衡關系，二者存在明顯的反方向變化，也就是說二元性是解釋中國城鄉(xiāng)收入差距演進的最重要因素。誤差修正模型表明，當短期波動偏離長期均衡時，將以18.25%的調(diào)整力度使非均衡狀態(tài)回復到均衡狀態(tài)。而格蘭杰因果檢驗表明，二元性是中國城鄉(xiāng)居民收入差距的格蘭杰成因。

農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)部門的相對勞動生產(chǎn)率是解釋中國城鄉(xiāng)居民收入差距形成的關鍵因素，有兩點重要政策含義：第一，中國巨大的城鄉(xiāng)居民收入差距有其合理性，它是國民收入在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)部門初次分配的結(jié)果。第二，縮小中國城鄉(xiāng)居民收入差距的關鍵是轉(zhuǎn)變二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，提高農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)部門的相對勞動生產(chǎn)率。由于不能通過降低非農(nóng)業(yè)部門的勞動生產(chǎn)率來提高農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)部門的相對勞動生產(chǎn)率，因此，縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的關鍵在于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和加快農(nóng)業(yè)勞動力向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移。

注：

①國家統(tǒng)計局公布的1978年城市居民基尼系數(shù)是0.16，而農(nóng)村居民基尼系數(shù)是0.21，沒有估計全國總體基尼系數(shù)。考慮1978年的城鄉(xiāng)居民收入差別較大，為2.36，因此，他們斷定1978年的基尼系數(shù)在0.3左右。目前，能夠找到的是早期世界銀行關于中國1979年基尼系數(shù)的估計結(jié)果，為0.33（李實、趙人偉，1999）。Adelman and Sunding對中國1978年基尼系數(shù)的估計為0.317（張平，2003）。Kanbur and Zhang（2005）在一項研究中對中國1978年的基尼系數(shù)估計為0.293。綜合上述結(jié)果，我們認為，1978年基尼系數(shù)在0.3左右是合理的。

②非農(nóng)業(yè)對農(nóng)業(yè)部門相對勞動生產(chǎn)率=1/農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)相對勞動生產(chǎn)率。這里之所以選擇非農(nóng)業(yè)對農(nóng)業(yè)部門相對勞動生產(chǎn)率，是因為農(nóng)業(yè)對非農(nóng)業(yè)相對勞動生產(chǎn)率與城鄉(xiāng)居民收入差距之間呈反方變動關系，因此，在圖中二者的變動趨勢正好相反。而非農(nóng)業(yè)對農(nóng)業(yè)部門相對勞動生產(chǎn)率與城鄉(xiāng)居民收入差距兩個指標成正方向變化，因此，在圖中二者變動趨勢一致。

［1］張平.增長與分享——居民收入分配理論和實證[M].北京：社會科學文獻出版社，2003.

［2］Kanbur Raviand Xiaobo Zhang.Fifty Yearsof Regional Inequality in China:a Journey Through Central Planning,Reform,and Openness[J].Reviewof Development Economics,2005,9（1）.

［3］林毅夫,蔡昉,李周.中國的奇跡：發(fā)展戰(zhàn)略與經(jīng)濟改革[M].上海：上海三聯(lián)書店，上海人民出版社，1994.

［4］李實.中國農(nóng)村勞動力流動與收入增長和分配[J].中國社會科學，1999,(2).

［5］蔡昉，都陽，王美艷.勞動力流動的政治經(jīng)濟學[M].上海：上海三聯(lián)書店，上海人民出版社，2003.

［6］陳宗勝.經(jīng)濟發(fā)展中的收入分配[M].上海：上海三聯(lián)書店，1991.

［7］蔡繼明.中國城鄉(xiāng)比較生產(chǎn)力與相對收入差別[J].經(jīng)濟研究，1998,(1).

［8］Wei Shang-Jinand Yi Wu.Globalizationand Inequality:Evidence from with in China[C].NBER Working Paper,2001,No.8611.

［9］章奇,劉明興,Vincent Yiupor Chen.中國的金融中介增長與城鄉(xiāng)收入差距[A].載蔡昉，萬廣華.中國轉(zhuǎn)軌時期收入差距與貧困[C].北京：社會科學文獻出版社，2006.

［10］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).

［11］Hayami Yujiro.An Emerging Agricultural Problem in High-PerformingAsianEconomies[R].PolicyResearch Working Paper, 2007,No.4312.

［12］Nurkse Ragnar.Problems of Capital Formation in Under developed Countries[M].New York:Ox ford University Press,1953.

［13］Bourguignon Fran ois and Christian Morrison.Inequality and development:the role of dualism[J].Journal of Development Economics,1998, Vol.57.

F014.4

：A

：1672-0547（2010）05-0010-04

2010－09－14

周端明（1973-），男，安徽太湖人，安徽師范大學經(jīng)濟管理學院副教授，博士，碩士生導師；

王亞玄（1988-），男，安徽六安人，安徽師范大學經(jīng)濟管理學院學生。

國家社科基金項目《土地“新政”背景下中國農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新路徑研究》（編號：09BJY066）成果；安徽省軟科學項目《農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)政策與安徽省農(nóng)業(yè)技術(shù)進步路徑研究》（編號：09030503033）階段性成果。