長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)研究

苗語(yǔ)涵

(長(zhǎng)江大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 荊州 434023)

自1978年起，我國(guó)改革開(kāi)放已40多年，這是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展最活躍的43年，也是我國(guó)對(duì)外貿(mào)易和交流最頻繁的43年。40多年來(lái)，我國(guó)對(duì)外開(kāi)放水平逐步上升，與世界各國(guó)聯(lián)系也越來(lái)越緊密，從對(duì)外貿(mào)易中獲得了大量的先進(jìn)技術(shù)，發(fā)展了經(jīng)濟(jì)，但同時(shí)也拉大了我國(guó)城鄉(xiāng)之間的差距。2019年，新冠疫情暴發(fā)，一開(kāi)始對(duì)外貿(mào)易幾乎陷入停滯，大量的對(duì)外貿(mào)易從業(yè)者受到波及，收入急劇下降。2020—2021年我國(guó)與世界各國(guó)的貿(mào)易正在逐步恢復(fù)，但國(guó)外的防疫情勢(shì)依然嚴(yán)峻，因此，如何在嚴(yán)峻的形勢(shì)下發(fā)展對(duì)外貿(mào)易，提高居民收入，降低城鄉(xiāng)收入差距，是我國(guó)當(dāng)前急需解決的問(wèn)題。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者已進(jìn)行了大量有關(guān)進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)城鄉(xiāng)收入的研究，從已有的文獻(xiàn)來(lái)看，研究主要集中在以下幾個(gè)方面：一是進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響。大部分學(xué)者認(rèn)為進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生積極影響[1]，他們認(rèn)為進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展能夠促進(jìn)各經(jīng)濟(jì)體之間的交流[2]，促進(jìn)各種生產(chǎn)要素在各大經(jīng)濟(jì)體之間的流通[3]，進(jìn)而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展[4]。另一部分學(xué)者則認(rèn)為，進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的積極影響主要體現(xiàn)在發(fā)達(dá)國(guó)家[5]，而對(duì)于發(fā)展中國(guó)家的積極影響則極為有限，有的甚至有消極影響[6]，因?yàn)榘l(fā)達(dá)國(guó)家會(huì)向發(fā)展中國(guó)家傾銷其工業(yè)產(chǎn)品，從發(fā)展中國(guó)家掠奪大量的資源和初級(jí)產(chǎn)品[7]，使發(fā)展中國(guó)家的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)出現(xiàn)問(wèn)題，淪為發(fā)達(dá)國(guó)家的附庸，經(jīng)濟(jì)發(fā)展受制于人[8]。還有一部分學(xué)者認(rèn)為應(yīng)當(dāng)辯證地看待。進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家來(lái)講是機(jī)會(huì)，對(duì)發(fā)展中國(guó)家來(lái)講既是機(jī)會(huì)也是挑戰(zhàn)，具體要看自身的發(fā)展決策[9]。二是城鄉(xiāng)收入的影響因素。從已有的研究來(lái)看，城鄉(xiāng)收入差距的影響因素主要有資本產(chǎn)出比[10]、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)[11]、人力資本[12]、財(cái)政支出[13]等。三是進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。有關(guān)進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的研究主要分為三種觀點(diǎn)：大量的學(xué)者認(rèn)為，進(jìn)出口貿(mào)易能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距，進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展能夠有效提高城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收入[14]，改善居民收入結(jié)構(gòu)，且進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)農(nóng)村居民收入的促進(jìn)作用要大于城鎮(zhèn)居民，降低城鄉(xiāng)收入差距[15]；另一部分學(xué)者認(rèn)為，進(jìn)出口貿(mào)易大多集中在商業(yè)資本家手里，對(duì)于農(nóng)村和低收入人群的促進(jìn)作用極為有限，進(jìn)而拉大了城鄉(xiāng)收入差距[16]；還有一部分學(xué)者認(rèn)為，進(jìn)出口貿(mào)易本身并沒(méi)有傾向，能否促進(jìn)本國(guó)居民收入增長(zhǎng)，降低收入差距，取決于自身決策[17-18]。從上述分析可以看出，進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和居民收入既有積極影響又有消極影響，關(guān)鍵取決于自身發(fā)展戰(zhàn)略。因此，本文基于長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶2005—2019年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用門檻效應(yīng)模型實(shí)證分析進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)，以期能為長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展和促進(jìn)收入公平提供參考。

1 變量選取及模型設(shè)定

1.1 變量選取

本文根據(jù)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶2005—2019年的面板數(shù)據(jù)，探討進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)，并構(gòu)建指標(biāo)體系(表1)。

表1 進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)指標(biāo)體系

1.2 變量說(shuō)明

被解釋變量。選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入取對(duì)數(shù)(ln cds)表示城鎮(zhèn)居民收入水平，用農(nóng)村居民人均可支配收入取對(duì)數(shù)(ln nds)代表農(nóng)村居民收入水平，用城鄉(xiāng)收入差距(urig)表示城鄉(xiāng)二元化水平。其中，城鎮(zhèn)人均可支配收入和農(nóng)村人均可支配收入以2000年為基期平減后取對(duì)數(shù)獲得，城鄉(xiāng)收入差距用平減后得到的城鎮(zhèn)人均可支配收入和農(nóng)村人均可支配收入的比值表示。

解釋變量。解釋變量用進(jìn)出口總額取對(duì)數(shù)(ln intrade)、出口總額取對(duì)數(shù)(ln export)和進(jìn)口總額取對(duì)數(shù)(ln import)表示，這三項(xiàng)數(shù)據(jù)均用國(guó)際貨幣基金組織2000年的實(shí)際有效匯率指數(shù)平減后取對(duì)數(shù)得到。

門檻變量。選取地區(qū)人均GDP作為門檻變量，以2000年為基期平減后取對(duì)數(shù)得到。

控制變量。選取財(cái)政支持度(finan)、非農(nóng)發(fā)展水平(non-agro)和城鎮(zhèn)化率(urban)作為控制變量，其中財(cái)政支持度(finan)用一般預(yù)算支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比例表示，非農(nóng)發(fā)展水平(non-agro)用第二、三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示，城鎮(zhèn)化率(urban)用地區(qū)常住人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎尽?/p>

數(shù)據(jù)來(lái)源：本文數(shù)據(jù)均由《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒(2006—2020)》、《中國(guó)住戶調(diào)查統(tǒng)計(jì)年鑒(2006—2020)》、各省(市)《統(tǒng)計(jì)年鑒(2006—2020)》等整理得來(lái)。

1.3 門檻回歸模型

門檻回歸模型(Threshold Regressive Model，簡(jiǎn)稱TR模型或TRM)是湯家豪于1978年提出的[19]。1999年，Hansen首次介紹了具有個(gè)體效應(yīng)的面板門檻模型的計(jì)量分析方法。該方法以殘差平方和最小化為條件確定門檻值，并檢驗(yàn)門檻值的顯著性[20]，克服了主觀設(shè)定結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的偏誤。推導(dǎo)過(guò)程如下：

設(shè)單一門檻如下：

ln urigij=αi+βkij+δ1xijI(tij≤γ)+

δ2xijI(tij>γ)+εij。

(1)

式中，i表示決策單元，j表示時(shí)間，ln urigij和xij分別表示被解釋變量和解釋變量，kij表示控制變量，δ表示系數(shù)向量，tij為門檻變量，I()為示性函數(shù)，γ為待估計(jì)的門檻值，εij服從獨(dú)立空間分布[21]。

(2)

進(jìn)一步變化為：

ln urig*=X*(γ)δ+ε*。

(3)

運(yùn)用OLS對(duì)公式(3)進(jìn)行估計(jì)，得到δ的估計(jì)值：

δ(^γ)=[X*(γ)′X*(γ)]-1X*(γ)′ln urig*。

(4)

SSR為：

S1(γ)=e*^(γ)′e*^(γ)。

(5)

其中e*^(γ)=ln urig*-X*(γ)δ(^γ)為殘差向量。

將(5)最小化，得到相應(yīng)的S1(γ)，進(jìn)而得到γ的估計(jì)值：

γ(^γ)=argγminS1(γ)。

(6)

運(yùn)用(6)式 的方法，可以得到δ^=δ(^γ)^，殘差向量e*^=e*^(γ)^以及殘差平方和σ2^=σ2γ^。

由以上方式可以對(duì)多重門檻進(jìn)行推導(dǎo)，以雙門檻模型為例，設(shè)定模型為：

ln urigij=αi+βkij+δ1xijI(tij≤γ1)+δ2xij(γ1γ2)+εij。

(7)

進(jìn)一步推導(dǎo)，可得：

(8)

式(8)中tij為門檻變量(可以是解釋變量的一部分)，γ為待估計(jì)的門檻值，εij服從獨(dú)立空間分布。

2 實(shí)證結(jié)果分析

根據(jù)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶各省(市)2005—2019年面板數(shù)據(jù)，選用王群勇[22]的xthreg命令，運(yùn)用StataSE15進(jìn)行回歸，得出結(jié)果如下。

由表2可知，以人均GDP為門檻變量的進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)城鄉(xiāng)收入的影響均通過(guò)了雙門檻檢驗(yàn)，且至少通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)，三門檻效果10%的顯著性水平下并不顯著，因此，當(dāng)以人均GDP為門檻變量時(shí)，進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)城鄉(xiāng)收入的影響均以雙門檻進(jìn)行分析。

表2 面板門檻回歸顯著性檢驗(yàn)

由表3可知，當(dāng)以人均GDP為門檻變量時(shí)，進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)城鎮(zhèn)居民收入的門檻值分別為6.377和4.367，對(duì)農(nóng)村居民收入的門檻值分別為2.456和1.043，對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的門檻值分別為5.232和2.268。

表3 門檻估計(jì)值和置信區(qū)間

從表4可以看出，當(dāng)以人均GDP為門檻變量時(shí)進(jìn)出口貿(mào)易總額對(duì)城鎮(zhèn)居民收入的彈性系數(shù)為正，且均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，對(duì)農(nóng)村居民收入的彈性系數(shù)也為正，且通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)。從彈性系數(shù)的變化趨勢(shì)來(lái)看，進(jìn)出口貿(mào)易總額對(duì)城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)村居民收入的正向影響會(huì)隨著人均GDP的變化而變化，當(dāng)人均GDP增加時(shí)，進(jìn)出口貿(mào)易總額對(duì)城鎮(zhèn)居民收入的彈性系數(shù)也在增加，增加趨勢(shì)呈線性，而對(duì)農(nóng)村居民收入彈性系數(shù)的影響則呈倒“U”形。具體來(lái)看，當(dāng)06.337時(shí)彈性系數(shù)則變?yōu)?.026；當(dāng)02.456時(shí)彈性系數(shù)則降到了1.038。從上述分析可以看出，進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)居民收入均有促進(jìn)作用，當(dāng)人均GDP增長(zhǎng)時(shí)，進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)城鎮(zhèn)居民收入的正向影響會(huì)逐漸增大，對(duì)農(nóng)村居民收入的正向作用增長(zhǎng)后會(huì)出現(xiàn)降低。

表4 進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)城鄉(xiāng)居民收入的影響估計(jì)結(jié)果

從出口貿(mào)易來(lái)看，當(dāng)以人均GDP為門檻變量時(shí)出口貿(mào)易總額對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收入影響的彈性系數(shù)為正，且均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)。從彈性系數(shù)的變化趨勢(shì)來(lái)看，出口貿(mào)易總額對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收入的正向影響也會(huì)隨著人均GDP的變化而變化，當(dāng)人均GDP增加時(shí)，出口貿(mào)易總額對(duì)城鎮(zhèn)居民收入的彈性系數(shù)減小，降低趨勢(shì)呈線性，而對(duì)農(nóng)村居民收入彈性系數(shù)的影響則呈倒“U”形。具體來(lái)看，當(dāng)06.337時(shí)彈性系數(shù)則變?yōu)?.720；當(dāng)02.456時(shí)彈性系數(shù)則降到了0.171。以上分析說(shuō)明，出口貿(mào)易對(duì)居民收入均有促進(jìn)作用，出口貿(mào)易對(duì)城鎮(zhèn)居民收入的正向影響與人均GDP變化趨勢(shì)相反，對(duì)農(nóng)村居民收入的正向作用在經(jīng)歷增長(zhǎng)過(guò)后會(huì)出現(xiàn)降低。

從進(jìn)口貿(mào)易來(lái)看，當(dāng)以人均GDP為門檻變量時(shí)進(jìn)口貿(mào)易總額對(duì)農(nóng)村居民收入影響的彈性系數(shù)為負(fù)，且均通過(guò)了1%或5%的顯著性檢驗(yàn)。從彈性系數(shù)的變化趨勢(shì)來(lái)看，進(jìn)口貿(mào)易總額對(duì)農(nóng)村居民收入的負(fù)向影響也會(huì)隨著人均GDP的變化而變化，當(dāng)人均GDP增加時(shí)，進(jìn)口貿(mào)易總額對(duì)農(nóng)村居民收入的彈性系數(shù)增大，增長(zhǎng)趨勢(shì)呈倒U形。當(dāng)處于低門檻(02.456)時(shí)彈性系數(shù)則降到了-0.431，說(shuō)明進(jìn)口貿(mào)易的增長(zhǎng)會(huì)對(duì)農(nóng)村居民收入產(chǎn)生負(fù)向影響。主要原因是：進(jìn)口貿(mào)易的增長(zhǎng)會(huì)對(duì)國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)和發(fā)展有擠占效應(yīng)，加上農(nóng)業(yè)本身的附加值低，進(jìn)而造成農(nóng)村居民收入降低。當(dāng)處于低門檻(06.337)時(shí)會(huì)有正向作用，彈性系數(shù)分別為-0.134和-0.189。主要原因是：當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低時(shí)，進(jìn)口貿(mào)易對(duì)城鎮(zhèn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)的擠占效應(yīng)較弱，對(duì)城鎮(zhèn)居民收入產(chǎn)生正向影響，而當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高時(shí)，進(jìn)口貿(mào)易對(duì)城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)的擠占效應(yīng)加強(qiáng)，對(duì)城鎮(zhèn)居民收入產(chǎn)生負(fù)向作用。

從表5可以看出，當(dāng)以人均GDP為門檻變量時(shí)進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易對(duì)城鄉(xiāng)收入比的影響為負(fù)，且均通過(guò)了1%、5%或10%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易會(huì)對(duì)城鄉(xiāng)收入比產(chǎn)生負(fù)向影響，有利于降低城鄉(xiāng)收入差距；進(jìn)口貿(mào)易對(duì)城鄉(xiāng)收入比的影響為正，且通過(guò)了5%或10%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明進(jìn)口貿(mào)易會(huì)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生促進(jìn)作用。從彈性系數(shù)來(lái)看，出口貿(mào)易對(duì)城鄉(xiāng)收入比影響系數(shù)的絕對(duì)值明顯大于進(jìn)口貿(mào)易的系數(shù)絕對(duì)值，說(shuō)明出口貿(mào)易對(duì)城鄉(xiāng)收入比的負(fù)向作用明顯大于進(jìn)口貿(mào)易對(duì)城鄉(xiāng)收入比的正向作用，這也導(dǎo)致了進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)城鄉(xiāng)收入比的影響為負(fù)。主要原因是：出口貿(mào)易對(duì)城鄉(xiāng)收入均有明顯的正向作用，且對(duì)城鄉(xiāng)收入影響系數(shù)的絕對(duì)值明顯大于進(jìn)口貿(mào)易。

表5 進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)城鄉(xiāng)收入比的影響估計(jì)結(jié)果

3 小結(jié)

本文運(yùn)用門檻效應(yīng)模型分析了長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶2005—2019年進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)城鄉(xiāng)收入的影響，得出主要結(jié)論：進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易對(duì)城鄉(xiāng)收入的影響均通過(guò)了雙重門檻檢驗(yàn)，且通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)；當(dāng)以人均GDP為門檻變量時(shí)，進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收入均有正向影響，且通過(guò)了1%或5%顯著性檢驗(yàn)，對(duì)城鄉(xiāng)收入比有顯著的負(fù)向影響；出口貿(mào)易對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收入均有顯著的正向影響，對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收入比有負(fù)向影響；進(jìn)口貿(mào)易對(duì)城鎮(zhèn)居民收入在低門檻(06.337)時(shí)有顯著的負(fù)向影響，對(duì)農(nóng)村居民收入有顯著負(fù)影響，對(duì)城鄉(xiāng)收入比有顯著的正向影響。

4 建議

4.1 保障進(jìn)出口貿(mào)易，促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展

當(dāng)前，中美貿(mào)易摩擦依然在持續(xù)，新冠疫情依然在全世界肆虐。在當(dāng)前形勢(shì)下，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶各省(市)應(yīng)當(dāng)根據(jù)各地實(shí)際，在防范疫情的同時(shí)保障進(jìn)出口貿(mào)易，利用上游和下游的地理優(yōu)勢(shì)，與其他國(guó)家進(jìn)行貿(mào)易，中游地區(qū)應(yīng)當(dāng)積極溝通上游與下游，促進(jìn)區(qū)域間優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)，實(shí)現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。

4.2 優(yōu)化對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)，提供對(duì)外貿(mào)易水平

從上述結(jié)論可以看出，進(jìn)出口和出口貿(mào)易會(huì)縮小城鄉(xiāng)收入差距，進(jìn)口貿(mào)易會(huì)拉大城鄉(xiāng)收入差距。因此，要著力優(yōu)化進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，在進(jìn)口方面，應(yīng)當(dāng)瞄準(zhǔn)國(guó)際先進(jìn)技術(shù)，利用進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)外溢效應(yīng)，提升我國(guó)技術(shù)水平，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；在出口方面，應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)自身創(chuàng)新能力，鼓勵(lì)各企業(yè)積極“走出去”，在當(dāng)前形勢(shì)下，還要鼓勵(lì)各企業(yè)出口轉(zhuǎn)內(nèi)銷，提高居民收入，助力“六穩(wěn)”、“六?！?。