城乡收入差距和城镇化对城镇居民收入不平等的影响*——兼析市场化程度和对外开放水平的调节作用

袁伟彦

(广西师范大学 经济管理学院，广西 桂林 541004)

一、引言

2000年我国城镇居民收入的基尼系数已超过0.30(陈宗胜等，2012)[1]，2008年达到0.34的最大值，随后几年虽有收缩但仍保持在较高水平(Lee，2013)[2]。根据胡祖光(2004)提出的简单计算公式[3]，利用城镇居民人均可支配收入五等份抽样数据计算得到的结果与上述研究的结论基本一致，同时还发现城镇居民收入不平等表现出明显的地区差异(参见图1)。那么，我国城镇居民收入不平等加剧的驱动因素是什么？造成城镇居民收入不平等地区差异的原因又是什么？

已有文献通常将经济转型和结构变化作为解释我国城镇居民收入不平等的主要原因，强调制度设计对城镇居民收入不平等的影响。王韧(2006)通过构建一个包含三条劳动力转移路线的城乡开放与封闭四部门、双二元的动态模型分析居民收入差距，认为居民收入分配变动趋势受城乡转换和经济开放的双重约束，城镇开放与封闭部门并存是城镇居民收入不平等的根源；随着劳动力在部门之间流动，由此导致的收入不平等状况会不断得到改善，从而使城镇居民收入不平等的演变呈倒“U”型趋势[4]。陈钊等(2010)、叶林祥等(2011)、吴晓刚和张卓妮(2014)、蒋含明(2016)、柳建坤(2017)分别提供了市场化进程、劳动力市场分割和要素市场扭曲影响城镇居民收入不平等的经验证据[5-9]；韩军等(2015)、陈怡和孙文远(2015)、林玲和容金霞(2016)、高运胜等(2017)的实证分析则表明对外开放对我国城镇居民收入不平等具有影响[10-13]。与其他尝试从个体特征差异寻求答案的文献不同，上述文献更加强调劳动力流动、市场分割和对外开放等经济转型特征的影响，探讨了解释我国城镇居民收入不平等的宏观经济现实基础，这也与诸多收入分配领域研究文献的做法更加一致。

借鉴已有文献的研究思路，本文构建一个包含农村劳动力流动和城镇化冲击，体现市场与非市场、开放与封闭“双二元”经济特征的城镇要素收入分配理论框架，通过分析非农部门要素收入份额的变化来解释城镇居民收入不平等及其地区差异。理论分析表明：城乡收入差距扩大是城镇居民收入不平等加剧的原因之一，城镇化发展则有助于减轻城镇居民收入不平等；同时，两者对城镇居民收入不平等的作用大小受市场化程度和对外开放水平的调节；基于2004—2012年我国25个省级行政区面板数据的实证检验支持了上述理论分析。与已有文献相比，本文为从“城乡收入差距、城镇化到劳动力流动再到城镇居民收入不平等”的逻辑路径探讨我国城镇居民收入不平等问题提供了一个完整的理论框架，也为解释我国城镇居民收入不平等及其地区差异问题提供了新的视角。

二、理论模型

1.城乡收入差距和城镇化对城镇居民收入不平等的影响

城乡收入差距和城镇化会对城镇劳动力市场供求均衡形成冲击。哈里斯-托达罗模型(H-T模型)将城乡收入差距预期视为影响农村居民向城市迁移决策的重要因素，大量文献也证实了城乡收入差距是我国农村劳动力向城镇流动的直接或间接原因(王桂新 等，2012；范晓非 等，2013)[14-15]。基于这些文献研究，假设农村劳动力流动函数为：

Lr=Lr(IG,Cru)Lr 1> 0,Lr 2< 0

其中IG为城乡收入差距，Cru为农村劳动力向城镇非农部门流动需要耗费的成本，Lr1和Lr2分别为Lr关于IG和Cru的一阶偏导数。在流动成本不变时，城乡收入差距扩大将推动农村劳动力向城镇非农部门流动。

均衡工资的变化又如何影响城镇居民收入不平等？为了简化分析，假设城镇非农部门同质且仅有劳动(L)和资本(K)两种投入，则城镇非农部门加总的生产函数为：

YF=F(L,K)F1>0,F2>0,F11<0,F22<0,F12>0

其中，F1、F2分别表示关于L、K的一阶偏导数，F11、F22分别表示关于L、K的二阶偏导数，F12表示关于L、K的交叉偏导数。假设非农部门的劳动需求取决于部门工资水平与资本规模，且劳动需求随着工资水平提高而减少，随着部门资本规模扩张而增加，即：

L=h(WF,K)

其中，hWF<0，hK>0，分别表示关于WF、K的一阶偏导数。非农部门均衡时，资本收入份额占比(YF-WFL)/YF对均衡工资变化的反应为：

有关文献证实，我国城镇非农部门总体劳动需求弹性明显大于-1(李娟等，2015；张车伟 等，2016)[19-20]。因此，如果将城镇居民按收入从低到高划分为依靠劳动获得收入的低收入组和依靠资本获得收入的高收入组，那么城乡收入差距和城镇化就会通过如下机制影响城镇居民收入不平等：当城乡收入差距扩张时，农村劳动力向城镇流动规模增大，城镇劳动力市场供给增加，非农部门均衡工资下降，劳动收入份额下降，资本收入份额上升，即低收入组城镇居民相对收入下降，高收入组城镇居民相对收入上升，城镇居民收入不平等加剧；当城镇化发展加快时，城镇劳动力市场需求增加，非农部门均衡工资上升，劳动收入份额上升，资本收入份额下降，即低收入组城镇居民相对收入上升，高收入组城镇居民相对收入下降，城镇居民收入不平等减轻。

推论I：城乡收入差距扩大会导致城镇居民收入不平等加剧，城镇化发展则有助于减轻城镇居民收入不平等。

2.市场化程度和对外开放水平的调节作用

由前述公式可推导：

d{d[(YF-WFL)/YF]/dWF}/dEL<0

其中EL为城镇非农部门的劳动需求弹性。上式表明，均衡工资改变对城镇非农部门资本收入份额的影响程度与劳动需求弹性负相关，城镇非农部门的劳动需求越缺乏弹性，工资下降导致资本收入份额上升和劳动收入份额下降的幅度就越大，其加剧城镇居民收入不平等的效应越显著；与此相反，在这种情况下，如果均衡工资上升，资本收入份额下降和劳动收入份额上升的幅度也增大，其减轻城镇居民收入不平等的效应也更加明显。

那么，劳动需求弹性又与哪些因素有关？这里主要从我国经济转型的角度考察市场化程度和对外开放水平对劳动需求弹性的影响。根据Hamermesh(1993)的研究[21]，在竞争市场和生产函数规模报酬不变的条件下，企业的劳动需求弹性可表示为：

ηll=-(1-s)σ-sη

其中s为工资在收入中所占的份额，σ>0为劳动与其他要素投入之间的替代弹性，η>0为企业产品的需求弹性。上式实际上将劳动需求弹性分解为两部分：“-(1-s)σ”表示替代效应，即工资上升会导致其他要素对劳动产生替代；“-sη”表示规模效应，即产品市场变化会影响企业的要素需求。

从理论上讲，要素市场分割由于扭曲了要素价格而会降低要素之间的替代弹性，要素市场化程度提高则有利于企业获取投入替代品从而提高要素的替代弹性，市场竞争也会导致产品的需求更富弹性。对外开放的效果与此类似，因为对外开放同样会提高产品市场的竞争程度，并通过提高资本品和中间投入品的可获得性提高企业的技术水平(Topalova et al，2011)[22]，最终提高生产投入的替代弹性。因此，如果不考虑工资份额对替代效应和规模效应传递的约束，市场化程度的加深和对外开放水平的提高会导致劳动需求弹性减小，即企业的劳动需求更加富有弹性。

推论II：城乡收入差距和城镇化对城镇居民收入不平等的影响受市场化程度和对外开放水平的调节，在市场化程度和对外开放水平较低地区，城乡收入差距扩大对城镇居民收入不平等的正向推动效应较大，城镇化发展对城镇居民收入不平等的减轻效应也较大。

推论I为我国城镇居民收入不平等的演变提供了一个解释视角，推论II则可以进一步解释我国城镇居民收入不平等存在的地区差异。城乡收入差距带来的农村劳动力流动和城镇化双向冲击城镇劳动力市场的供给和需求，劳动供求关系变化改变城镇非农部门的要素收入份额从而导致城镇居民收入不平等的变化；同时，由于要素收入份额变化对劳动供求变化的反应程度与经济结构和制度环境相关，市场化程度和对外开放度水平的地区差异将导致城镇居民收入不平等的地区差异。如果考虑城乡收入差距和城镇化对城镇不同非农部门工资冲击的差异性，上述理论框架也为探讨城镇部门、行业和居民的收入不平等问题提供了一个研究方向和路径。

三、实证设计与数据处理

为了检验上述两个理论推论，本文将实证检验分为两个步骤：一是基于全样本检验城乡收入差距和城镇化对我国城镇居民收入不平等产生的影响；二是分别基于市场化发展水平和对外开放程度构建若干子样本，检验市场化程度和对外开放水平在其中的调节作用，以解释我国城镇居民收入不平等的地区差异。根据理论分析，将检验模型设定为：

lnugi=α+βlnIG+γlnUR+ΓΧ+ε

其中，ugi为城镇居民收入不平等变量，IG为城乡收入差距变量，UR为城镇化变量，X为控制变量组成的向量组，Γ是相应的系数向量组。根据胡祖光(2004)[3]提出的简易公式计算城镇居民收入的基尼系数*各地区统计年鉴都公布有足够时间长度的城镇居民人均可支配收入五等份分组抽样数据，这种计算方法直观简单，且计算结果与许多文献对我国城镇居民收入不平等的评价非常接近。，并以之衡量城镇居民收入不平等；参考张克中和冯俊诚(2010)[23]、余玲铮和魏下海(2012)[24]的做法，选择教育发展水平、金融发展水平、物价水平、产业结构和人均产出水平为控制变量；市场化程度的度量比较复杂，本文主要关注要素市场结构的影响，而国有经济的体制变化是影响我国要素市场扭曲的重要因素(杨帆 等，2009)[25]。因此， 参考孙早等(2014)的做法[26]，用国有经济占比来度量市场化程度，国有经济占比越低则市场化程度越高；对于对外开放水平，则参考洪占卿和郭峰(2012)[27]的做法，用进出口总额占国内生产总值比重来衡量。各变量计算方法见表1。

由于各地区普遍只公布了2002—2013年的城镇居民收入五等份分组抽样数据，为了避免2002年城市住户调查对象由非农业人口扩大至城市市区和县城关镇区住户可能产生的影响，也考虑到2002、2003、2013年有不少地区数据缺失，因此本文采用包括25个省级行政区2004—2012年的面板样本进行分析(不包括港、澳、台地区和数据缺失的山东、湖南、云南三省以及城镇化水平异常高的北京、上海、天津三个直辖市)。各变量数据来源于《中国统计年鉴》和各样本地区统计年鉴，并以2004年为基期分别使用相应地区的城镇居民消费价格指数、农村居民消费价格指数、居民消费价格指数对名义值进行调整，消除价格因素后得到城镇居民人均实际可支配收入、农村居民人均实际纯收入、人均实际GDP，用年平均汇率计算进出口总额(人民币)。

表1 各变量含义及计算方法

此外，由于样本数据均是年末统计数据，但理论上讲农村劳动力流动决策具有滞后性，因为农村劳动力的收入预期信息主要来源于经验。因此，在检验城乡收入差距对城镇居民收入不平等的影响时，对城乡收入比指标做了滞后一期处理。为了检验市场化程度和对外开放水平的调节作用，将样本划分为大体相等的子样本重新估计模型，即分别以2005—2012年国有经济占比(2004年数据缺失)和2004—2012年对外贸易占GDP比重从高到低排序，排前13位的地区分别构成市场化程度低和对外开放水平高的子样本，其余地区则分别构成市场化程度高和对外开放水平低的子样本。这样得到的子样本也基本符合经验判断，市场化程度较低的基本都是内地或老工业基地省区，对外开放水平较高的基本都是沿海、沿边省区。

分析发现，1986—2014年的全国城镇居民收入基尼系数与城乡收入差距、城镇化率的演变趋势相似，特别是城镇居民收入基尼系数与城乡收入差距一阶滞后的变动非常吻合(图1)，然而同期各地区城镇居民收入基尼系数与城乡收入差距一阶滞后项以及城镇化率的关系并不一致。以2006年和2010年为例，有些地区城乡收入差距相对较大，但城镇居民收入不平等程度相对却较小；有些地区虽然城镇化水平高，但城镇居民收入不平等却更突出(图2)。这初步支持了前面的理论推论：整体上看，城乡收入差距和城镇化对我国的城镇居民收入不平等有影响；分地区看，由于各地区市场化程度和对外开放水平不同，城乡收入差距和城镇化对城镇居民收入不平等的影响在不同地区有不同的表现。

图1 1986—2014年城乡收入差距、城镇化率与城镇居民收入不平等

图2 各样本地区的城乡收入差距、城镇化与城镇居民收入不平等(左：2006年；右：2010年)

四、检验结果与分析

首先分别使用LLC、ADF-Fisher、PP-Fisher和Hadri四种检验方法对各变量序列进行单位根检验，结果表明只有金融发展水平序列通过全部四种检验(序列不存在单位根)。进一步的协整检验(由于样本时间区间较短，只采用了基于EG两步法基础的Kao协整检验)表明，全样本及各子样本的变量之间均存在协整关系。为了尽量弱化各地区数据可能的相互干扰，并最大程度消除未观察的个体特征的影响，选择使用个体固定效应模型进行回归分析，Hausman检验结果也支持了该选择，估计结果如表2所示。

表2 面板固定效应模型回归结果

注：(1)括号中的数字为t值；(2)***、**和*分别表示在1%、5%和10%显著水平上显著；(3)Hausman检验的零假设是固定效应模型与随机效应模型估计系数无系统性差异。

表3 工具变量估计结果

注：(1)括号中的数字为z值；(2)***、**和*分别表示在1%、5%和10%显著水平上显著；(3)倒数1～2行为工具变量有效性检验统计值。为了证明工具变量的有效性，针对工具变量分别进行相关性检验、弱工具性检验和外生性检验。相关性检验表明工具变量与相应解释变量显著相关，Cragg-Donald Wald检验表明不存在弱工具性问题，Sargan检验表明不能拒绝这些工具变量的外生性假设，因此，本文对工具变量的选择具有合理性。

1.城乡收入差距、城镇化与城镇居民收入不平等

估计结果表明(见表2)，在控制了其他变量的影响后，全国样本的城乡收入差距和城镇化变量的系数均在统计上显著，前者系数值为正(0.139)，后者系数值为负(-0.442)，且工具变量法估计结果(见表3)与之相似(统计显著，系数值分别为0.264和-0.472)。说明城乡收入差距扩大是我国城镇居民收入不平等加剧的一个原因，而城镇化发展则显著减轻了城镇居民收入的不平等。

改革开初期，我国城乡收入差距逐渐加大。1990年全国城乡收入比为2.21，2000年上升到2.36，2010年则达到了3.12的最大值；近几年城乡收入比虽有所缩小，但仍基本保持在2.9～3.0之间。城乡收入差距扩大、农业劳动生产率提高等因素推动农村剩余劳动力大规模向城镇非农部门流动。农村劳动力的流动对城镇居民收入可能产生两种效应：一是城镇劳动力可以通过与农村劳动力相互补缺、分工合作实现互惠共赢(钟笑寒，2006)[28]，但劳动力互补对城镇居民收入增长的推动作用严重依赖于市场化进程(沈坤荣 等，2011)[29]；二是农村劳动力进入城镇劳动市场后，与城镇劳动力形成竞争关系，减少了城镇劳动力的就业机会并降低其保留工资。特别是城镇的低端劳动力，由于其所在劳动力市场分割不明显、进入门槛低，其保留工资更容易受到农村劳动力流动的负向冲击(刘学军 等，2009)[30]。由于农村劳动力主要流向城镇低人力资本、低收入群体所在劳动力市场，与该群体最直接的效应是竞争效应，通过降低其保留工资及相对工资水平减小其劳动收入份额，最终加剧了城镇居民收入不平等。

城镇化是我国经济发展和社会转型的又一重大体现，从1990年到2010年，我国城镇人口比重提高了23.54个百分点，2014年该值达到了54.77%，超过一半的人口生活在城镇。快速推进的城镇化通过要素集聚为产业发展提供了有利环境和巨大空间，推动城镇产业特别是第三产业的发展，大大提高了城镇正规部门对劳动力的需求；此外，城镇化也通过带动进入成本低、市场化程度高、就业形式灵活的城镇非正规部门的发展，进一步开拓了城镇劳动力(尤其是低端劳动力)的就业渠道(蔡昉 等，2004)[18]。由于工作岗位增多，非农部门劳动需求增加，城镇就业率上升，推动城镇劳动力保留工资提升，促使劳动收入份额增加，进而减轻了城镇居民收入不平等。

2.市场化和对外开放的调节作用

对4个子样本的估计结果表明，城乡收入差距和城镇化对城镇居民收入不平等的影响的确存在地区差异，市场化程度和对外开放水平确实对城乡收入差距和城镇化的收入不平等效应具有调节作用。估计结果显示，在市场化程度较低的地区，城乡收入差距扩大对城镇居民收入不平等存在显著正向影响(系数值为0.214)，并且工具变量估计得到的系数也最大(系数值为0.413)。城镇化影响城镇居民收入不平等的地区差异更加明显，在市场化程度较低和对外开放水平较低的地区，城镇化减轻城镇居民收入不平等的效应显著(系数值分别为-0.484和-0.543)，而在市场化程度较高和对外开放水平较高的地区该效应不显著。

一方面，市场化程度较低意味着要素市场分割更严重，劳动与其他要素之间的替代更困难。一些文献证实，在要素价格扭曲的制度条件下，国有经济部门和垄断部门基于各自目的以不同方式向职工提供高于市场的薪酬，导致城镇居民收入的所有制不平等和行业不平等(叶林祥 等，2011)[6]。从理论上讲，城乡收入差距扩大推动农村劳动力向城镇流动则进一步加剧了这种不平等，因为市场分割导致农村劳动力只能进入低工资部门与城镇劳动力展开竞争，向这些部门供给劳动的城镇居民为了获得就业，只能以更大的幅度调低其保留工资。而在市场化程度较高、对外开放水平较高的地区，城乡收入差距对城镇居民收入不平等也具有负向影响，也是符合我国国情的。因为在我国，规模庞大的农村劳动力主要流向市场化程度较高和对外开放水平较高的沿海发达地区，在农村劳动力大规模流入的情况下，竞争加剧会导致保留工资下降，进而劳动收入份额也会下降，城镇居民收入不平等加剧。

另一方面，在市场化程度较低和对外开放水平较低地区，通常国有和集体经济占比也较大，由于国有企业工资管制对劳动需求产生负面影响，国有和集体企业的就业消失更加突出(马弘 等，2013)[31]，这些地区城镇居民的就业压力也更大。通过加快城镇化来推动就业创造能力较强、就业门槛较低的私营经济部门和一般制造业、服务业发展，对于增加城镇居民的就业机会无疑是一剂良药。因此，在这些地区，城镇化发展对城镇居民收入不平等的减轻效应也更加明显。

实证检验也发现了其他一些值得思考的问题。虽然教育发展水平、金融发展水平和价格水平的系数估计值在统计上都不显著，但人均产出水平和产业结构对我国城镇居民收入不平等具有显著影响。人均产出水平提高会加剧城镇居民收入不平等，而第三产业占比增大有助于减轻城镇居民收入不平等。样本期内经济增长之所以与城镇居民收入不平等正相关，一个合理的解释是经济增长中的资本偏向和就业消失使低收入群体的收入增长相对较慢，就业创造不足导致在经济增长的同时城镇居民收入不平等加剧。与经济增长的作用不同，第三产业比重增大意味着就业创造能力提高，城镇非农部门劳动需求增加推动城镇劳动力保留工资提高和劳动收入份额增加，进而减轻城镇居民收入不平等。

五、结论与启示

城镇居民收入不平等是经济社会发展不平等的重要方面，也是人们关注的焦点之一。本文的理论分析和实证检验表明：我国城镇居民收入不平等与城乡收入差距和城镇化存在密切关系，城乡收入差距扩大是城镇居民收入不平等加剧的原因之一，城镇化发展则有助于减轻城镇居民收入不平等。上述效应的大小受到市场化程度和对外开放水平的调节，导致城镇居民收入不平等存在明显的地区差异。在市场化程度较高、对外开放水平较高的地区，城乡收入差距对城镇居民收入不平等的正向加剧效应较小；而在市场化程度较低、对外开放水平较低的地区，城镇化对城镇居民收入不平等的负向减弱效应较大；造成这种差异的原因是城镇劳动力市场分割，且各地区城镇非农部门的劳动需求弹性不同，使城乡收入差距和城镇化所产生的作用大小存在差异。

我国的城镇居民收入不平等问题具有复杂性，相关问题的解决也面临诸多挑战。减轻城镇居民收入不平等，需要从城镇劳动力市场的供求两端着手：一方面，既要通过缩小城乡收入差距，减少农村劳动力向城镇非农部门的被动转移和盲目流动，弱化农村劳动力流动对城镇居民就业带来的负面冲击；也要进一步加快推进我国的新型城镇化进程，繁荣城镇非农产业(特别是第三产业)增加非农部门就业创造；两相合力推动城镇低端劳动力收入快速增长。另一方面，要深化改革，打破要素市场分割和行业界限，加快要素市场建设，使城镇非农部门的就业更加富有弹性，促使农村流动劳动力和城镇劳动力形成互补，在实现城镇居民整体收入增长的同时减轻城镇居民收入不平等。当前我国正在大力推动实施乡村振兴战略，其根本就是通过农业产业化经营、发展现代农业等多种方式不断提高农村居民收入水平，实现生活富裕。可以预期，在乡村振兴和新型城镇化等一系列相关战略推动下，我国的城镇居民收入不平等问题将得到有效缓解。

参考文献：

[1] 陈宗胜，马草原.城镇居民收入差别“阶梯型”变动的理论解释与实证检验[J].财经研究，2012，38(6)：4-15.

[2] LEE J C. A provincial perspective on income inequality in urban China and the role of property and business income[J]. China Economic Review，2013，26(9)：140-150.

[3] 胡祖光.基尼系数理论最佳值及其简易计算公式研究[J].经济研究，2004(9)：60-69.

[4] 王韧.城乡转换、经济开放与收入分配的变动趋势——理论假说与双二元动态框架[J].财经研究，2006，32(2)：67-77.

[5] 陈钊，万广华，陆铭.行业间不平等：日益重要的城镇收入差距成因——基于回归方程的分解[J].中国社会科学，2010(3)：65-76.

[6] 叶林祥，李实，罗楚亮.行业垄断、所有制与企业工资收入差距——基于第一次全国经济普查企业数据的实证研究[J].管理世界，2011(4)：26-36.

[7] 吴晓刚，张卓妮.户口、职业隔离与中国城镇的收入不平等[J].中国社会科学，2014(6)：118-140.

[8] 蒋含明.要素市场扭曲如何影响我国城镇居民收入分配?——基于CHIP微观数据的实证研究[J].南开经济研究，2016(5)：132-144.

[9] 柳建坤. 户籍歧视、人力资本差异与中国城镇收入不平等——基于劳动力市场分割的视角[J].社会发展研究，2017(4)：66-84.

[10] 韩军，刘润娟，张俊森.对外开放对中国收入分配的影响——“南方谈话”和“入世”后效果的实证检验[J].中国社会科学，2015(5)：24-40.

[11] 陈怡，孙文远.贸易开放、出口商品结构与收入不平等——基于南北贸易模型的经验分析[J].国际贸易问题，2015(10)：152-164.

[12] 林玲，容金霞. 参与全球价值链会拉大收入差距吗——基于各国后向参与度分析的视角[J].国际贸易问题，2016(11)：65-75.

[13] 高运胜，王云飞，蒙英华.融入全球价值链扩大了发展中国家的工资差距吗？[J].数量经济技术经济研究，2017(8)：39-52.

[14] 王桂新，潘泽瀚，陆燕秋.中国省际人口迁移区域模式变化及其影响因素[J].中国人口科学，2012(5)：2-13.

[15] 范晓非，王千，高铁梅.预期城乡收入差距及其对我国农村劳动力转移的影响[J].数量经济技术经济研究，2013(7)：20-35.

[16] 曾令华，江群，黄泽先.非农就业增长与城市化进程相关性分析[J].经济体制改革，2007(1)：100-104.

[17] 马鹏，李文秀，方文超.城市化、集聚效应与第三产业发展[J].财经科学，2010(8)：101-108.

[18] 蔡昉，王美艳.非正规就业与劳动力市场发育[J].经济学动态，2004(2)：24-28.

[19] 李娟，吴建利.中国劳动力市场需求弹性估算[J].人口学刊，2015，37(6)：93-102.

[20] 张车伟，蔡翼飞.中国“十三五”时期劳动供给和需求预测及缺口分析[J].人口研究，2016，40(1)：38-56.

[21] HAMERMESH D S. Labor demand[M].Princeton University Press,Princelon,1993.

[22] TOPALOVA P，KHANDELWAL A. Trade liberalization and firm productivity: The case of India[J]. The Review of Economics and Statistics，2011，93(3)：995-1009.

[23] 张克中，冯俊诚.通货膨胀、不平等与亲贫式增长[J].管理世界，2010(5)：27-33.

[24] 余玲铮，魏下海.金融发展加剧了中国收入不平等吗？[J].财经研究，2012，38(3)：105-114.

[25] 杨帆，徐长生.中国工业行业市场扭曲程度的测定[J].中国工业经济，2009(9)：56-66.

[26] 孙早，刘李华，孙亚政. 市场化程度、地方保护主义与R&D的溢出效应——来自中国工业的经验证据[J].管理世界，2014(8)：78-89.

[27] 洪占卿，郭峰.国际贸易水平、省际贸易潜力和经济活动[J].世界经济，2012(10)：44-65.

[28] 钟笑寒.劳动力流动与工资差异[J].中国社会科学，2006(1)：34-46.

[29] 沈坤荣，余吉祥.农村劳动力流动对中国城镇居民收入的影响[J].管理世界，2011，(3)：58-65.

[30] 刘学军，赵耀辉.劳动力流动对城市劳动力市场的影响[J].经济学(季刊)，2009，8(2)：693-710.

[31] 马弘，乔雪，徐嫄.中国制造业的就业创造与就业消失[J].经济研究，2013(12)：69-80.