产业结构的合理化、高级化会否缩小城乡收入差距——基于1985-2011年中国省级面板数据的经验分析

程莉

（重庆工商大学 经济学院，重庆400067）

一、引言及相关文献综述

一直以来，城乡居民收入分配的问题是我国经济学界研究的一个重要课题，学界也对此做了许多相关研究。影响城乡收入差距的因素众多，比如有城乡二元经济结构、城乡分割的户籍制度、经济发展战略、经济开放程度、金融发展规模与效率、城市化发展、城市倾向的经济政策，以及城乡人力资本差异和交易效率结构等因素。其中，城乡产业结构是影响城乡收入差距的关键因素。一方面，随着工业化、城镇化的发展，产业结构变迁通过非农产业的发展，以拉动农业剩余劳动力的转移就业、增加农民务工收入而影响城乡收入差距；另一方面，则通过农业本身的发展，以析出农业剩余劳动力、提高农业经营效率促进农民经营性收入而影响城乡收入差距。在改革开放初期，我国产业结构变迁带来了城乡收入差距的一度缩小，农村经济改革带来的农业结构变迁使得城乡泰尔指数从最初的0.091下降到1983年的0.037，然而，在其后时期，随着产业结构不断变迁，城乡收入差距也在波动中日趋扩大，2011年，城乡收入差距的泰尔指数达到0.137（程莉、刘志文，2013）［1］。按照刘易斯（1954）的二元经济结构理论、库兹涅茨（1955）的倒U型理论，城乡收入差距具有某种收敛的趋势，但中国整体经济的高速增长却没有带来城乡收入差距的缩小。

针对中国城乡收入差距问题，基于产业结构变迁视角，已经有一些有意义的研究成果。陈晓毅（2010）［2］、贺建清（2012）［3］发现工业化的发展在短期内扩大了城乡收入差距，但长期来说工业化的这种负面影响也将逐渐减弱，最终将反过来缩小城乡收入差距。潘文轩（2010）［4］则发现工业化对农民人均收入水平的提高具有正效应，但却扩大了城乡居民收入差距。王子文、董春宇（2010）［5］以安徽省为例，对产业结构与城乡收入的相关性分析得出，第一产业对于提升农村收入的作用明显，第三产业对于城镇收入的作用较大。高霞（2011）［6］的实证研究表明，二、三产业比重的提高对城乡收入差距扩大的影响是显著的。马晓河等（2005）［7］研究了各国工业化阶段与工业反哺农业的关系及其对农民收入的影响。傅振邦、陈先勇（2012）［8］认为就业结构变动和产业结构变动的严重偏离，使得农业与非农业之间劳动生产率差距不断扩大，导致由劳动生产率决定的农业部门的收人水平越来越低于非农部门的收人水平，并最终导致城乡居民收人水平差距的拉大。张文、郭苑（2012）［9］对就业结构转化与城乡收入差距的关系进行了研究，结果表明三次产业就业结构的优化调整并没有起到收入差距缩小效应，而是在长短期内均推动了城乡收入差距的扩大化趋势，只有第三产业就业结构转化在短期内未能影响到城乡收入差距演化。

应该说，上述研究有利于人们从产业结构变迁的视角，更好地理解中国城乡收入差距的变化，因此是有意义的，但它们也存在着进一步改进的余地。它表现在现有研究大多从工业化水平（第二产业产值比重）作为解释变量进行分析，但没有充分考虑到中国经济体产业结构变迁中产业结构所具有的合理化、高级化特征。因此，它没能在城乡收入差距和产业结构变迁之间构建起更为深入的理论假说，并在进一步的相关实证基础之上给予更为深刻的解释。基于上述情况，本文试图从产业结构合理化、高级化的角度出发，基于省级面板数据模型实证性地讨论中国产业结构合理化、高级化对城乡收入差距的影响，可看作是对现有文献缺陷的一个小范围但有价值的弥补。

二、模型、变量与数据

本文的解释变量只包括产业结构变迁的衡量指标，把影响城乡收入差距的主要因素放在控制变量中，而把影响城乡收入差距的其余因素归类到残差项。为了缓解异方差现象，对所有变量取对数，实证研究模型如下

模型中，下标i和t分别表示第i个地区和第t年，αi为不可观测的个体地区效应，其涵盖了所有影响被解释变量，但不随时间变化而随个体改变的不可观测因素；μ为服从N（0，δ2）正态分布的随机扰动项。

被解释变量。城乡收入差距（DIS）。鉴于各地区相关数据的可获得性，在此就不利用前文计算全国层面城乡收入差距所采用的泰尔指数方法，而用城镇居民人均可支配收入与农村人均纯收入的比值来衡量。

解释变量。产业结构合理化与高级化。产业结构合理化也指产业结构的平衡度，表示在社会生产过程中各个产业部门间比例的合理程度，指具有投入产出关系间的各个产业部门的需求和供给结构的平衡度。一般采用结构偏离度（SDEV）对产业结构合理化进行度量，公式为

其中，SDEV是结构偏离度，Y和L分别代表产出和就业，i代表各次产业。一般来说，结构偏离度与劳动生产率成反比。结构偏离度SDEV值越大，说明产出与就业偏离程度越大，也即该产业的就业比重大于增加值比重，意味着该产业的劳动生产率较低；反之，结构偏离度小于零（负偏离），则意味着该产业的劳动生产率较高。从另外一个角度来说，结构正偏离的产业存在劳动力转出的可能性，相反，结构负偏离的产业则存在劳动力转入的可能性。如果取绝对值后，绝对值越大，说明产业结构与就业结构偏离越大，结构越失衡；绝对值越小、或趋向于0，说明产业结构与就业结构越接近，结构越均衡。对于产业结构的高级化，大多学者采用非农产业比重来衡量，但随着经济的发展，产业服务化不断增强，因此本研究采取第三产业与第二产业产值之比来衡量（STSR），这样度量就能更清楚地反映出产业结构的服务化倾向。如果STSR值处于上升状态，则意味着产业结构在升级，经济向着服务化的方向推进。图1和图2分别为1978-2011年我国产业结构合理化与高级化的变化趋势。

图1 1978-2011年中国产业结构合理化与高级化变化趋势

从图1可以看出，总体上，产业结构合理化指数日渐趋近于0，2011年达到0.082 8，说明产业结构与就业结构逐步在走向均衡。从前文的分析来看，我国城乡收入差距总体上呈现出不断扩大的趋势，那么结合图1，产业结构合理化指数不断降低，高级化指数不断升高，且均经历了数次波动，其变化与中国经济改革进程是紧密契合的，具有较强的时段性特征。据此，可以得出，产业结构合理化与城乡收入差距呈现负向变动趋势，而产业结构高级化与城乡收入差距则整体上处于正向的变化趋势。因此，本文提出如下研究假说

假说1产业结构合理化有利于缩小城乡收入差距。

假说2产业结构高级化显著扩大了城乡收入差距。

控制变量。控制变量X的引入主要是为了避免因为遗失相关解释变量造成的内生性问题。需要在控制其他因素的条件下，来研究产业结构变迁对城乡收入差距的影响。根据前文的分析，主要的控制变量有：（1）经济发展。用人均国内生产总值（PGDP）来表示，由于城乡收入差距会随着经济的发展呈现出先扩大后缩小的趋势，因此，这个变量的符号要由实证结果来估计。（2）城镇化水平。用城镇人口占总人口的比重来衡量（URB），从前文理论分析可知，城镇化既有扩大城乡收入差距的作用，也有缩小城乡收入差距的作用，符号需要由实证结果给出。（3）市场化水平（MAR）。鉴于数据的可获得性，采取张建辉、靳涛（2011）的做法，用投资的市场化水平来替代，其值为固定资产投资总额与国有固定资产投资总额的差值占固定资产投资总额的比重。（4）外商直接投资（FDI）。用各年实际外商直接投资额与国内生产总值的比重来衡量，由于相关产业集中在城镇地区，FDI的流入主要有利于提高城镇居民的收入，预期该变量的符号为正。（5）人力资本含量（HUM）。人力资本作为影响居民收入水平的重要因素之一，在市场经济条件下，人力资本因素对城乡居民收入差距具有决定性的作用。人力资本水平越高，得到的收入就越高，反之收入就越低。教育是提高人力资本水平的主要途径，鉴于数据的可得性，采用普通高等学校的在校人数占总人口的比例来衡量。由于我国政府对教育的投入带有城市偏向，城镇居民因为教育普及所带来的技能深化及其人力资本含量的提升程度高于农村居民，因此预计该变量符号为正。（6）政府干预度（GOV）。用地方财政支出占国内生产总值的比重来衡量，由于认为地方政府的财政支出可能带有明显的城市倾向，因此预计这个变量的符号为正。

对于数据来源，鉴于研究中要用到我国实际利用外商直接投资额，但又缺失1978-1984年许多地区的实际利用外商直接投资额，因此在此使用我国1985-2011年的省际面板数据进行分析。面板数据分析不仅可以控制不可观测效应，而且通过扩大样本容量、增加自由度，缓解了共线性问题，因此回归结果也更趋于准确。由于重庆市1997年设为直辖市，在样本中不考虑重庆市，加上西藏与海南的数据缺失，在数据样本中也予以剔除，使用我国其余28个省、市、自治区的面板数据，相关数据来自中经网统计数据库、历年中国统计年鉴、新中国六十年统计资料汇编。采用相关指标前后年份的数值滑动平均代替个别省份少数年份的数值缺失。表1为各变量的描述性统计。

表1 各变量的描述性统计

三、实证检验与结果分析

1.面板单位根检验

首先对城乡收入差距（lnDIS）、产业结构合理化（lnSDEV）、产业结构高级化（lnSTSR）、经济发展水平（lnPGDP）、城市化水平（lnURB）、市场化水平（lnMAR）、外商直接投资（lnFDI）、人力资本含量（lnHUM）及政府干预度（lnGOV）进行单位根检验，以确保其平稳性。研究主要采取相同根情况下的LLC检验，不同根情况下的IPS检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PPP检验。检验结果如下表2所示：

对于协整而言，其要求同阶单整，但如果变量个数多于两个，即解释变量个数多于一个，被解释变量的单整阶数不能高于任何一个解释变量的单整阶数。当解释变量的单整阶数高于被解释变量的单整阶数时，则必须至少有两个解释变量的单整阶数高于被解释变量的单整阶数。从表2可以看出，四种方法的检验结果均表明被解释变量lnDIS、解释变量lnSTSR、lnFDI是0阶单整平稳外，其余变量均存在单位根，是非平稳的，但是一阶差分后的检验结果表明拒绝原假设，是一阶单整序列。被解释变量lnDIS的单整阶数小于或等于解释变量的单整阶数，且从结果来看，满足至少有两个解释变量的单整阶数高于lnDIS的0阶单整。因此，可以进一步对其做协整检验。

表2 面板单位根检验结果

2.面板协整检验

进一步地，采用Johanson检验判断变量之间是否存在协整关系。从检验结果来看，有的统计量拒绝了存在协整关系；从进一步的计量回归结果来看，残差序列为平稳序列，说明变量间存在着长期关系。具体检验结果见表3。从下表可知，Johanson检验结果均在10%的显著性水平下拒绝了不存在协整关系的原假设，说明存在长期稳定的面板协整关系。

3.模型设定检验

面板数据模型分为不变系数模型、变截距模型和变系数模型，后两种比较常用。考虑到各地区产业结构存在差异的现实情况，可以基本排除不变系数模型在本文中适用的可能性。然后，需要确定选择变截距模型还是变系数模型，通过协方差分析检验，本文可以确定为变截距模型。对模型的设定进行F检验，若在给定的显著性水平下，F＜Fα，则选择常截距模型，反之，则选择变截距模型。由表4可知，在1%的显著性水平上，似然比检验强烈地拒绝了原假设，因此，本文的面板数据模型采用变截距的模型。

确定为变截距模型后需要继续判断该效应是固定效应还是随机效应。固定效应是假定αi是固定的常数，是各个截面或个体特有的可估计参数，并且不随时间而变化；随机效应是将αi视为随机的，并且符合一个特定的分布。一般可以通过Hausman检验来选择，如果是小概率事件，则拒绝原假设，选择固定效应模型，反之，则建立随机效应模型，检验结果见表4。由表4可知，在1%的显著性水平下，Hausman检验均强烈地拒绝了原假设，因此，选择固定效应模型；进一步地，由于本文的截面数据是研究总体的所有地区，即可以将各地区之间的差异看作回归系数的参数变动，可以适用固定效应模型；并且基于固定效应无需假定个体效应与随机误差项不相关，而随机效应则需要这一假设，对本文的研究而言，后者显然更为合适。

表3 面板协整检验结果

表4 面板数据模型设定检验结果

4.模型估计

横截面的异方差与序列的自相关性是运用面板数据模型时可能遇到的最为常见的问题，此时运用OLS会产生误差，因此，在回归的时候，选择按截面加权的方式，允许不同的截面存在异方差现象。并且采用PCSE（Panel Corrected Standard Errors，面板校正标准误）方法，可以有效地处理复杂的面板误差结构，如同步相关、异方差、序列相关等。回归结果如表5所示。

5.结果分析

从表5可以看出，模型的拟合优度较大，估计效果比较理想。产业结构合理化、高级化与城乡收入差距存在明显的正相关性，其弹性系数值分别为0.114 1和0.093 8，在1%的显著性水平下显著，表明在保持其他变量不变的情况下，产业结构合理化指数每下降1%，我国城乡收入差距平均缩小0.335%；产业结构高级化指数每提高1%，我国城乡收入差距平均扩大0.093 8%。总体上，产业结构合理化有利于缩小城乡收入差距，而产业结构高级化却扩大了城乡收入差距。

进一步分析，产业结构对经济发展的贡献主要是通过产业结构的合理化发挥作用，相对来说，产业结构高级化的作用要小得多。30多年来产业结构合理化变动，其实质就是如何更多地吸收农村剩余劳动力。就业问题的解决早期依托于集体经济、个体经济和私营经济的发展，到后来得益于大量外资流入及加入WTO后制造业的快速发展。伴随着我国经济改革中的制度变迁、资本积累和区域流动性的增强，要素不断流动和重新配置，带来了产业结构的合理化。相应地，随着劳动力不断向发达城市地区的流入，带来经济发展的同时也推动了城镇化的高速发展，提高了产业结构的服务化。

表5 面板模型回归结果

从实证结果来看，依托于吸纳农村剩余劳动力的合理化配置，有效地缩小了城乡收入差距。这主要是因为一个经济体所选产业都与经济体要素禀赋所决定的比较优势相符时，经济将会最有竞争力，居民收入分配才会持续走向均衡（林毅夫，2012）［10］。如果单纯是片面优先发展重工业和人为垫高工业发展速度，产业结构与就业结构就会出现偏差，导致居多的农业剩余人口无法快速地被城市产业所吸纳，农村剩余劳动力无法得以有效配置，就会扩大城乡收入差距。

图2 三次产业的结构偏差度

进一步地，从图2三次产业的产业结构与就业结构的偏离度来看，第一产业的结构偏离度为正，其产业内部劳动生产率比较低，且离理想的结构偏离度0还差很远，仍要加大力度促进农村剩余劳动力的转移。第二、三产业的结构偏离度为负值，第二、三产业内部的劳动生产率比较高。从结构偏离度的绝对值来看，第二产业较大，对劳动力还有较强的吸纳能力。第三产业逐步趋向于0，就业结构和产业结构趋于一致，不断在走向均衡。从总体上而言，三次产业的结构偏离度都在波动中下降，三次产业的产业结构与相应的就业结构在不断向着均衡方向发展。正是三次产业的产业结构与就业结构不断走向均衡，才使得整个产业结构走向合理化，2011年产业结构合理化指数达到0.082 8，不断向0靠近。这也正是我国产业不断选择具有比较优势的劳动力要素发展经济的结果。更为重要的，伴随着我国经济体制改革走过探索阶段（1978-1983年）、全面推进阶段（1984-1991年）、建立社会主义市场经济阶段（1992-2001年）、市场经济不断完善阶段（2002年至今），市场化的制度变迁不断促使着经济资源按照比较优势进行配置。改革之初农村推行的家庭联产承包责任制改革，产生了对农民的制度性激励，农村资源得到优化配置，促进了农民收入的增长，有利于缩小城乡收入差距。而后随着城市经济体制的改革、对外开放程度的提升，以及市场经济制度的不断完善，我国的人口流动性不断增强，我国东部沿海地区在改革以来得以优先发展，经济增长较快，在市场机制的作用下，不断拉动农村人口，特别是欠发达地区农村人口的流动和转移，并就业于城市第二、三产业，一度形成了“一江春水向东流”的景象。这也进一步推动了劳动密集型产业的发展，促进了产业结构的合理化，提高了就业弹性，反过来则又加速了农业劳动力的转移，有助于缩小城乡收入差距。

然而，产业结构的高级化并未缩小城乡收入差距。虽然说第三产业吸纳劳动力能力强，但在我国以物质生产部门的规模和水平为主、服务业与制造业发展关联度较低的情况下，第三产业发展缓慢，绝大多数农民工仍然集中于第二产业，就业于比较低端的行业，所获得的比较利益偏低。长期存在的城乡经济、社会二元管理体制的制约，使得农村居民在就业中居于弱势地位；加上农村劳动力缺乏基本社会保障机制支持、缺乏维护自身利益的意识和能力，以及劳动力自身文化素质和技术素质偏低，第二、三产业发展得越快，城乡居民之间的收入对比就会越明显，城乡收入差距就拉大。

从经济发展对城乡收入差距的影响来看，我国经济发展与城乡收入差距呈正相关，这与刘宪（2010）［11］的研究结果具有一致性。经济发展指数每提高1%，我国城乡收入差距平均扩大0.092%。一般而言，城乡收入差距将随着经济的发展呈现倒“U”型关系，但在模型中加入经济发展的平方项用以表示经济发展与城乡收入差距的非线性关系时，实证结果不显著，因此在此予以剔除。实际上，程莉等（2013）［12］通过实证研究证明在中国经济增长过程中，城乡收入差距符合库兹涅茨倒“U”型规律。城乡收入差距随着经济的增长而逐步缩小，这说明在缩小城乡收入差距上，经济增长仍起着重要的作用。尽管经济增长在最初会扩大城乡收入差距，但是从长期来看，最终有助于缩小城乡收入差距。从2007年以来，中国城乡收入差距的泰尔指数开始从2007年的1.61逐年下降到2011年的1.37，虽然绝对值仍然很大，但总体上呈现出收敛性，城乡收入差距正在显示出改善的迹象，印证了中国城乡统筹大方向的正确性。这也表明了目前中国正在进行试点改革的城乡统筹发展具有非常积极的意义，终结城乡二元经济体制应该成为中国下一歩改革开放的重点内容。

我国城市化水平系数值也为负，其弹性系数为0.074 8，在1%的显著性水平下显著，表明在保持其他变量不变的情况下，城镇人口占总人口的比重每提高1%，中国城乡收入差距平均减小0.074 8%。城市化对城乡收入差距的负向影响与陆铭、陈钊（2004）［13］的实证检验相一致。城市化意味着大量农村剩余劳动转向以城市为中心的第二、三产业，劳动力转移促进了农业生产率的提高，同时城市产业发展也拉动了剩余劳动力的转移，提高了农民收入，可以有效地缓解中国城乡收入差距。2011年，我国城市化率达到51.27%，如按户籍人口计算仅占35%左右，远低于发达国家近80%的平均水平。很明显，中国未来经济发展和结构转型，必须要立足于有着6亿多农民与6亿多城镇人口的地区。而中国“新型城镇化”的建设，完全瞄准了“内需”这个新的经济发展引擎，城镇化建设是中国当下最大的结构调整和最大的内需源泉，也是最大的改革“红利”。

市场化水平与城乡收入差距呈现负相关。在保持其他变量不变的情况下，市场化水平每提高1%，城乡收入差距平均缩小0.030 1%。阎大颖（2007）［14］通过二元经济相关理论阐述了市场化进程对缩小城乡收入差距的积极作用，并通过实证分析发现本世纪以来中国各地区内城乡居民之间的收入差距与本地区市场化程度确实呈显著的负相关关系。另外，从邓伟、向东进（2011）［15］对转型时期的国有经济对城乡收入差距影响的研究中可以发现国有经济的存在不仅直接拉大了城乡收入差距，还通过在产业结构和信贷上的扭曲间接拉大了城乡收入差距。因此，坚持市场化改革，减少国有经济的垄断及其对资源配置的扭曲，让非国有经济得到更充分的发展，才能更好地加快农村剩余劳动力的转移和城市化进程。

对外开放与城乡收入差距呈正相关。这与陆铭、陈钊（2004）［13］的研究结果相一致。在保持其他变量不变的情况下，FDI的比重每提高1%，中国城乡收入差距平均扩大0.034%。外商直接投资不仅通过作为一种投资形式作用于东道国的经济发展过程，也通过技术溢出的形式对其投资的区域带来影响，对外开放有关的制造业、金融业等行业都集中在城市地区就会扩大城乡差距。另外，除了以FDI来衡量对外开放对城乡收入差距的影响之外，中国加入世贸组织也会通过降低进口产品的进入壁垒、增加制造业产品的出口机会、加大对农村基础服务的国外投资等，加剧中国收入不平等 （Ianchovichina and Martin，2004）［16］；中国城乡收入差距仍然很大的原因在于中国向市场经济转轨过程中出口导向型的制造业部门促进农业剩余劳动力就业增加的机会在不断减少（Donald J Treiman，2012）［17］。

人力资本含量与城乡收入差距也成正比，与预期结果相一致。郭剑雄（2005）［18］通过实证表明城乡人力资本差距与城乡收入差距之间呈正相关。相对于城市来说，农村地区拥有较高的生育率和低的人力资本积累率，从而导致农民收入增长困难。城乡教育水平差异对中国城乡收入差距贡献程度达到34.69%（陈斌开等，2010）［19］。在农村劳动力向城市转移时，政府在教育方面的城市倾向政策、农村人力资本单向外流的城市溢出效应、城市劳动力市场对农村劳动力的歧视等三方面，使得农村劳动力转移过程中出现人力资本外溢，农村劳动力转移新增价值存在着庞大价值转移，拉大了城乡收入差距。

政府财政支出占比也扩大了城乡收入差距，其影响系数为正且显著。地方干预度在很大程度上体现了地方政府的政策倾向。在以GDP增长率为考核的机制下，快速发展当地经济是地方政府的首要选择。城市较于农村，短时期内能够获得较高的经济增长，因此，相应地，地方政府将支出主要用于城镇地区。张建辉、靳涛（2011）［20］鉴于政府干预度对城乡收入差距的影响，验证了细化后的地方财政支出，包括经济建设支出、科教文卫支出和支持农业支出等，都扩大了城乡收入差距，但其中经济建设支出和支农支出不显著。这可能归结于经济建设支出主要用于城市基础设施建设，短期内基础设施建设要使用大量农民工，有助于提高农民收入，长期偏向城市经济，则倾向于扩大城乡收入差距。

四、结论与政策建议

本文基于1985-2011年我国29个省级面板数据，实证检验了产业结构合理化、高级化对城乡居民收入差距的影响。研究表明，产业结构合理化有利于城乡收入差距的缩小，产业结构高级化却显著扩大了城乡收入差距，与之伴随的经济发展、人力资本含量、政府财政支出扩大了城乡收入差距，城镇化、市场化、对外开放则有利于缩小城乡收入差距。由此，可以得出以下政策含义。

第一，进一步缩小三次产业的结构偏差，深化产业结构合理化。要转变经济增长方式，采取符合比较优势的产业政策和经济发展战略，为农村剩余劳动力的转移提供更广阔的空间。注重转变农业生产方式，走劳动集约型的农业发展道路，大力发展农业产业化经营，帮助农村一部分富余劳动力实现就地转移；引导投资方向，发展服务业尤其是现代服务业，不断吸纳农业剩余劳动力的就业。把第二产业中的劳动密集型加工制造业作为发展重点，注重创造公平的市场竞争环境，积极鼓励发展中小型工业企业，以其相对较低的进入成本、灵活的就业制度和方法以及分布范围来增加就业岗位。

第二，在优化产业结构的同时，注重提升与产业升级匹配的人力资本含量。在产业结构不断升级的要求下，农民工延续原有的劳动方式和生存方式已无法满足新的产业发展需要。因此，要加大对农村劳动力的教育、培训支持力度，推进农村职业教育，增强农民的人力资本存量，促进部分高素质劳动力的高端就业，让广大农村剩余劳动力与产业结构的调整升级相匹配，实现要素投入结构和产出结构的耦合。

第三，实施新型城镇化战略，推进城镇化可持续发展。要加快推进户籍制度改革和农村土地制度改革，促进以农民市民化为核心的新型城镇化发展。在城市化发展上，采取多元化的城市发展模式，促进形成以省会城市和中心城市为基础的产业带城市化。通过合理的选位，增强卫星城镇的吸纳功能，发展依托城镇网络体系的产业集群，辐射、带动乡村地区发展，实现农民增收。

第四，进一步促进市场化，扩大对外开放程度。各级政府有必要采取一些相应的政策来抵消现有政策对于城乡收入差距的负面影响。地方政府有必要通过降低对于经济活动的参与，并且调整政府支出的结构和方向来缩小城乡收入差距，特别是应该注重财政向农村与落后地区居民基础设施建设和公共服务倾斜。要继续扩大对外开放程度，特别是要加快形成我国“沿海＋内陆＋沿边”开放新格局，加强区域经济合作，相互协调带动，构筑经济发展的新动力，在经济协调发展中不断促进城乡收入差距的缩小。

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