贸易开放、R＆D投入对地区间收入流动性的影响研究——基于2003—2015年中国省级面板的实证分析

王全意，田谨铭

（重庆理工大学经济金融学院，重庆 400067）

加入WTO以来，中国对外开放程度大幅提高，贸易依存度迅速由2001年的38%上升到2006年的64%。近年来，贸易依存度受国外金融危机和贸易模式转变的影响虽然有所下降，但仍然居于40%以上的高位。得益于外向型经济的不断发展，中国居民的收入水平大幅提高，与此同时，地区间的收入差距也引起了国内外学者的广泛关注，2015年全国31省市中仍有18个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根据国家统计局官方网站数据得出。。

然而，与地区收入差距相比，更令人担忧的问题是地区间居民收入格局的固化。如果贫困地区居民个体的收入始终处于全国居民收入序列的底层，发达地区居民个体的收入始终处于全国居民收入序列的顶层，贫困地区居民失去向序列上游靠近的机会才是最可怕的，因此，我们需要引入收入流动性的分析框架来分析一段时间内地区居民在全国居民收入分配序列中的位置变动的机会大小。Krugman认为，以终生收入衡量时，如果具有较高的收入流动性，那么给定任一年的截面不平等指标（基尼系数、泰尔指数等）就不是那么重要了［1］。对地区收入流动性展开研究，对维护中国社会的长期稳定具有重要意义。

学者们在研究贸易开放与地区收入分配状况的关系时，常常关注贸易开放与地区收入差距的关系，较少从定量的角度研究贸易开放对地区收入流动性的影响，各省贸易开放度的不同，会给各省居民提供不同的机会改变自身在全国居民序列中的收入地位。此外，自主创新将有助于出口模式的转变，在中国政府大力推行创新创业的新背景下，R＆D投入在出口依存度对地区收入流动性质量的影响中发挥怎样的作用也是本文关注的一个重点。本文利用2003—2015年省级面板数据，对地区收入流动性进行测度，在此基础上实证分析贸易开放度、R＆D投入对地区收入流动性的影响，以期从贸易开放的角度为治理我国地区收入分配问题提供对策建议。

一、文献回顾

收入流动性的概念源于对收入差距问题的深入思考。在部分基尼系数长期高企的国家（如中国、美国等），人们并未观察到社会的持续动荡，学者们开始质疑采用基尼系数、泰尔指数截面指标测度收入不平等的可靠性，从而转向了对收入流动性的研究。Krugman认为，如果考虑了收入流动性的影响，长期来看收入差距可能没有静态指标所告诉我们的那样严重，这可能是部分国家高企的收入差距与社会稳定共存的原因之一［1］。

国外学者围绕收入流动性的概念、测度方法展开了丰富的讨论，其中Shorrock提出的收入转换矩阵成为分析收入流动性问题的基石［2］。国内文献多在此基础上进行拓展，对中国的各类收入流动性进行趋势、影响因素分析，其中，中国营养与健康调查（CHNS）数据因其具有追踪的特点运用最为广泛。如胡棋智等基于CHNS数据，以收入向上与向下流动的人数比率为收入流动性质量的指标研究了各阶层居民经济地位的动态演化，研究表明，2000—2004年收入流动性最有利于多数人经济地位的改善，收入流动性质量容易受到宏观经济景气程度的影响［3］。王洪亮等利用CHNS数据研究发现，1997—2006年，居民收入向上流动的概率大于向下流动的概率，居民收入状况更易改善，地区间收入流动性较小［4］。在影响因素方面，严斌剑等运用CHNS数据研究发现，受教育程度、非农就业程度、税费负担增加了农村居民向上的收入流动性［5］。国内学者对地区收入流动性的研究较少，王洪亮运用1978—2005年中国分省市分城乡人均收入数据测算了区域收入流动性，研究发现区域收入流动性越来越低［6］。艾小青提出了采用收入比重测算区域收入流动性的方法，并利用分省在岗职工工资测度了中国区域收入流动性，研究发现2004—2007年区域收入流动性呈下降趋势［7］。

通过梳理收入流动性相关文献可知，国外学者对收入流动性概念、测度方法研究深入。国内学者运用国外学者的理论成果对我国各类收入流动性的变化趋势、影响因素进行了研究，但存在以下几个方面的问题：（1）数据可得性差。国内大型可追踪的微观数据缺乏，已有数据存在间隔时间不一致、覆盖范围较小，对收入流动性的测度结果的可比性产生了较大的负面影响。（2）国内学者的研究中，城镇、农村、地区内部的研究相对较多，少有从结构性的角度来研究城乡之间、地区之间的收入流动性。（3）在影响因素的研究中，微观层面的研究较多，外贸等宏观因素对收入流动性影响的研究相对较少，有待进一步研究。（4）已有两篇地区收入流动性的研究中，均是以各地区收入人均值建立的收入转换矩阵，其实质仍是地区收入差距的动态变化的比较，无法反映不同地区居民个体在全国收入地位发生变化的概率。

对外贸易与收入分配的关系一直是国际经济学家关注的热点。国外经典的文献主要以斯托尔珀-萨缪尔森（S-S）定理为基础，由于各国的现实情况往往难以符合其严格的假设条件，S-S定理自提出之后就一直备受争议。S-S定理在部分学者的研究中得到了验证，如Krueger、Bhagwati基于S-S定理发现，发展中国家非熟练劳动力的相对收入将会增加，贸易自由化会减少发展中国家的收入差距［8-9］。部分学者认为贸易开放扩大了发展中国家的收入差距，如Goldberg等研究发现贸易自由化加剧了发展中国家内部的收入不平等［10］。还有部分学者认为国际贸易与收入差距的关系呈现倒U型，如Wood等、Dobson等研究发现，如果发展中国家自然资源为相对充裕资源而非技能工人为相对稀缺资源时，在经济发展的初期，贸易开放度的提高会加剧收入差距，随着国际贸易的进一步发展，受益于政策、制度的完善，穷人的收入会逐步提高，进而导致收入差距的缩小［11-12］。国内学者研究了贸易开放与地区收入差距之间的关系，Wan等、李斌等、张曙霄等研究发现贸易开放加剧了中国的区域收入不平等［13-15］；颜银根在新经济地理学框架下研究了贸易自由化、产业规模与地区工资差距的关系，研究表明，本地与国外市场接近并且产业份额相对较小时，贸易开放与区域间收入差距的关系呈倒U型，否则，贸易自由化会扩大区域间的收入差距［16］。

随着研究的不断深入，一些学者对国际贸易是造成收入差距的原因产生了质疑，不少学者认为技术进步在贸易开放对收入差距的影响中发挥着至关重要的作用。如Krugman认为，收入分配不平等的原因是技术进步而非国际贸易［17］。Feenstra等讨论了国际分工对工资收入不平等的关系，研究发现，贸易中间产品投入和技能偏向的技术进步降低了低技能劳动力的需求和工资水平，但增加了高技能劳动力的需求和工资水平，国际贸易拉大了收入差距［18］。

通过对贸易开放与收入差距的相关文献进行梳理发现，首先，在贸易开放与收入分配之间的关系的研究中，国内外学者多研究贸易开放与收入差距之间的关系，少有学者关注贸易开放对收入流动性的影响，因而有待进一步探索。其次，技术进步在贸易开放对收入差距的影响中起着重要作用。本文尝试利用现有宏观数据对地区间的收入流动性进行测度，研究贸易开放、R＆D对地区收入流动性的影响，将完善和丰富收入流动性相关研究的方法和内容。

二、贸易开放对地区收入流动性影响的理论分析

传统的贸易理论在分析贸易开放与收入分配问题时，粗略地将劳动力要素分为熟练劳动力和非熟练劳动力，以此分析二者之间的差异，其中一个隐含的假定是熟练劳动力、非熟练劳动力群体内部是同质的。事实上，现实条件难以满足劳动力同质这一假设，因此，本文假定同一地区内部任何两个劳动力之间均是异质的，稀缺程度的不同决定其获得的劳动报酬有所不同。该假定成立时，通过对劳动力报酬进行排序，可以建立全国居民构成的收入转换矩阵，为地区收入流动性的分析提供基础。同时，我们假定自然资源异质。

任何来自地区外部的经济冲击都会影响居民收入水平，从而增大地区收入流动性，因此，我们提出假设1，并在实证分析中对其进行检验。

假设1：地区贸易开放度的上升增强了地区收入流动性

如果较大的地区收入流动性是由地区内大部分居民在全国的收入地位下降引起的，这样的地区收入流动性不能称之为“好”的收入流动性。因此，本文还将分析贸易开放对地区收入流动性质量的影响，在此，我们参照王洪亮对收入流动性质量的定义［5］：

地区收入流动性质量＝ln（向上的地区收入流动性／向下的地区收入流动性）

本文从出口模式演变出发，分析贸易开放对地区收入流动性质量的影响：

在贸易发展的初期，自然资源往往是相对充裕要素，而劳动力为相对稀缺要素，根据H-O定理，贸易开放将会导致相对充裕要素的报酬提高，而相对稀缺要素的报酬将会有所降低。因此，在贸易开放的起点，大多数居民在全国的收入地位开始下降，少部分拥有较多自然资源的居民收入地位开始上升，此时的地区收入流动性小于零，且偏离较远。

在贸易发展的中期，以出口原材料为主的贸易模式开始转向出口原材料的初步加工品，加工贸易的繁荣使得市场对非熟练工人的需求增加，进而提升地区熟练度较低工人的劳动报酬。在假定劳动力异质的情况下，贸易开放作用的劳动力个体受熟练度影响存在先后顺序，覆盖的人口范围由熟练度较低的人向熟练度较高的人逐步增加。随着贸易模式转变的加快，贸易开放通过该途径使越来越多的非熟练劳动力的收入地位进入上升轨道，地区收入流动性质量随之上升，并由负逐步转变为正。

在贸易发展的后期，制造业进一步发展，出口产品由技术含量较低的初级加工品转变为附加值较高的产品，市场对熟练劳动力的需求因此增加。出口产品开始由劳动密集型向资源密集型转变，对资源的需求也增加，因此，占比较少的资源所有者和熟练度较高的劳动力供给者收入地位开始进入上升轨道，而占比较多的非熟练劳动力收入地位开始进入下降轨道，各类要素供给者个体有序地受此影响，该影响覆盖的人口范围也逐步增大。因此，在贸易发展的后期，贸易开放度的提升引起地区收入流动性质量的下降，在技术水平、制度水平、人力资本等其他水平不变的情况下，甚至变为负值。

根据上述分析结果，本文提出第二个假设：

假设2：出口依存度对地区收入流动性质量的影响呈倒U型

新古典经济学认为，技术进步是经济增长的源泉。因此，技术进步也会增加居民的收入水平，从而导致收入地位的上升。通过对文献的分析我们发现，越来越多的学者认为技术进步在贸易开放对收入分配的影响中发挥重要作用，R＆D投入强度的变化将提升自主创新能力。因此，我们提出假设3。

假设3：R＆D投入提升了出口依存度对地区收入流动性质量的影响

三、地区收入流动性、地区收入流动性质量测度及实证模型设定

（一）地区收入流动性、地区收入流动性质量的测度

1.测度方法

本文对Shorrocks方法［2］进行拓展测度地区收入流动性，并借鉴王洪亮提出的方法计算地区收入流动性质量［4］。

第一步，建立全国居民收入转换矩阵。建立一个n×n的矩阵P，n为全国居民总数，设定其中的元素为kuv，u为初期的收入排位，v为末期收入排位。

第二步，对全国居民收入转换矩阵进行分层。设定阶层为 f（f＝1，2，3，…，m），因此，每层有个人，矩阵P被分割为矩阵A。因此，矩阵P也可以写作：

其中Auv依次类推。

第三步，分离出各地区的收入转换矩阵并计算地区收入流动性与质量。对Auv中属于i地区的元素进行计数，计数结果用Luv表示，并替换矩阵P中的Auv，得到i地区的收入转换矩阵：

矩阵Pi中对角线右上方为两期间i省所处收入阶层向上提升的居民数量，左下方为i省两期间收入阶层下降的居民数量，对角线的人数之和是两期间收入阶层未发生变动的居民总数。下面两个公式可以计算地区收入流动性（Mobility）与地区收入流动性质量（ln Mobilityquality）。

2.数据选择、数据来源及处理

第一，数据选择。

大型微观追踪数据仅有CHNS、CFPS，其中CHNS存在的问题是间隔时间不一致，而CFPS是2011年设立，截至目前，可获得的数据仅有三年，因此，以上两类数据均难以测得时间序列可比的地区收入流动性。一个人在2～3年行业变动的可能性较低，因此，行业特征是短时间内居民个人的天然标记，本文假定单一细分行业中的居民个体在3年内不发生变化，因此，可以通过行业平均工资和行业就业人数一定程度上复原全国居民的收入序列，以建立全国居民的收入转换矩阵。

第二，数据来源及处理。

本部分测度地区收入流动性、收入流动性质量的相关收入和工资数据均来自2003—2004年《中国劳动统计年鉴》中分地区（细）分行业城镇就业人员平均工资及就业人数。

通过对数据进行处理①采矿（掘）类行业就业人数受各省（市、区）矿资源禀赋特征约束，细分行业部分省份的数据缺失较多，因此直接采用采矿（掘）业数据；橡胶和塑料合并；交通运输设备、制造业合并；其他制造、废弃资源合并；删除金属制品业；房屋、土木工程建筑业合并；建筑装饰、其他建筑业合并；公交并入道路运输业；管道运输业缺失较多，删除；住宿和餐饮合并；科学研究和技术服务业用大类数据；公共管理、社会保障和社会组织用大类数据；2010年缺少的医疗制品、废弃资源数据取2009年和2011年平均数；其他数据均采用均值插空法填补。，得到2003—2015年30个省份78个行业的数据，单个省份—行业截面上得到的样本数为2 340个，样本数量较大，适宜收入流动性的测度。

第三，测度与测度结果。

本文以t-1期和t+1期的收入数据测度t期的收入流动性，以期后续实证部分更好地拟合t期的相关宏观因素指标，测得的收入流动性在较长时间段内的（2～3年）趋势上的变化不会因时间的选择存在较大差异。参照Stewart的做法［19］，由此产生的初始条件问题运用GMM加以解决。

在测度的第二步，对复原数据建立的全国收入转换矩阵进行分层时，本文将各省各行业的收入数据进行排序，按堆积的人数等分为10个等级。某些省—行业样本位于两个阶级交接处，我们统一将它们归为较低收入阶层，出现这种情况的个体占全体居民总数的比例不到0.1%，这样的处理方法不会对结果造成实质性影响，测度结果如表1。

表1 地区收入流动性与地区收入流动性质量

续表（表1）

通过对地区收入流动性测度我们发现，从发展水平来看，东部沿海地区、北部沿海地区、南部地区大部分省份的收入流动性相对较低。我国所有的经济强省均位于这些地区，这说明在经济地位上游，不同地区之间的收入地位相对固化，落后省份居民在向收入顶端发起冲刺时存在巨大的压力。结合地区收入流动性质量来看，上述地区位于收入顶端的北京、上海、广东收入流动性质量向下，说明尽管其他省份居民追赶顶端地区居民收入水平较为困难，但在2004—2014年，其他省份与上述三省（市）的大多数人收入差距在缩小。

黄河中游、长江中游地区在2004—2007年表现出较好的地区收入流动性质量，大多数居民拥有较大的机会提升自己的收入地位，与发达地区居民的收入差距持续缩小，但这一态势在2008年发生分化，湖北省的表现较好。

东北三省的地区收入流动性较低，地区收入流动性质量长期为负，大多数居民在全国的收入地位不断恶化，这也与东北地区经济发展状况相一致。

西部地区中，重庆、贵州、新疆、四川地区收入流动性质量大多数年份为正，其他年份虽然为负数，但绝对值较小，地区居民的收入地位得到改善。

理工科高校通识教育存在的问题与改进对策 ………………………………………… 纪光欣，刘兴波（5．108）

同时，大多数省份2004—2014年的极值出现在2008—2009年，举两个例子说明：北京市2009年地区收入流动性是0.35，为历年最高，对应的地区收入流动性质量为-4.31，也是最低值，说明大多数北京居民的收入地位在2008—2010年显著降低；而甘肃在2008年的收入流动性为0.20，历年最低，收入流动性的方向在2008—2009年发生转变。金融危机可能对地区收入流动性、地区收入流动性质量产生重要影响，贸易可能是引起收入流动性及其质量发生变化的一个重要原因。

（二）实证模型设定

1.贸易开放度对地区收入流动性影响的实证模型

根据理论分析，以地区收入流动性为被解释变量构建计量模型1如式（6），以验证假设1：

其中：openit表示贸易开放度，αi为固定效应常数项，εit为随机扰动项。控制变量选取非均衡增长的绝对值（absdy）以表示该地区在全国收入水平地位的变化，专科人数占6岁及6岁以上人口比例（edu）以及FDI占GDP比例的对数值（ln fdi）。

2．出口依存度对地区收入流动性质量的实证模型

被解释变量为地区收入流动性质量，基于理论部分对出口模式的推导，本文在此仅考虑出口对地区收入流动性质量的影响，选取出口依存度（ln ex）、出口依存度的二次项（ln ex2）作为核心变量建立模型2如式（7），以验证假设2。

根据文献分析，本文还加入R＆D投入与出口依存度的交互项（ln ex×ln rd）作为核心变量建立模型3如式（8），以验证假设3。控制变量选取非均衡增长（dy），6岁以上专科人数比例的对数值（ln edu）以及FDI占GDP比例的对数值（ln fdi）。

3.初始条件及内生性问题处理

Stewart指出，在收入流动性影响因素的研究中，GMM方法的运用可以解决可能存在的初始条件问题，贸易开放度的指标和经济增长可能存在双向因果关系。因此，本文建立动态面板模型，选取工具变量，采用GMM方法对模型进行估计，以同时解决可能存在的初始条件和内生性问题。本文设定模型4—6如式（9）—（11）。

（三）数据来源及描述性统计分析

以上所有数据均来自2004—2014年各省统计年鉴，描述性统计分析如表2。

表2 描述性统计分析

四、实证检验结果及分析

（一）贸易开放度对地区收入流动性的影响

为了考察贸易开放度对地区收入流动性的影响，我们先利用OLS对模型1进行估计，首先进行模型设定的检验，似然比检验和Hausman检验的P值均小于0．01，选用固定效应模型对其进行估计，检验结果如表3。从估计结果来看，核心变量贸易开放度（open）在1%水平下显著为正，假设1得到验证，贸易开放提升了地区收入流动性。收入流动性的测度还没有形成较为统一的认识，其测度结果随方法和数据选取的不同而不同，因此，我们不对系数进行定量解释。

由于实证分析中可能存在内生性问题和Stewart提到的初始条件问题，本文参照Stewart的做法，选取被解释变量之后二阶，出口贸易依存度的滞后一、二阶为工具变量，采用差分GMM模型检验模型4，以确保本文的实证分析结果是稳健的，回归结果见表3。回归方程通过了AR（2）、J检验（sargan检验）。差分GMM模型下，贸易开放度（open）在1%水平下显著为正，控制变量的系数符号未发生变化，显著性明显强于静态面板模型。

表3 贸易开放对地区收入流动性影响的实证结果

（二）出口依存度对地区收入流动性质量的影响

首先对静态面板进行估计，回归结果如表4。模型2、模型3进行似然比和Hausman检验，P值均在0．1下显著，选择固定效应模型，出口依存度的二次项（ln ex2）均为负，说明出口依存度对地区收入流动性质量的影响为倒U形，假设2成立。模型2中，R＆D投入（ln rd）对地区收入流动性质量的影响为正，但是在0．1水平下不显著。模型3中加入了出口依存度和R＆D投入的交互项（ln ex×ln rd），实证检验结果表明，交互项系数为正，且在0.01水平下显著为正，说明在R＆D投入和出口依存度的协同作用下，地区收入流动性质量上升，假设3成立。

模型2回归得到式（12）：

在式（12）中，对 ln ex求导得式（13）：

当出口依存度为9．35%（ln ex＝-2．37）时，出口依存度对地区收入流动性质量的影响达到最大值。

模型3回归得到式（14）：

在式（14）中，对 ln ex求导得到式（15）：

当R＆D投入强度位于均值水平（ln rd＝-4．55）时，出口贸易依存度为10．72%（ln ex＝-2．23），R＆D投入提升了出口依存度对地区收入流动性质量的正面影响，并使拐点向右移动。

最后，我们对模型5、模型6进行差分GMM，J统计量（sagran统计量）的P值均在0.4以上，说明工具变量的选取不存在过度识别问题，Arellano-Bond检验中，AR（2）的P值均在0.35以上，不存在二阶序列相关。从差分GMM模型回归的系数来看，模型5中出口依存度的二次项（ln ex2）仍然为负，且在0.01水平下显著，模型6中二次项（ln ex2）系数仍然为负，交互项系数仍然为正，均在0.05水平下显著，与静态面板模型无太大差异，这表明我们的实证结果是较为稳健的。

表4 出口依存度对地区收入流动性质量影响的实证结果

五、结论与对策建议

“机会公平”与“结果公平”同为“公平”的内涵，地区贸易开放度的提升向省域内居民释放更多改变自身在全国收入位置的机会，地区收入流动性的存在一定程度上降低了过高地区收入差距对社会稳定带来的负面影响。

作为对地区收入流动性的补充，地区收入流动性质量揭示了一段时间内地区居民收入向上流动的概率与向下流动的概率之比，反映了地区较多人数在全国收入序列中的运动方向，刻画了收入流动性的“好”“坏”。贫穷地区如果具有较高的地区收入流动性质量，今天贫困地区的居民就会享有较大的机会在不久的将来超越相对富裕地区居民的收入，暂时的地区收入差距就不那么重要了。理论分析发现，随着贸易的不断发展，出口模式将经历资源出口、初级加工品出口到高附加值商品出口的转变，出口依存度对地区收入流动性质量的影响也随之变化。在贸易发展的初期，出口依存度提升了地区收入流动性质量，而在贸易发展的末期出口依存度降低了地区收入流动性质量，因此，出口依存度对地区收入流动性质量的影响呈倒U型。实证结果支持了这一结论，当出口依存度为9.35%左右时达到倒U型曲线的拐点，R＆D投入强度、出口依存度在对地区收入流动性质量的影响中存在交互作用，说明R＆D投入通过提升出口产品质量间接地提高了地区收入流动性质量，并使拐点向右移动至出口依存度10.72%左右。

本文的研究不仅为解释贸易开放对地区收入流动性、地区收入流动性质量的作用机理做出了新的理论和经验证据，而且为缩小地区收入差距和降低其负面影响提供了对策参考。本文的对策建议为：第一，对于贸易开放程度不高的地区，应当加大力度促进贸易的发展，增加地区居民提升在全国收入地位的机会，同时适当促进研发投入。第二，对于贸易开放程度高，尤其是加工贸易发达的省份，更应当注重出口产业的转型升级，加大研发支出，提升出口商品的附加值，为地区内更多的居民创造收入地位提升的机会。第三，沿海地区中低端出口企业的内迁将有利于两地居民收入地位的提升，因此，在产业转移中应当加大力度鼓励东部外贸企业向中西部地区转移。

本文利用分地区（细）分行业数据复原了全国城镇职工的收入序列（覆盖1.6～2亿人），测度地区收入流动性，研究了贸易开放度、出口依存度等外贸指标对地区收入流动性、收入流动性质量的影响。但由于数据可得性的限制，学者们对收入流动性测度缺乏统一的指标，尽管能对影响的方向做出合理的判定，但在定量方面，只能对曲线的形状、拐点的位置进行较为准确的估计，无法与其他学者的研究成果进行定量的比较分析。今后，随着CFPS、CHNS等大型微观面板数据的不断完善，可在较为统一的测度标准下，就贸易开放对地区收入流动性的影响进行更加全面的定量研究。

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