贸易开放、地区收入差距与贫困：基于CHNS数据的经验研究，本文主要内容关键词为：收入差距论文,贫困论文,经验论文,地区论文,数据论文，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。
在我国经济快速增长的转型期，与之相伴的是地区发展不平衡矛盾的日益突出，尤其是20世纪90年代以来，我国地区收入差距呈现逐渐扩大之势（Fleisher et al.，2010；蔡昉，2005；Li&Xu，2003）和减贫的放缓（胡鞍钢，2006；Chen & Wang，2001）。这是由于经济增长带来的减贫效应会被增加的收入差距部分或完全地抵消（Bourguignon，2004；Kakwani，2000）。许多学者对我国地区收入差距扩大的原因进行了解释，Demurger et al.（2001）和林毅夫（2003）等认为政府政策的偏差是造成地区收入差距扩大的重要原因；Cai et al.（2002）等认为劳动力市场扭曲特别是城乡市场扭曲和人力资本差异是我国地区差距扩大的主要因素；Songhua Lin（2003）从地理位置角度分析了我国地区收入差距扩大的原因；王小鲁和樊纲（2004）等认为地区生产率差异是我国地区收入差距拉大的重要因素。 我国地区收入差距是伴随着对外开放进程的不断推进而逐年扩大的①，因此，一些学者（如Wei & Wu，2001; Dayal Gulati & Husain，2000）从对外开放视角分析我国地区收入差距的扩大和减贫的放缓，但因数据和研究方法的差异，不同学者得出的结论也有所不同。万广华等（2005）的研究表明全球化拉大了地区收入差距，且这种差距随时间而加强；Chen & Ravallion（2004）认为我国加入WTO对家庭收入具有积极影响，但对总体收入差距影响甚微；Shangjin Wei（2003）却认为贸易降低了收入差距。 理论上，贸易开放对收入分配和贫困的影响是不确定的。传统贸易理论认为，贸易有利于一国充裕要素的收益，如发展中国家的非熟练劳动力。但Robert Feenstra & Gordon Hanson（1997）和Banerjee & Newman（2004）等却认为，对外贸易可以减少劳动力丰富国家非熟练工人的工资，从而扩大贫富之间的差距。此外，Abhijit Banerjee & Andrew Newman（2004）通过建模表明，对外贸易将导致要素重新分配，并会对不同地区的穷人产生短期成本，这种成本与各要素被重新分配在不同经济部门有关。Hanson & Harrison（1999）和Goldberg & Pavcnik（2007）等证明了贸易开放会引起发展中国家调整成本。 传统的贸易理论是建立在劳动力要素完全流动的基础上的，但Revenga（1997）和Gaston & Trifler（1994，1997）等认为贸易开放会导致要素特别是劳动力要素的流动以及就业结构的调整，但资本市场缺陷（Banerjee & Newman,2004）、劳动力市场摩擦（Carl Davidson et al.，1999）以及制度环境却可能阻碍劳动力要素的流动。我国户籍制度在一定程度上阻碍了劳动力要素的自由流动，导致严重的城乡分割（王小鲁，2002；蔡昉等，2001，2003），助推了地区收入差距的扩大（Hu，2002；Whalley & Zhang，2004；蔡昉，2005）。因此，劳动力流动障碍可能会导致我国对外贸易对劳动力市场影响的结论与传统贸易理论预测相悖。 当前大多数学者对贫困和收入差距的研究是分开独立的，但贫困和收入差距之间存在显著的相关性②。因此，本文试图同时考察对外贸易对地区收入差距和贫困的影响。本文通过一个非完全要素流动模型，利用“中国营养与健康调查”（CHNS）数据库，对我国城市和农村地区的基尼系数和贫困指数进行测度，并构建地区贸易开放指标，在此基础上，应用面板数据模型，检验了贸易开放对城市和农村地区收入差距及贫困的影响，并进一步依据DID方法对理论模型和实证结果进行了分析和解释。本文与已有文献不同之处主要体现在：一是大多数文献在研究贸易开放对我国地区收入差距和贫困的影响时，均没有考虑农村地区。尽管近年来，我国城镇化步伐明显加快，但农村人口比重仍占绝大部分，且城乡差距有扩大趋势（Fleisiler et al.，2010; Ramasamy & Yeung，2010）。因此，考察贸易开放对农村地区的影响具有十分重要的意义；二是大多数文献在衡量一国内部各地区贸易开放度时主要使用贸易依存度和FDI来衡量，但贸易依存度和FDI波动较大，且易受当地政策和经济波动的影响。本文新建了以关税为基准的各省市区的贸易开放度衡量指标；三是Holz（2004）强调我国宏观数据存在偏差，此外，对于我国基尼系数测算具有较大争议，因此，本文在计算基尼系数和贫困指标时，主要采用CHNS微观数据来测算和衡量地区收入差距和贫困；四是本文采用一个非完全要素流动模型，并通过差分内差分法（difference in difference，DID）对模型进行了佐证与解释。 二、劳动力流动障碍、贸易开放与收入差距及贫困 贸易开放可以通过改变经济活动的空间集聚，影响地区收入，特别是影响非流动要素的真实收入（Anderson,2005）。Goldberg & Pavcnik（2004）对哥伦比亚的研究表明，劳动力从收缩部门到扩张部门的流动是有局限的，这与HO理论的要素完全流动假定抵触。Topalova（2010）认为贸易开放对收入差距和贫困的影响很大程度上取决于劳动力要素在多大程度上能够根据产品相对价格的变化实现部门再分配。如果劳动力要素充分流动，则劳动力要素丰富的部门工人境况将会变得更好，而资本所有者的境况会变得更差，则贸易能缩小收入差距和减少贫困；如果劳动力要素不是充分流动的，则贸易开放将拉大收入差距和加深贫困。下面结合特定要素模型和Topalova（2010）的模型进行分析说明。
推论1：贸易开放引起发展中国家资本密集型产品价格p的下降，p的下降将导致劳动密集产品部门工人的实际收入下降。 根据生产函数假定条件和短期均衡：
，则劳动密集型部门的工人价格劳动要素回报弹性为：
即
，因为贸易开放导致p下降，所以
下降，即劳动密集型部门的工人收入下降。 推论2：贸易开放引起发展中国家资本密集型产品价格p的下降，p的下降将导致资本密集型部门工人的实际收入上升。 根据生产函数假定条件和短期均衡：
，则资本密集型部门的工人价格劳动要素回报弹性为：
即
＜0，因为贸易开放导致p下降，所以ωy上升，即资本密集型部门的工人收入上升。 这显然不同于标准的HO模型，而与特定要素模型相近，在该短期模型下，根据推论1和推论2，贸易开放使得发展中国家劳动密集型部门的工人境况变差，拉大了收入差距，此外，由于劳动密集型部门工人工资降低，如果这些工人接近贫困或在贫困线下，则贸易开放将加深贫困。在上面这个例子中，如果劳动力要素是完全流动的，则所有工人都将明确变得更好，而资本所有者将变得更糟。 三、基尼系数、贫困及地区贸易开放指标的测度 1.基尼系数和贫困的测度 （1）基尼系数。许多学者（董静、李子奈，2004；陈昌兵，2007等）对我国基尼系数进行了测算，但由于数据和研究方法的不同，研究结果差异较大。本文借鉴Duclos，et al.，（2006）的方法，以CHNS大样本微观数据为基础，在计算实际总收入时，包含了主要职业和第二职业收入以及非现金收入和广泛的其他收入，采用权重模型，通过对收入样本进行排序，结合权重指标形成洛伦兹曲线，以估算累加面积的方法来计算农村和城市的基尼系数。 （2）贫困指数。本文根据CHNS数据库，测算出城市FGT指数和农村FGT指数，以此作为衡量贫困变动的指数③。FGT指数包括贫困率、贫困差距率和平方贫困距三个指数，当α=0时，为贫困率指数（headcount index）；当α=l时，为贫困差距率指数（poverty-gap index）；当α=2时，为平方贫困距指数（squated poverty-gap index）。由于贫困率指数具有很强的直观性和可操作性，本文采用贫困率指数来表示贫困。 2.地区贸易开放度指标的测度 目前，在衡量一国内部各地区贸易开放程度时，大部分已有研究主要使用贸易依存度和FDI来衡量，但贸易依存度和FDI易受当地政策和经济状况的影响，波动较大。因此，本文构建了一个新的指标（地区关税和地区关税有效保护率）来衡量地区贸易开放程度。 （1）关税。为了得到地区关税水平，需要测算各细分行业的简单平均关税水平④。由于我国官方没有统一的细分行业的关税和进出口额，且我国工业标准分类（CICC）、国际贸易标准分类（SITC）和协调制度（HS）之间存在差异，因此，需要对三者间的关系进行转换整理，本文借鉴盛斌（2002）的划分方法，对细分行业关税数据进行了整理⑤。 （2）有效保护率。关税的有效保护率（ERP）是对某种产品生产增加值提供的一种保护率，是某一产品相对于自由贸易下单位增加值提高的比率（Corden，1966）⑥。 （3）地区贸易开放指标。本文主要采用地区关税水平和地区关税有效保护率（Topalova，2007，2010）来衡量地区贸易开放度。地区关税指标是地区各行业的关税的加权平均⑦，其中以各地区行业就业的初始比例作为权重。计算方法如下：
表示地区d第t年的规模关税，
表示1991年地区d中i行业的就业人数，
表示1991年地区d的全部就业人数，
表示行业i在第t年的关税水平，公式中非贸易产业（服务、贸易、运输等第三产业）在整个期间被认为零关税⑧。该计算方法意味着，地区规模关税（
）对非贸易部门人口比重十分敏感。因此，
与初步的贫困水平和收入水平相关，而如果有与贸易开放无关的原因影响地区收入则可能混淆研究结果，即
可能是内生变量。例如，在20世纪90年代，沿海发达省份的工业就业比重远远大于内地较为落后的省份。而这些内地相对贫穷的地区由于初始关税值较大，其关税下降程度较低。因此，负的关税系数估计不一定意味着贸易开放导致了收入差距和贫困的相对增加。另一种可能性是，在贸易和非贸易生产部门的工人存在不同的成长路径。为克服这一内生性，定义
的工具变量
（非规模关税）为：
非规模关税
仅使用在贸易部门（农业部门、制造业和采掘业）的就业人数作为加权关税权重。
的变化仅取决于地区贸易部门的规模，而忽略了非贸易部门的规模，因而非规模关税不能完全反映贸易政策的幅度。然而，
是
一个很好的工具变量，因为它与规模关税强烈相关，但与地区初始贫困无关。同理，可以得到地区规模关税有效保护率（
）和地区非规模关税有效保护率（
）。 四、模型、数据与内生性处理 在测度基尼系数、贫困与贸易开放指标的基础上，本文构建贸易开放与收入差距和贫困的回归模型，检验不同类型贸易开放对收入不平等和贫困的影响效应，模型如下：
其中，d表示省市区，t表示时期，
为t时期地区d的收入差距和贫困率，
表示在t时期地区d的关税水平（
）和地区关税有效保护率（
），根据已有文献，X包括大专以上人口占总人口的比重、人均GDP、城市化率⑨、市场化率⑩等变量，以控制其他影响地区收入不平等和贫困的宏观因素效应（Topalova,2010；Marta Menendez et al.,2009，张车伟等，2006），
为随机扰动项。 为了考察劳动力要素流动的影响，本文采用DID分析方法对劳动力要素非完全流动条件下贸易开放对我国收入差距及贫困的影响机制进行验证。根据要素流动强弱将地区分为控制组和实验组，实验组包括辽宁省、江苏省、山东省（11），其余样本省份为控制组，在时间划分上，以1992年作为时间分界线，这是因为：一方面，1992年邓小平同志南巡后我国贸易开放进程加快（Montinola et al.，1995）（12）；另一方面，1992年后我国的户籍制度政策逐年放宽（蔡昉，2001），特别是邓小平同志南巡讲话和中国共产党第十四次代表大会可以作为里程碑，我国的改革开放和经济发展进入到一个崭新的时期，劳动力市场的发育成果格外突出，大大加快了户籍制度改革进程（蔡昉，2010）。为此，根据回归模型（5），构造如下DID回归方程：
其中，
为实验组与控制组的虚拟变量，当样本属于实验组时取值为1，其他情况取值为0，
为时间虚拟变量，若样本属于1992年后的观测值则取值为1，其他情况取值为0；
×
是DID方法所需的交叉项，其系数值是本文重点观察的部分，该系数值衡量了贸易开放过程中，劳动力要素流动程度高的地区相对于流动低的地区对收入差距和贫困的影响程度，其余解释变量与方程（5）相同。 2.变量与数据 测算基尼系数和贫困指标的数据主要来源“中国营养与健康调查”（China Health and Nutrition Survey,CHNS）。该数据库是一个关于城市、农村人口社区卫生设施、医疗保险、个人健康等基本情况的大型微观面板数据。其涵盖了辽宁省、黑龙江省、江苏省、山东省、河南省、湖北省、湖南省、广西壮族自治区和贵州省等9个省和自治区，目前共有1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年和2009年八次调查。其余解释变量的原始数据均来自历年《中国统计年鉴》、《中国人口统计年鉴》、《中国工业统计年鉴》和《新中国55年统计资料汇编》。
3.内生性问题的处理 内生性问题是导致估计有偏和不一致的重要因素，本文回归模型中，贸易开放度的衡量指标有可能是内生变量，为克服这种内生性，选择使用工具变量来克服内生性问题。如前文所述，
是
一个很好的工具变量，因为它与规模关税强烈相关，但与地区初始贫困无关。第二个可能的工具变量是初始关税，因为关税的变化与初始关税线性相关（根据数据易得性，本文将初始关税定为1987年）。关税协调是一个重要的改革目标，这意味着最初的关税越高，则关税削减越大。一种可能性是使用初始规模关税和改革后的年代交互项作为工具。然而，如前所述，规模关税测算与改革前地区的收入和贫困水平相关，也许不能形成一个有效的工具。因此，用改革前非规模关税与改革后时间虚拟变量的交互项（Topalova，2007，2010）再加上非规模关税作为关税的两个工具变量：
五、实证结果与解释1.城市地区 下页表3反映了贸易开放对城市地区收入差距和贫困的影响。基准模型（面板回归（13））表明无论是关税水平还是关税有效保护率均与收入差距（基尼系数）具有显著的反向关系，即贸易开放拉大了城市地区收入差距，当对模型加入工具变量（14）后，回归结果与基准模型结果差异不大，关税水平仍与基尼系数反相关，但系数有所下降。可见贸易开放的确加大了城市地区收入差距，这与传统贸易理论相悖，我国劳动力资源丰富，按照传统贸易理论，贸易开放进程应该缩小收入差距。此外，城市化水平、市场化水平以及教育水平都有利于缩小城市收入差距，这与雷欣等（2012）、曹裕等（2010）和张车伟（2006）等的研究结论一致。
从贸易开放对城市地区贫困的影响来看，基准模型（面板回归）表明，无论是关税水平还是关税有效率均与贫困率正相关，但不显著，即贸易开放与城市地区贫困不相关。当对模型加入工具变量后，回归结果与基准模型结果差异不大，关税水平仍与贫困不相关，但是关税保护率却与贫困显著正相关，由于关税有效保护率不但考虑了关税对产品价格的影响，也考虑到了投入的原材料和中间产品的关税变化，关税有效保护率能更好地代表贸易开放度，因此，本文认为，贸易开放与地区贫困正相关，即我国贸易开放减少了城市贫困。尽管我国城市贫困主要是转轨时期的冲击型贫困，即由产业结构的剧烈调整对劳动和社会保障体制造成的冲击（Meng,2004；李实和Knight，2002），而贸易冲击对贫困的影响大多是以增长的变化作为传输渠道的，即贸易对国家内部贫困的影响是间接的（Winters et al.，2004; Ravallion，2007），但伴随着我国市场化程度的不断提高，要素特别是劳动力要素流动加强，这种劳动力要素的流动显然有利于贸易通过增长渠道降低贫困。 2.农村地区 表4反映了贸易开放对农村地区收入差距和贫困的影响。基准模型表明，关税和关税有效保护率均与农村地区收入差距显著反相关，即贸易开放拉大了农村地区收入差距，当对模型加入工具变量后，R-squared水平有所上升，回归系数结果与基准模型结果差异不大，关税水平和关税有效保护率仍与基尼系数反相关，且系数有所上升。可见贸易开放加大了农村地区收入差距。此外，城市化水平与市场化也与农村收入差距反相关，表明我国不断加快的城市化和市场化进程缩小了农村收入差距，而大专以上学历水平却扩大了农村收入差距，这表明，农村技能工人与非技能工人的差距在进一步拉大，因此，推进教育公平、促进农村教育水平的提高是缩小农村收入差距的重要手段。
从贸易开放对农村地区贫困的影响来看，基准模型表明，关税水平与贫困关系不显著，关税有效保护率与贫困率正相关，当对模型加入工具变量后，R-squared明显变大，但关税水平与关税有效率均与贫困率不相关，即我国贸易开放并没有减少农村贫困。城市化水平与市场化与农村贫困反相关，即城市化与市场化有利于减轻农村贫困。这主要是由于贸易对贫困的影响是通过经济增长起作用，如果所有人均按比例受益于经济增长，穷人收入将按平均收入增长。但是，如果经济增长利益分配是不平等的，经济增长对减贫的影响将取决于穷人从经济增长与平均增长中的获利程度（Deaton，2005），即增长对减贫的影响取决于贫困线在收入分配的位置。我国扭曲的劳动力市场如户籍制度意味着劳动力流动受阻（Whalley & Zhang，2004），这在一定程度上导致贸易带来的经济增长利益分配不平等。阻碍了农村人口从贸易改革中获利。 3.城市与农村的开放异质性 从表3和表4的回归结果可以看到，我国贸易开放扩大了城市和农村地区的收入差距，这与Kanbur & Zhang（2005）、万广华等（2005）和Xiaobo Zhang（2005）等的研究结论一致。但本文的研究结论还表明，贸易开放对我国农村和城市地区收入差距和贫困的影响具有明显的异质性。农村地区无论关税还是关税有效保护率对收入差距的影响系数明显高于城市地区，主要是由于城市地区的就业流动性、劳动力就业机会、市场化程度等要优于农村地区。根据上文理论模型预测，劳动力要素流动越强的地区越有利于贸易开放缩小收入差距，我国二元经济结构和城乡经济发展水平的差异，是导致贸易开放对农村和城市地区收入差距和贫困的影响存在异质性的重要因素。 与Clen & Ravallion（2004）和Dollar（2004）的研究结论不同（15），本文的研究结论表明，贸易开放对农村和城市贫困的影响也存在差异，关税和关税有效保护率不利于农村贫困的减缓，但回归结果不显著，而贸易开放（关税有效保护率）却有利于减少城市贫困，究其原因，这一方面得益于城市人口流动性高于农村，另一方面也取决于城市和农村居民在贸易开放和经济增长中的受益程度（16），在贸易开放和我国经济高速发展中，城市地区受益程度明显高于农村，这在一定程度上也为政府如何从贸易开放和经济增长获利者中分配一些利益到损失者提出了挑战。 从人均GDP对城市和农村收入差距的影响结果看，人均GDP的增长显著提高了城市收入差距，这与现实相符，即我国收入差距是伴随经济快速增长而逐步扩大的，而人均GDP的增长却能缩小农村地区的收入差距，但结果不显著，人均GDP在城市和农村对收入差距影响的这种异质性可能是导致当前我国收入差距与经济增长之间是否存在Kuznetz的“倒U型”关系争论的原因（17）。人均GDP有利于城市和农村贫困的减缓，这种减贫作用在农村明显高于城市。这表明经济增长的确是战胜贫困的重要力量来源，随着整体经济的增长，贫困人口的收入也逐步增长，从而有利于减少贫困，但由于城乡经济发展水平差异和二元经济结构的存在，这种影响在农村就显得尤为明显。 城市化水平的提高有利缩小收入差距和消除贫困，这与曹裕等（2010）和陆铭等（2004）的研究结论一致，但是本文的研究结论进一步表明，这种影响在农村明显高于城市。这进一步说明城市化是缩小城市和农村内部收入差距、城乡收入差距和消除贫困的重要手段，这主要是由于城市化能够促进要素流动，发挥人力资本的外部效应，从而缩小收入差距（Lucas & Robert,1988；李实，1999；陆铭等，2004）。此外，本文回归结果还表明，市场化对城市收入差距和贫困没有明显影响，但却是缩小农村收入差距和消除农村贫困的重要手段，这是由于市场化有利于农村人口参与市场经济，有利于打破城乡二元结构和城乡户籍限制，克服制度性扭曲，促进要素流动，提高农村人口收入水平，消除贫困。 大专以上人口比例增加有利于缩小城市收入差距，但对城市贫困没有显著影响，而令人惊讶的是，大专以上人口比例的增加却显著提高了农村收入差距，且与农村贫困率正相关但不显著。导致这种结果的原因与教育不公平密切相关，教育不公平是我国城乡收入差距扩大的重要因素（Secular et al.，2007；薛进军等，2008；陈斌开等，2008），收入、教育程度以及教育回报率之间呈现出一种“贫者愈贫、富者愈富”的“马太效应”（张车伟，2006）。农村教育不公平和教育水平不高，而农村受过高等教育的居民的就业机会更多，导致其收入水平明显高于其他居民。因此，推进教育公平、促进农村教育水平的提高是缩小农村收入差距的重要手段。 4.劳动力流动障碍、贸易开放与地区收入差距及贫困 HO和SS定理认为一国将出口密集使用生产要素相对丰富的产品，进口使用相对稀缺要素的货物，因此，贸易开放将引发相对丰富要素（比如我国非熟练劳动力）的回报率上升，从而减少不平等或者贫困。显然，本文的研究结果与传统贸易理论违相悖，本文认为我国劳动力流动障碍是导致这种结果的重要因素。 本文采用DID分析方法对劳动力要素非流动性模型（6）进行验证。表5的回归结果表明，在城市地区，关税水平和关税有效保护率均与地区基尼系数显著反相关，即贸易开放扩大了城市收入差距，这与前文的结论一致，交互项系数为负且在10%的水平上显著，表明相对劳动力要素流动较低的地区，贸易开放在劳动力要素流动较高的地区有利于缩小收入差距，即劳动力要素非流动性是造成我国贸易开放拉大城市地区差距的重要因素。此外，关税和关税有效保护率与城市贫困系数不显著，但是交互项为负且显著，表明贸易开放对劳动力要素流动较高的地区相对于流动较低的地区有利于降低贫困，这与模型推论一致。
在农村地区，DID的回归结果表明，关税水平和关税有效保护率与农村地区的基尼系数显著反相关，即贸易开放扩大了农村地区收入差距，交互项系数为负且在10%的水平上显著，表明相对劳动力要素流动较低的地区，贸易开放在劳动力要素流动较高的地区有利于缩小农村地区收入差距，即劳动力流动障碍是造成我国贸易开放拉大农村地区收入差距的重要因素。从关税对农村贫困的影响看，二者相关性并不显著，但交互项显著为负，即贸易开放在要素流动性高的地区相对于流动性低的地区更利于降低农村贫困，符合上文理论模型推论。 可见，无论是在农村地区还是城市地区，要素流动性高低是影响贸易开放对收入差距和贫困的重要因素，也是造成我国在贸易开放过程中与传统贸易理论相悖的原因之一，这与本文理论模型预测一致，即在短期内劳动力要素在部门之间的流动是不充分的，因此，对贸易保护程度的降低使得发展中国家劳动密集部门要素的报酬下降，恶化该部门工人的贫困和扩大收入差距，事实上，这与HO研究结论相反。这一方面是由于在劳动力要素流动约束条件下，贸易开放对收入差距的影响不再与传统贸易理论一致，而贸易对贫困的影响主要取决于经济增长的利益分配，我国扭曲的劳动力市场如户籍制度在一定程度上导致贸易带来的经济增长利益分配不平等，阻碍了农村人口从贸易改革中获利，因此，在放松劳动力市场约束的条件下，贸易开放有利于减轻贫困和缩小收入差距。该结论与Goldberg & Pavcnik（2005）对哥伦比亚、Topalova（2004）对印度的研究结论一致，Topalova认为这主要是由于对农村劳动力流动的政策限制阻碍了经济的自我调整过程，使得穷人受惠于贸易自由化的可能性非常低，降低了对外开放的减贫效应，扩大了收入差距。因此，在贸易体制改革的同时必须辅之以相关政策的改革以保证穷人的利益不会受到进一步的戕害。比如适当放宽对劳动力在国内流动的限制，加强对失业工人的再就业培训等等。 5.稳健性分析 在面板数据回归中，本文采用了多种方法对模型进行回归，地区贸易指标的系数和方向均没有明显的改变，且本文在对地区贸易开放度度量时，同时度量了地区关税水平和地区关税保护率，无论是关税还是关税保护率在面板数据以及工具变量的回归中，二者的系数以及相关宏观变量系数的显著性和方向均无明显改变，因此，本文利用面板数据的回归模型是稳健的。 而本文的DID分析方法主要依赖于两个设定：外生冲击前后时段的设定、控制组和实验组的划分。本文通过改变外生冲击的时间选择来进行验证，将分段时间选择为加入WTO的2001年，分组原则不变，生成交叉项，再次进行DID分析，回归结果（18）显示交叉项对收入差距和贫困的影响不再显著。为了检验控制组和实验组的设定，将控制组变为实验组，实验组变为控制组，再次利用DID模型进行回归分析，所得估计结果与本文主要结论大体一致。因此，本文利用DID模型所得到的分析结果基本上通过了稳健性检验。 六、结论与政策含义 本文利用CHNS数据库对我国居民城市和农村地区的收入差距和贫困进行了测度，通过建立贸易开放衡量指标，在此基础上构建面板回归模型，检验了贸易开放对我国城市和农村地区收入差距和贫困的影响，并进一步通过建立模型和应用DID分析方法对结论进行了分析。研究结果表明：贸易开放拉大了城市和农村地区的收入差距，减少了城市贫困，但对农村贫困没有显著影响；相对劳动力要素流动较低的地区，贸易开放在劳动力要素流动较高的地区有利于缩小收入差距和降低贫困，即劳动力流动障碍是造成我国贸易开放对收入和贫困影响与传统贸易理论相悖的重要原因。这是因为传统的贸易理论是建立在劳动力要素完全流动的基础上的，但贸易开放进程会在一定程度上导致要素特别是劳动力要素重新分配。我国内陆地区的户籍制度和劳动力市场相对僵化以及市场化程度不完善在一定程度上阻碍了这些地区劳动力跨部门的重新分配，这正是贸易开放带来的不利影响最明显的地方。而劳动力市场灵活的地区，劳动力再分配相对容易，可能享有较高的增长，从而总体表现相对更好。 本文研究结果表明，贸易开放有较强的异质作用，在贸易开放作用下，不同地区、不同阶层的人有明显不同的利得（或损失），这取决于各地区劳动力再分配的能力。从政策角度来看，越来越多的发展中国家推行贸易开放，以实现更快的经济增长，提高人民生活水平和减少贫困。然而，本文证明在我国某些地区的某些阶层的人们并没有得到贸易开放的好处。而阻碍跨部门的经济要素流动的一些因素如户籍制度、劳动力市场以及市场化程度似乎加剧了贸易改革的调整成本。因此，在贸易体制改革的同时必须辅之以相关政策的改革以保证穷人的利益不会受到进一步的戕害。比如可以适当放宽对劳动力在国内流动的限制，加强对失业工人的再就业培训等等。实施相关政策从自由化获利者中分配一些收益到损失者，可以缩小收入差距以及减轻贫困。 感谢西南财经大学刘书祥副教授的建设性意见。 ①Kanbur and Zhang（2004）发现，新中国历史上有三个地区差距高峰时期，分别为20世纪50年代末“大跃进”之后、“文化大革命”期间和20世纪90年代后期的对外开放扩大期间。 ②Dolla and Kraay（2002）认为减贫在很大程度上取决于经济增长。Ali & Thorbecke（2000）和Fosu（2010）却认为收入分配对减轻贫困同样重要。 ③在选择贫困线标准时，主要以官方公布的贫困线为标准，并结合OECD的相关研究，使用相对贫困线作为依据，即以当期可比收入的中位数的50%作为相对贫困线。 ④Goldberg,P.& N.Pavcnik（2004）、Mishra & Kumrdr（2005）等均利用关税水平来衡量贸易开放度。 ⑤各年协调制度（HS）下商品关税率来源于WTO官网。 ⑥关税有效保护率的测算过程请参考金祥荣（1999）的研究论文。 ⑦在选定初始年份时，主要考虑邓小平同志南巡和我国加入WTO两个时间点，本文最终将初始年份定为1991年，这是由于在1992年邓小平同志南巡以后，我国的关税水平开始大幅下降，即1992年是我国贸易开放进程中的重要开端，而我国加入WTO前后，关税水平下降幅度并不大。 ⑧Pavcnik（2007、2010）认为，由于测算地区关税的主要目的是比较各地区改革前后关税的变化，因此，非贸易部门关税是否都为0或无限并不主要，只要这些部门关税不随时间而改变。 ⑨城市化率指非农业人口占总人口的比例，数据主要来自《新中国55年统计资料汇编》。 ⑩市场化率指非国有及国有控股企业占全部规模以上企业总产值的比例（1997年前为独立核算企业）。 （11）孙文凯、白重恩（2011）对我国各省户籍制度改革力度进行了划分；钟笑寒（2006）对1985年来我国各省劳动力人口净流动进行了统计；陈怡等（2013）参照Topalova（2010）的方法使用各行业的就业份额与各行业的关税水平进行回归来判定一个地区内部行业间劳动力流动性的高低。无论哪种方法均表明，本文样本中的辽宁省、江苏省、山东省劳动力流动性均显著高于其他样本省份，因此本文将这些省份划分为实验组。 （12）1992年我国关税总水平为41%，1995年下降到22.4%，到2011年我国关税总水平已降至9.8%。 （13）根据Hausman检验判断随机效应与固定效应回归，下同。 （14）Hausman和弱工具变量检验的统计量显示，本文选取的工具变量能够较为有效，使得结论具有更强的解释力。Hausman检验结果表明，在5%显著水平上拒绝“解释变量均为外生的假定”，即认为贸易开放为内生变量。使用工具变量后，过度识别检验表明，所有变量均为外生。 （15）Chen & Ravallion（2004）认为贸易于我国总体贫困影响甚微，Dollar（2004）认为贸易改革缩小了我国的贫困。 （16）李实（2002）认为，长期以来，我国城镇内部收入分配的平均主义倾向更甚于农村。 （17）余玲铮和魏下海（2012）的研究证实了我国收入不平等与经济增长之间存在Kuznetz效应；但陆铭等（2005）的研究则表明，在控制了收入不平等与经济增长的交互影响后，我国并不存在Kuznets的“倒U型”关系，经济发展有利于降低收入差距。 （18）限于篇幅，此处没有列出回归结果。
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贸易开放、区域收入差距与贫困：基于CHNS数据的实证研究_收入差距论文
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