周申 何冰

摘 要：文章探討了中國貿(mào)易自由化進程對犯罪活動的影響及其發(fā)生作用的機制。研究基于中國產(chǎn)品層面的關稅數(shù)據(jù)，構建差異性的地區(qū)貿(mào)易保護指標，衡量各地區(qū)貿(mào)易自由化程度，進而利用2000—2011年省級面板數(shù)據(jù)，運用固定效應模型與工具變量法實證檢驗貿(mào)易自由化與犯罪率之間的關系及潛在人口流動的影響機制。結(jié)果表明：中國加入WTO后，貿(mào)易自由化顯著推升了犯罪率水平，且貿(mào)易自由化程度越深入的省份，犯罪率提升程度越高，地區(qū)效應顯著;貿(mào)易自由化主要通過增加外來人口流入等渠道推升了犯罪活動。因而，中國在進一步對外開放過程中，要注重處理好貿(mào)易自由化帶來的負面效應和由此產(chǎn)生的額外社會成本，更加注重流動人口權益的保障，消除勞動力市場扭曲，最小化貿(mào)易自由化可能帶來的不利影響。

關鍵詞：貿(mào)易自由化;人口流動;犯罪率

文章編號：2095-5960（2019）01-0001-12;中圖分類號：F061.5;文獻標識碼：A

一、引言

改革開放以來，中國經(jīng)歷了高速的經(jīng)濟發(fā)展，但在發(fā)展過程中也伴隨著犯罪率不斷攀升的社會現(xiàn)象，中國的犯罪率在20世紀80年代以來呈現(xiàn)著明顯的增長趨勢，尤其無論是侵財犯罪數(shù)還是刑事犯罪數(shù)在2000年左右有一個十分明顯的跳躍，犯罪率這一顯著的上升現(xiàn)象被稱為中國的“第五次犯罪高峰”（章元等，2011）。[1]根據(jù)經(jīng)濟學理論和確鑿的經(jīng)驗證據(jù)，中國的經(jīng)濟發(fā)展相當程度上得益于我國的對外開放政策，尤其是中國在2001年加入WTO后的貿(mào)易自由化，這期間進出口貿(mào)易都得到了迅速的發(fā)展。我們發(fā)現(xiàn)中國的第五次犯罪高峰在時間上與中國加快對外開放、加入WTO具有較強的一致性，那么我國貿(mào)易自由化進程的加快與犯罪高峰的出現(xiàn)是簡單時間上的重合還是具有因果關系，顯然是值得我們深入研究的重要課題。經(jīng)濟沖擊對犯罪活動的效應還沒有統(tǒng)一的結(jié)論，且這種效應的影響機制更是較少被研究（Dix-Carneiro et al.，2017）。[2]關于貿(mào)易自由化與犯罪率的關系的研究方面，Iyer& Topalova（2014）[3]，Dix-Carneiro et al.（2017）[2]利用巴西貿(mào)易自由化作為外生的經(jīng)濟沖擊，研究均發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化提升了犯罪率水平，且貿(mào)易自由化程度越深入的地區(qū)，犯罪率提升程度越大，他們認為貿(mào)易自由化通過影響勞動力市場條件變動作用于犯罪活動。國內(nèi)目前對這一問題還沒有專門的研究，僅有少數(shù)研究犯罪率相關問題時加入開放程度這一控制變量（謝旻荻和賈文，2006;陳屹立，2008）。[4][5]考慮到貿(mào)易自由化程度在一國內(nèi)由于各地區(qū)優(yōu)勢不同而存在發(fā)展不均的狀況，貿(mào)易自由化的這種一國內(nèi)部程度不均的狀況會引起勞動力自發(fā)的再配置，勞動力會自發(fā)地向更具比較優(yōu)勢的行業(yè)、地區(qū)流動，貿(mào)易的這種再配置效應首先體現(xiàn)在勞動力的遷移上。中國的經(jīng)驗證據(jù)表明，經(jīng)濟開放，特別是貿(mào)易開放對國內(nèi)勞動力流動具有正向作用，推動了人口城鄉(xiāng)轉(zhuǎn)移、由內(nèi)陸地區(qū)向沿海地區(qū)轉(zhuǎn)移的城市化進程（易苗和周申，2011;郭東杰和王曉慶，2013）。[6][7]而相關研究表明，流動人口可能與犯罪率具有正向的因果關系。有學者發(fā)現(xiàn)大規(guī)模人口流動是犯罪率提升與犯罪率地區(qū)間差異的原因（陳剛、李樹和陳屹立，2009;程建新、劉軍強和王軍，2016）;[8][9]王同益，（2016）[10]利用1997—2013年中國省級面板數(shù)據(jù)實證發(fā)現(xiàn)：在存在制度扭曲的條件下，外來人口比重增加會提高刑事犯罪率，若放松戶籍管制，可有效地降低刑事犯罪率。

本文測算的中國國內(nèi)不同地區(qū)貿(mào)易自由化程度存在的差異，以此為基礎探究不同地區(qū)貿(mào)易自由化程度對犯罪率是否存在影響。圖1顯示2000—2006年地區(qū)貿(mào)易自由化變動程度和犯罪率變動程度，圖1中左邊顯示2000到2006年中國加入WTO完成入世關稅削減承諾后各省加權關稅保護變動情況，顏色越淺代表貿(mào)易自由化程度越深入，從圖中可以看出沿海地區(qū)貿(mào)易自由化程度最高;圖1中右邊顯示2000到2006年中國各省犯罪率變動情況，顏色越深代表犯罪率變動越大，即犯罪率在2006年相對于2000年提升程度越大，由圖可以看出，沿海地區(qū)犯罪率變動同樣較大。由圖1我們可以看出，我國各省貿(mào)易自由化程度與犯罪率均存在異質(zhì)性，且貿(mào)易自由化程度越深入的地區(qū)，犯罪率提升越多。這種貿(mào)易自由化與犯罪率程度的同方向的變動是否具有因果關系，且貿(mào)易自由化的地區(qū)差異是否是犯罪活動也存在地區(qū)差異的一個重要原因？倘若我國貿(mào)易自由化與犯罪率之間存在某種因果關系，那么其內(nèi)在機制是什么？目前國外研究貿(mào)易自由化與犯罪率的文獻還相對缺乏，國內(nèi)僅有少量研究犯罪率的文獻將貿(mào)易水平作為控制變量引入，尚缺乏關于中國貿(mào)易自由化與犯罪率之間的關系的系統(tǒng)實證研究。

有鑒于此，本文利用2000—2011年中國30個?。ㄊ?、自治區(qū)）的省級面板數(shù)據(jù)，試圖為以下三個層面的問題提供較為系統(tǒng)可靠的經(jīng)驗證據(jù)：（1）貿(mào)易自由化與犯罪率有什么關系？（2）貿(mào)易自由化在我國內(nèi)部地區(qū)間的差異是否導致了犯罪率也存在地區(qū)差異？（3）貿(mào)易自由化通過何種機制影響我國犯罪率？本文的邊際貢獻可能體現(xiàn)在，首先，已有關于中國貿(mào)易自由化與犯罪率之間關系的研究還相對缺乏，本文的研究可在一定程度上填補這一空白;其次，本文采用減弱內(nèi)生性的方法構建貿(mào)易自由化指標，并利用雙向固定效應模型和工具變量法有效克服可能存在的內(nèi)生性問題，提升了貿(mào)易自由化與“第五次犯罪高峰”之間的關系分析以及相關影響機制研究的結(jié)論的可靠性。此外，本文的研究主題和結(jié)論，對于相關的政策與防治措施的制定和實施具有較為重要的借鑒意義。

二、理論機制分析

貿(mào)易自由化導致了包括勞動力在內(nèi)的生產(chǎn)要素的區(qū)域再配置和集聚，經(jīng)濟活動高度集聚區(qū)域犯罪活動的潛在收益率會有所上升。我國在改革開放后，尤其是加入WTO后，農(nóng)村人口向城市轉(zhuǎn)移、內(nèi)陸地區(qū)人口向沿海開放地區(qū)轉(zhuǎn)移，這種勞動力要素的大規(guī)模流動推動的城鎮(zhèn)化進程無疑會對地區(qū)間的福利以及外來居民和本地居民的福利產(chǎn)生極大的影響，犯罪作為福利的一種衡量必然也受到貿(mào)易自由化的影響。由于區(qū)位優(yōu)勢，貿(mào)易開放程度在中國地區(qū)間存在差異，沿海地區(qū)的開放程度要遠大于內(nèi)陸地區(qū)，大城市集聚了更多非法獲利機會，犯罪潛在的收益更高（Glaeser&Sacerdote，1999）。[11]

（一）國內(nèi)要素市場扭曲導致貿(mào)易自由化推動的城鎮(zhèn)化過程“量高質(zhì)低”，可能助推流動人口犯罪活動的增加

由于沿海地區(qū)存在開放的先發(fā)優(yōu)勢，通過高工資水平和就業(yè)需求吸引勞動力流入。農(nóng)村人口與外地人口的流入，會推高城市化進程，然而由于戶籍制度的限制，貿(mào)易自由化引起的城市化是低質(zhì)量的城市化。大部分流動人口，尤其是農(nóng)村人口進入城市，但他們只是常住在城市而不是在地“市民化”，低質(zhì)量的城市化沒有為吸納大規(guī)模的外來人口做好準備，在本地居民與外來人口中實行差別化的福利體系。大量的犯罪經(jīng)濟學文獻表明城市化會導致犯罪率的提高，伴隨著大規(guī)模城市化而來的流動人口是犯罪活動增加的主要原因，歧視性的制度會使外來人口犯罪的預期收益增加，降低犯罪成本，助推犯罪率的提升。

城市化過程中流動人口與犯罪聯(lián)系起來主要是流動人口與當?shù)鼐用衩媾R不同的勞動力市場條件，普遍的觀點認為，移民較當?shù)鼐用駚碚f面臨的勞動力市場環(huán)境更加惡劣，他們的就業(yè)機會更少而工資水平更低（Borjas，1998）。[12]中國改革開放以來，尤其是加入WTO后，大量鄉(xiāng)村人口和農(nóng)業(yè)人口持續(xù)向城鎮(zhèn)部門和非農(nóng)部門遷移，內(nèi)陸地區(qū)人口持續(xù)向沿海發(fā)達地區(qū)遷移。這種人口的高流動性和向大城市集聚性以及戶籍制度的限制，促使中國城市內(nèi)部出現(xiàn)了新的“二元分割”。勞動力市場上存在的各種制度性歧視可以解釋流動人口與當?shù)鼐用窆べY差距的絕大部分（Meng&Zhang，2001）[13]，另外排除流動人口在外的福利體系更加增大了當?shù)鼐用衽c流動人口之間的福利差距。根據(jù)Becker（1968）[14]的犯罪經(jīng)濟學理論，流動人口面臨的這種更差的勞動力市場條件，降低了流動人口犯罪的機會成本，流動人口與當?shù)鼐用耖g的收入差距的擴大同時也提高了流動人口的犯罪的預期收益。此外，流動人口與當?shù)鼐用窬哂胁煌纳鐣W(wǎng)絡結(jié)構，由于城市內(nèi)部二元結(jié)構的存在，大部分為農(nóng)民工的流動人口，一般生活聚集在“城中村”，流動人口缺乏對當?shù)爻鞘械恼J同，這也不利于流動人口社會融入，因此流動人口往往具有內(nèi)向型社會網(wǎng)絡。內(nèi)向型的社會網(wǎng)絡致使其流動性具有自發(fā)性，往往依靠熟人介紹、老鄉(xiāng)幫帶等形式尋找工作機會，自發(fā)性產(chǎn)生的流動過度集中于大城市，尤其是特大城市，使城市超負荷運轉(zhuǎn)，“大城市病”日益顯著（辜勝阻等，2006）。[15]一方面封閉的社會網(wǎng)絡不利于流動人口獲得合法工作的信息而降低了他們的合法收入，這也可能增加他們的犯罪傾向;另一方面也意味著流動人口面臨的社區(qū)監(jiān)督和控制也更為寬松，這也可能通過降低其犯罪行為被受害人或其他社區(qū)居民發(fā)現(xiàn)的概率及犯罪后受到的非正式社區(qū)懲罰等渠道增加其犯罪傾向（陳剛、李樹和陳屹立，2009）。[8]因此，流動人口的增加會推高犯罪率。

另外，根據(jù)Merton（1938）[16]的犯罪的壓力理論，伴隨著中國改革開放和城鎮(zhèn)化而來的大量農(nóng)村轉(zhuǎn)移人口和城市流動人口，他們離開熟悉的社會環(huán)境和生產(chǎn)方式，尤其對于農(nóng)民工他們離開傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)社會，進入現(xiàn)代社會和工業(yè)生產(chǎn)方式當中，幾乎是在一夜之間經(jīng)歷了社會價值和準則的巨大變動，必然會遭遇劇烈的社會心理變化以及由此而來的精神壓力（張丹丹等，2015）。[17]尤其是流動人口呈現(xiàn)出大城市集聚的特征，大城市貿(mào)易開放程度更高，外來文化沖擊更劇烈，會對傳統(tǒng)的思想文化產(chǎn)生更激烈的沖擊，面臨的誘惑也更多，容易引發(fā)犯罪活動的上升。流動人口面臨著更多的誘惑以及與當?shù)鼐用竦母＠町?，由于自身條件的限制，在非正規(guī)部門就業(yè)面臨著不穩(wěn)定性與激烈的競爭，更容易感到不公平，更容易產(chǎn)生自卑情緒，導致心理失衡。這種情況下，他們有可能利用非法途徑期望快速獲得更多的財富來維持自尊自信等。

（二）貿(mào)易自由化在驅(qū)動人口遷移和集聚過程中，對集聚地本地人口帶來了較大壓力，可能導致本地居民犯罪率上升

除了考慮貿(mào)易自由化過程中人口大量流動引起的外來人口犯罪增加的現(xiàn)象外，外來人口的增加還會對本地居民的福利狀況造成影響。首先，由于資源約束的限制，外來人口在城市的過度集聚，超過城市本身的承載能力，造成對本地居民生活空間的擠占。城市人口的快速增長，對有限資源的競爭會促使居民間競爭加劇，可能會引起犯罪率的上升。此外，相關研究認為城市外來勞動力與本地勞動力之間存在一定的相互替代關系。目前中國流動人口中大多為低技能水平的非熟練勞動力的流動，外來非熟練勞動力的沖擊會對本地低收入居民造成較大的沖擊，非熟練外來勞動力的流入使得城市低收入群體的工資性相對收入下降，進而拉大城市內(nèi)部收入差距（邵宜航等，2016）[18]。由于外來人口的競爭，本地低收入群體的工資會下降，甚至會退出就業(yè)市場，部分低收入居民福利狀況惡化，降低了其犯罪成本，犯罪傾向也會相應增加。最后，由于外來人口往往缺乏信息搜索、辨別和篩選的能力，易于“上鉤”;且流動人口往往處在社會底層，與易犯罪人群相互接觸的頻率較高，處在復雜的環(huán)境中，犯罪分子易于得手和方便逃匿，給不法分子可乘之機，部分不法分子針對流動人口的犯罪活動也日益增加。相關統(tǒng)計表明，流動人口面臨著流動人口與常住人口的雙重夾擊，無論在侵財犯罪還是暴力犯罪中，流動人口都是絕對的受害人（童敏，2013）。[19]

三、指標與數(shù)據(jù)

（一）指標構建與數(shù)據(jù)來源

本文計量模型中的被解釋變量是各省的刑事犯罪率。參照現(xiàn)有關于犯罪率方面的研究，本文采用“每萬人中檢察機關批準逮捕人數(shù)”來作為各省的犯罪率的衡量，并在穩(wěn)健性檢驗部分匯報了使用“每萬人中檢察機關決定起訴人數(shù)”作為被解釋變量的結(jié)果。檢察機關批準逮捕人數(shù)、檢察機關決定起訴人數(shù)來源于相應年份的《中國檢察年鑒》，個別缺失數(shù)據(jù)利用移動平均法補齊;常住人口數(shù)來源于國家統(tǒng)計局的“國家數(shù)據(jù)”網(wǎng)站①①常住人口數(shù)據(jù)網(wǎng)址：http：//data.stats.gov.cn/easyquery.htm？cn=E0103 。

本文的核心解釋變量，地區(qū)貿(mào)易自由化指標，借鑒Topalova（2007，2010）[20][21]，周申和何冰（2017）[22]的方法，利用產(chǎn)品層面的關稅數(shù)據(jù)計算我國細分行業(yè)的關稅稅率

②②根據(jù)眾多文獻的做法，不可貿(mào)易行業(yè)的關稅稅率按照零作處理。 ，由于不同的地區(qū)最初的行業(yè)分布具有異質(zhì)性，利用不同地區(qū)初始行業(yè)結(jié)構作為權重計算地區(qū)層面的貿(mào)易保護程度指標，地區(qū)貿(mào)易保護程度削減得越多表明該地區(qū)貿(mào)易自由化程度越深入。省級貿(mào)易保護程度測度公式如下式（1）：

tariffdt代表的是d省在t年的貿(mào)易保護程度，tariffjt代表行業(yè)j在t年的行業(yè)關稅，Workerdj2000代表d省j行業(yè)在加入WTO前一年的初始行業(yè)就業(yè)人數(shù)，Total Workerd2000代表d省在2000年的所有行業(yè)總就業(yè)人數(shù)（包括可貿(mào)易部門和不可貿(mào)易部門）。本文通過世界銀行的WITS數(shù)據(jù)庫獲得了中國HS8位碼的產(chǎn)品歷年進口關稅數(shù)據(jù)。本文需要將HS8位碼的進口關稅數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為GB/T2002二位碼行業(yè)數(shù)據(jù)。由于HS8位碼進口關稅數(shù)據(jù)所基于的協(xié)調(diào)編碼版本不一致，首先，我們根據(jù)聯(lián)合國統(tǒng)計司提供的轉(zhuǎn)換表，將產(chǎn)品層面的進口關稅數(shù)據(jù)統(tǒng)一轉(zhuǎn)換為HS2002版本。然后根據(jù)Upward et al.（2010）[23]提供的HS2002產(chǎn)品層面8位碼與GB/T2002行業(yè)轉(zhuǎn)換表，將產(chǎn)品層面的關稅數(shù)據(jù)運用算數(shù)平均計算兩位碼細分行業(yè)關稅。各地區(qū)面臨相同的行業(yè)關稅水平，不具有異質(zhì)性，但是由于地區(qū)所具有的行業(yè)結(jié)構存在異質(zhì)性，以地區(qū)行業(yè)結(jié)構作為全國層面行業(yè)關稅的權重計算地區(qū)層面的關稅保護水平，即地區(qū)貿(mào)易保護程度。這里的行業(yè)結(jié)構用地區(qū)的行業(yè)就業(yè)來表示，本文選取《中國第二次基本單位普查資料匯編》提供的各省行業(yè)數(shù)據(jù)進行計算，該資料提供的是2001年的各省各行業(yè)的就業(yè)數(shù)據(jù)?？紤]到一個省份連續(xù)的兩年內(nèi)，行業(yè)層面的勞動力就業(yè)結(jié)構發(fā)生大幅度改變的可能性較小，本文用2001年的就業(yè)結(jié)構數(shù)據(jù)來代替2000年的就業(yè)結(jié)構。

關于本文使用的貿(mào)易指標。由于中國加入WTO，需要按照相關的標準削減關稅、非關稅壁壘，關稅的變動是外生的，且全國層面的行業(yè)關稅不受地區(qū)指標的影響，但tariffdt的計算方法意味著對非貿(mào)易部門人口比重十分敏感，可能有與貿(mào)易自由化無關的因素影響地區(qū)犯罪率的混淆結(jié)果（曾國彪和姜凌，2014）[24]，tariffdt可能是內(nèi)生變量。因此，利用可貿(mào)易行業(yè)作為權重計算的地區(qū)關稅保護水平Trtariffdt作為tariffdt的工具變量，考慮到初始關稅水平越高，加入WTO后下降幅度越大，同時也用地區(qū)初始關稅水平tariffd2000與加入WTO后的時間虛擬變量的交互項作為工具變量。

本文在研究時考慮人口流動因素可能作為貿(mào)易自由化影響犯罪率的中間機制，因此構建以下中間機制變量：人口流動指標，分別用外來人口比重、暫住人口比重衡量人口流動情況。其中外來人口比重=（暫住人口數(shù)+遷入人口數(shù)）/常住人口，暫住人口比重=暫住人口數(shù)/常住人口。在研究人口流動作為中間機制影響犯罪率時，我們還引入戶籍人口遷入率、遷出率等指標考察戶籍人口流動的影響，人口流動指標數(shù)據(jù)來自于歷年《全國分縣市人口統(tǒng)計資料》、《全國暫住人口資料匯編》、《中國統(tǒng)計年鑒》。

本文實證除以上變量外，基于已有犯罪率相關文獻還引入影響犯罪率的其他控制變量：城鄉(xiāng)收入差距、15—64歲人口比重、性別比、教育水平①①本文以6歲及6歲以上人口的平均受教育年限來度量教育水平，本文把小學、初中、高中和大專及以上的受教育年限分別記為6年、9年、12年和16年，則各省教育水平的計算公式為：H=6PRI+9MID+12HIG+16JUN。其中，PRI為受小學教育程度的人口占比，MID為受初中教育程度的人口占比，HIG為受高中教育程度的人口占比，JUN為受大專及以上教育程度的人口占比，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》 。 和人均福利支出。數(shù)據(jù)分別來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

（二）統(tǒng)計性描述

圖2顯示中國大陸地區(qū)31個?。ㄊ?、自治區(qū)）分別在2000年、2006年、2009年和2011年面臨的關稅保護水平，由圖2可以看出各?。ㄊ?、自治區(qū)）面臨的關稅保護水平具有差異性。加入WTO后，相對加入WTO前的2000年各省、市的關稅保護程度在2006年有大幅度的削減，到2009年還有小幅度的削減，2011年各地區(qū)的關稅保護水平基本與2009年保持一致。由圖2可以發(fā)現(xiàn)加入WTO后，關稅削減到2011年基本達到穩(wěn)定的程度，這也是本文選擇2000—2011年面板數(shù)據(jù)做實證分析的原因。

由于西藏數(shù)據(jù)的缺失，本文的實證利用30個?。ㄊ?、自治區(qū)）的2000—2011年的面板數(shù)據(jù)。表1提供了后文實證分析中的相關變量的定義以及統(tǒng)計性描述。為了直觀起見，本文報告的描述性統(tǒng)計均未取對數(shù)。

四、貿(mào)易自由化與犯罪率的關系

（一）基準回歸

為了檢驗貿(mào)易自由化對犯罪率的影響，我們建立如下式（2）的計量模型：

關于估計方法，由于各?。ㄊ?、自治區(qū)）之間存在異質(zhì)性，且犯罪率也受時間趨勢的影響，本文的基準回歸采用雙向固定效應模型，地區(qū)效應和時間效應控制了不可觀測的制度和文化等因素對犯罪率的影響。為了結(jié)果的穩(wěn)健性，本文同時采取隨機效應模型進行估計?；鶞驶貧w結(jié)果如表2所示。從表2中第（1）列、第（2）列的回歸結(jié)果可以看出，當分別采用固定效應模型和雙向固定效應模型控制住地區(qū)效應和時間效應后，關稅保護水平tariff的系數(shù)為負，且雙向固定效應模型的系數(shù)相對于固定效應模型變大，并在001的水平下顯著。這表明整體來說，中國加入WTO后的貿(mào)易自由化對犯罪率的提升有推動作用，且貿(mào)易自由化程度越深入的地區(qū)，犯罪率提升的程度越大。第（3）列隨機效應模型①①Hausman檢驗中，p=00060，拒絕隨機效應模型，選擇雙向固定效應模型。 的估計結(jié)果的主要解釋變量系數(shù)的大小與顯著性與雙向固定效應結(jié)果非常類似，這也說明本文得到結(jié)論的穩(wěn)健性。表2中同時展現(xiàn)了各控制變量的系數(shù)及其統(tǒng)計顯著性，第（2）、（3）列結(jié)果顯示收入差距、性別比、15—65歲人口比重、省級平均受教育水平以及人均福利支出對犯罪率的影響非常有限。

（二）工具變量法

由于地區(qū)關稅保護程度指標的計算方法，地區(qū)貿(mào)易自由化程度會受到非貿(mào)易部門的影響較大，如果地區(qū)非貿(mào)易部門比重較大則會對地區(qū)貿(mào)易自由化程度的度量產(chǎn)生較大的偏差，可能會產(chǎn)生與貿(mào)易自由化無關的因素影響犯罪率的混淆結(jié)果。因此為了解決這種測量性誤差，我們利用各地區(qū)可貿(mào)易部門細分行業(yè)結(jié)構作為細分行業(yè)關稅的權重構建指標Trtariff，作為tariff的工具變量。同時，我們知道加入WTO后，地區(qū)關稅保護水平受到初始地區(qū)關稅保護水平的影響，鑒于中國加入WTO的時點為2001年12月，因此，利用時間虛擬變量post與2000年初始關稅保護水平的交互項作為tariff的工具變量。其中post為虛擬變量，若年份在2002年及以后記為1，反之記為0。

鑒于中國加入WTO后，在2000—2006年間關稅、非關稅壁壘經(jīng)歷大規(guī)模的削減，到2011年關稅削減基本結(jié)束。因此本文分別對2000—2006年的面板數(shù)據(jù)和2000—2011年的面板數(shù)據(jù)進行回歸，探究不同時期貿(mào)易自由化對犯罪率的影響，回歸結(jié)果如表3所示。表3中工具變量法回歸結(jié)果顯示，第（1）列、第（2）列回歸結(jié)果均通過弱工具變量檢驗和過度識別檢驗。地區(qū)貿(mào)易保護程度的系數(shù)無論是對于2000—2006年的面板數(shù)據(jù)還是2000—2011年的面板數(shù)據(jù)，回歸結(jié)果均為負且在1%的水平下顯著，這表明在考慮到內(nèi)生性和測量誤差的情況下，本文的回歸結(jié)果仍然穩(wěn)健。這表明貿(mào)易自由化對犯罪率具有顯著的推動作用，且貿(mào)易自由化越深入的地區(qū)，犯罪率的提升越大。通過對比第（1）列和第（2）列回歸系數(shù)的絕對值，可以發(fā)現(xiàn)，第（2）列系數(shù)絕對值要大于第（1）列系數(shù)的絕對值，這說明貿(mào)易自由化對犯罪率的正向影響不僅發(fā)生在2000—2006年間，而且一直持續(xù)到2011年。

五、貿(mào)易自由化影響犯罪的潛在人口流動機制檢驗

（一）貿(mào)易自由化與人口流動

為了檢驗貿(mào)易自由化與人口流動之間的關系，我們建立如下計量模型（3）：

其中l(wèi)nYdt分別代入外來人口比重的對數(shù)、暫住人口比重的對數(shù)、戶籍人口遷入率的對數(shù)、戶籍人口遷出率的對數(shù)，其他設置與（2）式相同。

表4回歸結(jié)果顯示了貿(mào)易自由化與人口流動情況的關系，檢驗了貿(mào)易自由化對中國人口流動的作用。表4中的第（1）和（2）列為雙向固定效應的回歸結(jié)果，第（3）和第（4）列為工具變量法的回歸結(jié)果，實證結(jié)果顯示，無論是利用外來人口還是暫住人口衡量的人口流動情況均顯示，貿(mào)易自由化提升了人口流動比率，貿(mào)易自由化程度越深入的地區(qū)，流動人口比重越大。由文中圖1中國貿(mào)易自由化進程在沿海地區(qū)較為深入，表明沿海地區(qū)的貿(mào)易自由化進程的深入是吸引外來人口的主要原因，這可能是由于個人的遷移選擇主要受工資水平和就業(yè)機會的影響。得益于開放的“先發(fā)優(yōu)勢”，沿海地區(qū)較高的工資水平和就業(yè)需求吸引了大量的內(nèi)地勞動力，提高了沿海地區(qū)流動人口比率（郭東杰、王曉慶，2013）。[7]

表5回歸結(jié)果顯示了貿(mào)易自由化與戶籍人口流動的關系，實證結(jié)果顯示，無論是對于戶籍人口流入還是戶籍人口的流出，貿(mào)易自由化并不影響戶籍人口的流動。這可能是因為，由于存在著戶籍管制，戶口指標長期遵循“總量控制”的原則，沒有隨著外來人口規(guī)模的擴大而成比例地增加，外來人口獲得當?shù)貞艨诘母怕试絹碓叫。ㄍ跬妫?016）。[10]貿(mào)易自由化進程的推進，由于戶籍制度的限制，并沒有影響戶籍人口的流動，這也間接表明貿(mào)易自由化不是通過影響戶籍人口的流動而影響犯罪率的變動的。

（二）貿(mào)易自由化影響犯罪率的人口流動中間機制檢驗

為了驗證貿(mào)易自由化影響犯罪率的人口流動潛在機制，我們建立如下計量模型式（4）：

式（4）中因變量是犯罪率的對數(shù)，為了檢驗貿(mào)易自由化是否通過人口流動來影響犯罪率，設置自變量EcoCondt分別代入外來人口比重的對數(shù)和暫住人口比重的對數(shù)，并引入貿(mào)易保護水平與相應地區(qū)經(jīng)濟社會條件交互項，來分析貿(mào)易自由化影響犯罪率的人口流動流動機制?？刂谱兞颗c式（2）中相同，估計方法采用雙向固定效應模型和工具變量法。

貿(mào)易自由化影響犯罪率的人口流動機制檢驗的回歸結(jié)果如表6所示。表6中第（1）和第（3）列是分別用外來人口比率和暫住人口比率衡量的人口流動情況的雙向固定效應回歸結(jié)果，第（2）列和第（4）列是相應的工具變量法的回歸結(jié)果，我們主要關注工具變量法的回歸結(jié)果。實證結(jié)果表明，無論是以外來人口還是暫住人口衡量的流動人口比率都顯示流動人口比重的提升會推升犯罪率水平。產(chǎn)生這種結(jié)果的原因是由于戶籍制度的限制，城市內(nèi)部的“二元結(jié)構”促使流動人口相較于本地居民無論是在收入還是福利待遇上都具有顯著的差異，心理上和待遇上的差別導致流動人口進而提升了犯罪率水平。對比表6中第（2）和第（4）列與表3中第（2）列的主要解釋變量地區(qū)貿(mào)易保護程度的系數(shù)與顯著性，在控制了人口流動因素后，地區(qū)貿(mào)易保護程度的系數(shù)絕對值變小，顯著性水平也下降。結(jié)合表4的回歸結(jié)果，這表明貿(mào)易自由化確實通過推動人口流動推升了我國犯罪率水平。一方面貿(mào)易自由化程度越深入的地區(qū)吸引更多的人口流動，而由于我國戶籍制度的限制，大部分流動人口面臨惡劣的工作與生活條件，社會保障缺失，流動人口更加脆弱，從而提高犯罪傾向;另一方面，中國加入WTO后，貿(mào)易自由化進程的加快，吸納了更多的流動人口進入沿海開放地區(qū)，進一步加強了流動人口向沿海地區(qū)集聚的效應，但開放地區(qū)并未做好相應的準備，城市人口的快速增長伴隨的是低質(zhì)量的城市化和制度的缺失并超過大城市的承載力，更多的人口為了有限的資源進行競爭，從而推升犯罪率。進一步觀察交互項的系數(shù)，無論何種方式衡量的人口流動與地區(qū)貿(mào)易保護程度的交互項的系數(shù)均為負，且在1%的水平下顯著，這表明存在人口流動影響貿(mào)易自由化與犯罪率關系的調(diào)節(jié)機制，在流動人口規(guī)模更大的地區(qū)，貿(mào)易自由化推升犯罪率的程度更高，這也進一步表明貿(mào)易自由化與人口流動影響犯罪率的交互機制的存在。

（三）穩(wěn)健性檢驗

考慮到直轄市與少數(shù)民族自治區(qū)地區(qū)的特殊性，本文采取排除直轄市、少數(shù)民族地區(qū)對基準回歸進行重新檢驗，另外，用萬人起訴率代替逮捕率作為犯罪率的衡量重新進行穩(wěn)健性回歸?；貧w結(jié)果如下表7所示。表7中第（1）、（2）列為排除直轄市與少數(shù)民族自治區(qū)地區(qū)的實證回歸結(jié)果，表7中第（3）、（4）列為用起訴率衡量的犯罪率的回歸結(jié)果，兩種穩(wěn)健性檢驗的實證結(jié)果均表明貿(mào)易自由化提升了犯罪率水平，且貿(mào)易自由化程度越深入的地區(qū)，犯罪率提升程度越大這一結(jié)論的穩(wěn)健性。

六、結(jié)論與政策建議

本文利用中國加入WTO這一特殊事件形成的外生沖擊，研究貿(mào)易自由化對犯罪率的影響，并且探究貿(mào)易自由化是否通過影響城市化過程中的人口流動進而影響犯罪率這一機制。借助中國省級面板數(shù)據(jù)，利用固定效應模型和工具變量法進行實證分析。本文得出以下結(jié)論：貿(mào)易自由化進程的深入推升了犯罪率，且貿(mào)易自由化對犯罪率的這種正向作用具有地區(qū)效應，即貿(mào)易自由化程度越深入的地區(qū)，犯罪率的提升越大;貿(mào)易自由化對犯罪的這種正向效應和地區(qū)效應會通過城市化過程中人口流動這一中間機制進行影響，沿海地區(qū)貿(mào)易自由化程度較高，因此吸納更多的外來人口，外來人口的集聚以及戶籍制度的限制都是推升犯罪率的原因。

對外開放對經(jīng)濟增長具有拉動作用，但犯罪率的攀升也是發(fā)展過程中付出的社會成本，因此，要處理好對外開放、經(jīng)濟增長與社會和諧之間的關系，根據(jù)本文的結(jié)論，我們提出以下幾方面的政策建議：首先，中、西部地區(qū)具有相對充裕的勞動力，人口凈流出省份也主要集中在中西部地區(qū)，打破貿(mào)易自由化地區(qū)發(fā)展程度不均的局面，借助“一帶一路”的契機，積極推進“離土不離鄉(xiāng)”的勞動力轉(zhuǎn)移政策，發(fā)展中西部地區(qū)對外貿(mào)易既能吸引流出人口回流、又能吸引農(nóng)村剩余勞動力，對當?shù)亟?jīng)濟增長也具有正向的作用;其次，積極推進戶籍制度改革，健全農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口落戶制度，有序推進農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化，保障以農(nóng)民工為主體的流動人口享有與當?shù)鼐用裣嗤母＠w系;再次，打破城鎮(zhèn)化發(fā)展不平衡的局面，加快新型城市化建設，培育發(fā)展中西部地區(qū)城市群，著力發(fā)展小城市，提高城市化質(zhì)量。最后，增強和完善我國公民的誠信記錄體系并實現(xiàn)全國范圍內(nèi)的共享，對流動人口中易于犯罪的個體勞動者加強教育、監(jiān)督和全方位犯罪預防。

參考文獻：

[1]章元，劉時菁，劉亮.城鄉(xiāng)收入差距、民工失業(yè)與中國犯罪率的上升[J].經(jīng)濟研究，2011（2）：59-72.

[2]Dix-Carneiro R，Soares R R，Ulyssea G.Economic Shocks and Crime：Evidence from the Brazilian Trade Liberalization[J].American Economic Journal：Applied Economics，2018，10（4）：158-95.

[3]Iyer L，Topalova P B.Poverty and Crime：Evidence from Rainfall and Trade Shocks in India[R].Business Scho- ol BGIE Unit Working Paper No.14-067.

[4]謝旻荻，賈文.經(jīng)濟因素對犯罪率影響的實證研究[J].中國人民公安大學學報（社會科學版），2006（1）：114-120.

[5]陳屹立.中國犯罪率的實證研究[D].山東大學，2008.

[6]易苗，周申.經(jīng)濟開放對國內(nèi)勞動力流動影響的新經(jīng)濟地理學解析[J].現(xiàn)代財經(jīng)（天津財經(jīng)大學學報），2011（3）：6-14.

[7]郭東杰，王曉慶.經(jīng)濟開放與人口流動及城鎮(zhèn)化發(fā)展研究[J].中國人口科學，2013（5）：78-86，127.

[8]陳剛，李樹，陳屹立.人口流動對犯罪率的影響研究[J].中國人口科學，2009（4）：52-61，111-112.

[9]程建新，劉軍強，王軍.人口流動、居住模式與地區(qū)間犯罪率差異[J].社會學研究，2016（3）：218-241，246

[10]王同益.外來人口、戶籍制度與刑事犯罪[J].人口研究，2016（2）：63-74.

[11]Glaeser E L，Sacerdote B.Why is there More Crime in Cities？[J].Journal of Political Economy，1999，107（S6）：S225-S258.

[12]Borjas G J.The Economic Progress of Immigrants[R].NBER Working Paper No.6506.

[13]Meng X，Zhang J.The Two-Tier Labor Market in Urban China：Occupational Segregation and Wage Differentials between Urban Residents and Rural Migrants in Shanghai[J].Journal of Comparative Economics，2001，29（3）：485-504.

[14]Becker G S.Crime and Punishment：An Economic Approach[J].Journal of Political Economy，1968，76（2）：169-217.

[15]辜勝阻，易善策，鄭凌云.基于農(nóng)民工特征的工業(yè)化與城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展研究[J].人口研究，2006（5）：1-8.

[16]Merton R K.Social Structure and Anomie[J].American Sociological Review，1938，3（5）：672-682.

[17]張丹丹，王也，Xin Meng，Lisa Cameron.農(nóng)民工犯罪類別的決定因素——基于監(jiān)獄調(diào)查數(shù)據(jù)的實證分析[J].經(jīng)濟學（季刊），2015（1）：83-112.

[18]邵宜航，汪宇娟，劉雅南.勞動力流動與收入差距演變：基于我國城市的理論與實證[J].經(jīng)濟學家，2016（1）：33-41.

[19]童敏.流動人口刑事被害人及被害預防[J].犯罪研究，2013（3）：48-54.

[20]Topalova P.Trade Liberalization，Poverty and Inequality：Evidence from Indian districts[M].Globalization and Poverty.University of Chicago Press，2007：291-336.

[21]Topalova P.Factor Immobility and Regional Impacts of Trade Liberalization：Evidence on Poverty from India [J].American Economic Journal：Applied Economics，2010，2（4）：1-41.

[22]周申，何冰.貿(mào)易自由化對中國非正規(guī)就業(yè)的地區(qū)效應及動態(tài)影響——基于微觀數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究[J].國際貿(mào)易問題，2017（11）：13-24.

[23]Upward R，Wang Z，Zheng J.Weighing Chinas Export Basket：The Domestic Content and Technology Inten- Sity of Chinese Exports[J].Journal of Comparative Economics，2013，41（2）：527-543.

[24]曾國彪，姜凌.貿(mào)易開放、地區(qū)收入差距與貧困：基于CHNS數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究[J].國際貿(mào)易問題，2014（3）：72-85.