陳 怡 戴雪婷

(南京審計大學，江蘇 南京 211815)

一、引言

基于現(xiàn)行貧困標準(1)本文的現(xiàn)行貧困標準根據(jù)歷年中國農村住戶調查數(shù)據(jù)、農村物價和人口變化，按照家庭人均純收入2300元的貧困線標準(2010年不變價)測算得出。，中國于2020年底消除了絕對貧困，扶貧事業(yè)取得了顯著成就，但發(fā)展不平衡不充分的問題仍然長期存在，鞏固脫貧成果的任務仍較為艱巨。陳基平等(2021)認為，當前雖然消除了絕對貧困，但縱觀相關研究和國際發(fā)展情況，任何社會總會存在一部分的相對貧困群體。因此，相對貧困問題依然值得重視，反貧困是一個長期的任務(施海波 等，2020)。同時，新冠肺炎疫情的持續(xù)沖擊和外部環(huán)境的不斷變化也給反貧困工作帶來了挑戰(zhàn)。黨的十九屆五中全會和“十四五”規(guī)劃皆明確提出要保持幫扶政策穩(wěn)定，全面鞏固提升脫貧成果，扶貧舉措要逐步調整為針對相對貧困的日常性幫扶政策。因此，在絕對貧困消除后的減貧新時代，我們仍需對貧困問題加以重視和關注，研究焦點也相應轉向鞏固脫貧成果和相對貧困上。

伴隨著貧困人口的大幅減少，中國對外貿易也在快速增長，貨物貿易進出口總額從1978年的355億元上升至2019的31.56萬億元，對外貿易依存度也從1978年的10.03%增至2019年的31.85%(2)數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局。，中國已經(jīng)成為全球對外貿易規(guī)模最大的國家。國際貿易不可避免地會對經(jīng)濟和社會發(fā)展產(chǎn)生廣泛且深遠的影響，也會通過多種渠道影響中國的貧困問題(郭熙保 等，2008)。國際貿易和貧困的關系一直是學術界研究的熱點問題。多數(shù)學者認為，從長期看，國際貿易能夠促進經(jīng)濟增長，提高低收入人群收入并實現(xiàn)減貧。然而，也有一些學者指出，國際貿易有可能對本國原有產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生沖擊，減少就業(yè)，尤其是對發(fā)展中國家而言，國際貿易短期內可能不利于低收入人群增收，即便在長期，國際貿易也可能損害部分人的利益。本文利用“中國營養(yǎng)與健康調查數(shù)據(jù)(CHNS)”，基于相對貧困的視角實證研究國際貿易對中國家庭動態(tài)貧困的影響，以期從國際貿易的角度為我國更好地鞏固拓展脫貧成果和全面建成小康社會提供政策建議。

二、文獻綜述

(一)關于貧困問題的相關研究

現(xiàn)有關于貧困問題的研究大多集中在已經(jīng)發(fā)生的、靜態(tài)的貧困事實上。隨著研究的深入，越來越多的學者意識到，單對某一時期貧困人口的規(guī)模大小進行研究是不能完全對貧困做出解釋的，貧困家庭有可能在下一時期繼續(xù)貧困，也有可能脫貧，非貧困家庭也有可能在下一時期陷貧，對貧困問題的研究不僅需要了解某一時點的貧困狀態(tài)，更需要觀測和掌握家庭陷入或脫離貧困，即家庭動態(tài)貧困的過程及成因。目前，對動態(tài)貧困的研究大致包含三種：第一種，持續(xù)追蹤家庭的貧困狀態(tài)，根據(jù)處于貧困狀態(tài)的時間長短，將動態(tài)貧困定義為暫時貧困和長期貧困(羅曼 等，2013；張全紅 等，2014；周振 等，2014)。其中，長期貧困是指在多個時期內經(jīng)常處于貧困狀態(tài)或者在一定時期內期望消費低于貧困線的狀態(tài)。第二種，按照貧困與非貧困之間不同時期的轉換，把動態(tài)貧困劃分為脫貧、陷貧、持續(xù)貧困和持續(xù)非貧困四類(Justino et al.，2008；Glauben et al.,2012)。第三種，脆弱性貧困，主要考察家庭受到未來沖擊時陷貧的可能性大小(聶榮 等，2014；蒲文彬，2017)。

現(xiàn)有研究常以收入為標準，以絕對貧困和相對貧困對貧困狀態(tài)進行測度。絕對貧困更關注個人或者家庭的絕對收入量，而相對貧困則是以整個社會的平均水平為基礎，家庭的生活狀況低于社會平均水平則視為貧困。目前關于相對貧困標準的研究中，收入比例法是設定相對貧困線的主要方法，但是其標準尚未統(tǒng)一，如OECD國家將貧困風險閾值設為收入中位數(shù)或者平均數(shù)的50%，歐盟把收入中位數(shù)的60%作為相對貧困線，部分學者則以收入中位數(shù)的40%或者50%作為相對貧困線(曾國彪 等，2014；葉興慶 等，2019；李瑩 等，2021)。也有部分學者使用收入等比例法識別相對貧困，如把收入最低的5%、10%或20%人口看作貧困人口(張全紅 等，2007；陳怡 等，2013；方舒 等，2021)。此外，有些學者將多維貧困作為貧困指標，不同于前兩種方法偏向收入維度，多維貧困則是在教育、經(jīng)濟、健康和生活質量等維度上對貧困進行測度(蔣瑛 等，2018；裴勁松 等，2021)。還有的學者利用家庭人均最低消費支出或者人類發(fā)展指數(shù)等指標測度貧困(Dhrifi et al.，2020；Onakoya et al.，2019；張原，2019)。

(二)關于國際貿易影響貧困的相關研究

1.國際貿易影響貧困的理論機制

現(xiàn)有國際貿易影響貧困的研究通常從宏觀層面和微觀層面展開。從宏觀的角度來看，一些研究認為國際貿易會通過就業(yè)影響貧困，增加就業(yè)率，促進低收入人群脫貧。Muhammad(2018)發(fā)現(xiàn)，貿易開放程度的加深會創(chuàng)造大量的就業(yè)崗位，從而帶動就業(yè)率的提高，有助于減貧。Le et al.(2019)發(fā)現(xiàn)，國際貿易的減貧作用與對外貿易相關部門就業(yè)率的提高密切相關。另一些研究發(fā)現(xiàn)，國際貿易可以通過技術進步途徑影響收入分配，從而對貧困產(chǎn)生影響。Gisselquist et al.(2000)發(fā)現(xiàn)，國際貿易提高效率的證據(jù)是非常充分的。Gaddis et al.(2014)則認為，國際貿易對不同技能勞動力的影響具有異質性，其帶來的技術進步偏向效應會增加對高技能勞動力的需求，從而對低技能勞動力的就業(yè)和收入造成負面影響。然而，謝飛(2003)指出，貿易開放的技術進步效應需要經(jīng)歷一定時間才有可能惡化貿易條件并加劇貧困，在此之前很有可能利用比較優(yōu)勢發(fā)展貿易實現(xiàn)增收。還有一些研究偏重于從經(jīng)濟增長這一渠道進行探討。多數(shù)學者認為貿易自由化會促進經(jīng)濟增長，進而縮減貧困。Liyanaarachchi et al.(2016)發(fā)現(xiàn)，國際貿易可以促進經(jīng)濟增長，進而提高人均收入水平，實現(xiàn)減貧。Garfinkel et al.(2015)發(fā)現(xiàn)，國際貿易會影響地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平，更高的貿易開放度與更大的經(jīng)濟增長率相匹配，經(jīng)濟增長又是實現(xiàn)減貧的重要途徑，因而國際貿易可以對減貧產(chǎn)生顯著的促進作用。

從微觀層面考察國際貿易影響貧困的研究有逐漸增多的趨勢(Porto，2004)。施炳展等(2017)從微觀家庭福利水平的角度進行研究發(fā)現(xiàn)，國際貿易通過商品價格變化機制改善低收入家庭的福利。對于貧困家庭來說，食品、衣著和家用設備支出比重較大，而國際貿易會導致關稅下降進而促使食品類、服裝類和家用設備類商品的價格下降，這有利于減少家庭支出。

2.國際貿易影響貧困的經(jīng)驗研究

與發(fā)達國家相比，發(fā)展中國家家庭的收入水平往往更低，貧困狀況更值得關注，相關研究也更為豐富。Garfinkel et al.(2015)通過對印度、韓國、智利和越南等國的研究發(fā)現(xiàn)，更高程度的國際貿易開放度有助于減貧。Durowah(2017)以91個發(fā)展中國家為樣本進行研究發(fā)現(xiàn)，國際貿易有利于減貧，且國際貿易更有利于最不發(fā)達國家的低收入群體減貧。閆鴻鸝(2019)通過對109個國家1990—2016年的數(shù)據(jù)進行研究發(fā)現(xiàn)，國際貿易對減貧的正向作用，不僅體現(xiàn)在HDI指數(shù)的增加，還體現(xiàn)在貧困發(fā)生率和貧困深度的下降，國際貿易通過城鎮(zhèn)化產(chǎn)生的減貧效應比僅僅依靠自身產(chǎn)生的減貧效應更大。與以上研究結論相反，一些研究表明，國際貿易開放不利于減貧。一些學者認為，發(fā)展中國家參與國際貿易會受到發(fā)達國家的剝削(中心-外圍論、貿易條件惡化論等提供了有力的理論基礎)，從而有可能加深發(fā)展中國家的貧困問題。徐建斌等(2002)的研究表明，國際貿易中，發(fā)展中國家更多是生產(chǎn)和出口低技能產(chǎn)品，這類產(chǎn)品往往需求彈性較小，更容易導致國際貿易條件的惡化。Singh et al.(2011)基于撒哈拉以南非洲國家1992—2006年的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，國際貿易對赤貧者的福利產(chǎn)生了負面影響，會導致最貧困的1/5人口的收入水平大幅下降。Guillauont et al.(2011)采用跨國數(shù)據(jù)也得出了國際貿易不利于最貧困的1/5人口增收這一結論。此外，Agenor(2004)通過對11個發(fā)展中國家的經(jīng)驗分析發(fā)現(xiàn)，國際貿易對貧困的影響呈倒“U”形變化，在開放初期，自由貿易會使就業(yè)率下降，對低收入人口帶來負面影響，但從長期看，貿易開放度的提高有助于促進勞動力在部門間自由流動，進而幫助脫貧。

近些年，越來越多的學者意識到貧困并非靜態(tài)的，低收入家庭有可能在下一時期脫貧，收入水平較高的家庭也有可能受到?jīng)_擊在下一時期變成低收入家庭，研究的重點開始由橫截面的靜態(tài)貧困向動態(tài)貧困轉變。但現(xiàn)有文獻主要從靜態(tài)貧困的角度出發(fā)，關于國際貿易對動態(tài)貧困影響的研究十分有限。2020年我國消除了絕對貧困，緩解相對貧困將是新的研究重點。因此，本文的創(chuàng)新之處在于從上述第二種動態(tài)貧困的視角出發(fā)，結合相對貧困研究國際貿易對中國貧困的影響；同時，本文還對貿易開放影響動態(tài)貧困的機制進行經(jīng)驗分析，這是對先前研究的補充和完善，也適應調整后的扶貧政策，具有較強的應用價值。

三、理論分析與假說提出

傳統(tǒng)理論表明，國際貿易有助于增加發(fā)展中國家非熟練勞動力的真實工資。一方面，國際貿易有利于拉動低收入居民的就業(yè)，幫助他們增收和脫貧。國際貿易會擴大國內市場需求，增加就業(yè)崗位，促使農業(yè)勞動力向工業(yè)部門轉移，這將刺激農村貧困勞動力外出就業(yè)，增加他們的收入，幫助低收入勞動力脫貧(陳思宇 等，2020)。另一方面，對于不同技術水平的勞動力，國際貿易的收入分配效應存在差異。從發(fā)達國家進口先進技術的過程會促進技能偏向型的技術變革，相應地，企業(yè)將增加對勞動力技能水平的要求，提高熟練勞動力的就業(yè)率和收入水平(Han，2012；黃燦 等，2016)，從而降低了熟練勞動力的陷貧概率。同時，國際貿易帶來的技術偏向效應可能導致部分非熟練勞動力失業(yè)和收入下降(申樸 等，2020)，從這個角度來看，國際貿易可能不利于低收入勞動力的就業(yè)和增收。但從長期來看，技術進步創(chuàng)造的就業(yè)崗位還是比其破壞的更多(程誠 等，2010)。此外，內生增長理論指出，國際貿易能夠幫助貿易國更快地獲取先進技術與研發(fā)成果，促進這些國家的技術進步，間接推動參與國社會勞動生產(chǎn)率整體提升，促進經(jīng)濟增長，而經(jīng)濟增長是增收和減貧的關鍵。隨著對外開放程度的加深，國際貿易通過積累和創(chuàng)新推動了經(jīng)濟增長，經(jīng)濟增長又促進了第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)，尤其是服務業(yè)和涉及加工貿易的制造業(yè)的快速發(fā)展，從而促進陷貧的非熟練勞動力脫貧。作為發(fā)展中國家，目前中國國際貿易成交額穩(wěn)步提升，技術市場成交額和專利申請授權數(shù)持續(xù)增長，熟練勞動力的就業(yè)率和收入水平有了顯著提高，收入較高的群體返貧風險降低。同時，技術進步也會推動落后地區(qū)和低端行業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高，進而減少貧困。因此，本文提出：

假說1：國際貿易既有利于貧困家庭脫貧，也有助于降低非貧困家庭陷貧的風險，且該作用是通過促進技術進步和就業(yè)來實現(xiàn)的。

分區(qū)域看，不同地區(qū)由于貿易開放度不同，產(chǎn)生的減貧效應也存在差異。中國沿海地區(qū)貿易開放水平長期處于較高層次，多數(shù)農村勞動力早已轉向勞動密集型的非農部門，且沿海地區(qū)經(jīng)濟較為發(fā)達，此地區(qū)的農村貧困勞動力在客觀上難以實現(xiàn)脫貧。因此，國際貿易難以通過優(yōu)化沿海地區(qū)農業(yè)生產(chǎn)結構改善其貧困狀態(tài)(雷卓婭 等，2014)。但是對于內陸地區(qū)來說，由于其經(jīng)濟基礎薄弱、缺少地理優(yōu)勢等，貿易開放度長期處于較低水平。因此，國際貿易可以優(yōu)化改善內陸地區(qū)農業(yè)生產(chǎn)結構，促使內陸地區(qū)的農村低收入居民獲得更多的就業(yè)機會，增加其收入來源，幫助其減貧。貿易對不同產(chǎn)業(yè)的帶動作用存在差別，第三產(chǎn)業(yè)在內陸地區(qū)更有利于提高低技能貧困人口收入，具有更顯著的減貧效應(張萃，2011)。因此，相較于沿海地區(qū)，貿易自由化對中國內陸地區(qū)貧困人口收入的提高作用更大(郭熙保 等，2008)(3)事實上，根據(jù)張萃(2011)的測算，按照人口20%的最低收入人群劃分的貧困標準，內陸地區(qū)貧困人口真實收入的年增長幅度(8.4%)高于沿海地區(qū)(8.1%)。，根據(jù)前文分析，國際貿易會使豐裕要素報酬的增加幅度更大，非熟練勞動力作為中國的豐裕要素大部分存在于農村地區(qū)，外資流入也主要集中于可以吸收大部分農村剩余勞動力的勞動密集型產(chǎn)業(yè)，因此國際貿易對農村居民收入的增長幅度大于城鎮(zhèn)地區(qū)。綜上，本文提出：

假說2：國際貿易對不同地區(qū)家庭動態(tài)貧困的影響存在差異性，對內陸和農村地區(qū)產(chǎn)生的減貧效應大于沿海和城鎮(zhèn)地區(qū)。

依據(jù)H-O理論，國際貿易會促進本國豐裕要素增收，中國作為發(fā)展中國家，國際貿易會拉動非熟練勞動力的就業(yè)，提高他們的收入水平。然而，距離貧困線越遠的那部分非熟練勞動力的素質、技能水平、所處環(huán)境等往往處于較低層次，這類群體的自由流動性普遍較低，往往無法接觸到與貿易相關的行業(yè)或者被貿易相關部門排除在外。S-S理論表明，只有從事與貿易相關的工作，才能從貿易開放中獲益，因而離貧困線越遠的那部分群體在國際貿易中越難以實現(xiàn)脫貧，甚至有可能在進口的過程中被其他國家低技能勞動力替代(申樸 等，2020)，進而加劇他們的貧困狀況。國際貿易會使部分素質相對較高的貧困群體轉移到非農就業(yè)，促進他們的就業(yè)和收入，幫助他們擺脫貧困(雷卓婭 等，2014)。同時，國際貿易的技術溢出效應對熟練勞動力收入提升影響幅度更大(黃燦，2019)，并且增收效應會隨著技能水平的提升而提高。但是中等技能勞動力受到正向技術進步溢出效應的同時也會受到從發(fā)達國家進口帶來的負向替代效應，高質量中間產(chǎn)品的進口也有可能導致中等技能勞動力被替代，從技能偏向型技術進步中能夠獲益的是高技能勞動力(薛飛 等，2017；申樸 等，2020)。因而相比于中等收入者，國際貿易有利于收入最高的非貧困家庭降低陷貧風險。綜上，本文提出：

假說3：國際貿易更有助于離貧困線較近的貧困家庭脫離貧困，也更有利于收入最高的非貧困家庭降低陷貧風險。

四、模型構建、變量選擇與數(shù)據(jù)說明

(一)模型構建

本文的動態(tài)貧困是指在期初和期末兩個時期內家庭貧困狀態(tài)的轉變，具體包括：(1)兩個時期都保持貧困；(2)在前一個時期貧困，在后一個時期擺脫貧困；(3)兩個時期都保持非貧困；(4)在前一個時期不貧困，在后一個時期陷入貧困。結合以往研究，本文選取1991—1993年、2004—2006年、2009—2011年三個跨兩年期的CHNS微觀調查數(shù)據(jù)，使用多項Logit模型研究國際貿易對中國家庭動態(tài)貧困的影響。

將兩個時期家庭都處于貧困狀態(tài)和兩個時期都處于非貧困狀態(tài)設置為基準組分別進行考察，構建如下基準回歸模型：

(1)

(2)

(3)

其中:i表示家庭，p表示省份，p(j=1)表示家庭處于第(1)種情況的概率；ln{p(j=2)/p(j=1)}ip表示p省份i家庭處于第(2)種情況與處于第(1)種情況概率之比的對數(shù)；ln{p(j=4)/p(j=3)}ip表示p省份i家庭處于第(4)種情況與處于第(3)種情況概率之比的對數(shù)；tradep表示p省份貿易開放度，y表示家庭人均收入增長的概率，ln(y/1-y)ip表示p省份i家庭人均收入增長與減少概率之比的對數(shù)，β為國際貿易對動態(tài)貧困影響的回歸系數(shù)，Xip表示控制變量，εip為隨機誤差項。

為考察不同分位數(shù)下國際貿易對貧困家庭脫貧的影響，本文構建Oprobit模型，如模型(4)～(6)所示：

Poverty0ip=α+βtradep+λX0ip+ε0ip

(4)

Poverty1ip=α+βtradep+λX1ip+ε1ip

(5)

Poverty2ip=α+βtradep+λX2ip+ε2ip

(6)

其中，Poverty表示家庭動態(tài)貧困狀況，下標0、1、2表示期初家庭人均收入處于所有貧困家庭的底部、中部和頂部。

為考察不同分位數(shù)下國際貿易對非貧困家庭陷貧的影響，本文構建Oprobit模型，如模型(7)～(9)所示：

Poverty0ip=α+βtradep+λX0ip+ε0ip

(7)

Poverty1ip=α+βtradep+λX1ip+ε1ip

(8)

Poverty2ip=α+βtradep+λX2ip+ε2ip

(9)

其中，下標0、1、2分別表示期初家庭人均收入處于所有非貧困家庭的底部、中部和頂部。

(二)變量描述

1.被解釋變量

本文的被解釋變量是動態(tài)貧困，通過比較兩個時期家庭貧困狀態(tài)而得到。其一，確定每一年的家庭貧困狀態(tài)。本文采用家庭人均收入(家庭總收入除以家庭規(guī)模)對貧困狀態(tài)進行分析，按照CHNS數(shù)據(jù)庫中使用的以1988年為基期的物價指數(shù)(CPI)，對各年收入進行平減。潘文軒等(2020)指出在2020年后的經(jīng)濟轉型期間，使用收入等份比例法更有助于保持扶貧政策的穩(wěn)定，更好地幫助既定比例下最低收入人口脫貧。本文采用相對貧困標準，借鑒陳怡等(2013)和方舒等(2021)的研究，首先將處于人均收入最低20%的家庭視作貧困家庭，區(qū)分各年度的貧困家庭和非貧困家庭。然后按照上述四類家庭的貧困跨期變動情況，分別賦值為1、2、3、4。其二，家庭人均收入是否增加，若增加則取值為1，否則為0。其三，貧困家庭是否脫貧，脫貧取值為1，持續(xù)貧困則為0。其四，非貧困家庭是否陷貧，陷貧取值為1，否則為0。

2.解釋變量

本文的解釋變量是貿易開放度(trade)，由于本文研究的是期初和期末兩個時期的貧困變動情況，因此用兩時期內對外貿易依存度的變化來表示。計算方法如下：

對外貿易依存度=進出口總額/

GDP

3.控制變量

(1)戶主特征。一般來說，隨著年齡的增長，戶主收入不斷增加，這會降低家庭陷入貧困的概率；但是達到一定年齡后，收入往往又隨著年齡增長而減少，陷入貧困的幾率又會上升。大多數(shù)研究表明，戶主為女性的家庭更容易發(fā)生貧困?；閮鹊幕ブ饔糜兄诖龠M居民增收，因而已婚戶主所在家庭貧困概率較低。本文選擇戶主年齡(age)、戶主年齡的平方(age2/100)、性別(gender)、婚姻狀況(marriage)作為控制變量進行考察。其中，性別和婚姻狀況為虛擬變量，男性賦值為1，女性賦值為0；在婚賦值為1，其他賦值為0。

(2)人口特征。用家庭勞動力(4)按照國家統(tǒng)計局標準，15～54歲視為勞動人口。規(guī)模來表示。以往研究得出，家庭勞動力規(guī)模越大，家庭收入越多，貧困家庭脫貧概率越高，非貧困家庭陷貧概率越低。因此，本文采用家庭勞動力規(guī)模(size)作為控制變量進行分析。

(3)人力資本特征，用戶主受教育年限和技能水平來表示。Kucera et al.(2011)發(fā)現(xiàn)國際貿易促使技能偏向技術進步的轉變，受教育年限較長和技能水平較高的居民更容易獲得由國際貿易創(chuàng)造的就業(yè)機會，從而降低陷入貧困的概率。因此，本文加入戶主受教育年限(edu)和技能水平(job)作為控制變量。按照李雅楠等(2013)的方法，本文將受教育程度分為沒上過學、小學、初中、高中、本科、碩士及以上且分別取值為0、6、9、12、16、19；按照陳雪梅等(2014)的劃分方法，將高級和一般專業(yè)技術工作者、辦公室一般工作人員、管理者、行政人員、經(jīng)理、技術工人或熟練工人視為技術勞動力，取值為1，其他視為非技術勞動力，取值為0。

(4)區(qū)域特征。一般而言，城鎮(zhèn)和沿海地區(qū)經(jīng)濟較為發(fā)達，這些地區(qū)家庭的收入往往比農村和內陸家庭的收入更高，且就業(yè)機會也更多，因而相對于農村和內陸地區(qū)，城鎮(zhèn)和沿海地區(qū)的家庭更容易擺脫貧困。本文將是否是城鎮(zhèn)地區(qū)(urban)和是否是沿海地區(qū)(littoral)作為控制變量進行分析。城鎮(zhèn)或沿海地區(qū)賦值為1，農村或內陸地區(qū)賦值為0。

(5)人均GDP增長率。地方經(jīng)濟發(fā)展水平往往與家庭收入掛鉤，經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)，家庭收入越高，脫貧和陷入貧困的概率也就越低，因此本文加入人均GDP增長率(gdp)作為宏觀控制變量進行分析。

(三)數(shù)據(jù)說明

本文中各省份的進出口總額和GDP等宏觀數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》，微觀數(shù)據(jù)來自CHNS。CHNS目前已公布了10輪數(shù)據(jù)(1989/1991/1993/1997/2000/2004/2006/2009/2011/2015)。在CHNS的每一輪調查中，除了對新增樣本進行調查外，更多是對以往已調查過的樣本再次進行調查，如1993年的樣本大多是追蹤的1991年的家庭，2006年的樣本也大多在2004年樣本中出現(xiàn)。本文要考察動態(tài)貧困，需要使用兩個獨立的年份進行分析。鑒于CHNS數(shù)據(jù)年份間隔并不相同，為使不同時段的樣本具有可比性，應使用年份跨度相同的樣本進行研究，而不能簡單地比較不同年份間隔的動態(tài)貧困情況。在CHNS數(shù)據(jù)中，跨度為2年和4年的時段最多，但是時間間隔為4年的跨度相對較大，有可能產(chǎn)生較大偏差，因而本文選擇時間跨度為2年的面板數(shù)據(jù)(1991—1993/2004—2006/2009—2011)進行研究。不選擇1989—1991年，是因為1989年是CHNS第一次調查，可能會存在較大的非抽樣誤差影響研究結果。本文選取1991和1993年、2004年和2006年、2009年和2011年每兩年中都參與調查的家庭為樣本，對主要變量進行匹配，刪除主要變量的缺失值、極端值和異常值后獲得樣本數(shù)9636個。

(四)描述性分析

1.收入分布

圖1 中國家庭人均收入核密度

圖1報告了中國家庭人均收入的核密度分布(1991/1993/2004/2006/2009/2011)。從圖中可以看出：家庭人均收入分布曲線隨著時間的推移逐漸向右側移動，說明居民整體收入水平在不斷提高；家庭人均收入核密度圖的峰度在不斷下降，右尾在逐年變厚，這說明家庭人均收入的分散度在提高，收入差距有擴大趨勢。

2.馬爾科夫轉移矩陣

表1為本文的馬爾科夫轉移矩陣。從表1可以看出，處于非貧困狀態(tài)家庭的比重在期初和期末皆不斷增加，其中，1991—1993年為67.99%，而2009—2011年這一比重上升到69.18%。從三期的馬爾科夫轉移矩陣可以看出，相對于期初和期末都陷貧的概率，家庭脫貧的概率更大；相對于期初和期末皆處于非貧困的概率，家庭陷貧的概率較小。以上結果也進一步顯示中國減貧工作取得了很大成績。但是，我們也可以看到，期初和期末皆處于相對貧困狀態(tài)的家庭比重有所增加，從1991—1993年的8.01%上升到2009—2011年的9.22%，基于相對貧困視角，貧困問題依然值得重視。

表1 馬爾科夫轉移矩陣 (%)

五、實證結果分析

(一)基準回歸結果

表2報告了基準回歸結果。其中，P→NP是指以貧困→貧困為基準組，貧困→非貧困的回歸結果；NP→P是以非貧困→非貧困為基準組，非貧困→貧困的回歸結果。從三個時段的全部樣本看，國際貿易對非貧困家庭陷貧的影響在5%水平顯著為負，說明國際貿易有利于減少非貧困家庭陷貧幾率；區(qū)分每個時段的樣本看，在2004—2006年和2009—2011年這兩個時段，國際貿易對貧困家庭脫貧影響在10%水平顯著為正，這說明國際貿易對貧困家庭脫貧起到了積極作用。同時可以發(fā)現(xiàn)，三個跨兩年期國際貿易對非貧困家庭陷貧影響皆顯著為負。因此，總體而言，國際貿易對減貧產(chǎn)生了積極影響，這與假說1相符。Justino et al.(2008)以越南為案例對貿易開放對動態(tài)貧困的影響進行了相關研究，也得出了與本文相似的結論。

從其他變量上看，戶主為男性的貧困家庭更容易擺脫貧困；已婚戶主所在的非貧困家庭未來陷貧概率較??；勞動人口規(guī)模越大、戶主受教育程度越高、城鎮(zhèn)戶籍和位于沿海地區(qū)的家庭更有利于脫貧以及減少陷貧風險；戶主的技能水平越高越有助于非貧困家庭規(guī)避陷貧風險。

表2 基準回歸結果

(二)內生性檢驗

貿易開放度可能與家庭動態(tài)貧困之間存在內生性，本文將貿易開放度的滯后一期項作為工具變量進行檢驗。一方面，該變量與內生變量的當期項相關；另一方面，該變量已經(jīng)發(fā)生，取值已經(jīng)固定，不會與當期的誤差項相關。此外，本文還借鑒劉斌等(2012)、陳怡等(2018)的研究，將各省份到海岸線最短距離的倒數(shù)(h)作為貿易開放度的工具變量，該變量與貿易開放度相關，且該變量作為自然地理條件，不會直接影響家庭貧困狀態(tài)，因此選用該變量作為工具變量。

將上述兩個變量——貿易開放度滯后一期項和各省份到海岸線最短距離的倒數(shù)，作為貿易開放度的工具變量進行IV Logit兩階段估計,結果如表3所示。由表可知，工具變量系數(shù)統(tǒng)計顯著，第一階段的弱工具變量檢驗F值皆為大于10的臨界值水平，表明不存在弱工具變量問題。表3的估計結果與表2結果基本相似，國際貿易既有助于貧困家庭脫貧、也有助于抑制非貧困家庭陷貧的結論依然成立。

表3 內生性檢驗

(續(xù)表3)

(三)穩(wěn)健性檢驗

為檢驗國際貿易對動態(tài)貧困的影響是否依賴于相對貧困指標的選取，本文使用另一條相對貧困線，即根據(jù)OECD國家的設定標準，將低于中國人均收入50%的家庭視為相對貧困家庭。表4列出了估計結果，可以看到，國際貿易對貧困家庭脫貧影響在10%水平顯著為正，對非貧困家庭陷貧的影響在5%水平顯著為負。此外，本文將每年家庭人均收入調整到2011年水平，并使用絕對貧困(世界銀行提出的3.2美元/天和5.5美元/天的貧困標準(5)考慮到全球各國發(fā)展水平不一，2017年世界銀行對貧困線進行調整，將貧困線分為3檔：1.90美元/天的極端貧困線標準；3.2美元/天的中等偏低收入貧困線標準；5.5美元/天的中等偏高收入貧困線標準。為使研究結果既能反映中國的實際，又能反映國際貧困線標準變化的新趨勢，本文同時使用國家規(guī)定的農村貧困線標準2300元/年(2010年不變價)、以及世界銀行的中等偏低收入貧困線標準3.2美元/天和中等偏高收入貧困線標準5.5美元/天進行檢驗。2011年購買力平價(PPP)為3.506元人民幣相當于1美元，3.2美元/天和5.5美元/天的貧困標準相當于3886元人民幣/年和6678元人民幣/年的貧困標準。羅良清等(2020)也使用了國家農村貧困線標準2300 元/年(2010年不變價)以及世界銀行3.2美元/天和5.5美元/天的貧困線標準進行研究。)作為貧困的另一度量指標(見表4)，也得出了與表2相似的結果，即國際貿易的擴大確實有助于貧困家庭脫貧，也有利于防止非貧困家庭陷貧。因此利用不同貧困變量的測量方法得到了大體一致的回歸結果，說明本文的結論較為穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗

(續(xù)表4)

六、擴展性分析

(一)異質性分析

1.基于不同區(qū)域的分析

為進一步探討不同地區(qū)貿易開放減貧效果的差異，本文對內陸與沿海、農村與城鎮(zhèn)地區(qū)進行回歸，結果如表5所示。列(1)～(4)分別為內陸和沿海地區(qū)的估計結果?？梢钥闯觯瑑汝懙貐^(qū)的貿易開放既有利于貧困家庭擺脫貧困，也有助于減少非貧困家庭未來返貧的風險；沿海地區(qū)的貿易開放不僅不影響非貧困家庭，未能降低其陷貧概率，對貧困家庭脫貧的改善作用也不明顯。相比沿海地區(qū)，國際貿易對內陸地區(qū)經(jīng)濟增長的拉動效應更大，對內陸地區(qū)人均可支配收入的增加效應也更為明顯(郭熙保 等，2008)。內陸地區(qū)貿易開放的減貧效應大于沿海地區(qū)，國際貿易可能更有利于內陸地區(qū)家庭收入的提升，進而緩解貧困和保持非貧困狀態(tài)。

表5 國際貿易對家庭動態(tài)貧困的影響——分地區(qū)回歸結果

列(5)～(8)分別為農村和城鎮(zhèn)地區(qū)的估計結果?？梢钥闯觯瑢τ谵r村地區(qū)，國際貿易既有利于貧困家庭擺脫貧困，同時也有助于降低非貧困家庭返貧的概率；對于城鎮(zhèn)地區(qū)，國際貿易主要有助于非貧困家庭減少未來陷貧的風險，而對貧困家庭脫貧影響不顯著。因此，總體上，農村地區(qū)貿易開放的減貧效應大于城鎮(zhèn)地區(qū)。相較于城鎮(zhèn)，中國農村非熟練勞動力的供給更為充裕，而根據(jù)H-O理論，國際貿易會增加對發(fā)展中國家非熟練勞動力的需求，作為發(fā)展中國家，國際貿易的擴大會相對增加對中國農村非熟練勞動力的需求，從而增加就業(yè)機會和提高收入，緩解農村貧困。以上的結論驗證了假說2。

從其他變量上看，戶主為男性有利于沿海地區(qū)家庭脫貧；婚姻狀態(tài)影響內陸地區(qū)的非貧困家庭，已婚戶主所在的非貧困家庭陷貧幾率較??；無論哪個地區(qū)，勞動人口規(guī)模越大，貧困家庭脫貧幾率越大，戶主受教育程度和技能水平越高，非貧困家庭陷貧幾率越??；對于內陸和沿海地區(qū)的家庭而言，城鎮(zhèn)戶籍的非貧困家庭未來陷貧可能性較低；對于農村和城鎮(zhèn)家庭而言，位于沿海地區(qū)的非貧困家庭陷貧風險更小，且沿海地區(qū)的農村貧困家庭更易脫貧。

2.基于分位數(shù)回歸的分析

由于2009—2011年國際貿易對貧困家庭脫貧和非貧困家庭陷貧的影響均顯著，本文選擇以2009—2011年家庭為樣本研究不同分位數(shù)下國際貿易對家庭動態(tài)貧困的影響，結果見表6。

表6 分位數(shù)回歸結果

表6列(1)～(3)分別為期初人均收入最低1/3、中間1/3和最高1/3貧困家庭的回歸結果。結果顯示，國際貿易最有助于收入最高的1/3貧困家庭擺脫貧困。列(4)～(6)分別為期初人均收入最低1/3、中間1/3和最高1/3非貧困家庭的回歸結果?？梢钥闯?，國際貿易能顯著降低收入最低1/3和最高1/3非貧困家庭陷貧概率，而對收入中間1/3的非貧困家庭沒有影響。中國作為發(fā)展中國家，非熟練勞動力是豐裕要素，比較優(yōu)勢產(chǎn)品集中在勞動力密集型產(chǎn)品上，對外開放后，勞動密集型產(chǎn)品的需求和價格上升，非熟練勞動力的需求和收入也隨之上升，因此，低收入家庭可能在國際貿易過程中獲益實現(xiàn)增收，但是收入水平處于底層的貧困家庭往往由于客觀原因很難實現(xiàn)脫貧，因而國際貿易更有可能幫助貧困線附近的家庭擺脫貧困和抑制陷貧。此外，基于前文分析，國際貿易會發(fā)生技術外溢，進而提高對勞動力技能的要求，更高技能水平的勞動者將從國際貿易中獲益，因而國際貿易帶來的技術偏向效應更有利于收入最高的那部分群體就業(yè)和增加收入，減少這部分群體陷貧風險。分位數(shù)回歸結果既驗證了假說3，也印證了前文的實證結果。

(二)機制分析

為進一步檢驗國際貿易是否通過技術進步和就業(yè)對家庭動態(tài)貧困產(chǎn)生影響，本文分別引入國際貿易與技術進步、國際貿易與就業(yè)(6)技術進步選用R&D經(jīng)費支出/GDP表示，就業(yè)選用就業(yè)人口/總人口表示，數(shù)據(jù)來源于各省份統(tǒng)計年鑒。的交互項，并以三個時段的全部樣本進行回歸，結果如表7所示。由表7中的交互項trade×rd和trade×sh的系數(shù)可知，國際貿易能夠通過技術進步和就業(yè)機制影響中國家庭的動態(tài)貧困，國際貿易通過促進技術進步和就業(yè)機制不僅可以幫助貧困家庭脫貧，也有助于抑制非貧困家庭陷貧。

表7 國際貿易對家庭動態(tài)貧困的影響機制檢驗

中國作為發(fā)展中國家，在資本和技術上相對稀缺，國際貿易會增加資本和技術密集型產(chǎn)品的進口，這有利于獲得新的投入品和先進技術，創(chuàng)造新的市場機會，提高就業(yè)機會。此外，國際貿易能夠推動落后地區(qū)和低端行業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高，減少貧困，幫助貧困家庭脫貧。同時，國際貿易也會促進技能偏向的技術變革，增加對技術性勞動力的需求，國際貿易帶來的技術偏向效應會提高技術性勞動力的就業(yè)和收入水平(Han，2012；黃燦 等，2016)，進一步減少非貧困熟練勞動力的陷貧風險。

七、結論與政策建議

(一)結論

本文采用1991—1993年、2004—2006年、2009—2011年三個跨兩年期的CHNS微觀調查數(shù)據(jù)，基于相對貧困視角，運用多項Logit模型對國際貿易影響動態(tài)貧困進行實證研究，得出如下結論：

第一，國際貿易對中國家庭動態(tài)貧困有顯著影響，既有助于貧困家庭擺脫貧困，也有助于降低非貧困家庭陷入貧困的風險，且該作用是通過技術進步和就業(yè)這兩個渠道實現(xiàn)的。

第二，分區(qū)域層面，國際貿易對家庭動態(tài)貧困的影響存在異質性。相較于沿海地區(qū)，國際貿易對內陸地區(qū)貧困家庭脫貧的促進作用和對非貧困家庭陷貧的抑制作用更顯著；相較于城鎮(zhèn)地區(qū)，國際貿易對農村地區(qū)貧困家庭脫貧的促進作用更為顯著。

第三，不同分位數(shù)層面，國際貿易更有助于收入最高的1/3貧困家庭脫貧，且國際貿易更有助于降低期初人均收入最低1/3和最高1/3的非貧困家庭陷貧風險。

(二)政策建議

基于上述結論，本文提出如下建議：

第一，結合相對貧困和動態(tài)貧困，應實行更精細化的扶貧政策。雖然在現(xiàn)行貧困標準下，中國消除了絕對貧困，但本文基于相對貧困視角對動態(tài)貧困進行研究，發(fā)現(xiàn)相對貧困問題依然值得重視。在2020年絕對貧困消除后，我們應更多關注相對貧困，同時也要意識到非貧困家庭存在返貧風險從而影響扶貧效果，基于相對貧困視角對動態(tài)貧困進行識別與管理十分必要。政府不僅要準確區(qū)分低收入家庭，做好脫貧工作，也要預先識別存在返貧風險的非貧困家庭，對不同類型的貧困家庭實行有針對性的幫扶措施。

第二，繼續(xù)穩(wěn)步推進貿易開放。研究表明，國際貿易是實現(xiàn)中國貧困家庭脫貧和防止非貧困家庭陷貧的重要方式。因此，政府應重視國際貿易的減貧效應。疫情之下，國際貿易形勢較為復雜，給中國對外貿易帶來了不小的考驗。盡管如此，我們仍要堅定不移地實行對外開放，積極參與到全球經(jīng)濟之中。同時，主動搭建類似進博會、廣交會這樣的對外貿易和投資平臺，進一步增進與其他國家的溝通、合作。為更好地發(fā)揮國際貿易的減貧作用，中國不僅要穩(wěn)住外貿規(guī)模的基本盤，同時也要推動貿易開放朝著高質量方向發(fā)展。

第三，推進內陸地區(qū)與“一帶一路”的建設深度融合，支持和引導內陸地區(qū)對外開放。內陸地區(qū)貿易開放的減貧效應大于沿海地區(qū)，但由于經(jīng)濟基礎薄弱、缺少地理優(yōu)勢等，內陸的貿易開放仍處于較低水平，因此政府應加大內陸地區(qū)貿易開放的力度。具體來說，一是要加大對內陸地區(qū)基礎設施建設方面的財政投入，幫助內陸地區(qū)出口加工制造業(yè)更好地發(fā)展，同時改善投資環(huán)境，積極鼓勵外資流入；二是要充分利用“一帶一路”帶來的發(fā)展機遇，加深和擴大與沿線國家對外經(jīng)貿的溝通與合作，推動內陸自由貿易區(qū)、國家級經(jīng)開區(qū)等多個開放平臺的建設，進一步促進內陸地區(qū)承接產(chǎn)業(yè)轉移，加快融入國際市場；三是要大力引導和扶持內陸地區(qū)發(fā)揮自身資源優(yōu)勢，幫助內陸地區(qū)加工貿易轉型升級，形成具有內陸區(qū)域特色的貿易開放。