2. 動態效應麵板模型的有效性檢驗。從Sargan檢驗結果來看，表1的第（2）和第（4）項都通過了工具變量的有效性檢驗，即工具變量的設定是有效的；從AR（2）檢驗結果看，同樣認為第（2）和第（4）項的模型設定合理。但從總體檢驗結果上看，第（4）項在工具變量和模型設定上比第（2）項更加有效（第（4）項Sargan檢驗和AR（2）檢驗的P值分別為0.913 6、0.887 6，而第（2）項的P值分別為1.000 0、0.901 3），且Blundell，Bond和Windmeijer通過蒙特卡羅模擬實驗證明，當被解釋變量的一階滯後項的係數為0.8～0.9時，SYS-GMM比DIF-GMM更加有效，因此第（4）項的估計結果具有更好的有效性和一致性。
3. 動態效應麵板模型估計結果分析。基於上述分析，本文選擇表1的第（4）項來分析動態效應麵板模型的估計結果。具體來說：
（1）從城鄉收入差距滯後項的視角看：由上表1可以看出，無論采用哪種估計方法，城鄉收入差距滯後項均在1%的顯著水平下顯著，且係數均在0.79以上，這說明城鄉收入差距是一個動態過程，具有一定的路徑依賴。
（2）從農村金融發展的視角看：農村金融發展的規模和效率都顯著擴大了城鄉收入差距。造成這種現象的原因，一方麵是由於農村金融發展過程中的“非均衡效應”與“門檻效應”；另一方麵農村金融市場存在著非生產性借貸為主、缺乏可抵押物、嚴重的信息不對稱以及特殊性風險與成本四大基本問題，導致絕大部分農村金融資源被配置到非農產業，農村金融發展真空問題嚴重，不利於農村經濟的發展。
（3）從城鎮化的視角看：城鎮化起到了縮小了城鄉收入差距的作用，且在1%的水平下顯著。由於我國城鄉收入期望差的存在，越來越多的農民離開收入較低的農村進入城鎮打工，這一方麵提高了農村居民整體的收入水平，另一方麵隨著打工人員知識和技能的提高，增加了農村整體的人力資本存量。製度的放鬆、人口的跨區域流動在一定程度上有利於縮小城鄉收入差距，再加上“聚集效應”、“輻射效應”的存在，城鎮化縮小了城鄉收入差距自然也就不難理解。
（4）從其他控製變量的視角看：人均GDP增長率在1%的顯著水平下縮小了城鄉收入差距，而第三產業就業人數占全國勞動力人數的比重、地方政府對經濟活動的參與度和經濟的對外開放度則擴大了這種差距。隨著我國經濟的持續高速發展，人均GDP增長率對城鄉收入差距的作用跨過了庫茲涅茲效應的最高點，開始發揮縮小城鄉收入差距的作用；第三產業就業主要有利於城鎮居民收入的增加，因此，第三產業就業人數占全國勞動力人數這一指標的增加不利於縮小城鄉收入差距，但作用效果並不顯著；地方政府財政政策具有明顯的城鎮傾向，隨著地方政府對經濟活動的參與度的增加，城鎮居民從中獲得的好處也隨之增加，城鄉收入差距也因此擴大；自1978年國家實施改革開放政策以來，我國經濟更多的融入到國際市場，主要推動了製造業以及貿易相關產業的發展，而這些產業主要集中在城鎮地區，這必然主要增加了城鎮居民的收入，不利於縮小城鄉收入差距。