〔摘要〕 我國地區(qū)收入差距無論從絕對差距還是從相對差距來看都呈現(xiàn)擴大的趨勢，成為我國收入不平等的重要表現(xiàn)形式。導致我國地區(qū)收入差距拉大的一個重要原因就是地區(qū)對外貿(mào)易發(fā)展的不平衡，對外貿(mào)易不僅直接擴大了地區(qū)收入差距，而且通過影響全要素生產(chǎn)率間接擴大了地區(qū)收入差距。因此，采取適當措施進一步促進中西部地區(qū)對外貿(mào)易的發(fā)展對縮小我國地區(qū)收入差距具有重要意義，根據(jù)目前的實際情況，要大力推進加工貿(mào)易向中西部的梯度轉(zhuǎn)移；加大對中西部地區(qū)對外貿(mào)易的政策扶植力度；優(yōu)化中西部地區(qū)出口商品結(jié)構(gòu)。
　　〔關(guān)鍵詞〕 對外貿(mào)易，全要素生產(chǎn)率，地區(qū)收入差距
　　〔中圖分類號〕F752 〔文獻標識碼〕A 〔文章編號〕1004-4175（2011）06-0070-04
　　一、引言
　　改革開放以來，經(jīng)濟體制的轉(zhuǎn)變和對外開放的推進在促使我國經(jīng)濟迅速增長的同時，地區(qū)、城鄉(xiāng)、行業(yè)、個人之間的收入差距也在不斷拉大。就地區(qū)收入不平等而言，根據(jù)李曉西等人〔1 〕 （P9-16 ）的測算，各省區(qū)市城鎮(zhèn)人均收入最高和最低的絕對差距由1988年的825元擴大到2008年的15705元，相對差距由1988年的1.91倍擴大到2008年的2.43倍；各省區(qū)市農(nóng)村人均收入最高和最低的絕對差距由1988年的961元擴大到2008年的8716元，相對差距由3.83倍擴大到4.2倍。由此可以看出，我國地區(qū)間收入差距無論從絕對差距還是從相對差距來看，都呈現(xiàn)擴大的趨勢。與經(jīng)濟總量迅速增長、地區(qū)收入差距擴大相對應(yīng)，我國對外貿(mào)易也呈現(xiàn)出總規(guī)模膨脹、地區(qū)發(fā)展不平衡拉大的狀況。2008年我國對外貿(mào)易進出口總額為179921.5億元，為1988年的47.08倍，而從地區(qū)分布上看，東部在對外貿(mào)易總額中的比重則從1988年的82.6%提高到2008年的91.07%。
　　眾所周知，對外貿(mào)易除了作為“經(jīng)濟增長的發(fā)動機”、推動經(jīng)濟增長的功能之外，還會在一國內(nèi)部產(chǎn)生收入分配效應(yīng)。對此，S-S定理已向我們表明對外貿(mào)易會引起不同要素所有者收入的改變，這種對外貿(mào)易在不同要素所有者之間所產(chǎn)生的收入分配效應(yīng)，最終會體現(xiàn)在城鄉(xiāng)、地區(qū)、行業(yè)之間收入差距的變動上。當今，國際分工格局和方式的變化使得全球貿(mào)易規(guī)模不斷膨脹，新的貿(mào)易方式不斷出現(xiàn)，對外貿(mào)易對一國國內(nèi)收入分配的影響程度也會隨之不斷加深，對外貿(mào)易對收入分配的影響機制也不會僅僅局限于S-S定理所闡述的商品價格的變動，因為作為影響一國經(jīng)濟運行的重要因素，對外貿(mào)易會引起宏觀經(jīng)濟內(nèi)部一系列因素的變動，產(chǎn)生收入分配效應(yīng)。那么，我國蓬勃發(fā)展的對外貿(mào)易及其在各地區(qū)間發(fā)展的嚴重不平衡性對我國地區(qū)收入差距是否存在影響？如果存在影響的話，對外貿(mào)易是如何影響我國地區(qū)收入差距的？應(yīng)當采取哪些政策措施扭轉(zhuǎn)我國地區(qū)收入差距擴大的趨勢，實現(xiàn)地區(qū)收入差距的合理化？這成為我們需要探討和解決的問題。
　　關(guān)于對外貿(mào)易導致地區(qū)收入差距的原因，席爾瓦（Silva）和雷琴科（Leichenko）〔2 〕 認為，貿(mào)易主要通過進出口價格（州進口匯率、州出口匯率）影響美國各州之間的收入不平等，美元貶值所帶來的進口價格的提高和出口價格的降低導致各州之間和州內(nèi)收入差距的擴大，同時各州產(chǎn)業(yè)不同的貿(mào)易方向定位也會對各州之間的收入不平等產(chǎn)生影響。羅德里格斯（Rodrguez-Pose）和吉爾（Gill）〔3 〕 對世界八個主要經(jīng)濟體（美國、巴西、中國、德國、印度、意大利、墨西哥、西班牙）的貿(mào)易和國內(nèi)地區(qū)收入差距的研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化會導致地區(qū)收入差距的變化，即當農(nóng)業(yè)相對于制造業(yè)的出口重要性下降時，地區(qū)收入差距擴大；反之，地區(qū)收入差距縮小。原因在于，以犧牲農(nóng)業(yè)和其他第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品貿(mào)易為代價的制造業(yè)貿(mào)易的擴張使制造業(yè)工人和制造業(yè)地區(qū)獲取了利益，而相對更加分散的農(nóng)業(yè)人口則無法獲取這些利益。
　　針對對外貿(mào)易對我國地區(qū)收入差距的影響，袁東梅〔4 〕 （P92-118 ）認為，對外貿(mào)易提高了東部的產(chǎn)業(yè)集聚水平，在產(chǎn)業(yè)集聚基礎(chǔ)上進一步形成的技術(shù)外溢、就業(yè)增加、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)改善等一系列正向關(guān)聯(lián)效應(yīng)，對地區(qū)收入差距的形成產(chǎn)生了更為深刻的影響。王懷民、李凱杰 〔5 〕 認為，加工貿(mào)易活動主要通過增加GDP和就業(yè)影響收入差距，中西部與東部在加工貿(mào)易上的巨大差距是rbCcaSOEyInG12/WbGx1HQ==導致地區(qū)收入差距擴大的主要原因。劉力 〔6 〕 認為，由區(qū)域要素稟賦的差異導致的區(qū)域貿(mào)易規(guī)模和貿(mào)易結(jié)構(gòu)的不同決定了區(qū)域要素收益的相對變化，東部的貿(mào)易擴展增加了東部的勞動力與人力資本的要素回報，而中西部較低的貿(mào)易依存度與出口初級產(chǎn)品比重偏高的貿(mào)易結(jié)構(gòu)對中西部區(qū)域收入提高的作用微弱。
　　上述各位學者的研究為我們研究對外貿(mào)易對地區(qū)收入差距的影響提供了很好的借鑒，但上述研究主要分析的是對外貿(mào)易對地區(qū)收入差距所產(chǎn)生的直接影響。由于對外貿(mào)易除了作為拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”之一對經(jīng)濟增長起到直接拉動作用之外，開展對外貿(mào)易所帶來的專業(yè)化分工、規(guī)模經(jīng)濟、技術(shù)外溢效應(yīng)和競爭效應(yīng)也會提高一國或地區(qū)的生產(chǎn)率水平，間接拉動經(jīng)濟的增長和收入水平的提高。如前所述，我國各地區(qū)對外貿(mào)易的發(fā)展很不平衡，從而帶來貿(mào)易對生產(chǎn)率影響程度的地區(qū)差異性。因此，在研究對外貿(mào)易對地區(qū)收入差距影響的過程中，我們既要研究對外貿(mào)易對地區(qū)收入差距產(chǎn)生的直接影響，也要研究對外貿(mào)易通過影響全要素生產(chǎn)率對地區(qū)收入差距所產(chǎn)生的間接影響。本文擬對此加以探討。
　　二、對外貿(mào)易通過全要素生產(chǎn)率對地區(qū)收入差距產(chǎn)生影響的實證模型
　　本文以柯布-道格拉斯生產(chǎn)率函數(shù)為基礎(chǔ)構(gòu)建反映對外貿(mào)易以及對外貿(mào)易通過影響全要素生產(chǎn)率對我國地區(qū)收入差距產(chǎn)生直接和間接影響的實證模型，假定技術(shù)進步為?？怂怪行缘?，則反映各地區(qū)經(jīng)濟增長的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)可表示為： （1）
　　其中，下標i，t分別代表地區(qū)和時間變量；Y為真實收入水平； A為生產(chǎn)的技術(shù)水平，即全要素生產(chǎn)率； K和L分別表示物質(zhì)資本和勞動力數(shù)量，α、β分別為資本和勞動的產(chǎn)出彈性。
　　模型（1）兩邊同除以Lit，并取自然對數(shù)，可以將模型轉(zhuǎn)變?yōu)椋簂nyit=lnAit+αlnkit+(β+α-1)lnLit （2）
　　其中，yit，kit分別為人均產(chǎn)出和人均資本。
　　根據(jù)內(nèi)生經(jīng)濟增長理論，技術(shù)作為推動經(jīng)濟增長的重要力量不是外生給定的，而是由經(jīng)濟系統(tǒng)內(nèi)的一系列因素所決定的。為將對外貿(mào)易引進模型，反映對外貿(mào)易對技術(shù)進步的影響，本文借鑒格林納威（Greenaway）、海恩（Hine）和賴特（Wright）〔7 〕 創(chuàng)建的模型，將貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系用如下模型表示：
　　 δ1，δ2＞0 （3）
　　其中， T為時間趨勢，X為對外貿(mào)易依存度。
　　將（3）式代入（2）式，可得到：
　　 lnyit=δ1Ti+δ2lnXit+αlnkit+(β+α-1)lnLit （4）
　　模型（4）表明人均收入的自然對數(shù)取決于對外貿(mào)易依存度、人均資本和勞動力的自然對數(shù)。根據(jù)模型（4）和本文的研究目的，將實證模型構(gòu)建如下：
　　 Zit=α0+α1lnAit+α3lnLit+α4lnXit+α5lnXitlnAit+eit （5）
　　其中，被解釋變量Zit為各省區(qū)市歷年人均GDP的自然對數(shù)與當年最高省區(qū)市人均GDP自然對數(shù)差的絕對值，以此作為衡量地區(qū)收入差距的指標，該數(shù)值越小說明地區(qū)收入差距越小，反之，則表明地區(qū)收入差距越大。解釋變量lnXitlnAit為對外貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率的交叉項，用以反映對外貿(mào)易通過影響全要素生產(chǎn)率而對地區(qū)收入差距產(chǎn)生的間接影響。其他解釋變量的含義與前文相同。
　　
　　三、實證檢驗對外貿(mào)易對我國地區(qū)收入不平等的影響
　　為檢驗對外貿(mào)易以及對外貿(mào)易通過影響全要素生產(chǎn)率對我國地區(qū)收入不平等的影響，本文利用我國29個省區(qū)市（不包括西藏、海南）1993年～2008年的面板數(shù)據(jù)進行相應(yīng)的實證分析。
　　1.數(shù)據(jù)處理方法及來源說明。（1）人均GDP為各省區(qū)市歷年GDP與當年年底總?cè)丝跀?shù)的比值，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。具體計算時首先將歷年GDP用以1978年為基期的GDP平減指數(shù)折算為以1978年價格表示的數(shù)額。（2）對外貿(mào)易依存度Xit為各省區(qū)市歷年進出口總額與當年GDP的比值，用以反映各地區(qū)對外貿(mào)易的發(fā)展程度，進出口總額和GDP的數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。（3）人均資本量kit為各省區(qū)市歷年固定資本存量與當年年末從業(yè)人數(shù)的比值。其中，固定資本存量數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟增長與宏觀穩(wěn)定課題組〔8 〕 對全國30個省區(qū)市以1978年為基期的固定資本存量的計算結(jié)果，年末從業(yè)人數(shù)來源于《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》。（4）勞動力人數(shù)Lit用各省區(qū)市年末從業(yè)人數(shù)表示，數(shù)據(jù)來源于《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》。（5）各省區(qū)市全要素生產(chǎn)率Ait按照以下方法計算得到，假定規(guī)模報酬不變，則各省區(qū)市的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)可變形為lnyit=lnAit+αlnkit，其中， yit，kit分別為人均產(chǎn)出和人均資本量，然后利用各省區(qū)市的相關(guān)數(shù)據(jù)對模型lnyit=α0+αlnkit+eit進行回歸得到各省區(qū)市的資本產(chǎn)出彈性，則各省區(qū)市的勞動產(chǎn)出彈性β=1-α。最后，將相關(guān)數(shù)據(jù)代入公式 ，即可得到各省區(qū)市歷年的全要素生產(chǎn)率值。
　　2.單位根檢驗。為使對各變量是否存在單位根的判斷更加準確，本文分別從面板數(shù)據(jù)單位根檢驗的兩大類方法中各選取兩類檢驗方法對模型所包含變量的平穩(wěn)性進行檢驗。檢驗結(jié)果如表1所示：
　　檢驗結(jié)果表明，所有檢驗方法一致認為lnA的原序列是平穩(wěn)的，對于其他變量原序列的平穩(wěn)性，各檢驗方法則沒有得出一致結(jié)論，而對于這些變量的一階差分序列，所有檢驗方法在1%的顯著水平上都認為是平穩(wěn)序列，因此，可以認為模型所涉及的變量最多是一階單整的。
　　3.協(xié)整檢驗。單位根檢驗表明，模型所涉及的變量并不全是平穩(wěn)序列，為避免變量的非平穩(wěn)性可能產(chǎn)生的偽回歸問題，在進行回歸分析之前，本文采用高（Kao）檢驗對變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系進行判斷，檢驗結(jié)果如表2所示：
　　檢驗結(jié)果表明，可在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，即各變量之間存在協(xié)整關(guān)系，各變量之間具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。
　　4.面板模型形式的選擇與回歸。一個面板數(shù)據(jù)應(yīng)該建立何種類型的面板數(shù)據(jù)模型，一般采用F檢驗和H檢驗進行判斷。檢驗結(jié)果如表3所示：
　　由表3可知，無論是F檢驗還是H檢驗都認為應(yīng)當建立個體固定效應(yīng)模型，因此，本文的面板數(shù)據(jù)應(yīng)當建立個體固定效應(yīng)模型。由于直接對（5）式進行回歸估計存在自相關(guān)，因此，需要在回歸中加入適當個數(shù)的AR項以克服自相關(guān)問題，對于引入AR項的個數(shù)，本文按照杜江等 〔9 〕 （P99-119 ）的觀點，以D.W.統(tǒng)計量和AR（p）的參數(shù)的顯著性作為判斷依據(jù)，在回歸過程中，逐次引入AR（1）， AR（2）…，直到杜賓-沃森檢驗和相應(yīng)的參數(shù)顯著性檢驗同時通過為止。當引入3個AR項后，D.W.值接近于2，各參數(shù)估計值都在10%的顯著水平下顯著，統(tǒng)計量F的概率為零，模型的整體顯著性很高，R2為0.9973，表明模型的擬合優(yōu)度很高。因此，本文以此作為最終回歸結(jié)果，用于進行相關(guān)經(jīng)濟分析的依據(jù)?；貧w結(jié)果如表4所示：
　　
　　由表4可見，變量lnA、lnk、lnL、lnX以及 lnXlnA的系數(shù)均為負值，表明一個省區(qū)市在這些變量上的提高將會縮小該省區(qū)市與收入最高省區(qū)市之間的收入差距，這些因素都是促進我國各地區(qū)收入水平提高的重要因素，變量符號與相應(yīng)的經(jīng)濟學理論和預(yù)期都相符合。由于lnX、lnXlnA的系數(shù)分別為-0.091和-0.0708，說明對外貿(mào)易不僅直接擴大了我國各地區(qū)的收入差距，而且對外貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率之間存在著重要聯(lián)系，對外貿(mào)易通過對全要素生產(chǎn)率的影響，間接拉大了我國各地區(qū)之間的收入差距。
　　四、結(jié)論及政策建議
　　本文利用我國各省區(qū)市1993年～2008年的有關(guān)數(shù)據(jù)分析了對外貿(mào)易對我國地區(qū)收入差距的影響，實證結(jié)果表明，對外貿(mào)易不僅直接導致了地區(qū)收入差距的擴大，而且通過影響全要素生產(chǎn)率間接擴大了地區(qū)收入差距。因此，我國各地區(qū)對外貿(mào)易發(fā)展的不平衡也是導致我國地區(qū)收入差距拉大的重要因素，在縮小地區(qū)收入差距的過程中不能忽視對外貿(mào)易因素的影響，應(yīng)當采取適當措施促進中西部對外貿(mào)易的發(fā)展，糾正我國國內(nèi)各省區(qū)市之間對外貿(mào)易發(fā)展的不平衡問題，以減少對外貿(mào)易發(fā)展不平衡所帶來的不利影響。為此，本文提出以下對策建議：
　　1.大力推進加工貿(mào)易向中西部的梯度轉(zhuǎn)移，促進中西部加工貿(mào)易的發(fā)展。在當今國際分工由產(chǎn)業(yè)間、產(chǎn)品間分工向產(chǎn)品內(nèi)分工過渡，產(chǎn)品內(nèi)分工成為國際分工主導發(fā)展趨勢的背景下，加工貿(mào)易將成為各國參與國際分工、開展對外貿(mào)易的主要方式。由于多方面原因，我國加工貿(mào)易主要集中在東部，隨著東部經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，東部開展傳統(tǒng)加工貿(mào)易的比較優(yōu)勢逐步喪失，迫切需要向外轉(zhuǎn)移勞動密集型加工貿(mào)易產(chǎn)業(yè)，為自身加工貿(mào)易的轉(zhuǎn)型升級提供空間，而我國中西部土地、勞動力成本相對較低，具備發(fā)展勞動密集型加工貿(mào)易的比較優(yōu)勢。因此，要采取適當措施吸引東部沿海省市的加工貿(mào)易向我國中西部轉(zhuǎn)移而不是向其他國家轉(zhuǎn)移，使中西部借助于開展加工貿(mào)易擴大與世界市場的聯(lián)系，實現(xiàn)對外貿(mào)易的擴張。就目前的實際情況來看，需要加強中西部交通、通訊等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，降低中西部開展加工貿(mào)易的物流成本，增加中西部出口加工區(qū)、保稅區(qū)的數(shù)量，扶植中西部相關(guān)配套產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。
　　2.加大對中西部對外貿(mào)易的政策扶植力度，實行適當?shù)牡貐^(qū)傾斜政策。中西部企業(yè)相對來說較為弱小，其開拓jXFqSFMYKy6OeMtKXAropA==國際市場和應(yīng)對國際經(jīng)濟環(huán)境變化沖擊的能力不強，因此，對中西部企業(yè)開拓國際市場的經(jīng)營活動應(yīng)當提供更加充分的市場供求、法律法規(guī)等信息服務(wù)支持，幫助其了解海外目標市場的狀況；對其進出口業(yè)務(wù)提供必要的出口信貸支撐，加大出口信用保險支持力度，使中西部企業(yè)能夠通過采取更加靈活的貿(mào)易手段和結(jié)算方式，提高其在國際市場上的競爭力，擴大貿(mào)易規(guī)模。
　　3.優(yōu)化中西部出口商品結(jié)構(gòu)。出口商品結(jié)構(gòu)既是決定一國或地區(qū)出口規(guī)模和貿(mào)易利益的一個重要因素，也是決定對外貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率影響程度的重要因素，因為高新技術(shù)產(chǎn)品和工業(yè)制成品會產(chǎn)生更強的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)。因此，要著力提高中西部的工業(yè)生產(chǎn)能力，大力開展職業(yè)技能培訓，加大人才培養(yǎng)和人才引進力度，以提高中西部的人力資本水平，進一步改善投資環(huán)境，并吸引跨國公司更高技術(shù)水平、更大增值含量的加工制造環(huán)節(jié)向中西部轉(zhuǎn)移。逐步優(yōu)化中西部出口商品結(jié)構(gòu)，擴大其對外貿(mào)易的規(guī)模和全要素生產(chǎn)率水平的提高。
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　　責任編輯 于曉媛