夏 晶，李 波

（1.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)財(cái)政稅務(wù)學(xué)院，武漢 430073；2.湖北師范學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，黃石 435002）

對(duì)外貿(mào)易發(fā)展與收入差距擴(kuò)大這二者之間是否存在某種關(guān)系，其作用機(jī)理是什么，作用方向和力度又如何？對(duì)這些問題的分析對(duì)完善我國(guó)對(duì)外貿(mào)易政策、縮小居民收入差距具有重大意義：一方面通過評(píng)估貿(mào)易開放對(duì)收入差距的影響，對(duì)紓緩貧困、縮小收入差距、促進(jìn)社會(huì)公平與正義具有積極意義；另一方面也對(duì)我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易體制、政策的合理性與外貿(mào)增長(zhǎng)的可持續(xù)性進(jìn)行重新審視與改革提供了一種分析思路。

1 對(duì)外貿(mào)易發(fā)展與居民收入差距測(cè)量及變化特征

1.1 對(duì)外貿(mào)易指標(biāo)及測(cè)度

對(duì)外貿(mào)易問題的深入探討，涉及到貿(mào)易開放度的度量問題，其中最為簡(jiǎn)單且有影響的度量指標(biāo)就是貿(mào)易依存度。貿(mào)易依存度是指一國(guó)（地區(qū)）的對(duì)外貿(mào)易總值（即進(jìn)出口總額）與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的比值。它反映的是一國(guó)經(jīng)濟(jì)對(duì)國(guó)際貿(mào)易的依賴程度和參與國(guó)際分工的深度，同時(shí)也反映了該國(guó)經(jīng)濟(jì)的部門構(gòu)成和發(fā)展戰(zhàn)略，對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展和國(guó)際關(guān)系具有重要的影響。

改革開放以來，中國(guó)對(duì)外貿(mào)易總額快速增長(zhǎng)，外貿(mào)依存度大幅度提高，由1978年的9.74%快速提高至2005年最高峰時(shí)的65.17%，之后雖有所下降，但仍保持在50%-65%的高位區(qū)間，2010年外貿(mào)依存度為50.64%。

改革開放后，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易從成長(zhǎng)到成熟，外貿(mào)依存度不斷提高，其發(fā)展軌跡大致分為四個(gè)階段，見表1。

1.2 收入差距指標(biāo)及測(cè)度

收入差距有多種表現(xiàn)形式，典型的如城鄉(xiāng)收入差距、地區(qū)收入差距、行業(yè)收入差距等。而城鄉(xiāng)居民收入差距是我國(guó)當(dāng)前收入差距問題最顯著的體現(xiàn)。世界銀行(1997)報(bào)告曾指出，1984～1995年間，中國(guó)居民收入差距地變動(dòng)的85%都可以由城鄉(xiāng)居民的收入差距來解釋。由于數(shù)據(jù)的可得性和分析的實(shí)質(zhì)性，本文亦采用城鄉(xiāng)收入差距來反映居民收入差距。在反映城鄉(xiāng)收入差距的眾多指標(biāo)中，泰爾指數(shù)(Theil Index)具有把整體差異劃分為組間與組內(nèi)差異的特性，能夠很好契合我國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)的二元結(jié)構(gòu)特征，因此被作為衡量不平等度的指標(biāo)受到廣泛使用，應(yīng)用于區(qū)域整體差異以及區(qū)域間差異的實(shí)證研究。

表1 改革開放后中國(guó)對(duì)外貿(mào)易發(fā)展軌跡

考慮到組間差距和組內(nèi)差距對(duì)總差距的貢獻(xiàn)及人口的作用。以Theilt表示t時(shí)期我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距的泰爾指數(shù)，其計(jì)算公式為：

其中：j=1,2分別表示城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)，ijt表示t時(shí)期城鎮(zhèn)（j=1）或農(nóng)村（j=2）的收入總額（通過人口總數(shù)乘以人均收入得到），it表示t時(shí)期城鄉(xiāng)總收入，即it=i1t+i2t；pjt表示t時(shí)期城鎮(zhèn)（j=1）或農(nóng)村（j=2）的人口總數(shù)，pt代表t時(shí)期的城鄉(xiāng)人口總數(shù)，即 pt=p1t+p2t；從上式可看出，這種度量方法既可以反映我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入結(jié)構(gòu)的變化，也可以反映我國(guó)城鄉(xiāng)人口結(jié)構(gòu)的變化。根據(jù)該公式，對(duì)我國(guó)改革開放30多年（1978～2010年）的城鄉(xiāng)居民收入差距的泰爾指數(shù)進(jìn)行度量，結(jié)果如圖1所示。

圖1 1978～2010年我國(guó)泰爾指數(shù)與外貿(mào)依存度變化趨勢(shì)

圖1描述了我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的數(shù)值結(jié)果及變化軌跡。整體上看，隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距在波動(dòng)中呈逐漸擴(kuò)大趨勢(shì)。局部來看，我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距呈現(xiàn)明顯的階段性特征。具體波動(dòng)趨勢(shì)及原因分析如表2所示。

需要說明的是，表2中各階段所列原因僅僅為該階段導(dǎo)致收入差距變化的主導(dǎo)因素，這些原因絕非孤立存在的，而是不同階段各種原因綜合作用的結(jié)果，并由此產(chǎn)生對(duì)城鄉(xiāng)收入差距一種錯(cuò)綜復(fù)雜的影響。

1.3 對(duì)外貿(mào)易與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系理論分析

以市場(chǎng)為導(dǎo)向的經(jīng)濟(jì)體制中，經(jīng)濟(jì)效率與社會(huì)公平往往很難被兼顧，競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制引導(dǎo)資源配置和收入分配是市場(chǎng)機(jī)制的本質(zhì)特點(diǎn)，優(yōu)勝劣汰的市場(chǎng)法則必然將導(dǎo)致市場(chǎng)主體的分化，對(duì)外貿(mào)易作為市場(chǎng)機(jī)制下跨越國(guó)界的商品交換活動(dòng)自然也概莫能外。國(guó)際貿(mào)易中，由于市場(chǎng)微觀主體擁有要素稟賦、能力、行為方式等差異，對(duì)國(guó)際市場(chǎng)環(huán)境的適應(yīng)性也各不相同，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)績(jī)效的不平衡，貿(mào)易主體在進(jìn)行商品交換中必然引起不同國(guó)家、不同地區(qū)、不同行業(yè)、不同個(gè)體之間貿(mào)易利得的不平等。從中間變量的傳導(dǎo)機(jī)制來看，國(guó)際貿(mào)易可通過技術(shù)進(jìn)步、商品價(jià)格、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整等方式對(duì)收入分配產(chǎn)生影響。因此，在實(shí)施自由貿(mào)易條件下的對(duì)外貿(mào)易發(fā)展與收入分配差距的變動(dòng)應(yīng)是密切相關(guān)的。

圖1從直觀上更清晰反映外貿(mào)依存度與居民收入差距二者之間關(guān)系。為了予以證實(shí)其相關(guān)性，本文將通過構(gòu)建模型予以實(shí)證分析。

2 模型構(gòu)建、實(shí)證分析與結(jié)果檢驗(yàn)

2.1 指標(biāo)選擇與描述

外貿(mào)依存度是衡量對(duì)外貿(mào)易發(fā)展程度的最直接變量，泰爾指數(shù)作為衡量收入差距的指標(biāo)由于其獨(dú)特的可分解性被廣泛使用，因此本文選擇外貿(mào)依存度（DFT）和泰爾指數(shù)(Theil)兩個(gè)變量來進(jìn)行實(shí)證分析。1978～2009年數(shù)據(jù)來自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2010)和《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2010)，2010年數(shù)據(jù)來自《2011年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》和《第六次全國(guó)人口普查公告》。

表2 改革開放后中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距變化趨勢(shì)

在進(jìn)行計(jì)量分析之前，首先對(duì)相關(guān)變量予以說明并進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，如表3所示。

2.2 單位根檢驗(yàn)

考慮到計(jì)量模型分析時(shí)變量的平穩(wěn)性要求，首先對(duì)以上變量序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)的結(jié)果如表4所示。從中可以看出，ln(DFT)、ln(theil)的水平序列的ADF值大于1%置信度下Mackinnon臨界值，一階差分后dln(DFT)、dln(theil)對(duì)應(yīng)的ADF值小于5%置信度下的Mackinnon臨界值，則應(yīng)拒絕單位根假設(shè)。因此，ln(DFT)、ln(theil)是非平穩(wěn)的，服從I(1)過程，而 dln(theil)、dln(DFT)是平穩(wěn)的，服從I(0)過程。可以進(jìn)行計(jì)量模型分析。

表3 變量說明及描述性統(tǒng)計(jì)

表4 變量ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2.3 協(xié)整檢驗(yàn)及方程

2.3.1 協(xié)整檢驗(yàn)

利用Engle-Granger兩步法對(duì)變量之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整分析：

⑴以ln(theil)為被解釋變量，以ln(DFT)和時(shí)間趨勢(shì)t為解釋變量進(jìn)行OLS估計(jì)，回歸結(jié)果顯示R2=0.93，=0.916，說明模型擬合優(yōu)度很好。并且每個(gè)變量的t檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的p值都小于0.05，通過了t檢驗(yàn)。

⑵對(duì)回歸方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，ADF統(tǒng)計(jì)量為-3.299，在1%顯著性水平上的Mackinnon臨界值為-2.639。檢驗(yàn)結(jié)果表明，殘差不存在單位根。結(jié)論是：在1%顯著水平下，ln(DFT)、ln(theil)存在一階協(xié)整關(guān)系。

2.3.2 協(xié)整方程

根據(jù)協(xié)整關(guān)系，可得出泰爾指數(shù)與外貿(mào)依存度之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，相應(yīng)的協(xié)整方程：

根據(jù)協(xié)整方程可知，以泰爾指數(shù)表示的居民收入差距變化與以外貿(mào)依存度表示的對(duì)外貿(mào)易發(fā)展二者之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。長(zhǎng)期內(nèi)，中國(guó)的外貿(mào)依存度每增加1%，收入差距將同方向變動(dòng)1.4166%，中國(guó)的收入差距和外貿(mào)依存度之間具備顯著的正相關(guān)性。從而得出我國(guó)在改革開放后，對(duì)外貿(mào)易在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、提高居民收入整體水平的同時(shí)，也不可避免地帶來了城鄉(xiāng)居民收入分配格局的惡化。

在分析外貿(mào)依存度對(duì)泰爾指數(shù)的影響時(shí)，除以上彈性分析外，還需對(duì)兩個(gè)相關(guān)假設(shè)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)：一是我國(guó)對(duì)外貿(mào)易對(duì)收入差距的長(zhǎng)期影響中是否存在類似于經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)收入差距影響中存在的倒U型變化軌跡，即庫茲涅茨曲線在對(duì)外貿(mào)易的收入分配效應(yīng)中是否成立，這可通過在方程解釋變量中加入外貿(mào)依存度及其平方項(xiàng)來實(shí)現(xiàn)。二是檢驗(yàn)收入差距是否具有自我累積和擴(kuò)大特征，這可通過在方程解釋變量中加入泰爾指數(shù)的滯后一期值來實(shí)現(xiàn)。

根據(jù)以上假設(shè)分析，建立起以泰爾指數(shù)為被解釋變量，以外貿(mào)依存度及其平方項(xiàng)與滯后一期泰爾指數(shù)為解釋變量的回歸方程并進(jìn)行OLS估計(jì)，回歸結(jié)果如下：

回歸結(jié)果顯示R2=0.941，=0.937，模型擬合優(yōu)度很好，并且每個(gè)變量都通過了顯著性t檢驗(yàn)。根據(jù)方程可知，外貿(mào)依存度DFTt及其平方對(duì)泰爾指數(shù)theilt的影響系數(shù)分別為0.1176和-0.0711，統(tǒng)計(jì)上均顯著，系數(shù)符號(hào)證實(shí)了上述假設(shè)一，即以泰爾指數(shù)表示的城鄉(xiāng)收入差距與以外貿(mào)依存度表示對(duì)外貿(mào)易之間存在類似于庫茲涅茨曲線的關(guān)系。長(zhǎng)期內(nèi)，外貿(mào)依存度每增加1個(gè)單位，泰爾指數(shù)將同向變動(dòng)0.1176個(gè)單位，說明在對(duì)外貿(mào)易發(fā)展的初期，收入差距會(huì)隨著對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展而擴(kuò)大；DFT2t每增加1個(gè)單位，泰爾指數(shù)反向變動(dòng)0.0711個(gè)單位，說明當(dāng)對(duì)外貿(mào)易發(fā)展到了一定的水平后，進(jìn)一步發(fā)展對(duì)外貿(mào)易則會(huì)縮小貧富差距。進(jìn)一步分析可知，外貿(mào)依存度對(duì)收入差距均衡影響的臨界值為1.654（=0.1176/0.0711），即當(dāng)外貿(mào)依存度小于1.654時(shí)，貿(mào)易發(fā)展將縮小城鄉(xiāng)收入差距;而當(dāng)外貿(mào)依存度大于1.654時(shí)，進(jìn)一步發(fā)展對(duì)外貿(mào)易將擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。同時(shí)，泰爾指數(shù)滯后一期值對(duì)泰爾指數(shù)的影響系數(shù)為0.7302，統(tǒng)計(jì)上非常顯著，從而檢驗(yàn)了上述假設(shè)二，也就是說，收入差距具有自我累積和擴(kuò)大趨勢(shì)，上期1個(gè)單位的泰爾指數(shù)增加會(huì)導(dǎo)致本期泰爾指數(shù)同向0.7302個(gè)單位的變動(dòng)。

2.4 誤差修正模型

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果及協(xié)整關(guān)系式證明了中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距與外貿(mào)依存度之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，而協(xié)整的短期動(dòng)態(tài)特征則可以通過建立誤差修正模型來分析。由于各變量均為一階差分平穩(wěn)序列，因此可以建立誤差修正模型：

該模型是收入差距短期模型。從這個(gè)模型可以看出，誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)（-0.031），符合誤差修正機(jī)制，同時(shí)說明收入差距率向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)調(diào)整的力度較大。也就是說，若出現(xiàn)偏離長(zhǎng)期均衡方程的情況，泰爾指數(shù)重新回到長(zhǎng)期均衡方程的速度將會(huì)比較迅速，即長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系的失衡對(duì)泰爾指數(shù)的影響較大。時(shí)間趨勢(shì)的系數(shù)為0.0013，說明隨著時(shí)間的推移，泰爾指數(shù)也趨于上升，即收入差距具有逐漸擴(kuò)大的時(shí)間性趨勢(shì)。外貿(mào)依存度差分的系數(shù)為0.1119，說明泰爾指數(shù)差分與外貿(mào)依存度差分呈正相關(guān)，外貿(mào)依存度的上升會(huì)導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。

3 結(jié)論及啟示

改革開放以來，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易快速發(fā)展與居民收入差距的急劇擴(kuò)大如影隨形。本文對(duì)二者關(guān)系進(jìn)行分析：從對(duì)外貿(mào)易的本質(zhì)來看，作為市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)機(jī)制下跨越國(guó)界的交換活動(dòng)，對(duì)外貿(mào)易也要遵循最基本的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)原則，競(jìng)爭(zhēng)的激烈程度還會(huì)更高，優(yōu)勝劣汰法則必然導(dǎo)致參與者的分化和對(duì)外貿(mào)易利益的分配不均等。此外，通過泰爾系數(shù)和外貿(mào)依存度的回歸方程，我們也得出對(duì)外貿(mào)易在促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、增進(jìn)社會(huì)總福利的同時(shí)，在一定階段內(nèi)也影響到了微觀層面的居民收入分配格局，外貿(mào)依存度的上升是居民收入差距擴(kuò)大的重要原因之一。

收入差距快速拉大已成為制約經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展、國(guó)民幸福感提升和建立和諧社會(huì)的重要因素，政府在調(diào)整相關(guān)收入分配政策的同時(shí)，也應(yīng)基于對(duì)外貿(mào)易視角考量，結(jié)合具體國(guó)情，采取相關(guān)政策措施，努力減少由于對(duì)外開放對(duì)我國(guó)收入分配格局帶來的負(fù)面影響。

[1]Bourguignon.F,Morrisson.C.Income Distribution Development and Foreign Trade[J].European Economic Review,1990,34(6).

[2]Fisher.R.The Evolution of Inequality after Trade Liberalization[J].Journal of Development Economics,2001,66.

[3]Lundberg,Mattias,Lyn Squire.The Simultaneous Evolution of Growth and Inequality[J].The Economic Journal,2003,113(4).

[4]Spilimbergo.A.,Londono.J.L,Székely.M.Income Distribution,Fac?tor Endowments and Trade Openness[J].Journal of Development Eco?nomics,1999,59.

[5]陳怡.國(guó)際貿(mào)易對(duì)我國(guó)行業(yè)間收入分配的影響——基于制造業(yè)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].國(guó)際貿(mào)易問題，2009,(4).

[6]戴楓.貿(mào)易自由化與收入不平等——基于中國(guó)的經(jīng)驗(yàn)研究[J].世界經(jīng)濟(jì)研究,2005,(10).

[7]王少瑾.對(duì)外開放與我國(guó)的收入不平等—基于面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].世界經(jīng)濟(jì)研究,2007,(4).

[8]文娟,孫楚仁.國(guó)際貿(mào)易對(duì)我國(guó)收入分配的影響——基于基尼系數(shù)的實(shí)證分析[J].國(guó)際貿(mào)易問題,2008,(11).

[9]徐水安貿(mào)易自由化與中國(guó)收入分配的演變[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯,.2003,(4).