贸易开放、城镇化与我国城乡收入差距*

徐春祥， 韩召龙

(沈阳理工大学 经济管理学院， 沈阳 110159)

【管理与实务】

贸易开放、城镇化与我国城乡收入差距*

徐春祥， 韩召龙

(沈阳理工大学 经济管理学院， 沈阳 110159)

基于1982—2012年我国时间序列数据，利用协整检验和VAR系统的格兰杰因果检验等方法对我国贸易开放、城镇化与城乡收入差距之间的关系进行实证研究。研究发现三者之间存在长期均衡关系，城乡收入差距与贸易开放之间是“U型”关系，与城镇化之间是“倒U型”关系。目前我国正处于两个“U型”曲线的右侧，政府一方面应慎行贸易开放政策，提升对外开放层次和水平，继续推进新型城镇化进程，保障城镇化质量，另一方面要统筹城乡共同发展，缩小城乡收入差距。

贸易开放； 城镇化； 城乡收入差距； VAR模型； 格兰杰因果检验

改革开放以来，我国对外贸易和经济建设取得了巨大成就，贸易开放水平不断提升，居民总体收入大幅提高。2013年，我国实现对外(货物)贸易进出口总值4.16万亿美元，首次超过美国成为全球最大贸易体，(货物)贸易依存度为46%；与此同时，我国人均GDP达6 733美元，进入中等偏上国家行列。然而，伴随着对外贸易规模和经济总量的不断扩大，收入分配的地区间差异也得以显现，以城乡收入差距为代表的我国收入不平等状况不断加剧，2013年我国城乡收入差距(即城镇人均可支配收入与农村人均纯收入之比)达3.03，虽然较上一年的3.1略有下降，但仍高于世界公认警戒线临界值3.0。尽管库兹涅茨(Simon Kuznets，1955)认为收入差距扩大是经济发展的必然产物，然而收入差距持续扩大不利于我国经济发展以及和谐社会建设，必须将其须调整到合理的范围。

但后来大量事实和实证研究表明，贸易开放并不能完全改善一国收入不平等状况。汤海燕(2002)研究指出:短期而言，发展中国家的贸易开放可能会付出一定代价，造成贸易伙伴之间收入的不平等分配，发达国家受益而发展中国家受损[1]。李树培等(2009)将人力资本结构因素纳入分析框架，研究认为贸易开放能否缩小发展中国家收入差距，取决于贸易引进的技术进步类型以及该国人力资本结构等因素[2]。余官胜(2009)利用我国省际动态面板数据研究发现贸易开放与城乡收入差距之间存在“U型”关系[3]。林江等(2011)研究认为，贸易开放对我国城乡居民收入差距的影响大致呈“倒U型”，即城乡收入差距先随贸易开放度的提高而增大，之后开始减小，在经历“倒U型”之后，城乡收入差距趋于平稳[4]。郑芳和高丽峰(2011)研究了我国出口结构与城乡收入差距变化的关系，发现出口结构(加工贸易比重)导致城乡收入差距加大[5]。魏浩和赵春明(2012)则认为对外贸易通过就业和工资水平影响城乡收入差距，而不同时期对外贸易对就业和工资水平的影响是不同的，进而导致对城乡收入差距的影响具有两面性[6]。梁滢和李金玲(2013)研究了贸易开放对我国不同技能劳动力工资差距的影响，认为贸易开放会显著扩大不同技能劳动力工资差距，同时这种影响也表现出较大的地区差异[7]。

城镇化又称城市化，是一个“由农业为主的传统乡村社会向以工业和服务业为主的现代城市社会逐渐转变的历史过程”。新型城镇化则是以“城乡统筹、城乡一体、产城互动、节约集约、生态宜居、和谐发展”为基本特征的城镇化。新型城镇化的核心是以人为本，目标是统筹城乡共同发展、实现共同富裕。作为推动我国区域协调发展的有力支撑以及扩大内需的重要抓手，积极稳妥地推进城镇化进程，有助于加快落后地区形成新的经济增长极，解决贫富分化等“大城市病”，缩小城乡收入差距，实现全面建设小康社会的宏伟目标。

对于城镇化进程是否有利于缩小我国城乡收入差距，不同学者观点不同。苏雪串(2002)认为，城乡收入差距悬殊主要原因在于农民收入水平较低，而城镇化滞后是其根本原因[8]。陆铭和陈钊(2004)基于我国1978—2001年间省级面板数据，实证研究了城镇化及各项经济政策对城乡收入差距的影响，认为城镇化对缩小城乡收入差距作用显著，而地方政府实施的带有城市倾向的经济政策则是扩大城乡收入差距的因素之一[9]。程开明和李金昌(2007)研究发现，城镇化与城市偏向是造成城乡收入差距的主要原因[10]。周云波(2009)对城镇化、城乡差距及全国居民收入差距的变动进行了实证研究，认为城镇化是导致“倒U”现象出现的主要原因[11]。周少甫等(2010)使用门槛面板模型对我国城镇化进程中城乡收入差距问题进行了研究，认为当城镇化水平超过某一值时，城镇化对缩小城乡收入差距作用显著[12]。贺建风和刘建平(2010)以广东省为例，研究了城镇化、对外开放和城乡收入差距关系问题，认为城镇化与对外开放是造成广东省城乡收入差距扩大的主要原因[13]。孙永强和巫和懋(2012)分析了我国出口结构、城镇化与城乡收入差距之间的作用机制，认为出口结构的优化将扩大城乡收入差距，而城镇化进程则将缩小城乡收入差距，研究同时认为出口结构的优化会促进城镇化，并以城镇化为中介进一步缩小城乡收入差距[14]。

可以看出，一方面，贸易开放对城乡收入差距的影响大小及影响方向是不同的，即使有时作用方向相同，也会由于不同国家或地区所处经济发展阶段等差异，导致贸易开放对城乡收入差距的影响有大小之分。另一方面，城镇化对城乡收入差距的影响也具有两面性。总的来看，由于采用的研究方法以及指标选取的不同，对于贸易开放、城镇化与城乡收入差距的关系的认识仍然没有得到统一，而且国内研究多数仅分析贸易开放或城镇化与城乡收入差距的关系，较少比较前两者对后者的影响大小及影响方向是否存在差异*贺建风和刘建平(2010)虽然将三者纳入同一分析框架中进行研究，但仍存在不足:一是未研究贸易开放与城镇化对城乡收入差距影响的差异；二是未检验前两者与后者可能存在的非线性“U型”关系。。另外，国内已有研究对贸易开放度的测量多数只涉及货物贸易，而本文作者认为服务贸易也影响城乡收入差距，已有研究也证实了这一点。如范爱军和卞学字(2013)分析了服务贸易与货物贸易对我国收入差距的影响，研究发现二者对收入差距的影响存在差异，前者使收入差距先减小后扩大，后者则使收入差距先扩大后减小[15]。因此本研究拟采用进出口总值(包括货物贸易与服务贸易)来计算贸易开放度。显然，收入差距的持续扩大既不利于我国和谐社会的构建，又有可能导致我国陷入“中等收入陷阱”。现阶段我国已进入由“先富”到“共富”的转换阶段(胡家勇和武鹏[16]，2012)，缩小城乡收入差距、改善收入分配不平等状况成为亟需解决的重大社会问题。本文基于我国1982—2012年时间序列数据，利用协整检验和VAR系统的格兰杰因果检验等方法，实证研究贸易开放和城镇化对城乡收入差距的影响*国内相关研究处理的对象大都是省级(际)面板数据，而且已有研究普遍存在异质性问题，另外，考虑到经济发展与收入分配的“倒U型”关系，本质上是一个长期关系，因此用时间序列数据来做相关研究，可能效果更好。，这一研究为深入分析我国城乡收入差距成因提供理论依据，并为制订改善城乡收入分配不平等状况相关政策提供借鉴。

二、模型设定及数据处理

1. 模型和数据

为研究贸易开放、城镇化与城乡收入差距的关系，预设方程为

lnY=c+αln trade+β(ln trade)2+

γlnur+δ(lnur)2+ε

(1)

式中:Y为城乡收入差距，用城镇人均可支配收入与农村人均纯收入之比来衡量；trade为贸易开放度，本文选取外贸依存度，即货物贸易与服务贸易进出口总值占当年GDP的比重来度量贸易开放程度；ur为城镇化水平，用城镇人口占总人口的比重来测度；ε为回归残差；c为常数项。加入贸易开放度及其平方项、城镇化水平及其平方项以研究贸易开放、城镇化与城乡收入差距的非线性关系。对数据进行取自然对数处理，以消除时间序列可能存在的异方差问题。

除服务贸易数据来自《中国服务贸易统计2013》、人民币对美元汇率(平均值)来自世界银行(http://data.worldbank.org/)外，其他所有数据均来自国家统计局官方网站:http://www.stats.gov.cn/；时间跨度为1982—2012年，共计31年。贸易开放度、城镇化水平与城乡收入差距变化趋势如图1所示。

图1 1982—2012年我国贸易开放度、城镇化水平与城乡收入差距状况

从图1可看出，1982—2012年我国城镇化水平一直呈稳定上升态势，城镇化率由1982年的21.13%扩大至2012年的52.57%，这是多年来我国积极推进城镇化进程的结果。贸易开放度随经济波动出现较频繁波动，尤其受1997年和2007年两次经济危机影响，我国对外贸易出现明显波动，反映了我国对外贸易抵御外部冲击能力较弱，加入世界贸易组织(WTO)后我国贸易开放度有了明显提高。城乡收入差距呈现整体扩大、局部缩小的趋势，有两个比较明显的拐点，分别出现在1983年和1997年。第一个拐点的出现与1978年改革开放战略方针的确立及1982年家庭联产承包责任制的确立有关，前者促进了要素的自由流动，后者调动了农民生产的积极性，解放了农村生产力，提高了农民收入，使得城乡收入差距有所缩小。第二个拐点的出现与我国20世纪90年代国有企事业单位改革和1997年爆发的经济危机有关，前者导致城镇工人失业，后者对城镇居民收入造成较大消极影响[15]，进而城乡收入差距出现下降的趋势。2007年和2009年达到最大值3.33，之后开始逐渐缩小，说明近年来相关政策的实施对缩小城乡收入差距产生了一定积极影响。

2. 平稳性检验

由于经济变量大都是非平稳的，为防止出现伪回归，需要对各个变量进行平稳性检验。本文采用ADF单位根检验方法，变量的水平序列为带有趋势项的模型，一阶差分序列为不带有趋势项的模型，使用的软件是Stata12.0，具体结果见表1。在5%显著性水平下，所有变量的一阶差分序列都是平稳的，即都是I(1)序列，可以进行协整分析。

表1 平稳性检验结果

注:表1中c、t和k分别表示常数项、趋势项和滞后期，0表示模型不包括该项，滞后期k由AIC信息准则自动选择；Δ表示一阶差分。

3. 协整检验

协整检验的经济学意义在于，即便两个变量具有各自的长期波动规律，但如果它们是协整的，则它们之间存在着一个长期稳定的比例关系。协整检验的方法有E-G两步法和JJ检验，本文采用后者。JJ检验是由Johansen(1988)和Jesulius(1990)提出的，该方法基于VAR(向量自回归)模型来检验具有同阶单整变量间的协整关系。VAR模型滞后期由AIC和SC信息准则确定为4，协整检验的滞后阶数为3。具体协整检验结果见表2。

表2中迹统计量检验结果表明，贸易开放度、城镇化水平与城乡收入差距之间存在着至少3个协整关系。而最大特征值检验则表明，在5%显著性水平下无法拒绝“协整关系为3”的假设，表明贸易开放度、城镇化水平与城乡收入差距之间存在着至多3个协整关系。综合迹统计量检验和最大特征值检验结果，变量之间存在至多3个协整关系，因此贸易开放度、城镇化水平与城乡收入差距之间存在长期均衡关系。

表2 协整检验结果

注:协整检验的原假设是“变量间不存在协整关系”，*表示拒绝原假设，显著性水平为5%。

三、实证结果

1. 回归结果分析

协整检验表明贸易开放度、城镇化水平与城乡收入差距之间存在着协整关系，为估算这种关系，下面对三者进行回归分析。考察以lnY为因变量的协整方程，经过试验发现协整方程在不包含常数项的情况下更容易通过检验，因此方程(1)中舍弃常数项。回归结果为

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，各系数下方括号内为对应5%显著性水平下的P值，可以看出，各系数显著。方程的调整拟合优度为0.993 4，说明自变量较大程度上解释了因变量，方程的拟合效果很好。

从式(2)可以看出，贸易开放与城镇化对城乡收入差距的作用存在明显差异。贸易开放度的一次项与二次项系数均为正，说明我国城乡收入差距与贸易开放之间存在着“U型”关系，即城乡收入差距随着贸易开放度的提高先减小后增大。U型曲线拐点为0.316 6[式(2)对Lntrade求导并令其等于0，得到trade=0.316 6]，当贸易开放度小于0.316 6时，贸易开放有利于缩小城乡收入差距。这一结论与此前研究结果(余官胜，2009[3])相吻合，但由于变量采取的指标不同，拐点值有所差异。观察贸易开放数据，我国1991年贸易开放度已达到0.332 7，即1991年以后我国已步入拐点阶段，贸易开放度的提高不利于缩小城乡收入差距。这说明，当贸易开放程度较低时，贸易开放带来的红利促进了经济发展，人们普遍享受到了贸易开放和经济发展带来的成果，城乡收入差距有所缩小。而随着国内市场的进一步对外开放，优胜劣汰、适者生存的竞争加剧了国内市场的竞争，拥有先进技术和丰富资源以及良好工业基础等优势的城市，更能从国际贸易和竞争中获益。另外，地区、城乡分割的特征也阻碍了要素的自由流动，贸易开放带来的收益分配也是不均衡的，城市在贸易开放进程中获益最大，由此带来城乡收入差距的进一步扩大。

城镇化水平的一次项与二次项系数均为负，说明我国城乡收入差距与城镇化水平之间存在着“倒U型”关系，即城乡收入差距随着城镇化水平的提高先增大后减小。理论上认为，城镇化对城乡收入差距既有积极作用，也有消极影响。一方面，城镇化进程促进劳动力自由流动，后者通过要素价格均等化作用，使得农村(非熟练)劳动力工资提高、城市(熟练)劳动力工资降低，从而城乡收入差距逐步缩小；另一方面，由于我国严格的户籍管理制度以及城市偏向政策等原因，城镇化进程也可能使城乡收入差距进一步扩大[10-11]。这种“倒U型”演化路径产生的原因还在于，城镇化进程伴随着大量人口从农村向城镇的大规模转移，具备专业技能或资本积累的农村高收入人群首先进入城市，从而导致农村平均收入下降，城乡收入差距扩大；随着人口持续转移，农村劳动力变得相对缺少，农村劳动报酬提高，从而城乡收入差距缩小(刘田[17]，2013)。当城镇化水平(城镇人口比重)高于0.400 3时，城镇化进程有利于缩小城乡收入差距。20世纪80年代中后期户籍制度的改革，使得我国城镇人口比重快速提高，2003年我国城镇化水平(0.405 3)已超过拐点值。城镇化进程对于缩小城乡收入差距作用显著，新型城镇化可以作为我国进一步缩小城乡差距的有力措施。

2. 因果关系检验

由协整检验可知，贸易开放度、城镇化水平与城乡收入差距之间存在着协整关系，但是否还存在因果关系，本文将采用Granger(1969)和Sims(1972)提出的Granger因果关系检验方法来做进一步研究，检验变量间的因果关系。其基本思想为，如果X是Y的因，但Y不是X的因，则X的过去值可以帮助预测Y的未来值，但Y的过去值却不能预测X的未来值。VAR模型滞后期为4，不包含常数项，对VAR(4)的平稳性进行检验，发现所有倒数根的模都小于1且位于单位圆内，表明VAR(4)模型是平稳的，可以进行格兰杰因果关系检验，结果如表3所示。

表3 部分变量的因果关系检验结果

表3是假定在10%显著性水平下接受还是拒绝原假设。从表3可以看出，贸易开放度的一次项与二次项均是城乡收入差距的格兰杰原因；反过来，城乡收入差距不是贸易开放度一次项的格兰杰原因，却是其二次项的格兰杰原因。可以理解为，贸易开放度是导致城乡收入差距呈“U型”格局的原因，同时城乡收入差距“U型”格局也会逐渐使得贸易更加开放。原因在于，一方面，当前市场经济体制下，以按劳分配制度为主体的收入分配方式在实施过程中仍然存在一些问题，按劳分配有时是“不纯净的”(王知非和韩建雨，2014[18])，因此城乡收入差距是市场经济体制下经济发展的必然产物。经济的发展必然伴随着贸易开放，使得贸易开放也影响城乡收入差距的变动。另一方面，实现共同富裕是一个客观的物质积累过程，需要一部分人和地区依靠丰富资源先富起来，然后带动其他人和落后地区实现共同富裕。而理论认为，收入差距可以依靠经济发展来解决(坚持用发展解决前进中的问题)，即“先富带动后富”，从而实现共同富裕。也就是说，城乡收入存在差距会要求经济更快发展，进而逐步促进一国或地区的贸易更加开放。城乡收入差距与贸易开放度“U型”格局出现的原因可能在于开放的贸易政策对于经济发展有利也有弊，因为贸易开放意味着关税的减少，而税收减少通常不利于一国经济增长(Berggren amp; Jordahl，2005[19])。此外，一国或地区拥有的特定资源是有限的，必须依靠对外贸易获取相对稀缺的资源，闭关锁国带来的危害大于收益，只有实行对外开放，各国互通有无，才能实现经济的可持续发展。

从表3还可以看出，城镇化水平是城乡收入差距的格兰杰原因，反过来却不成立。这意味着，城镇化进程对城乡收入差距影响显著，但城乡收入差距对城镇化进程作用不显著。城镇化进程表现为人口、资源等各种要素由农村向城市迁移，加之城镇化进程中可能会产生投资、外贸等经济政策的城市偏向，使城镇化进程对缩小城乡收入差距有消极影响。较富裕的居民与具有较高生产能力的农村居民更容易成为城市居民，二元经济结构以及户籍制度的限制，拉大了统计上的城乡收入差距(王雪霁，2013)[20]。另一方面，城镇化进程中的人口流动意味着收入差距大的农村人口逐步减少，收入差距小的城镇人口逐步增加[12]，这常常会有助于缩小城乡收入差距。城镇化对城乡收入差距作用具有两面性，总体上有利于缩小城乡收入差距[10]。反过来，城乡收入差距虽然有可能促使人口由工资水平较低的农村流向工资水平较高的城市，导致城镇居住人口增加，但不一定导致城镇户籍人口的增长，即以城镇人口比重来表示的城镇化水平的提高。城镇户籍人口的增长需要户籍制度改革等一系列措施的共同作用，而且从长期来看，这种流动总有终结，城乡收入差距不是城镇化进程主要动力因素，尤其是新型城镇化的含义更加丰富，不仅仅是指城镇人口比重的增加，还意味着“农转非”居民的实际收入水平以及社会福利水平的切实提高，这需要经济的不断发展以及社会保障制度改革等的共同努力，而不只是人口由农村转向城市。

三、结 论

改革开放以来，我国经济建设取得了巨大成就的同时，贸易开放度逐步提升，城镇化进程不断加快，但城乡收入分配不平等状况仍没有得到有效改善，且有不断加剧之势。本文利用1982—2012年时间序列数据，对我国贸易开放度、城镇化水平与城乡收入差距之间关系进行了实证研究。研究发现，贸易开放、城镇化与城乡收入差距三者之间并不是独立存在的，三者之间存在长期均衡关系，同时贸易开放与城镇化在不同程度上影响着城乡收入差距，两者作用存在显著差异，具体表现为:当贸易开放程度较低时，城乡收入差距随着贸易开放度的提高而缩小；当贸易开放度较高时，城乡收入差距随着贸易开放的提高而加剧，贸易开放对城乡收入差距存在先抑后扬的“U型”关系；随着城镇化水平的提高，城乡收入差距先增大后减小，城乡收入差距与城镇化水平之间存在“倒U型”关系。

可以认为，目前我国处于两个“U型”曲线的右侧。一方面，继续执行贸易开放政策可能会进一步扩大城乡收入差距，然而这并非意味着我国应停止执行贸易开放政策，而是要避免盲目扩大对外开放，宜采取因地制宜的贸易开放政策(比如考虑到区位差异，分别研究出口依存度与进口依存度对经济增长与城乡收入差距的影响，以及货物贸易与服务贸易对城乡收入差距的影响，进而采取有针对性的贸易政策等)，努力创造使贸易开放更有利于经济发展的外部条件，提高对外开放的层次和水平。其次，尽管本文并没有提及政策因素对收入差距的影响，但现有研究指出，政策因素最能影响“倒U”曲线拐点的持续时间[11]，因此政府应制定系统而有效的收入分配调节政策以缩小城乡收入差距，可以通过提高低收入者的技能水平，并把社会保障制度改革与新型城镇化建设和区域经济协调发展纳入同一规划中。缩小地区经济差异，同时还要保证严格贯彻按劳分配的分配原则，消除“不纯净”的按劳分配，真正确立劳动力要素在收入分配中的主导地位，并逐步提高劳动要素收益率[18]。

另一方面，继续推进城镇化进程可以缩小城乡收入差距。现阶段，城镇化进程尤其是新型城镇化进程，有利于提高农民收入、缩小城乡收入差距。推进新型城镇化进程，应严格按照城乡统筹发展原则进行，保证居民的城镇化能力，提高城镇化质量。以产业结构优化为中介，促进新型城镇化与贸易开放相结合，在深化对外开放的同时，推进产业结构优化与新型城镇化进程，双管齐下，促进区域经济协调发展(徐春祥等，2014)[21]。

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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

辽宁省社会科学界联合会课题(2014lslktziyyjj-54)； 2014年度辽宁省哲学社会科学规划基金项目。

徐春祥(1967-)，男，山东潍坊人，教授，博士，主要从事亚太经济、区域一体化合作等方面的研究。

* 本文已于2014-09-23 14∶03在中国知网优先数字出版。 网络出版地址: 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

(责任编辑:吉海涛)