貿(mào)易開(kāi)放、R＆D投入對(duì)地區(qū)間收入流動(dòng)性的影響研究
——基于2003—2015年中國(guó)省級(jí)面板的實(shí)證分析

王全意，田謹(jǐn)銘

（重慶理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)金融學(xué)院，重慶 400067）

加入WTO以來(lái)，中國(guó)對(duì)外開(kāi)放程度大幅提高，貿(mào)易依存度迅速由2001年的38%上升到2006年的64%。近年來(lái)，貿(mào)易依存度受國(guó)外金融危機(jī)和貿(mào)易模式轉(zhuǎn)變的影響雖然有所下降，但仍然居于40%以上的高位。得益于外向型經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，中國(guó)居民的收入水平大幅提高，與此同時(shí)，地區(qū)間的收入差距也引起了國(guó)內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注，2015年全國(guó)31省市中仍有18個(gè)省市的居民人均可支配收入低于20 000元，不及上海市的一半①根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站數(shù)據(jù)得出。。

然而，與地區(qū)收入差距相比，更令人擔(dān)憂的問(wèn)題是地區(qū)間居民收入格局的固化。如果貧困地區(qū)居民個(gè)體的收入始終處于全國(guó)居民收入序列的底層，發(fā)達(dá)地區(qū)居民個(gè)體的收入始終處于全國(guó)居民收入序列的頂層，貧困地區(qū)居民失去向序列上游靠近的機(jī)會(huì)才是最可怕的，因此，我們需要引入收入流動(dòng)性的分析框架來(lái)分析一段時(shí)間內(nèi)地區(qū)居民在全國(guó)居民收入分配序列中的位置變動(dòng)的機(jī)會(huì)大小。Krugman認(rèn)為，以終生收入衡量時(shí)，如果具有較高的收入流動(dòng)性，那么給定任一年的截面不平等指標(biāo)（基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)等）就不是那么重要了［1］。對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性展開(kāi)研究，對(duì)維護(hù)中國(guó)社會(huì)的長(zhǎng)期穩(wěn)定具有重要意義。

學(xué)者們?cè)谘芯抠Q(mào)易開(kāi)放與地區(qū)收入分配狀況的關(guān)系時(shí)，常常關(guān)注貿(mào)易開(kāi)放與地區(qū)收入差距的關(guān)系，較少?gòu)亩康慕嵌妊芯抠Q(mào)易開(kāi)放對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性的影響，各省貿(mào)易開(kāi)放度的不同，會(huì)給各省居民提供不同的機(jī)會(huì)改變自身在全國(guó)居民序列中的收入地位。此外，自主創(chuàng)新將有助于出口模式的轉(zhuǎn)變，在中國(guó)政府大力推行創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的新背景下，R＆D投入在出口依存度對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量的影響中發(fā)揮怎樣的作用也是本文關(guān)注的一個(gè)重點(diǎn)。本文利用2003—2015年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性進(jìn)行測(cè)度，在此基礎(chǔ)上實(shí)證分析貿(mào)易開(kāi)放度、R＆D投入對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性的影響，以期從貿(mào)易開(kāi)放的角度為治理我國(guó)地區(qū)收入分配問(wèn)題提供對(duì)策建議。

一、文獻(xiàn)回顧

收入流動(dòng)性的概念源于對(duì)收入差距問(wèn)題的深入思考。在部分基尼系數(shù)長(zhǎng)期高企的國(guó)家（如中國(guó)、美國(guó)等），人們并未觀察到社會(huì)的持續(xù)動(dòng)蕩，學(xué)者們開(kāi)始質(zhì)疑采用基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)截面指標(biāo)測(cè)度收入不平等的可靠性，從而轉(zhuǎn)向了對(duì)收入流動(dòng)性的研究。Krugman認(rèn)為，如果考慮了收入流動(dòng)性的影響，長(zhǎng)期來(lái)看收入差距可能沒(méi)有靜態(tài)指標(biāo)所告訴我們的那樣嚴(yán)重，這可能是部分國(guó)家高企的收入差距與社會(huì)穩(wěn)定共存的原因之一［1］。

國(guó)外學(xué)者圍繞收入流動(dòng)性的概念、測(cè)度方法展開(kāi)了豐富的討論，其中Shorrock提出的收入轉(zhuǎn)換矩陣成為分析收入流動(dòng)性問(wèn)題的基石［2］。國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)多在此基礎(chǔ)上進(jìn)行拓展，對(duì)中國(guó)的各類收入流動(dòng)性進(jìn)行趨勢(shì)、影響因素分析，其中，中國(guó)營(yíng)養(yǎng)與健康調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)因其具有追蹤的特點(diǎn)運(yùn)用最為廣泛。如胡棋智等基于CHNS數(shù)據(jù)，以收入向上與向下流動(dòng)的人數(shù)比率為收入流動(dòng)性質(zhì)量的指標(biāo)研究了各階層居民經(jīng)濟(jì)地位的動(dòng)態(tài)演化，研究表明，2000—2004年收入流動(dòng)性最有利于多數(shù)人經(jīng)濟(jì)地位的改善，收入流動(dòng)性質(zhì)量容易受到宏觀經(jīng)濟(jì)景氣程度的影響［3］。王洪亮等利用CHNS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，1997—2006年，居民收入向上流動(dòng)的概率大于向下流動(dòng)的概率，居民收入狀況更易改善，地區(qū)間收入流動(dòng)性較小［4］。在影響因素方面，嚴(yán)斌劍等運(yùn)用CHNS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，受教育程度、非農(nóng)就業(yè)程度、稅費(fèi)負(fù)擔(dān)增加了農(nóng)村居民向上的收入流動(dòng)性［5］。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性的研究較少，王洪亮運(yùn)用1978—2005年中國(guó)分省市分城鄉(xiāng)人均收入數(shù)據(jù)測(cè)算了區(qū)域收入流動(dòng)性，研究發(fā)現(xiàn)區(qū)域收入流動(dòng)性越來(lái)越低［6］。艾小青提出了采用收入比重測(cè)算區(qū)域收入流動(dòng)性的方法，并利用分省在崗職工工資測(cè)度了中國(guó)區(qū)域收入流動(dòng)性，研究發(fā)現(xiàn)2004—2007年區(qū)域收入流動(dòng)性呈下降趨勢(shì)［7］。

通過(guò)梳理收入流動(dòng)性相關(guān)文獻(xiàn)可知，國(guó)外學(xué)者對(duì)收入流動(dòng)性概念、測(cè)度方法研究深入。國(guó)內(nèi)學(xué)者運(yùn)用國(guó)外學(xué)者的理論成果對(duì)我國(guó)各類收入流動(dòng)性的變化趨勢(shì)、影響因素進(jìn)行了研究，但存在以下幾個(gè)方面的問(wèn)題：（1）數(shù)據(jù)可得性差。國(guó)內(nèi)大型可追蹤的微觀數(shù)據(jù)缺乏，已有數(shù)據(jù)存在間隔時(shí)間不一致、覆蓋范圍較小，對(duì)收入流動(dòng)性的測(cè)度結(jié)果的可比性產(chǎn)生了較大的負(fù)面影響。（2）國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究中，城鎮(zhèn)、農(nóng)村、地區(qū)內(nèi)部的研究相對(duì)較多，少有從結(jié)構(gòu)性的角度來(lái)研究城鄉(xiāng)之間、地區(qū)之間的收入流動(dòng)性。（3）在影響因素的研究中，微觀層面的研究較多，外貿(mào)等宏觀因素對(duì)收入流動(dòng)性影響的研究相對(duì)較少，有待進(jìn)一步研究。（4）已有兩篇地區(qū)收入流動(dòng)性的研究中，均是以各地區(qū)收入人均值建立的收入轉(zhuǎn)換矩陣，其實(shí)質(zhì)仍是地區(qū)收入差距的動(dòng)態(tài)變化的比較，無(wú)法反映不同地區(qū)居民個(gè)體在全國(guó)收入地位發(fā)生變化的概率。

對(duì)外貿(mào)易與收入分配的關(guān)系一直是國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)家關(guān)注的熱點(diǎn)。國(guó)外經(jīng)典的文獻(xiàn)主要以斯托爾珀-薩繆爾森（S-S）定理為基礎(chǔ)，由于各國(guó)的現(xiàn)實(shí)情況往往難以符合其嚴(yán)格的假設(shè)條件，S-S定理自提出之后就一直備受爭(zhēng)議。S-S定理在部分學(xué)者的研究中得到了驗(yàn)證，如Krueger、Bhagwati基于S-S定理發(fā)現(xiàn)，發(fā)展中國(guó)家非熟練勞動(dòng)力的相對(duì)收入將會(huì)增加，貿(mào)易自由化會(huì)減少發(fā)展中國(guó)家的收入差距［8-9］。部分學(xué)者認(rèn)為貿(mào)易開(kāi)放擴(kuò)大了發(fā)展中國(guó)家的收入差距，如Goldberg等研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化加劇了發(fā)展中國(guó)家內(nèi)部的收入不平等［10］。還有部分學(xué)者認(rèn)為國(guó)際貿(mào)易與收入差距的關(guān)系呈現(xiàn)倒U型，如Wood等、Dobson等研究發(fā)現(xiàn)，如果發(fā)展中國(guó)家自然資源為相對(duì)充裕資源而非技能工人為相對(duì)稀缺資源時(shí)，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初期，貿(mào)易開(kāi)放度的提高會(huì)加劇收入差距，隨著國(guó)際貿(mào)易的進(jìn)一步發(fā)展，受益于政策、制度的完善，窮人的收入會(huì)逐步提高，進(jìn)而導(dǎo)致收入差距的縮?。?1-12］。國(guó)內(nèi)學(xué)者研究了貿(mào)易開(kāi)放與地區(qū)收入差距之間的關(guān)系，Wan等、李斌等、張曙霄等研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開(kāi)放加劇了中國(guó)的區(qū)域收入不平等［13-15］；顏銀根在新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)框架下研究了貿(mào)易自由化、產(chǎn)業(yè)規(guī)模與地區(qū)工資差距的關(guān)系，研究表明，本地與國(guó)外市場(chǎng)接近并且產(chǎn)業(yè)份額相對(duì)較小時(shí)，貿(mào)易開(kāi)放與區(qū)域間收入差距的關(guān)系呈倒U型，否則，貿(mào)易自由化會(huì)擴(kuò)大區(qū)域間的收入差距［16］。

隨著研究的不斷深入，一些學(xué)者對(duì)國(guó)際貿(mào)易是造成收入差距的原因產(chǎn)生了質(zhì)疑，不少學(xué)者認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步在貿(mào)易開(kāi)放對(duì)收入差距的影響中發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。如Krugman認(rèn)為，收入分配不平等的原因是技術(shù)進(jìn)步而非國(guó)際貿(mào)易［17］。Feenstra等討論了國(guó)際分工對(duì)工資收入不平等的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易中間產(chǎn)品投入和技能偏向的技術(shù)進(jìn)步降低了低技能勞動(dòng)力的需求和工資水平，但增加了高技能勞動(dòng)力的需求和工資水平，國(guó)際貿(mào)易拉大了收入差距［18］。

通過(guò)對(duì)貿(mào)易開(kāi)放與收入差距的相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行梳理發(fā)現(xiàn)，首先，在貿(mào)易開(kāi)放與收入分配之間的關(guān)系的研究中，國(guó)內(nèi)外學(xué)者多研究貿(mào)易開(kāi)放與收入差距之間的關(guān)系，少有學(xué)者關(guān)注貿(mào)易開(kāi)放對(duì)收入流動(dòng)性的影響，因而有待進(jìn)一步探索。其次，技術(shù)進(jìn)步在貿(mào)易開(kāi)放對(duì)收入差距的影響中起著重要作用。本文嘗試?yán)矛F(xiàn)有宏觀數(shù)據(jù)對(duì)地區(qū)間的收入流動(dòng)性進(jìn)行測(cè)度，研究貿(mào)易開(kāi)放、R＆D對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性的影響，將完善和豐富收入流動(dòng)性相關(guān)研究的方法和內(nèi)容。

二、貿(mào)易開(kāi)放對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性影響的理論分析

傳統(tǒng)的貿(mào)易理論在分析貿(mào)易開(kāi)放與收入分配問(wèn)題時(shí)，粗略地將勞動(dòng)力要素分為熟練勞動(dòng)力和非熟練勞動(dòng)力，以此分析二者之間的差異，其中一個(gè)隱含的假定是熟練勞動(dòng)力、非熟練勞動(dòng)力群體內(nèi)部是同質(zhì)的。事實(shí)上，現(xiàn)實(shí)條件難以滿足勞動(dòng)力同質(zhì)這一假設(shè)，因此，本文假定同一地區(qū)內(nèi)部任何兩個(gè)勞動(dòng)力之間均是異質(zhì)的，稀缺程度的不同決定其獲得的勞動(dòng)報(bào)酬有所不同。該假定成立時(shí)，通過(guò)對(duì)勞動(dòng)力報(bào)酬進(jìn)行排序，可以建立全國(guó)居民構(gòu)成的收入轉(zhuǎn)換矩陣，為地區(qū)收入流動(dòng)性的分析提供基礎(chǔ)。同時(shí)，我們假定自然資源異質(zhì)。

任何來(lái)自地區(qū)外部的經(jīng)濟(jì)沖擊都會(huì)影響居民收入水平，從而增大地區(qū)收入流動(dòng)性，因此，我們提出假設(shè)1，并在實(shí)證分析中對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)。

假設(shè)1：地區(qū)貿(mào)易開(kāi)放度的上升增強(qiáng)了地區(qū)收入流動(dòng)性

如果較大的地區(qū)收入流動(dòng)性是由地區(qū)內(nèi)大部分居民在全國(guó)的收入地位下降引起的，這樣的地區(qū)收入流動(dòng)性不能稱之為“好”的收入流動(dòng)性。因此，本文還將分析貿(mào)易開(kāi)放對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量的影響，在此，我們參照王洪亮對(duì)收入流動(dòng)性質(zhì)量的定義［5］：

地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量＝ln（向上的地區(qū)收入流動(dòng)性／向下的地區(qū)收入流動(dòng)性）

本文從出口模式演變出發(fā)，分析貿(mào)易開(kāi)放對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量的影響：

在貿(mào)易發(fā)展的初期，自然資源往往是相對(duì)充裕要素，而勞動(dòng)力為相對(duì)稀缺要素，根據(jù)H-O定理，貿(mào)易開(kāi)放將會(huì)導(dǎo)致相對(duì)充裕要素的報(bào)酬提高，而相對(duì)稀缺要素的報(bào)酬將會(huì)有所降低。因此，在貿(mào)易開(kāi)放的起點(diǎn)，大多數(shù)居民在全國(guó)的收入地位開(kāi)始下降，少部分擁有較多自然資源的居民收入地位開(kāi)始上升，此時(shí)的地區(qū)收入流動(dòng)性小于零，且偏離較遠(yuǎn)。

在貿(mào)易發(fā)展的中期，以出口原材料為主的貿(mào)易模式開(kāi)始轉(zhuǎn)向出口原材料的初步加工品，加工貿(mào)易的繁榮使得市場(chǎng)對(duì)非熟練工人的需求增加，進(jìn)而提升地區(qū)熟練度較低工人的勞動(dòng)報(bào)酬。在假定勞動(dòng)力異質(zhì)的情況下，貿(mào)易開(kāi)放作用的勞動(dòng)力個(gè)體受熟練度影響存在先后順序，覆蓋的人口范圍由熟練度較低的人向熟練度較高的人逐步增加。隨著貿(mào)易模式轉(zhuǎn)變的加快，貿(mào)易開(kāi)放通過(guò)該途徑使越來(lái)越多的非熟練勞動(dòng)力的收入地位進(jìn)入上升軌道，地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量隨之上升，并由負(fù)逐步轉(zhuǎn)變?yōu)檎?/p>

在貿(mào)易發(fā)展的后期，制造業(yè)進(jìn)一步發(fā)展，出口產(chǎn)品由技術(shù)含量較低的初級(jí)加工品轉(zhuǎn)變?yōu)楦郊又递^高的產(chǎn)品，市場(chǎng)對(duì)熟練勞動(dòng)力的需求因此增加。出口產(chǎn)品開(kāi)始由勞動(dòng)密集型向資源密集型轉(zhuǎn)變，對(duì)資源的需求也增加，因此，占比較少的資源所有者和熟練度較高的勞動(dòng)力供給者收入地位開(kāi)始進(jìn)入上升軌道，而占比較多的非熟練勞動(dòng)力收入地位開(kāi)始進(jìn)入下降軌道，各類要素供給者個(gè)體有序地受此影響，該影響覆蓋的人口范圍也逐步增大。因此，在貿(mào)易發(fā)展的后期，貿(mào)易開(kāi)放度的提升引起地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量的下降，在技術(shù)水平、制度水平、人力資本等其他水平不變的情況下，甚至變?yōu)樨?fù)值。

根據(jù)上述分析結(jié)果，本文提出第二個(gè)假設(shè)：

假設(shè)2：出口依存度對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量的影響呈倒U型

新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉。因此，技術(shù)進(jìn)步也會(huì)增加居民的收入水平，從而導(dǎo)致收入地位的上升。通過(guò)對(duì)文獻(xiàn)的分析我們發(fā)現(xiàn)，越來(lái)越多的學(xué)者認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步在貿(mào)易開(kāi)放對(duì)收入分配的影響中發(fā)揮重要作用，R＆D投入強(qiáng)度的變化將提升自主創(chuàng)新能力。因此，我們提出假設(shè)3。

假設(shè)3：R＆D投入提升了出口依存度對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量的影響

三、地區(qū)收入流動(dòng)性、地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量測(cè)度及實(shí)證模型設(shè)定

（一）地區(qū)收入流動(dòng)性、地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量的測(cè)度

1.測(cè)度方法

本文對(duì)Shorrocks方法［2］進(jìn)行拓展測(cè)度地區(qū)收入流動(dòng)性，并借鑒王洪亮提出的方法計(jì)算地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量［4］。

第一步，建立全國(guó)居民收入轉(zhuǎn)換矩陣。建立一個(gè)n×n的矩陣P，n為全國(guó)居民總數(shù)，設(shè)定其中的元素為kuv，u為初期的收入排位，v為末期收入排位。

第二步，對(duì)全國(guó)居民收入轉(zhuǎn)換矩陣進(jìn)行分層。設(shè)定階層為 f（f＝1，2，3，…，m），因此，每層有個(gè)人，矩陣P被分割為矩陣A。因此，矩陣P也可以寫作：

其中Auv依次類推。

第三步，分離出各地區(qū)的收入轉(zhuǎn)換矩陣并計(jì)算地區(qū)收入流動(dòng)性與質(zhì)量。對(duì)Auv中屬于i地區(qū)的元素進(jìn)行計(jì)數(shù)，計(jì)數(shù)結(jié)果用Luv表示，并替換矩陣P中的Auv，得到i地區(qū)的收入轉(zhuǎn)換矩陣：

矩陣Pi中對(duì)角線右上方為兩期間i省所處收入階層向上提升的居民數(shù)量，左下方為i省兩期間收入階層下降的居民數(shù)量，對(duì)角線的人數(shù)之和是兩期間收入階層未發(fā)生變動(dòng)的居民總數(shù)。下面兩個(gè)公式可以計(jì)算地區(qū)收入流動(dòng)性（Mobility）與地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量（ln Mobilityquality）。

2.數(shù)據(jù)選擇、數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

第一，數(shù)據(jù)選擇。

大型微觀追蹤數(shù)據(jù)僅有CHNS、CFPS，其中CHNS存在的問(wèn)題是間隔時(shí)間不一致，而CFPS是2011年設(shè)立，截至目前，可獲得的數(shù)據(jù)僅有三年，因此，以上兩類數(shù)據(jù)均難以測(cè)得時(shí)間序列可比的地區(qū)收入流動(dòng)性。一個(gè)人在2～3年行業(yè)變動(dòng)的可能性較低，因此，行業(yè)特征是短時(shí)間內(nèi)居民個(gè)人的天然標(biāo)記，本文假定單一細(xì)分行業(yè)中的居民個(gè)體在3年內(nèi)不發(fā)生變化，因此，可以通過(guò)行業(yè)平均工資和行業(yè)就業(yè)人數(shù)一定程度上復(fù)原全國(guó)居民的收入序列，以建立全國(guó)居民的收入轉(zhuǎn)換矩陣。

第二，數(shù)據(jù)來(lái)源及處理。

本部分測(cè)度地區(qū)收入流動(dòng)性、收入流動(dòng)性質(zhì)量的相關(guān)收入和工資數(shù)據(jù)均來(lái)自2003—2004年《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》中分地區(qū)（細(xì)）分行業(yè)城鎮(zhèn)就業(yè)人員平均工資及就業(yè)人數(shù)。

通過(guò)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理①采礦（掘）類行業(yè)就業(yè)人數(shù)受各省（市、區(qū)）礦資源稟賦特征約束，細(xì)分行業(yè)部分省份的數(shù)據(jù)缺失較多，因此直接采用采礦（掘）業(yè)數(shù)據(jù)；橡膠和塑料合并；交通運(yùn)輸設(shè)備、制造業(yè)合并；其他制造、廢棄資源合并；刪除金屬制品業(yè)；房屋、土木工程建筑業(yè)合并；建筑裝飾、其他建筑業(yè)合并；公交并入道路運(yùn)輸業(yè)；管道運(yùn)輸業(yè)缺失較多，刪除；住宿和餐飲合并；科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)用大類數(shù)據(jù)；公共管理、社會(huì)保障和社會(huì)組織用大類數(shù)據(jù)；2010年缺少的醫(yī)療制品、廢棄資源數(shù)據(jù)取2009年和2011年平均數(shù)；其他數(shù)據(jù)均采用均值插空法填補(bǔ)。，得到2003—2015年30個(gè)省份78個(gè)行業(yè)的數(shù)據(jù)，單個(gè)省份—行業(yè)截面上得到的樣本數(shù)為2 340個(gè)，樣本數(shù)量較大，適宜收入流動(dòng)性的測(cè)度。

第三，測(cè)度與測(cè)度結(jié)果。

本文以t-1期和t+1期的收入數(shù)據(jù)測(cè)度t期的收入流動(dòng)性，以期后續(xù)實(shí)證部分更好地?cái)M合t期的相關(guān)宏觀因素指標(biāo)，測(cè)得的收入流動(dòng)性在較長(zhǎng)時(shí)間段內(nèi)的（2～3年）趨勢(shì)上的變化不會(huì)因時(shí)間的選擇存在較大差異。參照Stewart的做法［19］，由此產(chǎn)生的初始條件問(wèn)題運(yùn)用GMM加以解決。

在測(cè)度的第二步，對(duì)復(fù)原數(shù)據(jù)建立的全國(guó)收入轉(zhuǎn)換矩陣進(jìn)行分層時(shí)，本文將各省各行業(yè)的收入數(shù)據(jù)進(jìn)行排序，按堆積的人數(shù)等分為10個(gè)等級(jí)。某些省—行業(yè)樣本位于兩個(gè)階級(jí)交接處，我們統(tǒng)一將它們歸為較低收入階層，出現(xiàn)這種情況的個(gè)體占全體居民總數(shù)的比例不到0.1%，這樣的處理方法不會(huì)對(duì)結(jié)果造成實(shí)質(zhì)性影響，測(cè)度結(jié)果如表1。

表1 地區(qū)收入流動(dòng)性與地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量

續(xù)表（表1）

通過(guò)對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性測(cè)度我們發(fā)現(xiàn)，從發(fā)展水平來(lái)看，東部沿海地區(qū)、北部沿海地區(qū)、南部地區(qū)大部分省份的收入流動(dòng)性相對(duì)較低。我國(guó)所有的經(jīng)濟(jì)強(qiáng)省均位于這些地區(qū)，這說(shuō)明在經(jīng)濟(jì)地位上游，不同地區(qū)之間的收入地位相對(duì)固化，落后省份居民在向收入頂端發(fā)起沖刺時(shí)存在巨大的壓力。結(jié)合地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量來(lái)看，上述地區(qū)位于收入頂端的北京、上海、廣東收入流動(dòng)性質(zhì)量向下，說(shuō)明盡管其他省份居民追趕頂端地區(qū)居民收入水平較為困難，但在2004—2014年，其他省份與上述三省（市）的大多數(shù)人收入差距在縮小。

黃河中游、長(zhǎng)江中游地區(qū)在2004—2007年表現(xiàn)出較好的地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量，大多數(shù)居民擁有較大的機(jī)會(huì)提升自己的收入地位，與發(fā)達(dá)地區(qū)居民的收入差距持續(xù)縮小，但這一態(tài)勢(shì)在2008年發(fā)生分化，湖北省的表現(xiàn)較好。

東北三省的地區(qū)收入流動(dòng)性較低，地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量長(zhǎng)期為負(fù)，大多數(shù)居民在全國(guó)的收入地位不斷惡化，這也與東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r相一致。

西部地區(qū)中，重慶、貴州、新疆、四川地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量大多數(shù)年份為正，其他年份雖然為負(fù)數(shù)，但絕對(duì)值較小，地區(qū)居民的收入地位得到改善。

理工科高校通識(shí)教育存在的問(wèn)題與改進(jìn)對(duì)策 ………………………………………… 紀(jì)光欣，劉興波（5．108）

同時(shí)，大多數(shù)省份2004—2014年的極值出現(xiàn)在2008—2009年，舉兩個(gè)例子說(shuō)明：北京市2009年地區(qū)收入流動(dòng)性是0.35，為歷年最高，對(duì)應(yīng)的地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量為-4.31，也是最低值，說(shuō)明大多數(shù)北京居民的收入地位在2008—2010年顯著降低；而甘肅在2008年的收入流動(dòng)性為0.20，歷年最低，收入流動(dòng)性的方向在2008—2009年發(fā)生轉(zhuǎn)變。金融危機(jī)可能對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性、地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量產(chǎn)生重要影響，貿(mào)易可能是引起收入流動(dòng)性及其質(zhì)量發(fā)生變化的一個(gè)重要原因。

（二）實(shí)證模型設(shè)定

1.貿(mào)易開(kāi)放度對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性影響的實(shí)證模型

根據(jù)理論分析，以地區(qū)收入流動(dòng)性為被解釋變量構(gòu)建計(jì)量模型1如式（6），以驗(yàn)證假設(shè)1：

其中：openit表示貿(mào)易開(kāi)放度，αi為固定效應(yīng)常數(shù)項(xiàng)，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)?？刂谱兞窟x取非均衡增長(zhǎng)的絕對(duì)值（absdy）以表示該地區(qū)在全國(guó)收入水平地位的變化，?？迫藬?shù)占6歲及6歲以上人口比例（edu）以及FDI占GDP比例的對(duì)數(shù)值（ln fdi）。

2．出口依存度對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量的實(shí)證模型

被解釋變量為地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量，基于理論部分對(duì)出口模式的推導(dǎo)，本文在此僅考慮出口對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量的影響，選取出口依存度（ln ex）、出口依存度的二次項(xiàng)（ln ex2）作為核心變量建立模型2如式（7），以驗(yàn)證假設(shè)2。

根據(jù)文獻(xiàn)分析，本文還加入R＆D投入與出口依存度的交互項(xiàng)（ln ex×ln rd）作為核心變量建立模型3如式（8），以驗(yàn)證假設(shè)3?？刂谱兞窟x取非均衡增長(zhǎng)（dy），6歲以上?？迫藬?shù)比例的對(duì)數(shù)值（ln edu）以及FDI占GDP比例的對(duì)數(shù)值（ln fdi）。

3.初始條件及內(nèi)生性問(wèn)題處理

Stewart指出，在收入流動(dòng)性影響因素的研究中，GMM方法的運(yùn)用可以解決可能存在的初始條件問(wèn)題，貿(mào)易開(kāi)放度的指標(biāo)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可能存在雙向因果關(guān)系。因此，本文建立動(dòng)態(tài)面板模型，選取工具變量，采用GMM方法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，以同時(shí)解決可能存在的初始條件和內(nèi)生性問(wèn)題。本文設(shè)定模型4—6如式（9）—（11）。

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源及描述性統(tǒng)計(jì)分析

以上所有數(shù)據(jù)均來(lái)自2004—2014年各省統(tǒng)計(jì)年鑒，描述性統(tǒng)計(jì)分析如表2。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)分析

四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果及分析

（一）貿(mào)易開(kāi)放度對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性的影響

為了考察貿(mào)易開(kāi)放度對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性的影響，我們先利用OLS對(duì)模型1進(jìn)行估計(jì)，首先進(jìn)行模型設(shè)定的檢驗(yàn)，似然比檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)的P值均小于0．01，選用固定效應(yīng)模型對(duì)其進(jìn)行估計(jì)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3。從估計(jì)結(jié)果來(lái)看，核心變量貿(mào)易開(kāi)放度（open）在1%水平下顯著為正，假設(shè)1得到驗(yàn)證，貿(mào)易開(kāi)放提升了地區(qū)收入流動(dòng)性。收入流動(dòng)性的測(cè)度還沒(méi)有形成較為統(tǒng)一的認(rèn)識(shí)，其測(cè)度結(jié)果隨方法和數(shù)據(jù)選取的不同而不同，因此，我們不對(duì)系數(shù)進(jìn)行定量解釋。

由于實(shí)證分析中可能存在內(nèi)生性問(wèn)題和Stewart提到的初始條件問(wèn)題，本文參照Stewart的做法，選取被解釋變量之后二階，出口貿(mào)易依存度的滯后一、二階為工具變量，采用差分GMM模型檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，以確保本文的實(shí)證分析結(jié)果是穩(wěn)健的，回歸結(jié)果見(jiàn)表3。回歸方程通過(guò)了AR（2）、J檢驗(yàn)（sargan檢驗(yàn)）。差分GMM模型下，貿(mào)易開(kāi)放度（open）在1%水平下顯著為正，控制變量的系數(shù)符號(hào)未發(fā)生變化，顯著性明顯強(qiáng)于靜態(tài)面板模型。

表3 貿(mào)易開(kāi)放對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性影響的實(shí)證結(jié)果

（二）出口依存度對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量的影響

首先對(duì)靜態(tài)面板進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果如表4。模型2、模型3進(jìn)行似然比和Hausman檢驗(yàn)，P值均在0．1下顯著，選擇固定效應(yīng)模型，出口依存度的二次項(xiàng)（ln ex2）均為負(fù)，說(shuō)明出口依存度對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量的影響為倒U形，假設(shè)2成立。模型2中，R＆D投入（ln rd）對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量的影響為正，但是在0．1水平下不顯著。模型3中加入了出口依存度和R＆D投入的交互項(xiàng)（ln ex×ln rd），實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明，交互項(xiàng)系數(shù)為正，且在0.01水平下顯著為正，說(shuō)明在R＆D投入和出口依存度的協(xié)同作用下，地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量上升，假設(shè)3成立。

模型2回歸得到式（12）：

在式（12）中，對(duì) ln ex求導(dǎo)得式（13）：

當(dāng)出口依存度為9．35%（ln ex＝-2．37）時(shí)，出口依存度對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量的影響達(dá)到最大值。

模型3回歸得到式（14）：

在式（14）中，對(duì) ln ex求導(dǎo)得到式（15）：

當(dāng)R＆D投入強(qiáng)度位于均值水平（ln rd＝-4．55）時(shí)，出口貿(mào)易依存度為10．72%（ln ex＝-2．23），R＆D投入提升了出口依存度對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量的正面影響，并使拐點(diǎn)向右移動(dòng)。

最后，我們對(duì)模型5、模型6進(jìn)行差分GMM，J統(tǒng)計(jì)量（sagran統(tǒng)計(jì)量）的P值均在0.4以上，說(shuō)明工具變量的選取不存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題，Arellano-Bond檢驗(yàn)中，AR（2）的P值均在0.35以上，不存在二階序列相關(guān)。從差分GMM模型回歸的系數(shù)來(lái)看，模型5中出口依存度的二次項(xiàng)（ln ex2）仍然為負(fù)，且在0.01水平下顯著，模型6中二次項(xiàng)（ln ex2）系數(shù)仍然為負(fù)，交互項(xiàng)系數(shù)仍然為正，均在0.05水平下顯著，與靜態(tài)面板模型無(wú)太大差異，這表明我們的實(shí)證結(jié)果是較為穩(wěn)健的。

表4 出口依存度對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量影響的實(shí)證結(jié)果

五、結(jié)論與對(duì)策建議

“機(jī)會(huì)公平”與“結(jié)果公平”同為“公平”的內(nèi)涵，地區(qū)貿(mào)易開(kāi)放度的提升向省域內(nèi)居民釋放更多改變自身在全國(guó)收入位置的機(jī)會(huì)，地區(qū)收入流動(dòng)性的存在一定程度上降低了過(guò)高地區(qū)收入差距對(duì)社會(huì)穩(wěn)定帶來(lái)的負(fù)面影響。

作為對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性的補(bǔ)充，地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量揭示了一段時(shí)間內(nèi)地區(qū)居民收入向上流動(dòng)的概率與向下流動(dòng)的概率之比，反映了地區(qū)較多人數(shù)在全國(guó)收入序列中的運(yùn)動(dòng)方向，刻畫了收入流動(dòng)性的“好”“壞”。貧窮地區(qū)如果具有較高的地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量，今天貧困地區(qū)的居民就會(huì)享有較大的機(jī)會(huì)在不久的將來(lái)超越相對(duì)富裕地區(qū)居民的收入，暫時(shí)的地區(qū)收入差距就不那么重要了。理論分析發(fā)現(xiàn)，隨著貿(mào)易的不斷發(fā)展，出口模式將經(jīng)歷資源出口、初級(jí)加工品出口到高附加值商品出口的轉(zhuǎn)變，出口依存度對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量的影響也隨之變化。在貿(mào)易發(fā)展的初期，出口依存度提升了地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量，而在貿(mào)易發(fā)展的末期出口依存度降低了地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量，因此，出口依存度對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量的影響呈倒U型。實(shí)證結(jié)果支持了這一結(jié)論，當(dāng)出口依存度為9.35%左右時(shí)達(dá)到倒U型曲線的拐點(diǎn)，R＆D投入強(qiáng)度、出口依存度在對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量的影響中存在交互作用，說(shuō)明R＆D投入通過(guò)提升出口產(chǎn)品質(zhì)量間接地提高了地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量，并使拐點(diǎn)向右移動(dòng)至出口依存度10.72%左右。

本文的研究不僅為解釋貿(mào)易開(kāi)放對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性、地區(qū)收入流動(dòng)性質(zhì)量的作用機(jī)理做出了新的理論和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，而且為縮小地區(qū)收入差距和降低其負(fù)面影響提供了對(duì)策參考。本文的對(duì)策建議為：第一，對(duì)于貿(mào)易開(kāi)放程度不高的地區(qū)，應(yīng)當(dāng)加大力度促進(jìn)貿(mào)易的發(fā)展，增加地區(qū)居民提升在全國(guó)收入地位的機(jī)會(huì)，同時(shí)適當(dāng)促進(jìn)研發(fā)投入。第二，對(duì)于貿(mào)易開(kāi)放程度高，尤其是加工貿(mào)易發(fā)達(dá)的省份，更應(yīng)當(dāng)注重出口產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，加大研發(fā)支出，提升出口商品的附加值，為地區(qū)內(nèi)更多的居民創(chuàng)造收入地位提升的機(jī)會(huì)。第三，沿海地區(qū)中低端出口企業(yè)的內(nèi)遷將有利于兩地居民收入地位的提升，因此，在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移中應(yīng)當(dāng)加大力度鼓勵(lì)東部外貿(mào)企業(yè)向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移。

本文利用分地區(qū)（細(xì)）分行業(yè)數(shù)據(jù)復(fù)原了全國(guó)城鎮(zhèn)職工的收入序列（覆蓋1.6～2億人），測(cè)度地區(qū)收入流動(dòng)性，研究了貿(mào)易開(kāi)放度、出口依存度等外貿(mào)指標(biāo)對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性、收入流動(dòng)性質(zhì)量的影響。但由于數(shù)據(jù)可得性的限制，學(xué)者們對(duì)收入流動(dòng)性測(cè)度缺乏統(tǒng)一的指標(biāo)，盡管能對(duì)影響的方向做出合理的判定，但在定量方面，只能對(duì)曲線的形狀、拐點(diǎn)的位置進(jìn)行較為準(zhǔn)確的估計(jì)，無(wú)法與其他學(xué)者的研究成果進(jìn)行定量的比較分析。今后，隨著CFPS、CHNS等大型微觀面板數(shù)據(jù)的不斷完善，可在較為統(tǒng)一的測(cè)度標(biāo)準(zhǔn)下，就貿(mào)易開(kāi)放對(duì)地區(qū)收入流動(dòng)性的影響進(jìn)行更加全面的定量研究。

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