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　　我国经济改革的大致方向是市场化，其对经济增长的影响途径在于改革带来的交易效率的提高。杨小凯（2003）将交易费用划分为外生交易费用和内生交易费用。外生交易费用主要指由地理、交通、基础设施等因素决定的成本。内生交易费用主要指由信息不对称、道德风险、逆向选择和其他一些交易过程内的机会主义行为引起的费用。市场经济之所以比计划经济的交易效率高就在于内生交易费用的节约。在市场经济体制下，人们会基于市场对未来的生产活动形成一个稳定的预期，人们只需要知道一个非人格化的市场价格就能较好地做出决策；同时由于多个竞争者的存在，一些机会主义的行为将完全无利可图。从而市场可以极大的降低内生交易费用。因此，我国的市场化改革就是一个交易效率持续提高的过程。在这一过程中，分工扩展，经济快速发展。
　　简而言之，市场化改革具有经济增长的意义。因此，可以假设，城乡改革的差异将影响城乡经济的发展水平，从而影响各自居民的收入。而这也符合我国经济发展的基本经验。在改革开放初期，改革主要在农村进行，这一时期，农民获得了生产和一定程度上选择职业和居住地的自由，农村分工水平快速提高，农村经济快速增长，城乡收入差距缩小。然而，1985年以后，农村改革基本结束，改革的主要阵营转向城市，各种私营经济和个体经济快速发展，城市分工水平的提高和经济的发展。随之而来的是城乡收入差距的逐渐扩大。
　　因此，可以提出假说3：在改革推动我国经济发展的过程中，由于城乡改革的时空差异，使城乡经济发展速度不同，从而出现城乡差距的缩小和扩大。
　　（二）对外开放与城乡收入差距
　　我国经济发展的另一个推动力量是对外开放。对外开放本质上也是市场化改革的一部分，所不同的是其面对的是国际市场。对外开放对我国经济增长的作用也可以从交易效率和分工演进的角度理解。从改革初期开始，我国逐步通过建立经济特区和国际工业园区、降低关税与进出口配额、开放沿海港口、开放国内外的投资等政策，为国际贸易与投资提供便利。这一过程影响经济发展的机制是，对外开放政策降低国际贸易的交易费用，提高交易效率，从而通过参与国际分工提高了开放地区的分工水平，推动经济发展。杨小凯（2003）建立的基于交易效率的国际贸易模型显示，交易效率的提高是国际贸易发展的重要决定因素，同时国际贸易在一个国家内也会从一个内交易效率高的地区开始。如，从世界各国的经验来看，一般沿海地区便于国际运输，其国际贸易量比内地要高。同样，由于城市地区交易效率比农村地区要高，一般国际贸易多在城市。因此，城市地区国际贸易的发展将扩大城乡间的分工差异，扩大城乡收入差距。
　　综上分析，可以提出假说4：对外开放的政策，通过提高国际贸易的交易效率，促进国际分工推动我国经济发展；而在我国，这种国际分工更多的在城市部门发展，城乡收入差距因此而扩大。
　　实证检验
　　本文运用我国改革开放以来有关数据对上述假说进行实证检验。以下用三个方程来检验四个假说。
　　检验方程：
　　（1）
　　（2）
　　（3）
　　其中，dis表示城乡收入差距，为城市居民家庭人均可支配收入与农村居民家庭纯收入之比；y表示人均GDP；zd表示限制城乡居民自由流动，以及其他城乡差别的政策和福利的制度变量指标；tra表示国际贸易指标，为进出口总额与GDP之比；rp表示农业劳动生产率，为第一产业生产总值除以第一产业就业人口；urp表示非农劳动比较生产率；dur表示二元对比系数，为非农产业比较劳动生产率/农业比较劳动生产率，非农产业比较劳动生产率=非农业产值比重/非农业就业比重，农业比较劳动生产率=农业产值比重/农业就业比重；cr为虚拟变量，表示城市改革变量，1985年前取值为0，1985年后取值为1；i表示第i省份；t表示第t年。
　　第一个方程用于检验假说1和假说2。其中，zd制度变量的相关统计缺乏，本文借用樊纲等人的市场化指数指标。该指数是一个各省市场化相对进程的比较，包含政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场发育、要素市场发育、中介组织发育和法律等指标。本文假定市场化指数越高，城乡差别的政策限制力度越小。该指标从反面证明假说2，预期系数为负。即便如此，该指标也只有1997-2007年的数据。因此，本文选用1997-2007年省级面板数据进行实证分析，不包括统计上城市化率明显较高的直辖市北京、天津和上海。zd变量数据来自樊纲等（2010）的《中国市场化指数：各地去市场化相对进程2009年报告》一书；其他数据均根据《新中国六十年统计资料汇编》整理得出。
　　所有计算均使用eviews6.0软件。通过Hausman检验，模型具有固定效应。检验结果如下：
　　其中，F-statistic=106.6091，Prob（F）<0.000001，***p<0.01，**p<0.5，R-sq=0.920294，调整后AdjR-sq=0.911662。说明模型拟合的很好，且各个变量系数均显著。从系数的符号来看，lny的系数为正，（lny）2的系数为负。说明城乡收入差距与人均GDP呈倒“U”的关系，这证实了假说1。zd变量的系数为负，结果与预期一致，这一指标从反面证实了假说2。
　　后两个方程用于检验假说3和假说4。由于缺少各省改革进程的详细历史资料，本文选用1978-2011年全国的时间序列数据进行实证检验。所有数据均根据历年《中国统计年鉴》整理得出。对第二个方程分别进行OLS估计、AR（1）估计和MR（1）估计。结果如表2所示。
　　从结果来看，OLS估计下D—W值偏小，显示模型存在显著自相关。分别用AR（1）和MA（1）进行修正，R-squared和AdjR-sq显著提高，D—W值在2附近。但AR（1）模型估计系数均不显著，MA（1）模型估计所有系数显著不为零，且后者的残差序列残更稳定。因此，选取MA（1）模型估计结果。从系数来看，dur和tra系数均为正，结果符合假说4。
　　进一步，采取相同的方法对方程（3）进行估计，结果是：
　　DUR=-0.00120243568678*RP+0.000236491311156*URP+0.358347880292*CR+4.36785573398+[AR（1）=0.604800656709]
　　其中，R-squared=0.934158，AdjR-sq=0.924028，F=92.22094，D—W值=1.684409，且各系数均显著，说明模型拟合的较好。模型结果显示，农村劳动生产率提高有助于缩小二元对比系数，非农产业劳动生产率提高会扩大二元对比系数，城市改革扩大了二元对比系数。结合方程（2）和方程（3）的结果，可以证实假说3成立。
　　结论及政策建议
　　通过理论分析和实证检验，初步得出以下结论，并在结论的基础上提出政策建议。
　　第一，从新兴古典经济学经济发展模型来看，随着经济发展，城乡收入差距呈先扩大后缩小的到“U”型变化。但我国优先发展工业、限制城乡居民自由流动，以及其他城乡差别的政策和福利等工业化和城市倾向的政治因素强化城乡二元结构，使城乡差距扩大。因此，城乡收入差距的缩小依赖经济整体发展和工业化的发展。缩小城乡间福利差距，促进劳动力城乡自由流动，加强农村基层设施建设，使城乡公平发展等的政策有利于经济发展，更有利于缩小城乡收入差距。