贸易自由化、劳动要素流动与贫困，本文主要内容关键词为：要素论文,贫困论文,贸易论文，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、文献综述
早期研究大多集中于贸易通过经济增长影响贫困这一角度，对该问题的经验研究从上个世纪70年代开始（Bhagwati，1978；Krueger，1978），此后，各种跨国的、宏观的以及使用不同对外开放度量指标的研究显示贸易对经济增长的影响是积极的。然而，Rodriguez and Rodrik（2001）却认为由于开放衡量指标的选择以及计量方法问题，建立起贸易和经济增长因果关系的方向是困难的，但大多数经济学家认为贸易有利于经济增长（至少贸易不会损害经济增长）。至于经济增长是否会缩减贫困，经济学家长期以来支持该观点，Dollar and Kraay（2004）基于全球发展中经济体20世纪80年代以后数据的经验研究表明，这些国家过去20年来人均收入的增长源于贸易的扩张，而这种收入的增长已经导致绝对贫困人口的急剧下降。
除了从经济增长的角度探讨贸易与贫困的关系，另有广泛的文献集中于贸易对收入分配的影响。传统的H-O模型及SS定理预言贸易会提高劳动丰裕的发展中国家非熟练劳动力的报酬，缩小不平等和贫困，然而该预言并未得到大多数经验研究的支持。还有一些文献则强调了确保穷人从贸易改革中获益的国内政策的制定，Rodrik、Subramanian and Trebbi（2002）发现国内制度和国际贸易相互作用，他们使用工具变量的方法来控制贸易和制度的内生性，发现良好的制度对经济增长具有重要作用；Harrison（2006）则强调人力资本投资、提供信贷和全球化的基础设施对减贫的作用。
在对我国的研究中，Dollar（2004）认为我国的贸易改革缩小了贫困；张茵、万广华（2006）对我国的研究表明贸易开放提高了贫困人口收入占总收入的份额，并且自1992年以来该效果减弱了。另一些研究者认为贸易自由化对贫困影响不大。如Chen and Ravallion（2004）研究了我国加入WTO所需的关税变化对家户层面的影响，发现加入WTO对家户平均收入具有积极影响，但是对于总体不平等几乎没有影响，仅仅在短期使总体贫困有微弱下降。与Chen and Ravallion（2004）不同，Shang-Jin Wei（2003）的研究却发现贸易是和不平等的下降相联系的。上述不同结论是和使用的数据以及研究方法的不同有关。
综上所述，关于贸易对贫困经验研究的角度各不相同，得出的结论也并不一致。本文的不同之处在于：首先，在对我国的贸易开放影响贫困的经验研究中引入劳动要素流动的因素。并比较在劳动要素流动性相对高的省市区和相对低的省市区，贸易开放对贫困人口收入的影响方向和强度；其次，从多角度对贫困进行度量，使用了占人口10%和20%的贫困人口的绝对平均收入和相对平均收入，不但考察了贫困人口的绝对福利状况的变动，还考察了其相对于整个社会平均水平的福利状况变动；最后，还考察了我国在入世后贸易开放对贫困人口收入影响的变动态势。
二、贸易影响贫困的理论框架
贸易对一国内部贫困和不平等的影响会因为劳动要素是否可以自由流动而产生不同的结果。根据H-O理论模型，一国应该出口使用其相对丰裕要素生产的产品，进口使用其相对稀缺要素生产的产品。就我国这样的发展中国家而言，贸易自由化会使得非熟练劳动密集型产品的相对价格上升，提高其相对丰裕要素非熟练劳动的真实回报，这样就会缩小不平等和贫困。在H-O模型中假设生产要素完全流动，同时要素的回报是跨部门均等的，因此，要素价格的变化会影响整个经济，而不仅仅是某个具体部门。在古典贸易模型中，劳动力和资本跨部门的流动使得贸易开放国获得了贸易自由化的好处。
然而，这种古典贸易模型下的预言很容易被推翻。如果特定部门雇佣的劳动力虽然在长期是可以自由流动的，在短期不可以自由流动，那么由于产品外生价格变动所引起的要素报酬变动的短期反应将不同于其长期反应（长期来说变动的则是就业和产出）。这种要素的不可流动性可能是来自资本市场的不完善（Banerjee and Newman，2004），或者是来自劳动力市场的摩擦（Davidson et al.，1999）。比如，在中国存在的户籍制度以及进入高收入行业要拥有丰富的社会关系网络等（陆铭等，2009）。
在长期，要素市场出清，同时要素的回报在不同部门间是相等的。
然而，在短期内，在一个地区，仅仅资本在不同部门间是完全流动的，方程将变为如下形式：
是长期分配到生产产品X和Y的劳动数量，注意这里劳动力的报酬在部门间是不相等的，因此就存在特定部门的租金（或部门工资溢价）。在此框架下，贸易自由化会导致资本密集型产品相对价格P的下降。这种短期均衡反映了产品价格对劳动报酬的影响关键在于劳动力被雇佣于哪个部门。P的下降会导致部门X工人的实际收入小幅上升以及福利的提高，然而流动要素k的报酬将要经历小幅下降，Y部门的特定要素劳动力的报酬将要经历一个更大比例的下降。不同于标准的H-O模型，在该短期模型下，关税下降的部门都经历了要素报酬的下降。在部门Y的工人的境况变得更差，因为他的名义收入无论是相对于产品X还是相对于产品Y（即部门Y工人的实际收入）都下降了，如果这些工人接近贫困或在贫困线下，将会看到贫困率和贫困深度①的增加。
以上两个基本模型表明贸易自由化对贫困和不平等的影响很大程度上依赖于劳动要素在多大程度上能够根据产品相对价格的变化得到再分配。如果劳动是充分流动的，所有劳动要素所有者的境况将会变得更好（虽然资本所有者的境况会变得更差），贸易具有明确的减贫作用；如果劳动不是充分流动的，贸易对劳动要素所有者的减贫作用将会受到影响甚至会增加贫困。
三、模型和数据
1.模型
本文借鉴Dollar and Kraay（2002）使用的计量模型，并经过适当变换，表达如下：
为了考察贸易对贫困的影响是否如上述理论分析所言很大程度上依赖于劳动要素的流动性，本文引入了一个与劳动要素流动性有关的虚拟变量D，当省市区i的劳动要素流动性较高时取值为1，当省市区i的劳动要素流动性较低时取值为0（如模型2）。此外，本文为了考察我国入世后贸易自由化对贫困的影响是否有所变化，还引入时间虚拟变量T，2001年（不包括2001）以后的年份取值为1，2001年（包括2001）之前的年份取值为0（如模型3）
2.数据
因农村地区数据缺失，本文的贫困人口收入水平实际上是城镇贫困人口可支配收入水平。本文能获得的是城镇可支配收入分组数据，该数据来自各省市区的统计年鉴，选取了1998～2009年24个省市区的城镇可支配收入分组数据②。本文将贫困人口界定为总人口中收入最低10%或20%的人口。
本文主要考察的是贸易自由化对贫困的影响，关于贫困指标的衡量现有文献大多采用FGT指数作为衡量指标，该指标虽然计算方法较为成熟，但存在一定的局限性。因此本文对于贫困的度量采用两个指标：一是收入最低10%（或20%）贫困人口的平均绝对可支配收入（apov），并将其用各地区的居民消费价格指数（CPI）进行消胀折算成以1998年为基期的真实收入；二是收入最低10%或20%贫困人口的平均相对可支配收入（rpov），该指标等于收入最低10%（或20%）贫困人口的平均绝对可支配收入与城镇人均可支配收入之比。这两个对贫困人口贫困状况进行度量的指标能对贫困人口在收入分配中的状态做一个更全面的刻画。以上两个指标根据各省市区城镇可支配收入分组数据计算得出。数据来源于各省市区统计年鉴。
贸易开放程度（trade）：本文采用进出口总额占GDP的百分比，即对外贸易依存度来衡量贸易开放度。进出口额为按照经营单位所在地统计的各地区进出口商品总值，采用各年度人民币对美元年平均汇价（中间价）进行折算。数据来自《中国统计年鉴》。
人均可支配收入（inc）：各省市区人均可支配收入数据来源于《中国统计年鉴》。
要素流动虚拟变量（D）：在判定一个地区内部行业间劳动力流动性的高低上，本文参照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，如果具有显著性，说明该地区的各行业劳动力份额的变动相对各行业关税水平的变动是灵敏的，即该地区劳动力具有较高的流动性，否则，劳动力流动性较低。本文分别回归了24个省市区，如该省市区各行业就业份额变动受各行业关税水平变动的影响具有显著性，那么该省市区取值为1，否则取值为0。之所以选择制造业细分行业是因为制造业行业是我国对外开放中最活跃的领域，制造业进出口的快速增长也是我国贸易开放的结果，因此制造业行业就业份额的变动可能会更直接、更显著地受贸易开放的影响③。本文实证分析的时间区间介于2002～2005年，共4年，考虑到关税对行业就业影响的滞后性，选择了滞后一期的制造业细分行业的关税水平作为解释变量。被解释变量为制造业各细分行业的就业份额。制造业各细分行业的关税率来自黄建忠和王俊霖（2007）的计算，制造业各细分行业就业人数来自各年《中国劳动统计年鉴》④。
本文还加入了一些其他控制变量：（1）基尼系数（gini）：根据各省市区的城镇可支配收入分组数据计算得出。数据来源于各省市区统计年鉴；（2）教育水平（edu）：Harrsion（2006）认为人力资本投资在减贫中具有重要作用。该指标用人均受教育年限来衡量。计算公式是（小学文化程度人口×6+初中文化程度人口×9+高中文化程度人口×9+大专以上文化程度人口×16）/6岁以上人口；（3）政府财政支出（gov）：用于考察政府支出在减少贫困过程中所起的作用。该指标用地方政府财政支出占地区GDP的比重来衡量；（4）基础设施（infra）：用地区每平方公里上的运输线路长度衡量；（5）产业结构（ind）：Ra vallion and Chen（2004）发现农业的增长对贫困减少的影响比工业或服务业增长的影响更大，本文采用各省市区工业占GDP的份额来度量产业结构；（6）通货膨胀（inf）:用来控制各省市区的物价水平对贫困的影响。该指标是按CPI计算的年度通货膨胀率。以上数据均来源于《中国统计年鉴》。
上述各变量基本统计信息见表1。
3.内生性及稳健性
在面板数据的回归模型中，被解释变量穷人的平均可支配收入和解释变量贸易依存度可能会存在双向因果关系，因为一方面，贸易会影响穷人的平均可支配收入，另一方面穷人平均可支配收入较高的省市区，对外贸易可能更加活跃。处理这种内生性问题的通常做法就是寻找与贸易变量相关，但不受当期穷人可支配收入水平影响的工具变量。大多数学者的通常做法是选择贸易变量的滞后一期变量作为工具变量，如Krishna、Mitra and Sundaram（2010）。本文也考虑将贸易变量的滞后一期项
作为贸易自由化变量的工具变量。此外，对于人均可支配收入
，借鉴Ravallion（2001）的做法，采用人均GDP作为Y的工具变量。为了检验估计结果的稳健性，还采用了各省市区人均贸易额的滞后一期项代替各省市区的贸易依存度的滞后一期项，以及改变样本的横截面数量和改变样本的时间序列长度进行估计，以检验模型的稳健性。
四、计量检验与实证分析
本文的样本是1998～2009年我国24个省市区的面板数据，根据对截面特定效应的不同假设，面板数据模型划分为随机效应模型与固定效应模型，本文根据Hausman检验结果来判定选择哪种估计模型。表2（见下页）和表3（见第9页）的所有回归模型的检验都是采用固定效应估计。
1.贸易自由化与贫困人口平均可支配收入的回归结果
这里的贫困人口平均可支配收入包括贫困人口绝对可支配收入和相对可支配收入，分别对其进行回归分析，表2是以贫困人口平均绝对可支配收入作为被解释变量的情形，表3是以贫困人口平均相对可支配收入作为被解释变量的情形。本文比较了把贸易依存度作为外生变量和内生变量的结果，发现采用后者的贸易依存度的系数比采用前者的估计系数要稍小，该结果说明贸易自由化指标存在一定的内生性。因此，在表2和表3中都给出了贸易依存度滞后一期的IV估计结果。
从表2列（1）和列（4）可以看出，贸易自由化对贫困人口绝对收入水平的影响无论是在收入最低10%还是20%的贫困人口的平均绝对可支配收入作为被解释变量的情况下都显著为正。具体来说，对于收入最低10%的贫困人口来说，贸易每上升1个百分点能拉动贫困人口的平均绝对可支配收入上升0.036个百分点，略低于对收入最低20%的贫困人口0.0426个百分点的拉动。可见贸易的确可以减轻贫困。此外，表2中所有的回归结果都表明，人均可支配收入能够在1%的显著性水平上拉动收入最低10%和20%的贫困人口的平均绝对可支配收入，从表2的列（1）和列（4）可见贸易对贫困人口收入的增长效应只及平均可支配收入增长效应的1/10左右。收入不平等对穷人平均绝对可支配收入的影响与平均可支配收入的作用相反。表2的回归结果表明，基尼系数的增加会导致穷人平均绝对可支配收入的显著下降，可以看出该作用对收入最低10%的贫困人口的作用更大，大约相当于基尼系数每增加一个百分点就会导致收入最低10%的贫困人口平均绝对可支配收入下降0.8286个百分点，可见控制收入差距的扩大在减贫过程中的重要性。Datt andRavallion（1992）发现在缓解贫困的斗争中，改善收入分配的手段和促进经济增长同样重要。令人吃惊的是平均受教育年限显著降低了贫困人口的平均绝对可支配收入，可能的解释是这种平均受教育年限提高带来的好处并没有惠及穷人。通货膨胀的系数都为负，但只有在收入最低20%的贫困人口平均绝对可支配收入为因变量的情况下具有显著性，说明通货膨胀会降低这部分贫困人口的绝对收入水平，从而恶化贫困，这与Easterly and Fischer（2001）和Dollar and Kraay（2002）使用跨国数据，Datt and Ravallion（1998）使用印度数据的发现一致。政府财政支出、产业结构以及基础设施的影响并不显著。
再来考察贸易对贫困人口平均相对可支配收入的影响，见表3列（1）和列（4），在所有回归结果中贸易对两种度量方法下的贫困人口平均相对可支配收入的影响都显著为负。具体来说，贸易每上升一个百分点，收入最低10%的贫困人口的平均相对可支配收入下降0.0234个百分点，也就是说贸易使最低10%的穷人的平均绝对可支配收入与所有人群的平均绝对可支配收入之间的差距拉大了。该作用略大于收入最低20%的贫困人口0.0169个百分点的下拉作用。平均可支配收入的系数都显著为正，说明收入增长能够带动贫困人口相对可支配收入的提高。教育水平与表2的系数一样都显著为负，说明教育资源在不同人群中的分配存在不均，平均受教育年限上升的好处更多被非穷人所享有。政府投入虽然在表2中不具显著性，但是在表3中的多数情况下都显著为正，说明政府的财政支出在一定程度上能缓解收入差距的扩大，提高穷人的相对可支配收入。基础设施的影响和政府投入相似，但只对收入最低20%的穷人的相对可支配收入的提高有显著正向影响。通胀和产业结构与表2的回归结果基本相似。
通过上述分析，可以看出贸易开放能够提高穷人的平均绝对可支配收入（虽然这种提高幅度只占平均收入增长效果的1/10左右），贸易确实具有显著的减贫作用，但是来自贸易的获益对不同的人群高度不均等，穷人在贸易中的获益不能达到平均水平，也就是说处于收入分配底层的穷人相对于所有人群的平均收入水平变得更穷了。这就表现为统计上贸易对穷人的平均绝对可支配收入的上拉作用和对穷人平均相对可支配收入的下拉作用。
2.考虑要素流动性的贸易自由化与贫困人口平均可支配收入的回归结果
贸易降低了穷人的相对收入水平，这与传统的SS定理相悖，同时，按照前文的理论分析，由于劳动要素缺乏流动性可能会影响贸易的减贫效果，所以须考虑要素流动性这一因素。在H-O模型中，假设要素在产业间是完全流动的，劳动力丰裕国家的贸易会导致劳动密集型产业的扩张，将会使劳动要素所有者得益，并且缩小不平等和可能的贫困。但是和H-O模型的预言对比，作为贸易的结果，许多发展中国家经历了技能溢价和整体工资不平等的上升。而且，部门间的要素再分配非常有限。
本文按照前文第三部分的方法对我国不同省市区的要素流动性做一个判断。表4回归结果（均为固定效应估计）表明，就业份额对关税水平变动在统计上显著的有辽宁、江苏、浙江、安徽、福建、江西和海南，表4中列出的东部8个省市区（天津、辽宁、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南）中有5个具有显著性，说明大部分东部省市区的制造业细分行业就业份额对关税水平的变动是敏感的，劳动力在这些省市区的制造业细分行业间的流动性较好。只有江西和安徽属于中部地区，本文考察了江西和安徽的收入不平等情况，在1998～2009年间安徽和江西的最低10%以及20%的贫困人口的平均相对可支配收入分别为41.91%、41.14%和49.93%、49.43%，在这两种情况下，安徽和江西的贫困人口的平均相对可支配收入在24个省市区中都分别排在第2位和第3位，也就是说，安徽和江西两省的贫困人口和所有人群的平均可支配收入的差距相对较小，这可能跟劳动要素在产业间有相对较高的流动性有关。通过观察表4中统计上具有显著性的样本，发现随着某一行业关税水平的下降，这一行业对劳动力吸收的比例是增加的。其中，江苏制造业细分行业劳动力的就业份额对制造业细分行业关税水平变动的系数最大，关税水平每下降1个百分点，制造业细分行业的就业份额增加0.06个百分点。从全国总体看，大部分省市区制造业细分行业的劳动力份额对于关税水平的变动并不敏感，Papageorgiou et al.（1991）研究了欠发达国家贸易自由化的19个时期，发现贸易自由化和就业变化之间的关系非常小。更加微观的研究集中在对某一特定国家，比如Attanasio et al.（2004）对哥伦比亚，Currie and Harrison（1997）对摩洛哥的研究也发现了贸易自由化和部门间的要素再分配关系很小。事实上，这些研究表明发展中国家面对贸易自由化主要是通过相对工资的改变来进行调整的。与此相反，在美国和加拿大，面对贸易的冲击，就业则显示出比工资更大的敏感度。
现在为了考察贸易对行业间劳动力流动性相对高的省份与相对低的省份的穷人收入水平是否存在影响方向和影响程度上的差别，把在表4中回归具有显著性的7个省市区取值为1，否则取值为0，带入模型（2）中进行回归。回归结果见表2和表3，表2的列（2）和列（5）以及表3的列（2）和列（5）加入了贸易开放度与虚拟变量（是否是要素流动性相对高的省市区）的交叉项。从表2的列（2）和列（5）可以看出，以收入最低10%的贫困人口的平均绝对可支配收入为因变量，在要素流动性相对高的地区，贸易对穷人的平均绝对可支配收入的拉动作用为0.0272+0.0406D，在要素流动性相对低的地区该作用为0.0272，贸易依存度每上升一个百分点，要素流动性高的地区贸易对穷人平均绝对可支配收入的正向影响是要素流动性低的地区的2.5倍。当收入最低20%的贫困人口的平均绝对可支配收入为被解释变量时，要素流动性高的地区贸易对穷人平均绝对可支配收入的正向影响是要素流动性低的地区的近3倍。
由于收入最低20%的贫困人口的平均相对可支配收入为被解释变量的情形下系数不显著，因此着重分析收入最低10%的贫困人口为被解释变量的情形，如表3列（5）所示，在要素流动性相对高的地区，贸易对收入最低10%的贫困人口平均相对可支配收入的影响为-0.0299+0.0271D，在要素流动性相对低的地区，这种影响为-0.0299，而在要素流动性相对高的地区为0.0028。也就是说贸易开放度每提高一个百分点，在要素流动性高的地区贸易对贫困人口平均相对可支配收入的负向作用要比要素流动性低的地区小得多，大约只相当于要素流动性较低地区负向作用的不到10%。由此可见，在劳动要素流动性不同的省市区，贫困人口从贸易自由化中的获益存在差别。
这一实证结果表明要素流动性在贸易对贫困影响中的重要性。这是因为，劳动要素流动性越高，贸易的获益越能在产业间再分配，劳动要素流动性越低，受到贸易不利影响产业的劳动力的境况变得更差，从而影响贸易的减贫效果。
本文还考虑了入世前后贸易开放对贫困影响的区别，在表2和表3的列（3）和列（6）中加入了贸易开放与时间虚拟变量（是否加入世贸组织）的交叉项（如模型3），回归结果表明，在以贫困人口的平均绝对可支配收入作为因变量的情况下，入世前后没有显著的变化。但是当以贫困人口的平均相对可支配收入作为因变量时，贸易开放与时间虚拟变量的交叉项都显著为负。这表明虽然贸易对贫困人口平均绝对可支配收入的影响在入世前后没有明显变化，但是贸易对其他人群的平均绝对可支配收入的上拉作用在入世后明显增强，以至于贫困人口与其他人群的收入差距扩大。
3.稳健性检验
为了检验贸易变量对贫困人口可支配收入的影响是否依赖于贸易变量度量指标的选取，本文选择了各省市区人均贸易额作为地区贸易开放程度的另一度量指标（以1998年为基期，剔除人均贸易额中的价格上涨因素），上述检验结果与表2和表3相似，贸易自由化的确提高了贫困人口的平均绝对可支配收入，但同时却扩大了贫困人口与其他人群的收入差距。如果考虑劳动要素流动，就收入最低10%贫困人口的平均绝对可支配收入来说，贸易自由化对要素流动性高的地区贫困人口的平均绝对可支配收入的拉动作用是要素流动性低的地区的2.6倍。这种作用在以收入最低20%的贫困人口的平均绝对可支配收入为被解释变量时则为2.8倍。同时，贸易自由化对贫困人口平均相对可支配收入的负向作用在劳动要素流动性高的地区也比劳动要素流动性低的地区小得多，这种作用在以收入最低10%穷人的平均相对可支配收入为被解释变量时，要素流动性高的地区仅相当于要素流动性低的地区负向作用的8.64%。因此，采用不同的贸易自由化的衡量指标得出了基本相似的回归结果，说明估计结果比较稳健。
此外，本文还进行了一系列稳健性检验，包括改变样本的横截面数量和样本的时间序列长度，结果均得出相近的结论。比如各省市区贸易开放程度差别较大，如广东省在1998～2009年的平均贸易依存度为1.40，而与此相对应，河南省的贸易依存度只有0.05，剔除了24个省市区中贸易依存度最高的两个：广东省（1.40）和天津市（0.90），以及贸易依存度最低的两个：河南省（0.05）和贵州省（0.06）。这样，得到了20个省市区的样本，从而改变了样本的横截面数量，贸易自由化的度量指标仍然采用贸易依存度，结果表明贸易开放促进了贫困人口平均绝对可支配收入的提高以及贸易开放扩大了贫困人口与其他人群的收入差距，考虑了劳动要素流动性后的结果与前述回归结果基本相近。
五、结论
本文利用我国24个省市区1998～2009年的省际面板数据，实证检验了我国贸易自由化对贫困的影响，得出以下结论：首先，贸易自由化能够提高贫困人口的绝对可支配收入，贸易具有一定的减贫作用，但与此同时，贸易却使贫困人口与其他人群的收入差距拉大，并且随着我国的入世，这种收入差距有扩大趋势；其次，为了判断各省市区劳动要素流动性的高低，本文分省市区对制造业各细分行业的就业份额与关税水平进行回归，结果发现大部分东部省市区产业间的劳动力流动性较高，而大部分中西部省市区产业间的劳动力流动性较低；最后，在劳动要素流动性较高的省市区，贸易带动贫困人口平均绝对可支配收入上升的作用更大，这种作用大约为要素流动性较低省市区的2倍～3倍。同时，在要素流动性较高的省市区，贸易对贫困人口相对可支配收入的下拉作用只相当于要素流动性较低的省市区的不到10%。
在贸易对贫困的影响中，劳动要素流动性的高低是需要考虑的重要因素。在我国大部分省市区，产业间缺乏良好的劳动要素流动性，这说明行业劳动力资源的市场配置中可能受到行政垄断等因素的干扰，劳动力市场存在行业分割，而这种分割阻碍着劳动力市场的一体化，限制了劳动力这一生产要素的优化配置，使得贸易的减贫作用受限并且扩大了贫困人口与其他人群的收入差距，造成了效率损失。因此，要发挥贸易的减贫作用，缩小收入差距，打破产业间劳动力的进入障碍，促进公平竞争将是重要的政策选择。
伦敦政治经济学院Frank Cowell教授、北京大学杨文博士先后给予了帮助。
注释：
①贫困率指可支配收入（或消费支出）低于贫困线的人口在总人口中所占比重，是测度贫困的广度指标。贫困深度是基于贫困人口可支配收入水平（或消费水平）相对于贫困线的累加贫困差距。
②各省市区城镇可支配收入分组数据有7分组和5分组。31个省市区中，河北、湖南、甘肃3省的城镇收入分组数据缺失，北京、上海、四川、陕西的城镇收入分组数据在本文考察期间没有连续的7分组数据，所以舍去以上7个省市区的样本，这样总的考察对象有24个省市区。
③笔者基于联合国UNCOMTRADE统计数据库，根据盛斌（2002）所整理的“国际贸易商品标准分类”（SITC）与国际工业分类标准（ISIC）对应关系重新整理计算得出：1996～2006年间，制造业的进口和出口的年均增长率分别为17.40%和19.99%。从贸易比重来看，2006年制造业出口比重占总出口额的比重为96.09%；制造业的进口比重为总进口额的81.11%。
④制造业包括30个细分行业，其中将农副食品加工业和食品制造业合并为食品加工制造业。此外，由于工艺品及其他制造业、废弃资源和废旧材料回收加工业的就业人数及关税的数据统计不全，故将两部门剔除。这样确定制造业细分行业为27个。