貿易開放、城鎮化與我國城鄉收入差距*

徐春祥， 韓召龍

(沈陽理工大學 經濟管理學院， 沈陽 110159)

【管理與實務】

貿易開放、城鎮化與我國城鄉收入差距*

徐春祥， 韓召龍

(沈陽理工大學 經濟管理學院， 沈陽 110159)

基于1982—2012年我國時間序列數據，利用協整檢驗和VAR系統的格蘭杰因果檢驗等方法對我國貿易開放、城鎮化與城鄉收入差距之間的關系進行實證研究。研究發現三者之間存在長期均衡關系，城鄉收入差距與貿易開放之間是“U型”關系，與城鎮化之間是“倒U型”關系。目前我國正處于兩個“U型”曲線的右側，政府一方面應慎行貿易開放政策，提升對外開放層次和水平，繼續推進新型城鎮化進程，保障城鎮化質量，另一方面要統籌城鄉共同發展，縮小城鄉收入差距。

貿易開放； 城鎮化； 城鄉收入差距； VAR模型； 格蘭杰因果檢驗

改革開放以來，我國對外貿易和經濟建設取得了巨大成就，貿易開放水平不斷提升，居民總體收入大幅提高。2013年，我國實現對外(貨物)貿易進出口總值4.16萬億美元，首次超過美國成為全球最大貿易體，(貨物)貿易依存度為46%；與此同時，我國人均GDP達6 733美元，進入中等偏上國家行列。然而，伴隨著對外貿易規模和經濟總量的不斷擴大，收入分配的地區間差異也得以顯現，以城鄉收入差距為代表的我國收入不平等狀況不斷加劇，2013年我國城鄉收入差距(即城鎮人均可支配收入與農村人均純收入之比)達3.03，雖然較上一年的3.1略有下降，但仍高于世界公認警戒線臨界值3.0。盡管庫茲涅茨(Simon Kuznets，1955)認為收入差距擴大是經濟發展的必然產物，然而收入差距持續擴大不利于我國經濟發展以及和諧社會建設，必須將其須調整到合理的范圍。

但后來大量事實和實證研究表明，貿易開放并不能完全改善一國收入不平等狀況。湯海燕(2002)研究指出:短期而言，發展中國家的貿易開放可能會付出一定代價，造成貿易伙伴之間收入的不平等分配，發達國家受益而發展中國家受損[1]。李樹培等(2009)將人力資本結構因素納入分析框架，研究認為貿易開放能否縮小發展中國家收入差距，取決于貿易引進的技術進步類型以及該國人力資本結構等因素[2]。余官勝(2009)利用我國省際動態面板數據研究發現貿易開放與城鄉收入差距之間存在“U型”關系[3]。林江等(2011)研究認為，貿易開放對我國城鄉居民收入差距的影響大致呈“倒U型”，即城鄉收入差距先隨貿易開放度的提高而增大，之后開始減小，在經歷“倒U型”之后，城鄉收入差距趨于平穩[4]。鄭芳和高麗峰(2011)研究了我國出口結構與城鄉收入差距變化的關系，發現出口結構(加工貿易比重)導致城鄉收入差距加大[5]。魏浩和趙春明(2012)則認為對外貿易通過就業和工資水平影響城鄉收入差距，而不同時期對外貿易對就業和工資水平的影響是不同的，進而導致對城鄉收入差距的影響具有兩面性[6]。梁瀅和李金玲(2013)研究了貿易開放對我國不同技能勞動力工資差距的影響，認為貿易開放會顯著擴大不同技能勞動力工資差距，同時這種影響也表現出較大的地區差異[7]。

城鎮化又稱城市化，是一個“由農業為主的傳統鄉村社會向以工業和服務業為主的現代城市社會逐漸轉變的歷史過程”。新型城鎮化則是以“城鄉統籌、城鄉一體、產城互動、節約集約、生態宜居、和諧發展”為基本特征的城鎮化。新型城鎮化的核心是以人為本，目標是統籌城鄉共同發展、實現共同富裕。作為推動我國區域協調發展的有力支撐以及擴大內需的重要抓手，積極穩妥地推進城鎮化進程，有助于加快落后地區形成新的經濟增長極，解決貧富分化等“大城市病”，縮小城鄉收入差距，實現全面建設小康社會的宏偉目標。

對于城鎮化進程是否有利于縮小我國城鄉收入差距，不同學者觀點不同。蘇雪串(2002)認為，城鄉收入差距懸殊主要原因在于農民收入水平較低，而城鎮化滯后是其根本原因[8]。陸銘和陳釗(2004)基于我國1978—2001年間省級面板數據，實證研究了城鎮化及各項經濟政策對城鄉收入差距的影響，認為城鎮化對縮小城鄉收入差距作用顯著，而地方政府實施的帶有城市傾向的經濟政策則是擴大城鄉收入差距的因素之一[9]。程開明和李金昌(2007)研究發現，城鎮化與城市偏向是造成城鄉收入差距的主要原因[10]。周云波(2009)對城鎮化、城鄉差距及全國居民收入差距的變動進行了實證研究，認為城鎮化是導致“倒U”現象出現的主要原因[11]。周少甫等(2010)使用門檻面板模型對我國城鎮化進程中城鄉收入差距問題進行了研究，認為當城鎮化水平超過某一值時，城鎮化對縮小城鄉收入差距作用顯著[12]。賀建風和劉建平(2010)以廣東省為例，研究了城鎮化、對外開放和城鄉收入差距關系問題，認為城鎮化與對外開放是造成廣東省城鄉收入差距擴大的主要原因[13]。孫永強和巫和懋(2012)分析了我國出口結構、城鎮化與城鄉收入差距之間的作用機制，認為出口結構的優化將擴大城鄉收入差距，而城鎮化進程則將縮小城鄉收入差距，研究同時認為出口結構的優化會促進城鎮化，并以城鎮化為中介進一步縮小城鄉收入差距[14]。

可以看出，一方面，貿易開放對城鄉收入差距的影響大小及影響方向是不同的，即使有時作用方向相同，也會由于不同國家或地區所處經濟發展階段等差異，導致貿易開放對城鄉收入差距的影響有大小之分。另一方面，城鎮化對城鄉收入差距的影響也具有兩面性。總的來看，由于采用的研究方法以及指標選取的不同，對于貿易開放、城鎮化與城鄉收入差距的關系的認識仍然沒有得到統一，而且國內研究多數僅分析貿易開放或城鎮化與城鄉收入差距的關系，較少比較前兩者對后者的影響大小及影響方向是否存在差異*賀建風和劉建平(2010)雖然將三者納入同一分析框架中進行研究，但仍存在不足:一是未研究貿易開放與城鎮化對城鄉收入差距影響的差異；二是未檢驗前兩者與后者可能存在的非線性“U型”關系。。另外，國內已有研究對貿易開放度的測量多數只涉及貨物貿易，而本文作者認為服務貿易也影響城鄉收入差距，已有研究也證實了這一點。如范愛軍和卞學字(2013)分析了服務貿易與貨物貿易對我國收入差距的影響，研究發現二者對收入差距的影響存在差異，前者使收入差距先減小后擴大，后者則使收入差距先擴大后減小[15]。因此本研究擬采用進出口總值(包括貨物貿易與服務貿易)來計算貿易開放度。顯然，收入差距的持續擴大既不利于我國和諧社會的構建，又有可能導致我國陷入“中等收入陷阱”。現階段我國已進入由“先富”到“共富”的轉換階段(胡家勇和武鵬[16]，2012)，縮小城鄉收入差距、改善收入分配不平等狀況成為亟需解決的重大社會問題。本文基于我國1982—2012年時間序列數據，利用協整檢驗和VAR系統的格蘭杰因果檢驗等方法，實證研究貿易開放和城鎮化對城鄉收入差距的影響*國內相關研究處理的對象大都是省級(際)面板數據，而且已有研究普遍存在異質性問題，另外，考慮到經濟發展與收入分配的“倒U型”關系，本質上是一個長期關系，因此用時間序列數據來做相關研究，可能效果更好。，這一研究為深入分析我國城鄉收入差距成因提供理論依據，并為制訂改善城鄉收入分配不平等狀況相關政策提供借鑒。

二、模型設定及數據處理

1. 模型和數據

為研究貿易開放、城鎮化與城鄉收入差距的關系，預設方程為

lnY=c+αln trade+β(ln trade)2+

γlnur+δ(lnur)2+ε

(1)

式中:Y為城鄉收入差距，用城鎮人均可支配收入與農村人均純收入之比來衡量；trade為貿易開放度，本文選取外貿依存度，即貨物貿易與服務貿易進出口總值占當年GDP的比重來度量貿易開放程度；ur為城鎮化水平，用城鎮人口占總人口的比重來測度；ε為回歸殘差；c為常數項。加入貿易開放度及其平方項、城鎮化水平及其平方項以研究貿易開放、城鎮化與城鄉收入差距的非線性關系。對數據進行取自然對數處理，以消除時間序列可能存在的異方差問題。

除服務貿易數據來自《中國服務貿易統計2013》、人民幣對美元匯率(平均值)來自世界銀行(http://data.worldbank.org/)外，其他所有數據均來自國家統計局官方網站:http://www.stats.gov.cn/；時間跨度為1982—2012年，共計31年。貿易開放度、城鎮化水平與城鄉收入差距變化趨勢如圖1所示。

圖1 1982—2012年我國貿易開放度、城鎮化水平與城鄉收入差距狀況

從圖1可看出，1982—2012年我國城鎮化水平一直呈穩定上升態勢，城鎮化率由1982年的21.13%擴大至2012年的52.57%，這是多年來我國積極推進城鎮化進程的結果。貿易開放度隨經濟波動出現較頻繁波動，尤其受1997年和2007年兩次經濟危機影響，我國對外貿易出現明顯波動，反映了我國對外貿易抵御外部沖擊能力較弱，加入世界貿易組織(WTO)后我國貿易開放度有了明顯提高。城鄉收入差距呈現整體擴大、局部縮小的趨勢，有兩個比較明顯的拐點，分別出現在1983年和1997年。第一個拐點的出現與1978年改革開放戰略方針的確立及1982年家庭聯產承包責任制的確立有關，前者促進了要素的自由流動，后者調動了農民生產的積極性，解放了農村生產力，提高了農民收入，使得城鄉收入差距有所縮小。第二個拐點的出現與我國20世紀90年代國有企事業單位改革和1997年爆發的經濟危機有關，前者導致城鎮工人失業，后者對城鎮居民收入造成較大消極影響[15]，進而城鄉收入差距出現下降的趨勢。2007年和2009年達到最大值3.33，之后開始逐漸縮小，說明近年來相關政策的實施對縮小城鄉收入差距產生了一定積極影響。

2. 平穩性檢驗

由于經濟變量大都是非平穩的，為防止出現偽回歸，需要對各個變量進行平穩性檢驗。本文采用ADF單位根檢驗方法，變量的水平序列為帶有趨勢項的模型，一階差分序列為不帶有趨勢項的模型，使用的軟件是Stata12.0，具體結果見表1。在5%顯著性水平下，所有變量的一階差分序列都是平穩的，即都是I(1)序列，可以進行協整分析。

表1 平穩性檢驗結果

注:表1中c、t和k分別表示常數項、趨勢項和滯后期，0表示模型不包括該項，滯后期k由AIC信息準則自動選擇；Δ表示一階差分。

3. 協整檢驗

協整檢驗的經濟學意義在于，即便兩個變量具有各自的長期波動規律，但如果它們是協整的，則它們之間存在著一個長期穩定的比例關系。協整檢驗的方法有E-G兩步法和JJ檢驗，本文采用后者。JJ檢驗是由Johansen(1988)和Jesulius(1990)提出的，該方法基于VAR(向量自回歸)模型來檢驗具有同階單整變量間的協整關系。VAR模型滯后期由AIC和SC信息準則確定為4，協整檢驗的滯后階數為3。具體協整檢驗結果見表2。

表2中跡統計量檢驗結果表明，貿易開放度、城鎮化水平與城鄉收入差距之間存在著至少3個協整關系。而最大特征值檢驗則表明，在5%顯著性水平下無法拒絕“協整關系為3”的假設，表明貿易開放度、城鎮化水平與城鄉收入差距之間存在著至多3個協整關系。綜合跡統計量檢驗和最大特征值檢驗結果，變量之間存在至多3個協整關系，因此貿易開放度、城鎮化水平與城鄉收入差距之間存在長期均衡關系。

表2 協整檢驗結果

注:協整檢驗的原假設是“變量間不存在協整關系”，*表示拒絕原假設，顯著性水平為5%。

三、實證結果

1. 回歸結果分析

協整檢驗表明貿易開放度、城鎮化水平與城鄉收入差距之間存在著協整關系，為估算這種關系，下面對三者進行回歸分析。考察以lnY為因變量的協整方程，經過試驗發現協整方程在不包含常數項的情況下更容易通過檢驗，因此方程(1)中舍棄常數項。回歸結果為

lnY=0.46ln trade+ 0.20(ln trade)2- 3.04ln ur- 1.66(ln ur)2

(2)

(0.042) (0.037) (0.000) (0.000)

式中，各系數下方括號內為對應5%顯著性水平下的P值，可以看出，各系數顯著。方程的調整擬合優度為0.993 4，說明自變量較大程度上解釋了因變量，方程的擬合效果很好。

從式(2)可以看出，貿易開放與城鎮化對城鄉收入差距的作用存在明顯差異。貿易開放度的一次項與二次項系數均為正，說明我國城鄉收入差距與貿易開放之間存在著“U型”關系，即城鄉收入差距隨著貿易開放度的提高先減小后增大。U型曲線拐點為0.316 6[式(2)對Lntrade求導并令其等于0，得到trade=0.316 6]，當貿易開放度小于0.316 6時，貿易開放有利于縮小城鄉收入差距。這一結論與此前研究結果(余官勝，2009[3])相吻合，但由于變量采取的指標不同，拐點值有所差異。觀察貿易開放數據，我國1991年貿易開放度已達到0.332 7，即1991年以后我國已步入拐點階段，貿易開放度的提高不利于縮小城鄉收入差距。這說明，當貿易開放程度較低時，貿易開放帶來的紅利促進了經濟發展，人們普遍享受到了貿易開放和經濟發展帶來的成果，城鄉收入差距有所縮小。而隨著國內市場的進一步對外開放，優勝劣汰、適者生存的競爭加劇了國內市場的競爭，擁有先進技術和豐富資源以及良好工業基礎等優勢的城市，更能從國際貿易和競爭中獲益。另外，地區、城鄉分割的特征也阻礙了要素的自由流動，貿易開放帶來的收益分配也是不均衡的，城市在貿易開放進程中獲益最大，由此帶來城鄉收入差距的進一步擴大。

城鎮化水平的一次項與二次項系數均為負，說明我國城鄉收入差距與城鎮化水平之間存在著“倒U型”關系，即城鄉收入差距隨著城鎮化水平的提高先增大后減小。理論上認為，城鎮化對城鄉收入差距既有積極作用，也有消極影響。一方面，城鎮化進程促進勞動力自由流動，后者通過要素價格均等化作用，使得農村(非熟練)勞動力工資提高、城市(熟練)勞動力工資降低，從而城鄉收入差距逐步縮小；另一方面，由于我國嚴格的戶籍管理制度以及城市偏向政策等原因，城鎮化進程也可能使城鄉收入差距進一步擴大[10-11]。這種“倒U型”演化路徑產生的原因還在于，城鎮化進程伴隨著大量人口從農村向城鎮的大規模轉移，具備專業技能或資本積累的農村高收入人群首先進入城市，從而導致農村平均收入下降，城鄉收入差距擴大；隨著人口持續轉移，農村勞動力變得相對缺少，農村勞動報酬提高，從而城鄉收入差距縮小(劉田[17]，2013)。當城鎮化水平(城鎮人口比重)高于0.400 3時，城鎮化進程有利于縮小城鄉收入差距。20世紀80年代中后期戶籍制度的改革，使得我國城鎮人口比重快速提高，2003年我國城鎮化水平(0.405 3)已超過拐點值。城鎮化進程對于縮小城鄉收入差距作用顯著，新型城鎮化可以作為我國進一步縮小城鄉差距的有力措施。

2. 因果關系檢驗

由協整檢驗可知，貿易開放度、城鎮化水平與城鄉收入差距之間存在著協整關系，但是否還存在因果關系，本文將采用Granger(1969)和Sims(1972)提出的Granger因果關系檢驗方法來做進一步研究，檢驗變量間的因果關系。其基本思想為，如果X是Y的因，但Y不是X的因，則X的過去值可以幫助預測Y的未來值，但Y的過去值卻不能預測X的未來值。VAR模型滯后期為4，不包含常數項，對VAR(4)的平穩性進行檢驗，發現所有倒數根的模都小于1且位于單位圓內，表明VAR(4)模型是平穩的，可以進行格蘭杰因果關系檢驗，結果如表3所示。

表3 部分變量的因果關系檢驗結果

表3是假定在10%顯著性水平下接受還是拒絕原假設。從表3可以看出，貿易開放度的一次項與二次項均是城鄉收入差距的格蘭杰原因；反過來，城鄉收入差距不是貿易開放度一次項的格蘭杰原因，卻是其二次項的格蘭杰原因。可以理解為，貿易開放度是導致城鄉收入差距呈“U型”格局的原因，同時城鄉收入差距“U型”格局也會逐漸使得貿易更加開放。原因在于，一方面，當前市場經濟體制下，以按勞分配制度為主體的收入分配方式在實施過程中仍然存在一些問題，按勞分配有時是“不純凈的”(王知非和韓建雨，2014[18])，因此城鄉收入差距是市場經濟體制下經濟發展的必然產物。經濟的發展必然伴隨著貿易開放，使得貿易開放也影響城鄉收入差距的變動。另一方面，實現共同富裕是一個客觀的物質積累過程，需要一部分人和地區依靠豐富資源先富起來，然后帶動其他人和落后地區實現共同富裕。而理論認為，收入差距可以依靠經濟發展來解決(堅持用發展解決前進中的問題)，即“先富帶動后富”，從而實現共同富裕。也就是說，城鄉收入存在差距會要求經濟更快發展，進而逐步促進一國或地區的貿易更加開放。城鄉收入差距與貿易開放度“U型”格局出現的原因可能在于開放的貿易政策對于經濟發展有利也有弊，因為貿易開放意味著關稅的減少，而稅收減少通常不利于一國經濟增長(Berggren amp; Jordahl，2005[19])。此外，一國或地區擁有的特定資源是有限的，必須依靠對外貿易獲取相對稀缺的資源，閉關鎖國帶來的危害大于收益，只有實行對外開放，各國互通有無，才能實現經濟的可持續發展。

從表3還可以看出，城鎮化水平是城鄉收入差距的格蘭杰原因，反過來卻不成立。這意味著，城鎮化進程對城鄉收入差距影響顯著，但城鄉收入差距對城鎮化進程作用不顯著。城鎮化進程表現為人口、資源等各種要素由農村向城市遷移，加之城鎮化進程中可能會產生投資、外貿等經濟政策的城市偏向，使城鎮化進程對縮小城鄉收入差距有消極影響。較富裕的居民與具有較高生產能力的農村居民更容易成為城市居民，二元經濟結構以及戶籍制度的限制，拉大了統計上的城鄉收入差距(王雪霽，2013)[20]。另一方面，城鎮化進程中的人口流動意味著收入差距大的農村人口逐步減少，收入差距小的城鎮人口逐步增加[12]，這常常會有助于縮小城鄉收入差距。城鎮化對城鄉收入差距作用具有兩面性，總體上有利于縮小城鄉收入差距[10]。反過來，城鄉收入差距雖然有可能促使人口由工資水平較低的農村流向工資水平較高的城市，導致城鎮居住人口增加，但不一定導致城鎮戶籍人口的增長，即以城鎮人口比重來表示的城鎮化水平的提高。城鎮戶籍人口的增長需要戶籍制度改革等一系列措施的共同作用，而且從長期來看，這種流動總有終結，城鄉收入差距不是城鎮化進程主要動力因素，尤其是新型城鎮化的含義更加豐富，不僅僅是指城鎮人口比重的增加，還意味著“農轉非”居民的實際收入水平以及社會福利水平的切實提高，這需要經濟的不斷發展以及社會保障制度改革等的共同努力，而不只是人口由農村轉向城市。

三、結 論

改革開放以來，我國經濟建設取得了巨大成就的同時，貿易開放度逐步提升，城鎮化進程不斷加快，但城鄉收入分配不平等狀況仍沒有得到有效改善，且有不斷加劇之勢。本文利用1982—2012年時間序列數據，對我國貿易開放度、城鎮化水平與城鄉收入差距之間關系進行了實證研究。研究發現，貿易開放、城鎮化與城鄉收入差距三者之間并不是獨立存在的，三者之間存在長期均衡關系，同時貿易開放與城鎮化在不同程度上影響著城鄉收入差距，兩者作用存在顯著差異，具體表現為:當貿易開放程度較低時，城鄉收入差距隨著貿易開放度的提高而縮小；當貿易開放度較高時，城鄉收入差距隨著貿易開放的提高而加劇，貿易開放對城鄉收入差距存在先抑后揚的“U型”關系；隨著城鎮化水平的提高，城鄉收入差距先增大后減小，城鄉收入差距與城鎮化水平之間存在“倒U型”關系。

可以認為，目前我國處于兩個“U型”曲線的右側。一方面，繼續執行貿易開放政策可能會進一步擴大城鄉收入差距，然而這并非意味著我國應停止執行貿易開放政策，而是要避免盲目擴大對外開放，宜采取因地制宜的貿易開放政策(比如考慮到區位差異，分別研究出口依存度與進口依存度對經濟增長與城鄉收入差距的影響，以及貨物貿易與服務貿易對城鄉收入差距的影響，進而采取有針對性的貿易政策等)，努力創造使貿易開放更有利于經濟發展的外部條件，提高對外開放的層次和水平。其次，盡管本文并沒有提及政策因素對收入差距的影響，但現有研究指出，政策因素最能影響“倒U”曲線拐點的持續時間[11]，因此政府應制定系統而有效的收入分配調節政策以縮小城鄉收入差距，可以通過提高低收入者的技能水平，并把社會保障制度改革與新型城鎮化建設和區域經濟協調發展納入同一規劃中。縮小地區經濟差異，同時還要保證嚴格貫徹按勞分配的分配原則，消除“不純凈”的按勞分配，真正確立勞動力要素在收入分配中的主導地位，并逐步提高勞動要素收益率[18]。

另一方面，繼續推進城鎮化進程可以縮小城鄉收入差距。現階段，城鎮化進程尤其是新型城鎮化進程，有利于提高農民收入、縮小城鄉收入差距。推進新型城鎮化進程，應嚴格按照城鄉統籌發展原則進行，保證居民的城鎮化能力，提高城鎮化質量。以產業結構優化為中介，促進新型城鎮化與貿易開放相結合，在深化對外開放的同時，推進產業結構優化與新型城鎮化進程，雙管齊下，促進區域經濟協調發展(徐春祥等，2014)[21]。

[1] 湯海燕.論貿易自由化的效應 [J].上海師范大學學報:哲學社會科學版，2002，31(6):50-57.

[2] 李樹培，高連水，魏下海.貿易開放與發展中國家收入差距擴大:基于中國的理論與實證分析 [J].財經研究，2009，35(12):96-106.

[3] 余官勝.我國貿易開放和收入分配的非線性關系:基于1994—2007年省際動態面板數據的實證研究 [J].云南財經大學學報，2009(6):37-42.

[4] 林江，黃亮雄，孫輝.貿易開放度與城鄉收入差距存在倒U型關系嗎:基于我國省際面板數據的非參數估計 [J].學術研究，2011(5):81-88.

[5] 鄭芳，高麗峰.出口結構與城鄉收入差距變化的關系 [J].沈陽工業大學學報:社會科學版，2011，4(3):228-233.

[6] 魏浩，趙春明.對外貿易對我國城鄉收入差距影響的實證分析 [J].財貿經濟，2012(1):78-86.

[7] 梁瀅，李金玲.貿易開放對我國勞動力工資差距的影響:基于1998—2010年區域面板數據的實證分析 [J].國際經貿探索，2013，29(5):70-83.

[8] 蘇雪串.城市化與城鄉收入差距 [J].中央財經大學學報，2002(3):42-45.

[9] 陸銘，陳釗.城市化、城市傾向的經濟政策與城鄉收入差距 [J].經濟研究，2004(6):50-58.

[10]程開明，李金昌.城市偏向、城市化與城鄉收入差距的作用機制及動態分析 [J].數量經濟技術經濟研究，2007(7):116-125.

[11]周云波.城市化、城鄉差距以及全國居民總體收入差距的變動:收入差距倒U形假說的實證檢驗 [J].經濟學(季刊)，2009，8(4):1239-1256.

[12]周少甫，亓壽偉，盧忠寶.地區差異、城市化與城鄉收入差距 [J].中國人口、資源與環境，2010，20(8):115-120.

[13]賀建風，劉建平.城市化、對外開放與城鄉收入差距:基于VAR模型的實證分析 [J].技術經濟與管理研究，2010(4):16-19.

[14]孫永強，巫和懋.出口結構、城市化與城鄉居民收入差距 [J].世界經濟，2012(9):105-120.

[15]范愛軍，卞學字.服務貿易與貨物貿易對我國收入差距擴大的影響及比較 [J].國際貿易問題，2013(6):98-105.

[16]胡家勇，武鵬.推進由“先富”到“共富”的階段性轉換 [J].經濟學動態，2012(12):21-26.

[17]劉田.中國城鄉收入差距收斂性及倒U形檢驗 [J].當代經濟科學，2013，35(1):1-8，124.

[18]王知非，韓建雨.改革推進期我國居民收入差距研究 [J].財經問題研究，2014(3):90-93.

[19]Berggren N，Jordahl H.Does free trade really reduce growth?Further testing using the economic freedom index [J].Public Choice，2005(122):99-114.

[20]王雪霽.城市化影響城鄉收入差距的機制研究 [J].財經理論研究，2013(5):32-41.

[21]徐春祥，韓召龍，彭徽.城鎮化、貿易開放與經濟增長關系研究:以遼寧為例 [J].東北財經大學學報，2014(3):43-48.

Tradeopening,urbanizationandurban-ruralincomegapinChina

XU Chun-xiang, HAN Zhao-long

(School of Economics and Management, Shenyang Ligong University, Shenyang 110159, China)

Based on time series data from 1982 to 2012, by using the method of co-integration test and Granger Causality Test of VAR system, the relationship among the trade opening, the urbanization and the urban-rural income gap in China are studied empirically. The study found that the three indicators have the relationship of long-term equilibrium, the relationship between trade opening and urban-rural income gap is U type, while that between trade opening and urban-rural income gap is the inverted U type. At present, China is on the right side of the two "U" curves, which means that on one hand, the policy of trade opening should be implemented carefully, the level of the trade opening is promoted, the process to promote the new urbanization is continued, the quality of urbanization is guaranteed; on the other hand, the common development in urban and rural areas is coordinated, and urban-rural income gap is narrowed.

trade openness; urbanization; urban-rural income gap; Vector Autoregressive model (VAR model); Granger Causality Test

2014-08-10

遼寧省社會科學界聯合會課題(2014lslktziyyjj-54)； 2014年度遼寧省哲學社會科學規劃基金項目。

徐春祥(1967-)，男，山東濰坊人，教授，博士，主要從事亞太經濟、區域一體化合作等方面的研究。

* 本文已于2014-09-23 14∶03在中國知網優先數字出版。 網絡出版地址: http://www.cnki.net/kcms/detail/21.1558.C.20140924.0921.002.html

10.7688/j.issn.1674-0823.2014.06.11

F 061.5

A

1674-0823(2014)06-0541-07

(責任編輯:吉海濤)