資源要素流動(dòng)配置與城鄉(xiāng)一體化發(fā)展——基于我國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

張傳勇

(華東師范大學(xué)商學(xué)院,上海 200241)

一、引言與文獻(xiàn)回顧

改革開(kāi)放以來(lái),隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展,農(nóng)村居民收入水平有明顯提高,城鄉(xiāng)關(guān)系局部得到改善,但城鄉(xiāng)分割的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)并沒(méi)有從根本上得到解決。近年來(lái),政府和學(xué)界都指出,推進(jìn)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展是突破城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、實(shí)現(xiàn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速健康發(fā)展和經(jīng)濟(jì)社會(huì)協(xié)調(diào)發(fā)展的根本路徑。城鄉(xiāng)一體化發(fā)展必然帶來(lái)土地、資金、勞動(dòng)力等生產(chǎn)要素在城鄉(xiāng)之間加速流動(dòng),但當(dāng)前我國(guó)城鄉(xiāng)資源要素配置存在的諸多矛盾和問(wèn)題,卻抑制了城鄉(xiāng)一體化的發(fā)展。城鄉(xiāng)資源要素的合理流動(dòng)和優(yōu)化配置,是統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展的重要任務(wù),也是實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的基礎(chǔ)。城鄉(xiāng)之間資源占有、流動(dòng)和組合的狀況,直接決定著城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的進(jìn)程與效果[1]。

國(guó)外較早涉及城鄉(xiāng)資源要素配置與城鄉(xiāng)一體化研究的是庫(kù)茲涅茨 (1955),他在繼承劉易斯農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門二元結(jié)構(gòu)假設(shè)前提下,提出了反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與收入差距的庫(kù)茨涅茨曲線(Kuznets Curve,也稱倒U曲線),并將此運(yùn)用于分析城鄉(xiāng)發(fā)展差異與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間的關(guān)系,認(rèn)為城鄉(xiāng)資源配置從隔離不均到流通均衡是出現(xiàn)倒U曲線的原因[2]。之后,哈里斯和托達(dá)羅 (1970)提出了反映農(nóng)村勞動(dòng)力向城市遷移決策和就業(yè)概率的勞動(dòng)力流動(dòng)行為模型 (即著名的城鄉(xiāng)勞動(dòng)力遷徙模型),探討了人力資本流動(dòng)與城鄉(xiāng)差距的關(guān)聯(lián)性[3]。Fan和Stark(2008)通過(guò)建構(gòu)城鄉(xiāng)一體化、人均收入和集聚經(jīng)濟(jì)的一般均衡模型,證實(shí)發(fā)展中國(guó)家勞動(dòng)力無(wú)限制地從農(nóng)村向城市遷移降低了農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民的平均收入[4]。近年來(lái),國(guó)內(nèi)一些學(xué)者也針對(duì)要素資源配置與城鄉(xiāng)一體化做了大量研究。楊曉娜、曾菊新 (2004)指出,城鄉(xiāng)要素已由城市流向鄉(xiāng)村或由鄉(xiāng)村流向城市的單向流動(dòng)發(fā)展成為城鄉(xiāng)之間各種要素網(wǎng)絡(luò)化的雙向互動(dòng),對(duì)區(qū)域城市化的發(fā)展發(fā)揮著極其重要的作用[5]。張泓(2007)、趙彩云 (2008)等學(xué)者指出,只有健全市場(chǎng)配置城鄉(xiāng)要素的機(jī)制,促進(jìn)城鄉(xiāng)之間的要素合理流動(dòng)和優(yōu)化配置,才可能實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化目標(biāo)[6][7]。在研究單一要素流動(dòng)配置對(duì)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響方面較具代表性的學(xué)者有:章奇等 (2004)發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展 (以信貸規(guī)模在GDP中比重為指標(biāo))是導(dǎo)致城鄉(xiāng)差距擴(kuò)大的一個(gè)顯著因素[8];李文政 (2006)、張愛(ài)婷 (2009)認(rèn)為在城鄉(xiāng)一體化進(jìn)程中,人力資源的配置是建構(gòu)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展一體化新格局的關(guān)鍵問(wèn)題之一,勞動(dòng)力邊際生產(chǎn)力的明顯改善是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)重要源泉[9][10];黎翠梅 (2009)指出,東部和中部地區(qū)的農(nóng)村金融發(fā)展影響農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng),而在西部地區(qū)并非如此[11]。

二、理論探討

為了分析資源要素流動(dòng)配置與城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的關(guān)系,本文假定一個(gè)由城市 (u)和農(nóng)村 (r)組成的小型開(kāi)放經(jīng)濟(jì)體:有效勞動(dòng)與充足資本是僅有的兩種生產(chǎn)要素,且要素市場(chǎng)完全競(jìng)爭(zhēng)。城市勞動(dòng)生產(chǎn)率較高且勞動(dòng)力稀缺,農(nóng)村勞動(dòng)生產(chǎn)率較低且勞動(dòng)力過(guò)剩;城市資本雖比農(nóng)村豐富,但并不多余,農(nóng)村資本依然緊缺。假定某一地區(qū)s(s=u,r),城市和農(nóng)村之間各產(chǎn)品的生產(chǎn)技術(shù)、廠商支付的勞動(dòng)工資率、產(chǎn)品的邊際流量資本成本、單位產(chǎn)品的勞動(dòng)投入量 (勞動(dòng)生產(chǎn)率,as)以及流量資本投入量 (資本產(chǎn)出率Cs)均相同。s地區(qū)總體生產(chǎn)函數(shù)滿足柯布-道格拉斯函數(shù)Qs=As(Ls)α(Ks)β,其中As代表技術(shù)水平,α、β為既定參數(shù)。假設(shè)ki、Kf分別為城鄉(xiāng)固有內(nèi)部資本和外部投入資本,L為勞動(dòng)力數(shù)量,城市和農(nóng)村的勞動(dòng)力凈流量、內(nèi)部資本凈流量為L(zhǎng)ur、Kur,Lu、Lr為城市和農(nóng)村原有的勞動(dòng)力流量,為城市和農(nóng)村的內(nèi)資流量,分別為流向城市和農(nóng)村的外資流量。該經(jīng)濟(jì)體在要素發(fā)生流動(dòng)前、后的總產(chǎn)出Qur和Qur′分別為:

根據(jù)以上假設(shè),要素總是由回報(bào)率低的地區(qū)向回報(bào)率高的地區(qū)流動(dòng),即在規(guī)模收益遞增假定下,要素城鄉(xiāng)流動(dòng)會(huì)提高流入地的要素回報(bào)率,降低流出地的要素回報(bào)率,最終實(shí)現(xiàn)在城鄉(xiāng)之間不存在要素回報(bào)率差異。因此,我們可以用流動(dòng)勞動(dòng)力的邊際產(chǎn)出來(lái)代替流動(dòng)勞動(dòng)力回報(bào)率,流動(dòng)資本的邊際產(chǎn)出代替資本回報(bào)率,表達(dá)形式分別如下:

流動(dòng)勞動(dòng)力的邊際產(chǎn)出 (MPLur)為:

流動(dòng)內(nèi)部資本的邊際產(chǎn)出 (MPkiur)為:

其中,uiu′、uir′為內(nèi)部資本發(fā)生流動(dòng)后城鄉(xiāng)的內(nèi)資-產(chǎn)出比;yu′、yr′為城鄉(xiāng)勞動(dòng)力流動(dòng)后城市和農(nóng)村的勞均產(chǎn)出 , 且yu′=Qu′/(Lu+Lur),Yr′=Qr′/(Lr-Lur)。

流動(dòng)外部資本的邊際產(chǎn)出 (MPkfu、MPkfr)為:

其中,ufu′,ufr′分別為外部資本流入后城鄉(xiāng)的外資-產(chǎn)出比。

可見(jiàn),在要素能夠自由流動(dòng)的城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)體內(nèi),流動(dòng)要素的流量越大,要素流動(dòng)帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也越大。在城鄉(xiāng)要素資源配置非均勻的前提下,除外部資金流入可能對(duì)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展產(chǎn)生貢獻(xiàn)外,城鄉(xiāng)之間的勞動(dòng)力投入量、城市和農(nóng)村的資金存量、城市與農(nóng)村地區(qū)的勞均產(chǎn)出、資本-產(chǎn)出比等對(duì)城鄉(xiāng)一體化經(jīng)濟(jì)發(fā)展都將產(chǎn)生一定的影響。

三、研究模型、數(shù)據(jù)選取與實(shí)證檢驗(yàn)

(一)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷慕?gòu)與說(shuō)明

為了真實(shí)考察不同地區(qū)要素資源配置對(duì)城鄉(xiāng)一體化所產(chǎn)生的動(dòng)態(tài)效應(yīng),本文擬采用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸模型,即在解釋變量中包含因變量的一階滯后期,具體模型表示如下:

其中,yit為衡量城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的指標(biāo),是被解釋變量,估計(jì)模型中將yit的滯后一期的值作為yit的一個(gè)解釋變量,因而該模型具有動(dòng)態(tài)特征;表示包含影響和反映城鄉(xiāng)資金、勞動(dòng)力流動(dòng)配置等在內(nèi)的一系列解釋變量;μi為不可觀測(cè)的地區(qū) (個(gè)體)效應(yīng),用于控制地區(qū)固定效應(yīng);υt為隨機(jī)時(shí)間效應(yīng);ξit為回歸殘差項(xiàng)。為了消除回歸模型之外難以考量的時(shí)間效應(yīng)、個(gè)體效應(yīng)以及解釋變量的內(nèi)生性問(wèn)題,本文采用Arellano和Bond(1991)提出的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)廣義矩估計(jì)(Generalized Method of Moments,GMM)方法[12],通過(guò)差分和加入工具變量來(lái)控制未觀測(cè)效應(yīng),同時(shí)使用前期的解釋變量和滯后期的被解釋變量作為工具變量克服內(nèi)生性。原模型相應(yīng)變?yōu)?

其中,α′=(a+1),α′、β為系數(shù)。為了降低過(guò)度擬合偏差的風(fēng)險(xiǎn),本文采用一階差分廣義矩估計(jì)方法,即解釋變量的一期滯后值和二期滯后期作為解釋變量一階差分的工具變量。同時(shí),為了識(shí)別模型設(shè)定是否有效,我們采用Sargan檢驗(yàn)來(lái)識(shí)別工具變量的有效性及Arellano-Bond檢驗(yàn)來(lái)判斷殘差項(xiàng)ξi,t非自相關(guān)假設(shè),如果各式的檢驗(yàn)值均不能否定原假設(shè),則說(shuō)明模型設(shè)置是合理的。

(二)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷拇_定及變量描述

目前,測(cè)量城鄉(xiāng)一體化發(fā)展程度多用城鄉(xiāng)統(tǒng)籌度來(lái)表示,城鄉(xiāng)統(tǒng)籌度的高低,綜合反映了城鄉(xiāng)關(guān)系發(fā)展的程度,即城鄉(xiāng)之間要素流轉(zhuǎn)、協(xié)調(diào)程度[13]。由于人均收入和人均消費(fèi)是一個(gè)具有高度綜合性的指標(biāo),城鄉(xiāng)統(tǒng)籌度在很大程度上又可以由城鄉(xiāng)人均收入 (或消費(fèi))統(tǒng)籌度來(lái)反映,因而本文采用真實(shí)的城鄉(xiāng)生活消費(fèi)支出比來(lái)表示城鄉(xiāng)一體化發(fā)展程度。一般來(lái)說(shuō),城市的消費(fèi)支出遠(yuǎn)高于農(nóng)村,所以用農(nóng)村人均消費(fèi)支出與城市人均消費(fèi)支出的比值CEi,t來(lái)構(gòu)造被解釋變量。數(shù)據(jù)的變化值與城鄉(xiāng)統(tǒng)籌度指標(biāo)大小相一致,即當(dāng)該指標(biāo)較小時(shí),對(duì)應(yīng)統(tǒng)籌度較低,該指標(biāo)較大時(shí),對(duì)應(yīng)的統(tǒng)籌度較高。具體計(jì)量模型表示為:

其中,下標(biāo)i和t(t=1999,…,2008)分別表示第i個(gè)城市和第t年,解釋變量為一系列影響或反映城鄉(xiāng)資源要素流動(dòng)配置的因素,主要包括衡量城鄉(xiāng)勞動(dòng)力流動(dòng)和反映城市資金流動(dòng)配置的變量,變量及其說(shuō)明依次為:城鄉(xiāng)勞動(dòng)生產(chǎn)率之比 (lp),指農(nóng)村與城市的勞均GDP之比;城鄉(xiāng)勞動(dòng)力流動(dòng)性 (lm),指農(nóng)村非農(nóng)從業(yè)人數(shù)占農(nóng)村就業(yè)總?cè)藬?shù)的比重;城鄉(xiāng)勞動(dòng)力投入之比 (li),指第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)與第二、三產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人數(shù)和之比;涉農(nóng)投資比 (ri),指農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額占全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額的比值;涉農(nóng)稅收比 (rt),指農(nóng)村稅收收入占財(cái)政總收入的比重;農(nóng)村存貸比 (rdl),指農(nóng)村存款與農(nóng)村貸款之比,這里用農(nóng)村信用社存貸款比值表示;財(cái)政支農(nóng)比 (rfi),指涉農(nóng)支出占全部財(cái)政支出的比重,財(cái)政支農(nóng)的總額由 《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中各省財(cái)政支農(nóng)三個(gè)項(xiàng)目的數(shù)據(jù)加總而得。此外,μi表示不可觀測(cè)的個(gè)體效應(yīng),通常是由某省、市或自治區(qū)沒(méi)有觀測(cè)到的因素所引起的;υt表示不可觀察的時(shí)間效應(yīng),通常是時(shí)間因素引起的;ξit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

(三)數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

本文引入我國(guó)31個(gè)省、自治區(qū)和直轄市1999-2008年共計(jì)10年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)。數(shù)據(jù)來(lái)源為2000-2009年的 《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)財(cái)政統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)年鑒》、《中國(guó)金融統(tǒng)計(jì)年鑒》以及 《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》等 (見(jiàn)表1所示)。

表1 相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

為避免出現(xiàn) “偽回歸”結(jié)果,需對(duì)面板數(shù)據(jù)的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn),以診斷結(jié)果是否平穩(wěn)。遵循IPS檢驗(yàn),即Im、Pesaran和Shin于1995年提出的用Z統(tǒng)計(jì)量表示面板數(shù)據(jù)殘差的平穩(wěn)性,本文采用stata11對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行Harris-Tzavalis單位根檢驗(yàn)。結(jié)果顯示,各變量的檢驗(yàn)結(jié)果全部拒絕零假設(shè) (見(jiàn)表2所示),因此該面板數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。

表2 面板數(shù)據(jù)Harris-Tzavali單位根檢驗(yàn)

(四)檢驗(yàn)結(jié)果與說(shuō)明

利用動(dòng)態(tài)面板模型一階差分廣義矩的方法對(duì)模型 (8)式進(jìn)行估計(jì),具體結(jié)果如表3所示。在表3中,我們給出了工具變量估計(jì)量、一階差分廣義矩的一步估計(jì)量 (1-step estimation)、檢驗(yàn)?zāi)Ｐ惋@著性的估計(jì)量 (Wald(joint))、工具變量過(guò)度識(shí)別的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 (Sargan test)以及一階差分方程誤差項(xiàng)自相關(guān)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 (AR(1)test和AR(2)test)。采用的計(jì)量軟件為Pcgive10.0。

從估計(jì)結(jié)果來(lái)看,該檢驗(yàn)均通過(guò)Wald(joint)檢驗(yàn)、Sargan檢驗(yàn)和Arellano-Bond AR(2)檢驗(yàn),這表明模型選擇的工具變量是有效的;殘差項(xiàng)雖存在一階序列相關(guān),但不存在二階序列相關(guān),因而結(jié)論比較穩(wěn)健。結(jié)果顯示,農(nóng)村與城市勞動(dòng)生產(chǎn)率之比 (lp)、農(nóng)村勞動(dòng)力的流動(dòng)性 (lm)、農(nóng)村投資力度 (ri)、財(cái)政支農(nóng)比 (rfi)與城鄉(xiāng)統(tǒng)籌度符號(hào)一致;而農(nóng)村與城市勞動(dòng)力投入之比 (-li)、涉農(nóng)稅收比 (-rt)、農(nóng)村存貸比 (-rdl)與城鄉(xiāng)統(tǒng)籌度變化方向相反。同時(shí),當(dāng)年的城鄉(xiāng)一體化發(fā)展程度受上一年城鄉(xiāng)一體化發(fā)展程度影響較大 (彈性系數(shù)為0.3997);而在影響城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的因素中,農(nóng)村固定資產(chǎn)投資力度 (ri)、農(nóng)村勞動(dòng)生產(chǎn)率提高 (lp)、財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)的支持 (rfi)對(duì)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的作用較為明顯 (彈性系數(shù)依次為0.1047、0.0833、0.0610),農(nóng)村勞動(dòng)力的流動(dòng)性 (lm)等對(duì)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展影響較小 (彈性系數(shù)為0.0098)。

表3 資源要素流動(dòng)配置對(duì)城鄉(xiāng)一體化影響的GMM估計(jì)

四、主要結(jié)論與啟示

本文假定一個(gè)僅含有勞動(dòng)力和資本兩種生產(chǎn)要素、要素市場(chǎng)充分競(jìng)爭(zhēng)的城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)體,選取我國(guó)31個(gè)省、自治區(qū)和直轄市1999-2008年的面板數(shù)據(jù),采用一階差分廣義矩的計(jì)量方法,實(shí)證分析了資源要素流動(dòng)配置對(duì)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的影響。研究表明,農(nóng)村勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高、農(nóng)村勞動(dòng)流動(dòng)性增加、對(duì)農(nóng)村的投資力度加大以及財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)的支持提升等都將對(duì)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展起到促進(jìn)作用,且影響程度相對(duì)較大;而農(nóng)村勞動(dòng)力的投入增加、農(nóng)村稅收加重、農(nóng)村存款快于貸款增長(zhǎng)雖對(duì)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展有抑制作用,但影響程度相對(duì)較小。這一結(jié)論給我們的啟示如下:

首先,應(yīng)建立保障農(nóng)村勞動(dòng)力有效外流的相應(yīng)制度,并提高農(nóng)村勞動(dòng)力的素質(zhì)和技能。一方面,由于農(nóng)村勞動(dòng)力流向城市后收入增加減少了城鄉(xiāng)差距;另一方面,農(nóng)村勞動(dòng)力流向城市釋放了農(nóng)村過(guò)剩的勞動(dòng)力,提高了農(nóng)村勞動(dòng)產(chǎn)出率,對(duì)促進(jìn)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展有積極作用。而提高農(nóng)村勞動(dòng)力的素質(zhì)和技能也能提高農(nóng)村勞動(dòng)產(chǎn)出率,亦有助于促進(jìn)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展。

其次,政府財(cái)政對(duì)農(nóng)村、農(nóng)業(yè)的支持,包括對(duì)農(nóng)村、農(nóng)業(yè)的各種稅收減免以及增加農(nóng)村固定資產(chǎn)投資力度等政策,對(duì)促進(jìn)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展都有著明顯的促進(jìn)作用。

最后,當(dāng)前農(nóng)村資金需求還存在不小缺口,應(yīng)相應(yīng)放松農(nóng)村貸款的限制條件。我國(guó)農(nóng)村流動(dòng)資金來(lái)源還主要依賴于政府投入和財(cái)政補(bǔ)貼,銀行信貸提供給農(nóng)村的長(zhǎng)期貸款很少。只有為農(nóng)村提供健全完善的金融服務(wù)加快城鄉(xiāng)一體化發(fā)展,才有可能從根本上消除二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。

由于本文研究中存在一個(gè)隱含的限制性條件,即未考慮城鄉(xiāng)資源要素流動(dòng)配置中可能存在的土地流轉(zhuǎn)、技術(shù)進(jìn)步及信息不完全等對(duì)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的影響,尚未能全面分析資源要素流動(dòng)配置與城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的效應(yīng)機(jī)制,這是本文研究的不足,同時(shí)這也是后續(xù)研究的一個(gè)重要方向。

[1]姜作培.資源配置:城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的關(guān)鍵 [J].福建論壇 (人文社會(huì)科學(xué)版),2005,(2).

[2]Kuznets S.Economic Growth and Income Inequality[J].American Economic Review,1955,Vol.45,pp.1-28.

[3]Harris R.,Todaro P.Migration,Unemployment and Development:A Two-sector Analysis[J].American Economic Review,1970,Vol.60,pp.127-142.

[4]Fan C.,Stark O.Rural-to-urban Migration,Human Capital and Agglomeration[J].Journal of Economic Behavior&Organization,2008,Vol.68,pp.234-247.

[5]楊曉娜,曾菊新.城鄉(xiāng)要素互動(dòng)與區(qū)域城市化的發(fā)展[J].開(kāi)發(fā)研究,2004,(1).

[6]張泓,柳秋紅,肖怡然.基于要素流動(dòng)的城鄉(xiāng)一體化協(xié)調(diào)發(fā)展新思路 [J].經(jīng)濟(jì)體制改革,2007,(6).

[7]趙彩云.我國(guó)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展及其影響要素研究[D].中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)院博士學(xué)位論文,2008,91-97.

[8]章奇,劉明興,陶然.中國(guó)金觸發(fā)展與城鄉(xiāng)收人差距[C].林毅夫發(fā)展論壇工作論文,2003.

[9]李文政.城鄉(xiāng)一體化與人力資源配置問(wèn)題探究[J].安徽農(nóng)業(yè)科學(xué),2009,(5).

[10]張愛(ài)婷.中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)與增長(zhǎng)效應(yīng)研究 [M].北京:經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社,2009.100-103.

[11]黎翠梅.農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的區(qū)域差異分析 [J].湘潭大學(xué)學(xué)報(bào) (哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版),2009,(5).

[12]Arellano M.,Bond S.Some Tests of Specification for Panel Data:Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equations[J].Review of Economic Studies,1991,Vol.58,pp.277-297.

[13]漆莉莉.中部地區(qū)城鄉(xiāng)融合度的綜合評(píng)價(jià)與分析[J].江西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2007,(4).