王云芳

?

城市化、產業(yè)結構調整和城鄉(xiāng)收入差距——以陜西為例

王云芳1,2

（1.北京理工大學 管理與經濟學院，北京，100081；2.延安大學 經管學院，陜西 延安 716000）

本文基于2002-2011年陜西省市級數(shù)據(jù),利用面板回歸方法對產業(yè)結構在城市化影響城鄉(xiāng)收入差距中的效應進行了實證分析。研究發(fā)現(xiàn)：（1）產業(yè)結構升級在城市化進程對城鄉(xiāng)收入差距的作用中發(fā)揮了中介效應，使得城市化進程進一步縮小了城鄉(xiāng)收入差距。（2）產業(yè)結構優(yōu)化在城市化進程對城鄉(xiāng)收入差距的作用中發(fā)揮了調節(jié)效應，即強化了城市化對城鄉(xiāng)收入差距縮小的作用。

產業(yè)結構；城市化；城鄉(xiāng)收入差距

一、引言

在全球城市化進程與經濟全球化日益加快的國際大背景下，我國城市化進程也不斷向前推進，但與此同時，城鄉(xiāng)收入差距也在不斷擴大。國家統(tǒng)計局發(fā)布的2013年經濟數(shù)據(jù)中，全國居民收入基尼系數(shù)為0.473，再次引發(fā)了人們對居民收入分配問題更多的關注。而在我國居民收入不平等中最為突出的是城鄉(xiāng)不平等，其貢獻率占63.66%-65. 24%，遠遠甚于區(qū)域不平等（貢獻率為 22.15% -23.73%）[1]。收入直接影響到人們的消費需求，而消費又是國家經濟增長的強大動力，因此，城鄉(xiāng)收入差距問題的嚴重和持續(xù)將成為影響國家經濟可持續(xù)發(fā)展的關鍵因素。人們自古以來就有“不患寡而患不均”的心理，收入差距和分配問題是百姓最關心的問題，處理不好，會影響到國家和社會的安定。國家總理李克強指出：“中國已進入中等收入國家行列，但發(fā)展還很不平衡，尤其是城鄉(xiāng)差距量大面廣，差距就是潛力，未來幾十年最大的發(fā)展?jié)摿υ诔擎?zhèn)化”。由此說明了城市化在縮小城鄉(xiāng)收入差距方面的重要作用。并且，在國家進入新常態(tài)的經濟發(fā)展態(tài)勢下，結構調整，產業(yè)升級轉型，城鎮(zhèn)化等問題已成為國家宏觀調控關注的重點。

關于城市化對城鄉(xiāng)收入差距的作用，現(xiàn)有文獻做了大量有益的分析。但是仍存在一些不足：首先，大多數(shù)關注的是城市化對城鄉(xiāng)收入差距的直接效應，至于研究城市化對城鄉(xiāng)收入差距的間接效應和作用機制的文獻卻很少。而從產業(yè)結構視角來研究產業(yè)結構調整在城市化對城鄉(xiāng)收入差距作用中的中介效應和調節(jié)效應的文獻則更少。其次，大多數(shù)學者在研究產業(yè)結構時側重于產值結構分析，很少有從產業(yè)結構升級/高級化和優(yōu)化/合理化兩個維度來研究。另外，由于我國各地經濟發(fā)展不平衡，各地的城鄉(xiāng)收入差距和城市化進程存在顯著差異。其中，陜西作為經濟發(fā)展相對落后的西部地區(qū)的典型省份，其城鄉(xiāng)收入差距比全國水平更為嚴重，城市化進程比全國更低。如圖1所示，在1980-2012年間，陜西城鄉(xiāng)居民收入比變動趨勢與全國城鄉(xiāng)居民收入比相似，但始終遠高于全國水平，且從20世紀90年代末有不斷擴大趨勢。因此，本文在前人研究的基礎上，以陜西為例，著眼于產業(yè)結構升級和優(yōu)化兩個維度分析其在城市化對城鄉(xiāng)收入差距影響中的中介效應和調節(jié)效應，以期在一定程度上彌補現(xiàn)有文獻的不足，并為我國和陜西的經濟發(fā)展做出有益的探索。

圖1：1980-2012年陜西與全國的城鄉(xiāng)居民收入比

二、文獻回顧和理論假設

（一）城市化、產業(yè)結構升級與城鄉(xiāng)收入差距

城市化對城鄉(xiāng)收入差距的研究方面：Chen等學者運用一種新的計算基尼系數(shù)方法利用中國1978-2012年數(shù)據(jù)具體測算了城市化進程對城鄉(xiāng)收入差距的影響[2]，得出：城市率的提高在1978-2001年有助于擴大城鄉(xiāng)收入差距，從2001以后有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。Li等學者運用地理加權回歸技術和空間計量模型檢驗了城市化對城鄉(xiāng)收入差距影響的時空差異，得知城市化進程能顯著地縮小城鄉(xiāng)收入差距[3]。

城市化對產業(yè)結構升級的文獻研究：Singelmann基于對工業(yè)化國家1920-1970年的實證分析得出，城市化將會為服務業(yè)的發(fā)展帶來更多的機會，同時城市化也是農業(yè)為基礎的經濟向服務業(yè)為基礎的經濟轉型的主要因素[4]。因此，城市化是服務業(yè)發(fā)展的原因。中國經濟增長與宏觀穩(wěn)定課題組認為城市化所具有的積聚效應對產業(yè)競爭力產生了直接的作用，有利于提升產業(yè)競爭力，并運用中國1995-2007年31個省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)具體分析了城市化對工業(yè)競爭力和第三產業(yè)競爭力的影響[5]，得出城市化對工業(yè)競爭力的系數(shù)為0.0762，城市化對第三產業(yè)競爭力的系數(shù)為0.0389，表明城市化對工業(yè)和第三產業(yè)競爭力都具有正向的影響，且隨著城市化水平的提高，第三產業(yè)競爭力的影響幅度低于工業(yè)競爭力的影響幅度。由于第二產業(yè)中工業(yè)占比很高，可以把工業(yè)占比近似看作第二產業(yè)占比。結合產業(yè)結構升級指標，即第三產業(yè)占GDP比與第二產業(yè)占GDP比之間的比值，再加上城市化水平提高對第三產業(yè)競爭力的影響幅度低于工業(yè)競爭力的影響幅度，可以推測得出：隨著城市化水平的提高，產業(yè)結構升級程度會下降。

產業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距影響方面的主要觀點是產業(yè)結構升級擴大了城鄉(xiāng)收入差距。Chen等學者用1978-2009年的面板數(shù)據(jù)分中國全樣本、東部、中部和西部三個分樣本檢驗一致得出：產業(yè)結構升級能顯著地擴大城鄉(xiāng)收入差距[6]。由此可以推出假設一：產業(yè)結構升級在城市化進程對城鄉(xiāng)收入差距的作用中起到了中介效應，使得城市化進程進一步縮小了城鄉(xiāng)收入差距。

（二）城市化、產業(yè)結構優(yōu)化與城鄉(xiāng)收入差距

當產業(yè)結構趨于高度合理化時，意味著農業(yè)與非農業(yè)之間、不同產業(yè)之間的勞均生產率趨于相同。這時，農業(yè)趨于現(xiàn)代化，農村原有的剩余勞動力趨于完全進入城市，且非農業(yè)部門的高度發(fā)達，技術水平和創(chuàng)新能力的提高，就業(yè)機會的增多，進入城市的農業(yè)勞動者更容易會找到適合自身能力的工作，從而真正地融入城市，實現(xiàn)產城融合，城鄉(xiāng)收入差距接近于零。反之，當產業(yè)結構不合理時，意味著城市里非農產業(yè)尤其是第三產業(yè)不發(fā)達，吸納農村剩余勞動力的能力差，城市里就業(yè)機會少，城市化進程緩慢。這時，即使有勞動力流入城市，提高了城市人口比重，但是由于產業(yè)結構不合理，流入城市的農村勞動力仍找不到工作，仍無法起到縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用。

Lin等學者認為發(fā)展中國家重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略意味著政府發(fā)展與他們的比較優(yōu)勢不符的資本密集型產業(yè)和技術，使得每單位資本能夠吸納的勞動力過少，引起城市部門就業(yè)率過低和城市化水平低[7]。同時，城市就業(yè)率低意味著農村就業(yè)人數(shù)多和農民平均工資低，最終導致城鄉(xiāng)收入差距的擴大。Tiffen發(fā)現(xiàn)隨著對農村人口向城市轉移的放松，服務業(yè)更快地發(fā)展，服務業(yè)和制造業(yè)部門的發(fā)展將會鼓勵農村居民向城市流動[8]。李志翠等利用協(xié)整分析、誤差修正模型和Granger因果檢驗等計量方法，研究發(fā)現(xiàn)：產業(yè)結構合理化在長期對城市化水平的提升具有正向效應[9]。曹飛結合陜西時間序列數(shù)據(jù)得出城市化是第三產業(yè)的Granger原因[10]。周高賓就世界各國經驗而言，一國城市化進程的主要驅動力來自于第二和第三產業(yè)的發(fā)展[11]。因為第二和第三產業(yè)主要集中于城市，所以，城市經濟的發(fā)展即城市現(xiàn)代工業(yè)的發(fā)展會創(chuàng)造更多的崗位來滿足農村勞動力的遷入，產業(yè)結構逐步優(yōu)化，并最終促使城市化進程的提高。由此可以推出假設二：產業(yè)結構優(yōu)化在城市化進程對城鄉(xiāng)收入差距的作用中起到了調節(jié)作用，即產業(yè)結構優(yōu)化強化了城市化對城鄉(xiāng)收入差距縮小的作用。

三、變量選取、數(shù)據(jù)說明和實證模型設定

（一）變量選取和數(shù)據(jù)說明

1. 被解釋變量和核心解釋變量

關于城鄉(xiāng)收入差距（GAP）指標：采用城鄉(xiāng)居民收入比這一常用指標，即城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農村居民人均純收入之比。

關于城市化進程的指標：城市化指由農業(yè)人口占很大比重的傳統(tǒng)農業(yè)社會向非農業(yè)人口占多數(shù)的現(xiàn)代文明社會轉變的歷史過程，是衡量現(xiàn)代化過程的重要標志。城市化進程常用指標是非農業(yè)人口與總人口的比率。

關于產業(yè)結構調整的指標：簡新華將產業(yè)結構調整劃分成為產業(yè)結構合理化與產業(yè)結構高度化兩個維度[12]。產業(yè)結構高度化即升級是指產業(yè)技術密集化、高加工度化和高附加值化，主要表現(xiàn)為第一產業(yè)比重逐漸減小，二、三產業(yè)比重逐步增大。產業(yè)結構合理化即優(yōu)化是指各產業(yè)之間比例關系的協(xié)調， 主要是產值結構和各要素結構的協(xié)調。這兩個指標均參照干春暉等的做法進行計算[13]。其中，產業(yè)結構高度化/升級指標用第三產業(yè)產值與第二產業(yè)產值之比來表示。產業(yè)結構合理化/優(yōu)化指標采用泰爾指數(shù)來度量，計算公式為：

式中Y 表示國民生產總值，L 表示總就業(yè)人數(shù)，i表示第幾次產業(yè)，n表示產業(yè)部門數(shù)。根據(jù)古典經濟學假設，經濟將最終處于均衡狀態(tài)，各次產業(yè)生產率相同。當經濟均衡時，Y/L=Y/L這時TL=0，表明產業(yè)結構處于最合理狀態(tài)。當TL≠0時，表明產業(yè)結構偏離了均衡狀態(tài)。且該值越大，偏離程度越嚴重，產業(yè)結構越不合理；相反，該值越小，產業(yè)結構越合理越優(yōu)化。

2.控制變量

由于影響城鄉(xiāng)收入差距的因素很多，在研究城市化對城鄉(xiāng)收入差距時需要對其它影響因素進行控制。本文采用的控制變量包括：財政支出規(guī)模（Fiscal），采用政府財政支出占GDP的比值；金融機構信貸規(guī)模（Loan），采用金融機構年末貸款余額占GDP的比值；對外開放程度（Open），采用進出口總額占GDP的比值；GDP增長率（Growth），采用GDP環(huán)比指數(shù)。

本文使用的數(shù)據(jù)包括了陜西2002-2011年10個市級面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《陜西省區(qū)域統(tǒng)計年鑒2012》、2010-2012年陜西省統(tǒng)計年鑒，各變量的描述統(tǒng)計如表1。之所以選取2002-2011年的數(shù)據(jù)，是因為2002年以前的進出口總額的數(shù)據(jù)除西安和咸陽之外其他地區(qū)均沒有登記。沒有選取2012年和楊凌示范區(qū)的數(shù)據(jù)是因為缺失核心變量里的第一、第二和第三產業(yè)的就業(yè)人數(shù)。

表1：實證分析所使用各變量的描述性統(tǒng)計

（二）實證模型的設定

在這部分，要對前面部分提到的假說一進行實證檢驗。為此，本文設計了如下面板計量模型予以實證：

第一，我國嬰幼兒配方乳粉的進口量與國內市場規(guī)模、進口產品抽檢合格率、國內產量正相關，與匯率、進口價格以及國產產品抽檢合格率分別呈負相關。一般而言，進口產品與國產產品應該存在替代關系，而回歸結果顯示我國嬰幼兒配方乳粉的進口量與國內的產量正相關。這一結論看似不合理，實則是我國近年來快速增長的市場規(guī)模，同時拉動進口與國內生產的較快增長，兩者之間替代關系尚未顯現(xiàn)的結果。

GAP =C +αURB+βTS+βTL+θCON+μ+ξ（1）

TS=C +αURB +θCON +μ+ξ（2）

上式中，GAPi，t表示第i地區(qū)第t年城鄉(xiāng)居民收入差距；URBi，t表示第i地區(qū)第t年城市化率；TSi，t表示第i地區(qū)第t年產業(yè)結構升級/高級化程度，TLi，t表示第i地區(qū)第t年產業(yè)結構優(yōu)化/合理化程度。CONi，t表示其他控制變量，本文只確定幾個主要控制變量，如Fiscali，t、Loani，t、Growthi，t、Openi，t，C為個體之間相同的截距，α為待定系數(shù)，μi為個體效應，ξi，t為誤差項。

要對假設二進行實證檢驗，模型設定如下

GAP=C+αURB+βTS+βTL+βTS*URB+βTL*URB+ΘCON+μ+ξ（3）

四、實證結果分析

在對該部分進行實證回歸分析時，首先，進行模型選擇，包括利用F檢驗在混合最小二乘回歸模型和固定效應模型之間選擇，決定使用固定效應模型。然后，利用Hausman檢驗在固定效應模型和隨機效應模型之間選擇，決定使用固定效應模型最合適。下文涉及到的回歸模型都使用此方法決定的固定效應模型。

由表2的實證結果分析得出：在控制財政支出、信貸規(guī)模、對外開放政策和經濟增長不變，且不管是控制還是不控制產業(yè)結構的情況下，城市化進程系數(shù)都在1%的水平下顯著為負，表明城鎮(zhèn)化水平的提高將顯著地縮小城鄉(xiāng)收入差距。在控制城市化進程、財政支出、信貸規(guī)模、對外開放政策和經濟增長不變，產業(yè)結構升級/高級化系數(shù)在5%的水平下顯著為正，表明產業(yè)結構升級/高級化將顯著地擴大城鄉(xiāng)收入差距。原因在于：針對2002-2011年的考察期，在控制城市化水平不變的情況下，第三產業(yè)中發(fā)展最快的是金融業(yè)和房地產業(yè)。尤其是從2004年以來，股市和房市價格迅速上升，加速了財富分配的不均等，出現(xiàn)幾種趨勢：資本所得超過勞動所得，壟斷行業(yè)所得超過競爭行業(yè)所得，城市部門所得超過農村部門所得。股市和房市的紅火，使得有財產者的收入迅速上升，相反無財產者則無法分享收益，因此呈現(xiàn)出城鄉(xiāng)收入差距繼續(xù)拉大趨勢[14]。考察產業(yè)結構升級的回歸結果顯示，在其他因素不變的情況下，城市化水平的提高對產業(yè)結構升級起到顯著的抑制作用。原因分析在于：通過第二產業(yè)比重和第三產業(yè)比重分別對城市化進程進行回歸，可知：城市化進程能顯著地提高第二產業(yè)的比重，但同時也顯著地抑制了第三產業(yè)的發(fā)展，最終使得城市化進程對產業(yè)結構升級不利。由以上中介效應模型分析結果可以得出：一方面，城市化對城鄉(xiāng)收入差距有直接的負效應，即城市化程度越高，城鄉(xiāng)收入差距越小。另一方面，城市化進程通過產業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)收入差距產生間接的負效應，即城市化水平提高，會抑制產業(yè)結構升級，使得產業(yè)結構服務化趨勢越不明顯，城鄉(xiāng)收入差距越小。

從加入城市化和產業(yè)結構交互項的實證回歸結果來看，產業(yè)結構合理化和城市化的交互項系數(shù)在5%的水平下顯著為負，說明產業(yè)結構優(yōu)化的調節(jié)效應顯著。接著，對全樣本分成產業(yè)結構合理化程度高低不同的兩組子樣本，分別對其回歸，可以看出：產業(yè)結構合理化程度高的子樣本組，交互效應在5%的水平上顯著為負，且該效應絕對值（1.9930）大于全樣本效應絕對值（1.4694），而在產業(yè)結構合理化程度低的子樣本組，交互效應則不顯著。也就是說，城市化對城鄉(xiāng)收入差距的關系，受到了產業(yè)結構優(yōu)化程度的影響，即產業(yè)結構合理化程度越高，在城市化縮小城鄉(xiāng)收入差距中起到的調節(jié)效應越大，因此，產業(yè)結構合理化強化了城市化進程對城鄉(xiāng)收入差距的作用。

另外，就控制變量來說，金融機構信貸規(guī)模的系數(shù)在兩種情況下顯著為負，表明金融機構信貸規(guī)模能顯著地縮小城鄉(xiāng)收入差距。該結果與其他學者研究的金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距呈倒U型非線性關系或金融發(fā)展擴大了城鄉(xiāng)收入差距不同[15-16]，陜西的金融發(fā)展顯著地縮小了城鄉(xiāng)收入差距。對外開放程度系數(shù)在兩種情況也顯著為負，表明對外開放程度將顯著地縮小城鄉(xiāng)收入差距。該結論與毛其淋結論一致，原因在于陜西屬于內陸地區(qū)，其外貿部門主要相對地集中于初級產品及勞動密集型產品等對勞動技能要求較低的產品類型的生產上，經濟開放將促進非技術工人 （絕大多數(shù)進城的農民工屬于非技術工人）工資的提升， 從而縮小了該地區(qū)的收入不均等[17]。

表2：陜西產業(yè)結構升級和優(yōu)化在城市化對城鄉(xiāng)收入差距影響中發(fā)揮的中介效應和調節(jié)效應的實證分析結果

注：***、**、*分別表示在1% 、5% 、10% 的顯著性水平上顯著，括號內數(shù)值為標準差。

五、穩(wěn)健性檢驗

由于本文時期較短，采用靜態(tài)模型所得到的系數(shù)會產生偏差，同時考慮到變量的內生性問題，本文進一步利用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型對以上結果進行穩(wěn)健性檢驗。

與上述靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型不同，根據(jù)對殘差的序列相關性檢驗，動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型在解釋變量中加入了被解釋變量的一階至五階滯后項以控制其歷史發(fā)展狀態(tài)對自身變動的影響，而由此導致的被解釋變量的滯后項與不可觀測的截面異質性效應產生相關性需要采用廣義矩（GMM）方法對模型進行估計。因此，為了克服殘差的異方差性以及變量的內生性對估計結果的干擾，同時考察檢驗結果的穩(wěn)健性，本文將分別采用差分廣義矩和系統(tǒng)廣義矩兩種估計方法對陜西市級面板數(shù)據(jù)來分析產業(yè)結構升級與優(yōu)化在城市化進程對城鄉(xiāng)收入差距影響中發(fā)揮的中介效應和調節(jié)效應進行動態(tài)實證分析。

表3報告了產業(yè)結構升級在城市化進程對城鄉(xiāng)收入差距影響中發(fā)揮的中介效應模型的差分GMM和系統(tǒng)GMM估計結果，表4報告了產業(yè)結構優(yōu)化在城市化進程對城鄉(xiāng)收入差距影響中發(fā)揮的調節(jié)效應回歸模型的差分GMM和系統(tǒng)GMM估計結果，這兩個表中各項Arellano-Bond 檢驗表明殘差存在一階自相關而不存在二階自相關，Hansen過度識別檢驗表明工具變量是有效的，因此多數(shù)模型均通過設定檢驗。將表3與表2對照，在GAP回歸模型里，城市化進程、產業(yè)結構高級化、金融信貸規(guī)模和對外開放程度的系數(shù)在符號和顯著性上與靜態(tài)模型完全一致，說明城市化進程對城鄉(xiāng)收入差距的縮小作用和產業(yè)結構高級化對城鄉(xiāng)收入差距的擴大作用通過了穩(wěn)健性檢驗。在產業(yè)結構升級的動態(tài)模型回歸里，城市化進程的系數(shù)顯著為負，這表明了產業(yè)結構升級對城市化進程和城鄉(xiāng)收入差距關系中的中介效應得到了穩(wěn)健性檢驗。將表4與表2對照，在全樣本和合理化程度高的子樣本（TL<0.53）回歸模型里，城市化與產業(yè)結構合理化的交互項系數(shù)在5%的水平上顯著，說明產業(yè)結構優(yōu)化/合理化的調節(jié)效應得到了穩(wěn)健性檢驗。

注：***、**、*分別表示在1% 、5% 、10% 的顯著性水平上顯著，括號內數(shù)值為穩(wěn)健的標準差。

表4：陜西產業(yè)結構優(yōu)化在城市化對城鄉(xiāng)收入差距影響中起到的調節(jié)效應的動態(tài)實證分析結果

注：***、**、*分別表示在1% 、5% 、10% 的顯著性水平上顯著，括號內數(shù)值為穩(wěn)健的標準差。

六、結論及政策建議

本文基于2002-2011年陜西市級面板數(shù)據(jù)，對產業(yè)結構升級和優(yōu)化在城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響中發(fā)揮的作用進行了實證分析。研究發(fā)現(xiàn)：（1）產業(yè)結構升級在城市化進程對城鄉(xiāng)收入差距的作用中起到了中介效應，使得城市化進程進一步縮小了城鄉(xiāng)收入差距。（2）產業(yè)結構優(yōu)化在城市化進程對城鄉(xiāng)收入差距的作用中起到了調節(jié)效應，即產業(yè)結構優(yōu)化強化了城市化對城鄉(xiāng)收入差距縮小的作用。另外，與其他大多數(shù)學者研究結果不同的是該時期內的金融信貸規(guī)模和對外開放政策顯著地縮小了城鄉(xiāng)收入差距。

基于上述結論，本文得到的政策涵義主要有：（1）陜西省需要進一步推進城鎮(zhèn)化進程，尤其是通過創(chuàng)新農地流轉制度和徹底改革戶籍制度來加大新型城鎮(zhèn)化建設，加快農村勞動力流轉速度，實現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化。（2）通過區(qū)域合作，發(fā)揮城市群的集聚效應，根據(jù)各地資源稟賦結構發(fā)揮比較優(yōu)勢，加快產業(yè)結構轉型升級和優(yōu)化。（3）保證現(xiàn)階段積極財政政策的穩(wěn)定和連續(xù)性，城鄉(xiāng)統(tǒng)籌配置財政預算，進一步優(yōu)化財政支出結構，在推動城市化水平的同時，使其有更多的資源用于“三農”和農村科學教育事業(yè)，保證農村人力資本的提升同城市化進程中的產業(yè)結構調整相適應。（4）在金融信貸方面，應創(chuàng)新金融模式，進一步加大對“三農”的傾向力度。

[1] 王洪亮,徐翔.收入不平等孰甚:地區(qū)間抑或城鄉(xiāng)間[J].管理世界,2006(11):49.

[2] CHEN J D,PU M,HOU W X,On the Tendency of the Gini Coefficient between Chinese Rural and Urban Areas from 1978 to 2012[EB/OL].(2013-11-01)[2014-11-12].http://ssrn.com/abstract=2515821.

[3] LI Y C,WANG X P,ZHU Q S.Assessing the spatial and temporal differences in the impacts of factor allocation and urbaniz ation on urban-rural income disparity in China,2004-2010[J].Habitat International,2014(42):76-82.

[4] SINGELMANN J,BROWING H L.Industrial Transformation and Occupational Change in the U.S.1960-70[J].Social Forces,1980(9):246-264．

[5] 中國經濟增長與宏觀穩(wěn)定課題組.城市化、產業(yè)效率與經濟增長[J].經濟研究,2009(10):4-21.

[6] CHEN S W,JIANG J R.The Relationship of Financial Development,Urbanization and Urban-Rural Income Gap:An Empirical Research Based on Provincial Panel Data in China[EB/OL]. (2013-02-15)[2014-10-13].http://www.shs-conferences.org/articles/shsconf/pdf/2014/03/shsconf_ifsr2013_01009.pdf.

[7] LIN Y F,CHEN B K.Urbanization and Urban-Rural Inequality in China:A New Perspective from the Government’s Development Strategy[J].Nankai Economic Studies,2010(1):3-18.

[8] TIFFEN M.Transition in Sub-Saharan Africa:agriculture,urbanization and income growth[J].World Development,2003,31:1343-1366.

[9] 李志翠,朱琳,張學東.產業(yè)結構升級對中國城市化進程的影響——基于1978-2010年數(shù)據(jù)的檢驗[J].城市發(fā)展研究,2013(10):38.

[10] 曹飛.陜西省城市化與第三產業(yè)發(fā)展的互動關系分析[J].西安電子科技大學學報(社會科學版),2013,23(3):51.

[11] 周高賓.中國城市化進程與城鄉(xiāng)收入差距探析——基于托達羅模型的分析[J].西安財經學院學報,2011,24(4):96.

[12] 簡新華,許輝.產業(yè)結構調整與擴大內需[J].首都經濟貿易大學學報,2003(1):59.

[13] 干春暉,鄭若谷,余典范.中國產業(yè)結構變遷對經濟增長和波動的影響[J].經濟研究,2011(5):6.

[14] 許國新.我國金融業(yè)發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響:影響和實證[D].成都:西南財經大學,2010:85.

[15] 喬海曙,陳力.金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距“倒U型”關系再檢驗——基于中國縣域截面數(shù)據(jù)的實證分析[J].中國農村經濟,2009(7):68.

[16] 許佩娟,冉光和,衛(wèi)來.金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距間關系的區(qū)域差異[J].技術經濟,2012(1):95.

[17] 毛其淋.經濟開放、城市化水平與城鄉(xiāng)收入差距——基于中國省級面板數(shù)據(jù)的經驗研究[J].浙江社會科學,2011(1):20.

本文推薦專家：

宇赟，延安大學經管學院，教授，研究方向：農村經濟、土地經濟制度、經濟政策與經濟法。

郭劍雄，陜西師范大學西北歷史環(huán)境與經濟社會發(fā)展研究院，教授，研究方向：農業(yè)發(fā)展問題研究。

Urbanization, Industrial Restructuring and the urban-rural Income Gap in Shaanxi

WANG YUNFANG1,2

(1.Management and Economics , Beijing Institute of Technology，Beijing, 100081;2.School of Economics and Management, Yan'an University , Yanan ,Shaanxi,716000)

Based on municipal level data of Shaanxi province from 2002 to 2011, this paper uses panel regression method and empirically analyzes the role of industrial structure as urbanization process influencing the urban-rural income gap. The result is that: (1) upgrading of industrial structure plays an intermediary role as the process of urbanization effecting the urban-rural income gap, making urbanization further narrow the income gap between urban and rural areas. (2) optimization of industrial structure plays a regulating role as the process of urbanization effecting the urban-rural income gap, reinforcing the effect of urbanization on urban-rural income gap narrowing.

industrial restructuring; urbanization; the urban-rural income gap

F061

A

1008-472X(2015)07-0048-09

2015-05-05

國家自然科學基金項目（71372016），陜西省社科基金項目（13D297），延安大學社科基金項目（YDS2012-30）

王云芳（1977-），女，山西長治人，北京理工大學管理與經濟學院博士研究生，延安大學經管學院講師，研究方向：產業(yè)經濟學。