陳少林

摘要：基于2001-2011年中國省級面板數(shù)據(jù)，采用動態(tài)面板模型和系統(tǒng)GMM方法實(shí)證檢驗(yàn)貿(mào)易開放對城鄉(xiāng)收入差距的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易開放水平的提升會擴(kuò)大我國城鄉(xiāng)之間的收入差距。城鄉(xiāng)收入差距存在著顯著的延續(xù)過去路徑依賴的慣性，上年度城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大會導(dǎo)致本年度城鄉(xiāng)收入差距的進(jìn)一步擴(kuò)大。經(jīng)濟(jì)發(fā)展和轉(zhuǎn)移支付均有利于城鄉(xiāng)收入差距的縮減，而城鎮(zhèn)化水平的提高并不一定能夠扭轉(zhuǎn)我國城鄉(xiāng)收入分配不公的格局。

關(guān)鍵詞：貿(mào)易開放；城鄉(xiāng)收入差距；動態(tài)面板模型

中圖分類號：F2文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：16723198（2014）08001202

1引言

改革開放以來，伴隨著出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施，我國的貿(mào)易開放水平呈現(xiàn)出偶有波動但總體提升的發(fā)展態(tài)勢，但與此同時，收入分配的不平衡性和兩極分化的程度也日益加劇，城鄉(xiāng)之間、地區(qū)之間、行業(yè)之間以及階層之間的收入差距均在不斷擴(kuò)大。這其中，城鄉(xiāng)間的收入差異因在我國居民收入差距之中最為顯著而備受學(xué)術(shù)界、政府和社會的廣泛關(guān)注。2009年我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為17174.7元，是農(nóng)村居民人均純收入5153.2元的3.33倍，城鄉(xiāng)收入差距達(dá)到1978年以來最大，收入分配不公不僅有悖于和諧社會的發(fā)展理念，而且不利于經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展，因此，研究出口導(dǎo)向經(jīng)濟(jì)發(fā)展背景下的貿(mào)易開放對我國城鄉(xiāng)收入差距的影響具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

2文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)有關(guān)于貿(mào)易開放對收入差距影響的相關(guān)文獻(xiàn)較為豐富。其中，理論方面最具影響力的是斯托爾帕-薩繆爾森（S-S）定理。該定理指出：貿(mào)易開放會導(dǎo)致一國富裕要素?fù)碛姓呤杖朐黾?，稀缺要素所有者收入減少。由于發(fā)達(dá)國家熟練勞動力充裕而非熟練勞動力缺乏，因此，貿(mào)易開放傾向于導(dǎo)致發(fā)達(dá)國家收入差距的擴(kuò)大；發(fā)展中國家的情況正好相反：非熟練勞動力充足而熟練勞動力相對稀缺，因而，貿(mào)易開放有利于縮小發(fā)展中國家的收入差距。從實(shí)證研究來看，有關(guān)貿(mào)易開放對收入差距影響的文獻(xiàn)結(jié)論也不盡相同。Savvides（1998）針對發(fā)展中國家1980年以來的貿(mào)易開放度和收入差距研究后發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易開放更傾向于導(dǎo)致收入分配的不平等。李樹培等（2009）研究結(jié)果表明，貿(mào)易品結(jié)構(gòu)快于人力資本結(jié)構(gòu)升級速度是貿(mào)易開放導(dǎo)致我國收入差距擴(kuò)大的關(guān)鍵因素。然而，Henry（2003）卻認(rèn)為，貿(mào)易開放會通過加速國內(nèi)外競爭、吸引外商直接投資來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，進(jìn)而提升居民收入，縮減貧富差距。陳怡（2009）采用1998-2006年27個制造業(yè)數(shù)據(jù)研究后發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易開放有助于縮小行業(yè)間收入差距。此外，Julie A. Silva和Robin M. Leichenko（2003）、孫永強(qiáng)和萬玉琳（2011）等支持貿(mào)易開放對收入差距的影響并不確定。

上述基于不同視角的國內(nèi)外文獻(xiàn)對全面研究我國城鄉(xiāng)收入差距問題具有重要的參考價值和借鑒意義，但總體來看，貿(mào)易開放對城鄉(xiāng)收入差距的影響在實(shí)證結(jié)論方面還存在一定分歧。有鑒于此，本文基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型系統(tǒng)GMM估計(jì)方法，實(shí)證研究貿(mào)易開放對我國城鄉(xiāng)收入差距的影響，以期對收入分配制度的進(jìn)一步改革提供決策依據(jù)。

3模型、變量與數(shù)據(jù)

3.1模型設(shè)定

本文實(shí)證分析采用入世以來（2001-2011年）省級面板數(shù)據(jù)，為全面深入考察貿(mào)易開放對我國城鄉(xiāng)收入差距的影響，借鑒魏浩和趙春明（2011）、李磊等（2011）等現(xiàn)有研究成果，本文構(gòu)建如下動態(tài)面板計(jì)量模型來檢驗(yàn)貿(mào)易開放對我國城鄉(xiāng)收入差距的影響：

ineqit=β0+β1ineqi，t-1+β2openit+φ·Xit+μi+εit（1）

式（1）中，i代表省份，t表示年份。ineqit表示第i省份第t年度城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均純收入之比，是反映城鄉(xiāng)收入差距的被解釋變量。ineqi，t-1是ineqit的一期滯后項(xiàng)，將其納入模型是考慮到城鄉(xiāng)收入差距可能存在延續(xù)過去路徑依賴的慣性。openit表示第i省份第t年度的貿(mào)易開放程度，是本文關(guān)注的核心解釋變量。Xit是根據(jù)已有同類文獻(xiàn)選擇的一組控制變量（為相應(yīng)的參數(shù)向量），包括城鎮(zhèn)化率（urbanit）、人均凈轉(zhuǎn)移支付（tranit）以及人均實(shí)際收入（perGDPit）。β0是常數(shù)項(xiàng)，μi代表地區(qū)固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

3.2變量與數(shù)據(jù)說明

（1）城鄉(xiāng)收入差距（ineqit）。遵循已有大多文獻(xiàn)做法，以各省份城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均純收入之比來度量。

（2）貿(mào)易開放度（openit）。采用實(shí)際進(jìn)出口總額占實(shí)際GDP比重衡量。實(shí)際進(jìn)出口總額是將實(shí)際進(jìn)口額與出口額加總獲得。其中，實(shí)際進(jìn)、出口額是分別采用進(jìn)、出口價格指數(shù)將名義進(jìn)、出口額均轉(zhuǎn)換成2000年不變價格。

（3）控制變量。①城鎮(zhèn)化率（urbanit）為各省城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒壤?，用于檢驗(yàn)城鎮(zhèn)化政策是否有助于扭轉(zhuǎn)我國城鄉(xiāng)收入分配不公的現(xiàn)狀。②人均凈轉(zhuǎn)移支付（tranit）采用各省凈轉(zhuǎn)移支付與其年末人口之比衡量。其中，各省凈轉(zhuǎn)移支付等于中央對其補(bǔ)助收入減去上解中央支出。用來驗(yàn)證轉(zhuǎn)移支付政策能否發(fā)揮應(yīng)有的作用。③人均實(shí)際收入（perGDPit）以各省份實(shí)際GDP與其年末人口之比來度量，用于考察經(jīng)濟(jì)發(fā)展是否有利于縮小收入差距。

各省（市、自治區(qū)）城鎮(zhèn)人均可支配收入、農(nóng)村居民人均純收入、進(jìn)出口額、國內(nèi)生產(chǎn)總值與指數(shù)、年末總?cè)丝?、城?zhèn)人口、全國總?cè)丝诘葦?shù)據(jù)來自《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》以及相應(yīng)年份《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。分省中央補(bǔ)助收入及上解支出數(shù)據(jù)來自相應(yīng)年份《中國財(cái)政年鑒》。進(jìn)、出口價格指數(shù)來自世界銀行（WORLD BANK）數(shù)據(jù)庫。實(shí)際估計(jì)模型（1）時，對所有變量取自然對數(shù)，相應(yīng)地貿(mào)易開放度等變量前面的系數(shù)均表示彈性。

4實(shí)證結(jié)果與分析

基于中國大陸30個省級行政區(qū)2001-2011年度共計(jì)330個樣本觀測值，采用符合模型和樣本數(shù)據(jù)特征的系統(tǒng)GMM方法對式（1）的估計(jì)結(jié)果列于表1的第2列。為更加具體深入地剖析貿(mào)易開放對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)，表1中第3、第4列也報(bào)告了基于東部和中西部地區(qū)樣本的估計(jì)結(jié)果。表1中模型（1）-（3）的檢驗(yàn)結(jié)果表明，3個模型一次差分后的擾動項(xiàng)均不存在二階序列相關(guān)（至少在5%顯著水平）。同時，Hansen檢驗(yàn)結(jié)果也顯示，各模型工具變量的選擇是有效。

表1的估計(jì)結(jié)果顯示，城鄉(xiāng)收入差距滯后變量（ln ineqi，t-1）的估計(jì)系數(shù)在模型（1）-（3）中的符號均為正，且在1%水平顯著。這表明，當(dāng)某地區(qū)上一年度城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大時會導(dǎo)致今年收入差距的進(jìn)一步擴(kuò)大，即城鄉(xiāng)收入差距存在著顯著的延續(xù)過去路徑依賴的慣性。從估計(jì)系數(shù)大小來看，東部地區(qū)（0.8953）小于中西部地區(qū)（0.9482），說明中西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距路徑依賴慣性強(qiáng)于東部地區(qū)，或許也意味著經(jīng)濟(jì)越是欠發(fā)達(dá)的地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距在時間上的延續(xù)性越強(qiáng)。

本文關(guān)注的核心解釋變量貿(mào)易開放度（ln openit）的估計(jì)系數(shù)在3個模型中均為正，全國樣本和東部樣本至少在5%水平顯著，而中西部樣本不顯著。這說明，貿(mào)易開放水平的提升會導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距的進(jìn)一步擴(kuò)大，這與李樹培等（2009）、魏浩和趙春明（2011）等現(xiàn)有大多研究成果結(jié)論一致，但與斯托爾帕-薩繆爾森（S-S）定理并不相符。其主要原因可能在于：貿(mào)易開放引起的激烈競爭促使企業(yè)更加注重進(jìn)行研發(fā)以提高技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)而增加對高技能勞動者的需求，從而造成高技能勞動者與低技能勞動者之間收入差距Wood（1995）。對于我國來說，高技能勞動者主要聚集在城市，而低技能勞動者主要生活在農(nóng)村，因而才會出現(xiàn)貿(mào)易開放導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的現(xiàn)象。

表1中的控制變量城鎮(zhèn)化水平（ln urbanit）的估計(jì)系數(shù)或正或負(fù)，這表明，城鎮(zhèn)化政策并不一定能夠徹底改變我國城鄉(xiāng)收入分配不公的現(xiàn)狀。人均凈轉(zhuǎn)移支付（ln tranit）的影響系數(shù)在模型（1）-（4）均為負(fù)，全國樣本和中西部樣本均在1%水平顯著，東部樣本不顯著。這說明，轉(zhuǎn)移支付在一定程度上可以縮小城鄉(xiāng)之間的收入差距，且越是經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的地區(qū)，轉(zhuǎn)移支付的城鄉(xiāng)收入差距抑制效應(yīng)越強(qiáng)。（lnperGDPit）的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

5結(jié)論

針對加入世界貿(mào)易組織以來，我國貿(mào)易開放水平和城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大這一事實(shí)，本文通過構(gòu)建動態(tài)面板模型，基于2001-2011年中國省級面板數(shù)據(jù)，采用能有效避免估算結(jié)果有偏和非一致性的系統(tǒng)GMM方法，實(shí)證檢驗(yàn)貿(mào)易開放對我國城鄉(xiāng)收入差距的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）貿(mào)易開放水平的提升會擴(kuò)大我國城鄉(xiāng)之間的收入差距。（2）城鄉(xiāng)收入差距存在著顯著的延續(xù)過去路徑依賴的慣性，上期城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大會導(dǎo)致本期城鄉(xiāng)收入差距的進(jìn)一步擴(kuò)大。（3）人均收入增加和轉(zhuǎn)移支付均有利于城鄉(xiāng)收入差距的縮減；城鎮(zhèn)化政策并不一定能夠扭轉(zhuǎn)我國城鄉(xiāng)收入分配不公的格局。

參考文獻(xiàn)

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[4]孫永強(qiáng)，萬玉琳.金融發(fā)展、對外開放與城鄉(xiāng)居民收入差距—基于19782008年省級面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].金融研究，2011，（1）.

[5]魏浩，趙春明.對外貿(mào)易對我國城鄉(xiāng)收入差距影響的實(shí)證分析[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2012，（1）.

[6]李磊等.貿(mào)易開放對城鎮(zhèn)居民收入及分配的影響[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊，2011，（1）.

表1的估計(jì)結(jié)果顯示，城鄉(xiāng)收入差距滯后變量（ln ineqi，t-1）的估計(jì)系數(shù)在模型（1）-（3）中的符號均為正，且在1%水平顯著。這表明，當(dāng)某地區(qū)上一年度城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大時會導(dǎo)致今年收入差距的進(jìn)一步擴(kuò)大，即城鄉(xiāng)收入差距存在著顯著的延續(xù)過去路徑依賴的慣性。從估計(jì)系數(shù)大小來看，東部地區(qū)（0.8953）小于中西部地區(qū)（0.9482），說明中西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距路徑依賴慣性強(qiáng)于東部地區(qū)，或許也意味著經(jīng)濟(jì)越是欠發(fā)達(dá)的地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距在時間上的延續(xù)性越強(qiáng)。

本文關(guān)注的核心解釋變量貿(mào)易開放度（ln openit）的估計(jì)系數(shù)在3個模型中均為正，全國樣本和東部樣本至少在5%水平顯著，而中西部樣本不顯著。這說明，貿(mào)易開放水平的提升會導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距的進(jìn)一步擴(kuò)大，這與李樹培等（2009）、魏浩和趙春明（2011）等現(xiàn)有大多研究成果結(jié)論一致，但與斯托爾帕-薩繆爾森（S-S）定理并不相符。其主要原因可能在于：貿(mào)易開放引起的激烈競爭促使企業(yè)更加注重進(jìn)行研發(fā)以提高技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)而增加對高技能勞動者的需求，從而造成高技能勞動者與低技能勞動者之間收入差距Wood（1995）。對于我國來說，高技能勞動者主要聚集在城市，而低技能勞動者主要生活在農(nóng)村，因而才會出現(xiàn)貿(mào)易開放導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的現(xiàn)象。

表1中的控制變量城鎮(zhèn)化水平（ln urbanit）的估計(jì)系數(shù)或正或負(fù)，這表明，城鎮(zhèn)化政策并不一定能夠徹底改變我國城鄉(xiāng)收入分配不公的現(xiàn)狀。人均凈轉(zhuǎn)移支付（ln tranit）的影響系數(shù)在模型（1）-（4）均為負(fù)，全國樣本和中西部樣本均在1%水平顯著，東部樣本不顯著。這說明，轉(zhuǎn)移支付在一定程度上可以縮小城鄉(xiāng)之間的收入差距，且越是經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的地區(qū)，轉(zhuǎn)移支付的城鄉(xiāng)收入差距抑制效應(yīng)越強(qiáng)。（lnperGDPit）的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

5結(jié)論

針對加入世界貿(mào)易組織以來，我國貿(mào)易開放水平和城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大這一事實(shí)，本文通過構(gòu)建動態(tài)面板模型，基于2001-2011年中國省級面板數(shù)據(jù)，采用能有效避免估算結(jié)果有偏和非一致性的系統(tǒng)GMM方法，實(shí)證檢驗(yàn)貿(mào)易開放對我國城鄉(xiāng)收入差距的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）貿(mào)易開放水平的提升會擴(kuò)大我國城鄉(xiāng)之間的收入差距。（2）城鄉(xiāng)收入差距存在著顯著的延續(xù)過去路徑依賴的慣性，上期城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大會導(dǎo)致本期城鄉(xiāng)收入差距的進(jìn)一步擴(kuò)大。（3）人均收入增加和轉(zhuǎn)移支付均有利于城鄉(xiāng)收入差距的縮減；城鎮(zhèn)化政策并不一定能夠扭轉(zhuǎn)我國城鄉(xiāng)收入分配不公的格局。

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表1的估計(jì)結(jié)果顯示，城鄉(xiāng)收入差距滯后變量（ln ineqi，t-1）的估計(jì)系數(shù)在模型（1）-（3）中的符號均為正，且在1%水平顯著。這表明，當(dāng)某地區(qū)上一年度城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大時會導(dǎo)致今年收入差距的進(jìn)一步擴(kuò)大，即城鄉(xiāng)收入差距存在著顯著的延續(xù)過去路徑依賴的慣性。從估計(jì)系數(shù)大小來看，東部地區(qū)（0.8953）小于中西部地區(qū)（0.9482），說明中西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距路徑依賴慣性強(qiáng)于東部地區(qū)，或許也意味著經(jīng)濟(jì)越是欠發(fā)達(dá)的地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距在時間上的延續(xù)性越強(qiáng)。

本文關(guān)注的核心解釋變量貿(mào)易開放度（ln openit）的估計(jì)系數(shù)在3個模型中均為正，全國樣本和東部樣本至少在5%水平顯著，而中西部樣本不顯著。這說明，貿(mào)易開放水平的提升會導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距的進(jìn)一步擴(kuò)大，這與李樹培等（2009）、魏浩和趙春明（2011）等現(xiàn)有大多研究成果結(jié)論一致，但與斯托爾帕-薩繆爾森（S-S）定理并不相符。其主要原因可能在于：貿(mào)易開放引起的激烈競爭促使企業(yè)更加注重進(jìn)行研發(fā)以提高技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)而增加對高技能勞動者的需求，從而造成高技能勞動者與低技能勞動者之間收入差距Wood（1995）。對于我國來說，高技能勞動者主要聚集在城市，而低技能勞動者主要生活在農(nóng)村，因而才會出現(xiàn)貿(mào)易開放導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的現(xiàn)象。

表1中的控制變量城鎮(zhèn)化水平（ln urbanit）的估計(jì)系數(shù)或正或負(fù)，這表明，城鎮(zhèn)化政策并不一定能夠徹底改變我國城鄉(xiāng)收入分配不公的現(xiàn)狀。人均凈轉(zhuǎn)移支付（ln tranit）的影響系數(shù)在模型（1）-（4）均為負(fù)，全國樣本和中西部樣本均在1%水平顯著，東部樣本不顯著。這說明，轉(zhuǎn)移支付在一定程度上可以縮小城鄉(xiāng)之間的收入差距，且越是經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的地區(qū)，轉(zhuǎn)移支付的城鄉(xiāng)收入差距抑制效應(yīng)越強(qiáng)。（lnperGDPit）的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

5結(jié)論

針對加入世界貿(mào)易組織以來，我國貿(mào)易開放水平和城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大這一事實(shí)，本文通過構(gòu)建動態(tài)面板模型，基于2001-2011年中國省級面板數(shù)據(jù)，采用能有效避免估算結(jié)果有偏和非一致性的系統(tǒng)GMM方法，實(shí)證檢驗(yàn)貿(mào)易開放對我國城鄉(xiāng)收入差距的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）貿(mào)易開放水平的提升會擴(kuò)大我國城鄉(xiāng)之間的收入差距。（2）城鄉(xiāng)收入差距存在著顯著的延續(xù)過去路徑依賴的慣性，上期城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大會導(dǎo)致本期城鄉(xiāng)收入差距的進(jìn)一步擴(kuò)大。（3）人均收入增加和轉(zhuǎn)移支付均有利于城鄉(xiāng)收入差距的縮減；城鎮(zhèn)化政策并不一定能夠扭轉(zhuǎn)我國城鄉(xiāng)收入分配不公的格局。

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[6]李磊等.貿(mào)易開放對城鎮(zhèn)居民收入及分配的影響[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊，2011，（1）.