國際貿(mào)易對我國居民收入差距影響的實證分析

暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 張維佳 蔡永凱

改革開放以來，中國的經(jīng)濟(jì)有了飛速的發(fā)展，對外依存度不斷提高，國際貿(mào)易成為了我國經(jīng)濟(jì)增長的重要推動力之一。值得注意的是，國際貿(mào)易飛速發(fā)展的同時正好伴隨著我國居民收入差距擴(kuò)大，兩者從時間上似乎存在一致性，這種非偶然性正是本文研究的目的。

關(guān)于收入差距的成因問題，學(xué)術(shù)上一直有爭論，大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為成因是復(fù)雜的。陳宗勝(2002)、羅楚亮(2009)、耿強(qiáng)(2009)分別從二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、收入以及財政支出分析城鄉(xiāng)差距的原因。本文將從國際貿(mào)易的角度出發(fā)去解釋這個問題。

最早從國際貿(mào)易角度研究收入分配問題的是薩繆爾森和斯帕珀的S-S定理，然而S-S定理在發(fā)達(dá)國家能夠得到驗證，在發(fā)展中國家的實際中卻存在一定悖論。Goldberg and Pavcnik(2004)在研究中發(fā)現(xiàn)，國際貿(mào)易自由化在短期和中期之內(nèi)會降低發(fā)展中國家低技能勞動的收入。我國學(xué)者戴楓(2005)采用實證分析，對基尼系數(shù)測度的收入不平等和與外貿(mào)依存度表示的對外開放進(jìn)行了因果關(guān)系及協(xié)整檢驗，發(fā)現(xiàn)兩者存在長期穩(wěn)定的正向關(guān)系。然而國內(nèi)也有一些學(xué)者如魏和吳(2001)、何超(2008)、李金昌(2009)等人的文獻(xiàn)研究表明國際貿(mào)易不僅沒有擴(kuò)大收入差距，反而縮小收入差距。

從前人研究可見，國際貿(mào)易對我國居民收入差距確實存在一定的影響，但是結(jié)果仍有爭議。本文通過重新設(shè)定模型，根據(jù)理論分析將影響我國收入差距的因素進(jìn)行重新分類與整理，加入各種控制變量進(jìn)行實證分析，探討國際貿(mào)易對我國居民收入差距的影響。

1 實證分析

1.1 變量的選擇及模型的設(shè)定

結(jié)合實體經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行特征，我們把收入差距的影響因素歸結(jié)為四個方面。第一個方面是與經(jīng)濟(jì)增長水平的因素，主要包括經(jīng)濟(jì)增長、固定資產(chǎn)投資、對外依存度等。第二方面是政府的收入再分配因素。主要包括政府的轉(zhuǎn)移支付、養(yǎng)老、醫(yī)療保險等社會保障措施。第三方面是與公共基礎(chǔ)設(shè)施有關(guān)的因素，主要包括:交通、通信基礎(chǔ)設(shè)施等。第四個方面是制度有關(guān)的因素，如所有制結(jié)構(gòu)和市場化水平。

基于以上分析，在考察國際貿(mào)易對居民收入差距的影響的時候，應(yīng)該充分考慮到其他幾個方面因素對于居民收入差距的作用，將其他方面的因素同時納入到實證分析中。另外，在分析國際貿(mào)易的影響作用時，模型也將區(qū)分為總貿(mào)易額、出口額以及進(jìn)口額三個方面分別進(jìn)行分析。模型中將引入一些重要變量，具體變量定義如下:⑴城鄉(xiāng)收入比CR作為被解釋變量。⑵我國國際貿(mào)易貨物進(jìn)出口總額TRA、貨物出口總額EX以及貨物進(jìn)口總額MX分別作為主要解釋變量。本文采用的貿(mào)易數(shù)據(jù)均以人民幣為單位。⑶全社會固定資產(chǎn)投資額INV。該變量作為經(jīng)濟(jì)增長方面的控制變量引入模型。⑷人均財政支付額DP。由于財政支付轉(zhuǎn)移及社會保障的數(shù)據(jù)不可獲取及失真，所以此處以歷年的人均財政支出作為政府及社會保障支出的代替變量引入模型。⑸城市用水普及率CWR。該指標(biāo)一方面能夠體現(xiàn)城市化發(fā)展程度一方面又能夠反映基礎(chǔ)設(shè)施的普及度，它作為基礎(chǔ)設(shè)施對居民收入差距考察的一個控制變量。

基于上述變量的選取，我們構(gòu)建如下回歸方程:

方程(1)～(3)分別表示總貿(mào)易、出口和進(jìn)口對于城鄉(xiāng)收入比的影響，其中t(t=1981，1982，…，2010)表示不同的年份，為隨機(jī)誤差項。本章節(jié)選取的變量的回歸數(shù)據(jù)使用1981～2010年的時間序列數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源為《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》及各年的《中國統(tǒng)計年鑒》。

1.2 平穩(wěn)性檢驗

為防止“偽回歸”的現(xiàn)象，在進(jìn)行模型回歸分析之前，我們必須對時間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，本文選取ADF檢驗法。運(yùn)用Eviews6.0統(tǒng)計軟件對各個變量分別進(jìn)行ADF檢驗，檢驗結(jié)果表明:所有的原數(shù)列在5%的顯著水平下是非平穩(wěn)的，而經(jīng)過一階差分之后，所有的數(shù)列均為平穩(wěn)數(shù)列，即各序列全為一階單整，為I(1)過程。因此對這些變量進(jìn)行回歸分析不會出現(xiàn)偽回歸的問題。

1.3 回歸及協(xié)整檢驗

各變量經(jīng)過檢驗全為一階單整，說明變量間可能存在著協(xié)整關(guān)系，在此基礎(chǔ)上我們先對模型(1)進(jìn)行協(xié)整分析。

首先我們利用OLS回歸方法對模型(1)進(jìn)行估計，從回歸結(jié)果我們可以發(fā)現(xiàn)，lnINV的p值大于0.1，這表明在10%的顯著性下，lnINV無法通過檢驗，即固定資產(chǎn)投資變量對于居民收入差距的影響不顯著。經(jīng)檢驗，投資與貿(mào)易總額存在多重共線性問題，為不影響結(jié)果，我們把lnINV剔除。

接下來在剔除變量LnINV后，則協(xié)整方程變?yōu)?

我們再次對模型進(jìn)行估算，運(yùn)用軟件最終得到回歸結(jié)果如表1:

表1 國際貿(mào)易對我國居民收入影響的回歸結(jié)果

由于篇幅問題，此處不列出檢驗結(jié)果表格，只說明結(jié)果。

從表1的結(jié)果來看，方程的具有較好的擬合度，各個自變量的t值通過檢驗，表明各自變量對于被解釋變量有著顯著的影響作用。從作用的方向來看，國際貿(mào)易總額、基礎(chǔ)設(shè)施(以城市用水普及率為替代指標(biāo))對城鄉(xiāng)收入差距有正向影響，而人均財政支出則對城鄉(xiāng)收入差距有反向作用。

運(yùn)用相同的方法分別對如下兩個模型進(jìn)行回歸分析:

根據(jù)回歸結(jié)果我們分別對三個式子的回歸結(jié)果的殘差進(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果如表2:

表2 殘差單位根檢驗結(jié)果

三個ADF值均低于1%顯著水平下的臨界值，即各變量之間存在協(xié)整關(guān)系。所以最終得出協(xié)整分別方程為:

1.4 Granger因果關(guān)系檢驗

我們進(jìn)一步通過Granger因果關(guān)系檢驗進(jìn)一步說明各變量之間的因果關(guān)系。因為本文研究國際貿(mào)易對我國居民收入差距的影響，所以這里主要是判斷國際貿(mào)易總額、出口總額及進(jìn)口總額三個變量與收入差距之間的因果關(guān)系。我們根據(jù)AIC原則把各個變量的滯后階數(shù)確定為2階，下表顯示出了它們的Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果。

表3 Granger因果關(guān)系檢驗表

從表3可以看出，在5%的顯著水平下，LNTRA、LNEX、LNMX都是LNCR的格蘭杰原因，但是LNCR卻不是LNTRA及LNMX的格蘭杰原因。這表明我國貿(mào)易總額和進(jìn)口總額與我國居民收入差距僅僅存在單項因果關(guān)系。值得注意的是，LNCR在5%的顯著水平下是LNEX的格蘭杰原因，也就是說我國出口貿(mào)易與居民收入差距存在雙向因果關(guān)系。

1.5 回歸結(jié)果分析及討論

上述(4)～(6)式的三個模型具體回歸結(jié)果反映的是總貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易及其他變量對我國居民收入差距(城鄉(xiāng)收入比)的影響。從中可以得出以下結(jié)論:

第一，國際貿(mào)易變量對于居民收入差距有著顯著的正向影響。不管是總貿(mào)易、出口貿(mào)易還是進(jìn)口貿(mào)易，在1%的顯著水平下通過了顯著性檢驗，且三者的回歸系數(shù)都是正數(shù)，即國際貿(mào)易的發(fā)展會擴(kuò)大我國居民收入的差距。從數(shù)據(jù)上來看，總貿(mào)易、出口貿(mào)易及進(jìn)口貿(mào)易量增加1%，我國居民城鄉(xiāng)收入差距分別擴(kuò)大約0.18%、0.16%及0.19%。國際貿(mào)易會對居民的就業(yè)及工資產(chǎn)生影響，擴(kuò)大出口會使得城鎮(zhèn)居民的就業(yè)及收入增加，而未涉及到貿(mào)易的農(nóng)村地區(qū)則無法收益，我國的對外貿(mào)易區(qū)域分布不均勻也在一定程度上促使出口貿(mào)易對居民收入差距擴(kuò)大化的影響。進(jìn)口貿(mào)易會通過價格機(jī)制對居民的收入差距產(chǎn)生影響，輸入性通貨膨脹導(dǎo)致價格波動從而使得財富的再分配，也是進(jìn)口貿(mào)易對居民收入差距擴(kuò)大的一個例子。

第二，人均財政支出對居民收入差距有著顯著的負(fù)方向影響。人均財政支出作為政府調(diào)控的一個變量，表明政府在收入再分配收起著一定的作用。政府通過把財政轉(zhuǎn)移支付用于一般性投資、政府消費(fèi)、社會保障和教育等公共服務(wù)上，從而促使居民的收入差距縮小。

第三，城市發(fā)展及基礎(chǔ)設(shè)施(城市用水普及率為指標(biāo))對居民收入差距有著顯著的正向影響。主要原因在于，城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡，二元結(jié)構(gòu)導(dǎo)致了城鄉(xiāng)居民收入差距擴(kuò)大，而在基礎(chǔ)設(shè)施水平不斷提高的前提下，地區(qū)間通訊、交通等公共基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展日益不平衡，基礎(chǔ)設(shè)施的不完善，導(dǎo)致貧困農(nóng)村地區(qū)的資本規(guī)模無法擴(kuò)張，同時資金、技術(shù)、勞動力等資源集聚在發(fā)達(dá)的城市地區(qū)，從而擴(kuò)大居民的城鄉(xiāng)收入差距。

2 結(jié)論與建議

實證研究結(jié)果表明:國際貿(mào)易對我國的居民收入差距呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，且Granger檢驗也表明總貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易為我國居民收入擴(kuò)大的原因。概括來說，國際貿(mào)易主要通過影響經(jīng)濟(jì)增長、價格以及就業(yè)和工資這些方面來影響居民的收入差距。另外出口貿(mào)易與我國居民收入差距互為因果關(guān)系，收入差距對出口貿(mào)易產(chǎn)生影響的原因可能是收入差距擴(kuò)大化使得低下收入的勞動力流動并集聚到收入較高的出口貿(mào)易部門，從而促進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。

基于上述結(jié)論，本文提出以下建議:第一，轉(zhuǎn)變觀念協(xié)調(diào)貿(mào)易發(fā)展。國際貿(mào)易對我國收入差距有擴(kuò)大作用，我們不能夠一味看到貿(mào)易帶來的經(jīng)濟(jì)增長而忽視對公平的影響，相關(guān)部門需要通過對貿(mào)易的政策和制度調(diào)節(jié)區(qū)域及城鄉(xiāng)之間的協(xié)調(diào)，從而利于外貿(mào)縮小收入差距。第二，完善社會保障制度，提高政府在財政轉(zhuǎn)移的效率。社會保障制度有助于保障低收入群體的生活水平，同時有關(guān)部門應(yīng)該充分利用再分配的手段，提高轉(zhuǎn)移支付效率，縮小居民收入差距。第三，加強(qiáng)教育的投入，對低收入居民進(jìn)行再教育培訓(xùn)。教育的投入有助于提高居民的素質(zhì)，從而擴(kuò)寬他們的收入渠道，增加收入，促使收入差距的縮小。

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