对外贸易、FDI与中国农民收入及其分化的实证研究，本文主要内容关键词为：对外贸易论文,中国论文,农民收入论文,实证研究论文,FDI论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
收入和收入分配一直都是一个社会经济发展过程不可避免的问题，而开放作为一国经济的重要方面一开始就被引入到经济学的分析框架之中。从亚当·斯密时代开始，人们就认为开放可以提高专业化分工，有利于经济的发展。经典的国际贸易理论中，在过于严格的假定下通过要素价格来分析贸易对于收入分化的影响，简单地认为那些发展中国家会因为贸易开放而导致劳动收入差距的缩小，相反会导致发达国家异质性劳动收入差距的扩大，而这一命题在近些年的研究中不断受到来自理论和实证研究的挑战①。
当前“三农”问题成为我国党和政府迫切要解决的战略性问题，当前农业和农村发展中存在着许多矛盾和问题，突出的是农民收入问题，全国农民人均纯收入连续多年增长缓慢，粮食主产区农民收入增长幅度低于全国平均水平，许多农户的纯收入持久徘徊甚至下降，农村居民内部收入分化也呈现不断恶化趋势。② 为基本国策之一的对外开放已经影响到我国人民经济、生活的方方面面，作为占全国人口数量绝大部分的农民当然也无可避免，他们自愿或非自愿地面对着外来经济的冲击，那么从收入的角度来看，这样的冲击带来了怎样的影响呢？本文立意于此！
二、理论基础
最早提出贸易影响收入差距的FPE理论和SS模型均把要素价格作为研究渠道。后续很多研究，比如Davis(1996)、Wood(1997)和Hanson and Harrison(1999)等都借鉴了这两个模型的核心思想，即生产要素的回报率取决于要素的供需，贸易会通过影响要素需求来影响要素价格和收入分配。在一个2个国家、2种要素和4种产品的分析框架下，Xu(2003)分析关税下降对于收入分化的影响，认为贸易的自由化会带来南方国家关税水平的降低，导致南方国家的出口产品集合中技术密集产品的比重增加，工资的更不平等。
随着国际资本直接投资的迅速增长，越来越多的研究表明仅将国际贸易作为分析开放对一国经济影响的视角，未免太过狭隘。Alguacil,Cuadros and Orts(2002)认为，外向型的经济政策不仅仅包含了国际贸易，逐渐增加的国际资本流动特别是外国直接投资正越来越重要，不应该在研究中被忽视。文章的结论认为出口导向型的经济增长在墨西哥是存在的，但是外国直接投资已经成为影响墨西哥经济的重要因素，其对墨西哥的国民经济产出存在着正的溢出效应。Goldberg and Klein(1999)认为外国直接投资增长迅速，甚至已经超越了国际贸易的增长速度。对贸易和投资之间的相互关系的分析将有助于更好地理解开放与经济的关系。文章分析发现来源于美国的外国直接投资能够显著地带来拉丁美洲国家之间的制造业生产结构的变化。对于外国直接投资对于收入分化的影响，Evans and Timberlake(1980)和Sullivan(1983)认为外国直接投资使得那些边缘技能的工人会因为资本密集型的技术进步而遭淘汰，造成收入分配的不平等。
近年来我国收入差距的不断扩大引起了社会公众的普遍担忧，也引起了政府部门和学术界的高度重视③。黄祖辉、王敏和万广华(2003)指出20世纪90年代以来，我国居民收入的不平等程度越来越严重，在农村和城市内部，低收入群体和高收入群体的收入差距不断扩大。具体深入到农村居民收入分配的内部，大部分的研究都认为农村居民内部收入分化持续恶化，但对于农村内部收入分配恶化的结果，却有着不尽相同的解释，如魏杰、王韧(2007)认为农业生产的特殊性限制了内部收入决定机制的有效性，并直接导致基于农业自身的内部政策体系的相对失灵。
开放对我国居民收入的影响也涌现了一些研究，但并没有形成一致性的结论。如万广华、陆铭、陈钊(2005)发现全球化对于中国地区间收入差距的贡献显著为正，并且随着时间而加强；资本也是导致地区间收入差距的最为主要且日益重要的因素。Chen,Chang and Zhang(1995)实证分析认为外国直接投资有利于经济增长。不过外国直接投资也使得一部分生产者面临着全球竞争，带来了沿海和内陆经济发展的不平衡以及不断恶化的收入分配。沈毅俊和潘申彪(2007)认为外国直接投资对地区收入差距的具体影响，取决于经济体的初始状况，当外资占经济体的资本总量比例非常高的时候，外资的进一步流入就会导致显著的收入不平等。④
从以上的分析可以发现，作为典型的二元经济同家，我国除了整体上收入分化，在农村和城市内部都存在着严重的收入分化，且缺乏确定性的解释。对外开放作为我国一项基本国策，影响到我国乡村和城市经济的方方面面，已有的研究只是涵盖了开放对我国整体居民收入的影响，而对于农村居民收入影响的研究还很缺乏，本文的研究将是一个必要的补充。
三、变量和数据
本文选取恰当的变量和中国宏观经济数据来实证分析对外贸易、FDI与中国农民收入及其分化的影响。关于人均农民收入(inc)本文选取农村居民家庭人均现金收入来度量，用进出口总额对国内生产总值(GDP)的比值(进出口总额／GDP)来度量贸易开放度(trade)，用外国直接投资(FDI)对国内生产总值的比值(FDI／GDP)来度量投资开放度(fdi)。对于进出口总额和外国直接投资均采用当年人民币对美元的平均汇率予以折算。
另外，我们还考虑社会人均资本投入和社会技术的发展水平来控制资本和技术对农民收入的影响。资本投入(cap)采用人均全社会固定资产投资来度量，因为年鉴仅可得到每个季度的社会固定资产投资的流量，需要将其转换为存量。按照通常的做法，将1994年第1季度起始资本存量K[,0]定义为当年固定资产投资的10倍，然后按照K[,t＋1]＝(1－δ)K[,t]＋I[,t＋1]的公式迭代求解，我们选取固定资产折旧率δ＝10％。社会技术发展水平(tech)用人均国内生产总值来度量，通过用国内生产总值除以当年的人口总数计算所得。以上数据的样本区间涵盖1994年第1季度到2007年第2季度。对于农民收入的分化程度，本文采用基尼系数(gini)，其中1994－2005年的基尼系数可以直接从《中国农业统计年鉴》中获得，2006年基尼系数来源于中国社会科学院农村发展研究所发布的《2006年农村经济形势主要特点与2007年预测》。基尼系数属于是1994－2006年年度数据，本文进行了季度变换。这样对于农民收入分化研究的样本区间是1994年第1季度至2006年第4季度。本文对人均收入、全社会固定资产投资和国内生产总值，均根据相应指数做了调整。为了便于计算弹性和减小误差，本文对农民人均收入、人均资本投入和技术水平变量都取了自然对数，分别表示为lninc、lncap和Intech。
本文采用中国宏观季度数据来实证分析，一阶差分后就可以获得很好的平稳性，而且用季度数据做短期的脉冲响应更有意义。1992年以后是我国全面对外开放的阶段，一个从沿海地区向广大内陆地区递次推进的多层次对外开放基本格局基本形成。基于数据可得性(季度数据从1994年才开始公布)，本文的分析将仅限于全面开放阶段的1994年之后。而且采用季度数据可以大大增加样本采集的数量，提高了计量检验结果的稳健性。无特别说明，本文数据均来自国泰安(CSMAR)、万德(WIND)和清华金融(CCFR)数据库。
四、实证分析
(一)对外贸易、FDI与农民收入水平
1.单位根检验
由于传统的计量经济学方法对非平稳的时间序列不再适用，利用OLS等传统方法对计量模型进行估计时，许多参数的统计量也已经不再服从于标准正态分布，容易产生“伪回归”问题。因此我们在进行协整分析之前有必要先进行变量的平稳性分析。本文采用ADF(Augment Dikey-Fuller)方法来检验数据序列lninc、trade、fdi、lncap、Intech的平稳性。分别就每个变量的时间序列数据的水平和一阶差分(或二阶差分)形式进行检验，其中检验过程中滞后期的确定采用AIC最小准则，以保证残差值非自相关性。由检验结果表1可知，所有变量在5％置信水平上都是非平稳的，但变量的一阶差分序列在1％水平上是平稳的，即Lninc、trade、fdi、Lncap和Lntech都是一阶单整过程。
2.协整分析
协整关系在很大程度上依赖于滞后期的选择，研究传统一般根据无约束的VAR模型确定。由于VAR模型的稳定性是判断模型好坏的关键条件，而且随着滞后期越长，模型的稳定性越差，所以当VAR模型不符合稳定性条件时的前推1期为最长滞后期，然后根据残差检验逐期剔除不显著模型，通过残差自相关、正态性和异方差检验的模型为最终模型。在检验正态性时，如果用的协方差矩阵正交化方法，检验结果取决于VAR模型中变量的顺序，而利用残差协方差矩阵的平方根方法可以克服这个局限性。考虑到模型的稳定性，残差检验正态性，最优滞后期确定为4。具体检验结果见表2。
为判断变量之间是否存在长期均衡关系，采用Johansen提出的方法来检验变量之间的协整关系。表3报告了协整方程的几种形式，从中可以看出，选择的检验形式为协整变量具有线型趋势而且截距项限制在协整空间里，则线性协整关系是唯一的。表4是协整检验的具体结果，迹统计量和最大特征值统计量都表明在5％的显著水平下存在着一个协整关系。根据协整向量的系数的估计值，可以得到如下协整方程(括号内为t值)：
从协整方程可以看出贸易开放度和投资开放度对农民人均实际收入有截然相反的长期影响，其中贸易开放度每增加1％，农民人均实际收入会近似减少2.04％；投资开放度每增加1％，农民人均实际收入会近似增加13.91％。人均社会资本存量和社会生产技术水平每增加1％，分别带来农民人均实际收入水平近似提高1.048％和0.055％，但是社会生产技术水平提高的影响并不显著。从上面分析可以看出，对外直接投资的开放度对农民人均收入影响最大，其次是贸易开放度、人均社会资本存量，对农民的实际人均收入影响最弱的是社会生产技术的进步。
3.误差修正模型
Grange(1987)定理证明了协整与误差修正模型的必然联系。如果非平稳的变量之间存在着协整关系，那么必然可以建立误差修正模型(VEC)。由于误差修正模型可以有效地吸收时间序列模型和经典计量模型的优点，并克服它们的缺点，因此得到广泛的应用。由表5可以知道，VEC模型的稳定性条件满足，自相关检验、异方差检验和正态性检验都能通过。当以农民人均实际收入的对数为因变量时候，误差修正系数显著符号为－0.6159，说明从短期偏离向长期均衡调整的幅度很大，每1时期能调整61.59％。
4.脉冲响应
脉冲响应函数可以用于衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量即期和远期取值的影响。为充分刻画短期内的动态效应，采用累积脉冲响应形式。由图1基于VEC模型的脉冲响应曲线可知：当出现贸易开放度的一个标准差的正向冲击时，在不同的时期影响不同，但总的来说正向影响的期数较多；当投资开放度的一个标准差的正向冲击时，影响是正向的，即投资开放度一个标准差新息会使得农民人均实际收入增加；当社会人均资本投资的一个标准差正向冲击时，影响是正向的，即人均资本投资的一个标准差新息会使得农民人均实际收入增加，且正向影响的幅度会随着时期推移而增加；当社会生产技术水平的一个标准差正向冲击时，并没有显示出显著影响。
图1 农民实际人均收入脉冲响应图
(二)对外贸易、FDI与农民收入分化
1.单位根检验
如前文所述，因为缺乏度量农村居民收入分化的基尼系数2007年指标，因此本节的时间序列数据的时间段是1994年第1季度至2006年第2季度。本节首先用ADF方法对所有时间序列变量的平稳性做检验，由表6的检验结果可知，所有变量在5％的水平上都是非平稳的，但变量的一阶差分在l％水平上是平稳的。
2.协整分析
本节根据VAR模型来决定协整关系的最优滞后期，考虑模型的稳定性、残差检验和正态性，最优滞后期为4，具体检验可见表7。采用Johansen方法来检验变量之间的协整关系，表8报告的是协整方程的几种形式，可以看出在检验形式为协整变量具有线性趋势而且截距项限制在协整空间里，则线性协整关系是唯一的。表9是具体的检验结果，迹统计量和最大特征值统计量都表明在5％的显著水平下存在着一个协整关系。根据协整向量系数的估计值，可以得到如下协整方程(括号内为t值)：
从协整方程可以看出贸易开放度对基尼系数有正的影响，贸易开放程度越大，农村居民收入化程度越高；而投资开放度都对基尼系数有负的影响，即外国直接投资有助于消除农村居民收入的不平等。同样人均社会资本存量和社会生产的技术水平对农村居民收入分化有负的影响，但后者并不显著。
3.误差修正模型
表10报告的是对VEC模型整体效果检验的结果，可以看出VEC模型的稳定性条件满足，自相关检验、异方差检验和正态性检验都能通过。当农村居民收入基尼系数为因变量的时候，误差修正系数为－0.0338，表明从短期偏离向长期均衡调整的幅度，是每1时期能调整3.38％。
4.脉冲响应
图2是基于VEC的脉冲响应曲线，当出现贸易开放度的一个标准差的正向冲击时，影响是正的，即贸易开放度一个标准差的新息会使得基尼系数增加；当投资开放度一个标准差的正向冲击时，影响是负向的，即投资开放度一个标准差的新息会使得基尼系数减小；当人均社会资本存量和社会生产技术水平一个标准差的正向冲击，都会带来负向影响。
五、结论
基于本文实证分析的结果，贸易开放与农民实际收入显示出了长期稳定的关系，FDI与农民实际收入也显示出了长期稳定的关系。只不过，从长期来看贸易对农民实际收入有显著负向影响。而投资开放度有正的显著影响，且同样程度的开放度的变化，投资开放度的影响程度要远大于贸易开放度。从短期冲击来看，外国直接投资显示出了较强的冲击力。这个实证结论表明了对外贸易并没有显著改善农民的收入水平。而从农村居民基尼系数的分析来看，贸易开放与基尼系数呈现了长期正向关系，而外国直接投资却呈现了长期负向关系，这表明贸易对外开放的增加会带来农民收入不平等程度的增加，而投资开放度的增加却有利于缩小农村居民收入的不平等程度。
图2 农民收入基尼系数脉冲响应图
传统的FPE理论和SS模型的要素价格理论是建立在自由贸易之上的，当从事贸易的国家为了本国的利益而采取各不相同的贸易保护措施的时候，Xu(2003)告诉我们必须对贸易要素价格理论加以修正，因为那些各不相同的贸易保护政策外生地改变了贸易品在不同国家的国际比较优势。从世界贸易发展的历程来看，农业正是这样一个产业。农产品关税减让已经成为WTO近几轮谈判的核心问题之一。在经历了艰苦卓绝的长期谈判之后，我国最终得以加入世贸组织，其中之一的代价就是我国农产品关税的减让，目前我国是世界上农产品关税最低的国家之一，平均税率仅15.3％，远远低于62％的世界关税水平。⑤ 市场准入门槛降低，大量国外农产品的进入对国内市场产生了冲击，根据潘文卿(2000)、毛锦锋(2007)的计算结果来看，我国农产品整体的国际竞争力呈现下滑趋势，但不同类型农产品的国际竞争力变化趋势是不同的，在绝大多数土地密集型农产品已经丧失国际竞争力的情况下，部分劳动密集型农产品开始显露出比较强劲的比较优势。⑥ 这样，贸易开放一方面恶化了我国农产品的整体竞争力，导致农民收入的降低，而另一方面也带来我国优势农产品的快速发展，增加了农民内部收入的分化。
我们简单地将外商直接投资划分为农业领域和非农业领域。外资进入我国农业领域最多的是农产品加工领域，弥补了国内资金不足，改善了农业生产条件，推动了农业产业化经营，带动了农业外向型经济的发展；而那些投资于非农产业的外商直接投资，可以通过下游产业的关联，产生关联投资效应、技术示范和扩散效应逐步对农业产生影响，带来农业生产效率的提高和农民收入的增加。但是在农民整体从事低技术密集型劳动的情况下⑦，使得FDI之于技术劳动的收入分化效应不再显著，反而FDI的关联效应导致农民非农收入比例不断增加，缩减了源于农业生产禀赋差异(各地土壤、气候、地貌等等)的收入差距。
注释：
① 对于发展中国家研究大部分基于三个方面：(1)开放导致发展中国家降低对技术劳动需求，增加对非技术劳动的需求，如同HO模型预测，最终导致不同劳动层次间收入差距会缩小；(2)发展中国家FDI的引进导致发达国家生产转移，增加了发展中国家对技术劳动的需求，加大收入不平等，如同Feenstra and Hanson(1997)、Wood(2002)的验证；(3)开放带来的技术流动和传播使得公司增加对技术劳动的需求，或者称之为技能偏态型技术变化(Skill-Biased Technologies Change)，如同Pissarides(1997)和Berman and Machin (2000)预测，增加技术劳动的工资，扩大收入差距。
② 根据《中国农业经济统计》上的数据，农村内部居民收入的基尼系数在1978年为0.2124，在1987年超过了0.3达到了0.3053，而到2006年达到了0.3757。
③ 在国家发改委公布的《2006年中国居民收入分配年度报告》中已明确指出当前居民收入分配中存在的主要问题就是收入分配差距过大，分别体现在城乡居民之间、城镇居民之间、农村居民之间和地区之间。根据世界银行的统计数字，我国的基尼系数在改革开放前为0.16，根据社会科学院经济研究所收入分配课题组的几次住户抽样调查数据及其估计结果，在上世纪80年代末全国的基尼系数为0.38，2002年全国的基尼系数已经接近0.46，超过了0.4的境界水平，达到了危险的边缘。
④ 还有一些研究，例如曾国平和王韧(2006)，认为经济开放对中国城乡收入差距变动存在“倒U”影响等。
⑤ 在685个农产品关税税目中，有559个税目的税率集中在0－20％层，占82％；超过20％税目仅占18％，其中，税率在20－30％之间的税目有90个，占13％，30－40％的税目15个，占2％，40％－65％的税目21个，占3％。毛锦锋，(2007)“我国农产品关税减让政策探讨，”《世界经济情况》。
⑥ 根据毛锦锋(2007)的计算，在土地密集型产品中，稻谷、玉米、小麦、大豆、棉花、油菜籽、烟草的国际竞争力逐年降低；在劳动密集型中，肉类的牛肉、羊肉不具有比较优势，而禽肉、猪肉、蔬菜、蘑菇、花生、茶叶、水果具有国际竞争力。
⑦ 根据《中国农村统计年鉴2006》，高中程度以下的劳动力在2005年占86.32％，决定了我国农民整体上还是从事低技术密集型的劳动。