国际贸易对中国家庭动态贫困的影响——基于相对贫困的视角

陈 怡 戴雪婷

(南京审计大学，江苏 南京 211815)

一、引言

基于现行贫困标准(1)本文的现行贫困标准根据历年中国农村住户调查数据、农村物价和人口变化，按照家庭人均纯收入2300元的贫困线标准(2010年不变价)测算得出。，中国于2020年底消除了绝对贫困，扶贫事业取得了显著成就，但发展不平衡不充分的问题仍然长期存在，巩固脱贫成果的任务仍较为艰巨。陈基平等(2021)认为，当前虽然消除了绝对贫困，但纵观相关研究和国际发展情况，任何社会总会存在一部分的相对贫困群体。因此，相对贫困问题依然值得重视，反贫困是一个长期的任务(施海波 等，2020)。同时，新冠肺炎疫情的持续冲击和外部环境的不断变化也给反贫困工作带来了挑战。党的十九届五中全会和“十四五”规划皆明确提出要保持帮扶政策稳定，全面巩固提升脱贫成果，扶贫举措要逐步调整为针对相对贫困的日常性帮扶政策。因此，在绝对贫困消除后的减贫新时代，我们仍需对贫困问题加以重视和关注，研究焦点也相应转向巩固脱贫成果和相对贫困上。

伴随着贫困人口的大幅减少，中国对外贸易也在快速增长，货物贸易进出口总额从1978年的355亿元上升至2019的31.56万亿元，对外贸易依存度也从1978年的10.03%增至2019年的31.85%(2)数据来源于国家统计局。，中国已经成为全球对外贸易规模最大的国家。国际贸易不可避免地会对经济和社会发展产生广泛且深远的影响，也会通过多种渠道影响中国的贫困问题(郭熙保 等，2008)。国际贸易和贫困的关系一直是学术界研究的热点问题。多数学者认为，从长期看，国际贸易能够促进经济增长，提高低收入人群收入并实现减贫。然而，也有一些学者指出，国际贸易有可能对本国原有产业产生冲击，减少就业，尤其是对发展中国家而言，国际贸易短期内可能不利于低收入人群增收，即便在长期，国际贸易也可能损害部分人的利益。本文利用“中国营养与健康调查数据(CHNS)”，基于相对贫困的视角实证研究国际贸易对中国家庭动态贫困的影响，以期从国际贸易的角度为我国更好地巩固拓展脱贫成果和全面建成小康社会提供政策建议。

二、文献综述

(一)关于贫困问题的相关研究

现有关于贫困问题的研究大多集中在已经发生的、静态的贫困事实上。随着研究的深入，越来越多的学者意识到，单对某一时期贫困人口的规模大小进行研究是不能完全对贫困做出解释的，贫困家庭有可能在下一时期继续贫困，也有可能脱贫，非贫困家庭也有可能在下一时期陷贫，对贫困问题的研究不仅需要了解某一时点的贫困状态，更需要观测和掌握家庭陷入或脱离贫困，即家庭动态贫困的过程及成因。目前，对动态贫困的研究大致包含三种：第一种，持续追踪家庭的贫困状态，根据处于贫困状态的时间长短，将动态贫困定义为暂时贫困和长期贫困(罗曼 等，2013；张全红 等，2014；周振 等，2014)。其中，长期贫困是指在多个时期内经常处于贫困状态或者在一定时期内期望消费低于贫困线的状态。第二种，按照贫困与非贫困之间不同时期的转换，把动态贫困划分为脱贫、陷贫、持续贫困和持续非贫困四类(Justino et al.，2008；Glauben et al.,2012)。第三种，脆弱性贫困，主要考察家庭受到未来冲击时陷贫的可能性大小(聂荣 等，2014；蒲文彬，2017)。

现有研究常以收入为标准，以绝对贫困和相对贫困对贫困状态进行测度。绝对贫困更关注个人或者家庭的绝对收入量，而相对贫困则是以整个社会的平均水平为基础，家庭的生活状况低于社会平均水平则视为贫困。目前关于相对贫困标准的研究中，收入比例法是设定相对贫困线的主要方法，但是其标准尚未统一，如OECD国家将贫困风险阈值设为收入中位数或者平均数的50%，欧盟把收入中位数的60%作为相对贫困线，部分学者则以收入中位数的40%或者50%作为相对贫困线(曾国彪 等，2014；叶兴庆 等，2019；李莹 等，2021)。也有部分学者使用收入等比例法识别相对贫困，如把收入最低的5%、10%或20%人口看作贫困人口(张全红 等，2007；陈怡 等，2013；方舒 等，2021)。此外，有些学者将多维贫困作为贫困指标，不同于前两种方法偏向收入维度，多维贫困则是在教育、经济、健康和生活质量等维度上对贫困进行测度(蒋瑛 等，2018；裴劲松 等，2021)。还有的学者利用家庭人均最低消费支出或者人类发展指数等指标测度贫困(Dhrifi et al.，2020；Onakoya et al.，2019；张原，2019)。

(二)关于国际贸易影响贫困的相关研究

1.国际贸易影响贫困的理论机制

现有国际贸易影响贫困的研究通常从宏观层面和微观层面展开。从宏观的角度来看，一些研究认为国际贸易会通过就业影响贫困，增加就业率，促进低收入人群脱贫。Muhammad(2018)发现，贸易开放程度的加深会创造大量的就业岗位，从而带动就业率的提高，有助于减贫。Le et al.(2019)发现，国际贸易的减贫作用与对外贸易相关部门就业率的提高密切相关。另一些研究发现，国际贸易可以通过技术进步途径影响收入分配，从而对贫困产生影响。Gisselquist et al.(2000)发现，国际贸易提高效率的证据是非常充分的。Gaddis et al.(2014)则认为，国际贸易对不同技能劳动力的影响具有异质性，其带来的技术进步偏向效应会增加对高技能劳动力的需求，从而对低技能劳动力的就业和收入造成负面影响。然而，谢飞(2003)指出，贸易开放的技术进步效应需要经历一定时间才有可能恶化贸易条件并加剧贫困，在此之前很有可能利用比较优势发展贸易实现增收。还有一些研究偏重于从经济增长这一渠道进行探讨。多数学者认为贸易自由化会促进经济增长，进而缩减贫困。Liyanaarachchi et al.(2016)发现，国际贸易可以促进经济增长，进而提高人均收入水平，实现减贫。Garfinkel et al.(2015)发现，国际贸易会影响地区的经济发展水平，更高的贸易开放度与更大的经济增长率相匹配，经济增长又是实现减贫的重要途径，因而国际贸易可以对减贫产生显著的促进作用。

从微观层面考察国际贸易影响贫困的研究有逐渐增多的趋势(Porto，2004)。施炳展等(2017)从微观家庭福利水平的角度进行研究发现，国际贸易通过商品价格变化机制改善低收入家庭的福利。对于贫困家庭来说，食品、衣着和家用设备支出比重较大，而国际贸易会导致关税下降进而促使食品类、服装类和家用设备类商品的价格下降，这有利于减少家庭支出。

2.国际贸易影响贫困的经验研究

与发达国家相比，发展中国家家庭的收入水平往往更低，贫困状况更值得关注，相关研究也更为丰富。Garfinkel et al.(2015)通过对印度、韩国、智利和越南等国的研究发现，更高程度的国际贸易开放度有助于减贫。Durowah(2017)以91个发展中国家为样本进行研究发现，国际贸易有利于减贫，且国际贸易更有利于最不发达国家的低收入群体减贫。闫鸿鹂(2019)通过对109个国家1990—2016年的数据进行研究发现，国际贸易对减贫的正向作用，不仅体现在HDI指数的增加，还体现在贫困发生率和贫困深度的下降，国际贸易通过城镇化产生的减贫效应比仅仅依靠自身产生的减贫效应更大。与以上研究结论相反，一些研究表明，国际贸易开放不利于减贫。一些学者认为，发展中国家参与国际贸易会受到发达国家的剥削(中心-外围论、贸易条件恶化论等提供了有力的理论基础)，从而有可能加深发展中国家的贫困问题。徐建斌等(2002)的研究表明，国际贸易中，发展中国家更多是生产和出口低技能产品，这类产品往往需求弹性较小，更容易导致国际贸易条件的恶化。Singh et al.(2011)基于撒哈拉以南非洲国家1992—2006年的数据发现，国际贸易对赤贫者的福利产生了负面影响，会导致最贫困的1/5人口的收入水平大幅下降。Guillauont et al.(2011)采用跨国数据也得出了国际贸易不利于最贫困的1/5人口增收这一结论。此外，Agenor(2004)通过对11个发展中国家的经验分析发现，国际贸易对贫困的影响呈倒“U”形变化，在开放初期，自由贸易会使就业率下降，对低收入人口带来负面影响，但从长期看，贸易开放度的提高有助于促进劳动力在部门间自由流动，进而帮助脱贫。

近些年，越来越多的学者意识到贫困并非静态的，低收入家庭有可能在下一时期脱贫，收入水平较高的家庭也有可能受到冲击在下一时期变成低收入家庭，研究的重点开始由横截面的静态贫困向动态贫困转变。但现有文献主要从静态贫困的角度出发，关于国际贸易对动态贫困影响的研究十分有限。2020年我国消除了绝对贫困，缓解相对贫困将是新的研究重点。因此，本文的创新之处在于从上述第二种动态贫困的视角出发，结合相对贫困研究国际贸易对中国贫困的影响；同时，本文还对贸易开放影响动态贫困的机制进行经验分析，这是对先前研究的补充和完善，也适应调整后的扶贫政策，具有较强的应用价值。

三、理论分析与假说提出

传统理论表明，国际贸易有助于增加发展中国家非熟练劳动力的真实工资。一方面，国际贸易有利于拉动低收入居民的就业，帮助他们增收和脱贫。国际贸易会扩大国内市场需求，增加就业岗位，促使农业劳动力向工业部门转移，这将刺激农村贫困劳动力外出就业，增加他们的收入，帮助低收入劳动力脱贫(陈思宇 等，2020)。另一方面，对于不同技术水平的劳动力，国际贸易的收入分配效应存在差异。从发达国家进口先进技术的过程会促进技能偏向型的技术变革，相应地，企业将增加对劳动力技能水平的要求，提高熟练劳动力的就业率和收入水平(Han，2012；黄灿 等，2016)，从而降低了熟练劳动力的陷贫概率。同时，国际贸易带来的技术偏向效应可能导致部分非熟练劳动力失业和收入下降(申朴 等，2020)，从这个角度来看，国际贸易可能不利于低收入劳动力的就业和增收。但从长期来看，技术进步创造的就业岗位还是比其破坏的更多(程诚 等，2010)。此外，内生增长理论指出，国际贸易能够帮助贸易国更快地获取先进技术与研发成果，促进这些国家的技术进步，间接推动参与国社会劳动生产率整体提升，促进经济增长，而经济增长是增收和减贫的关键。随着对外开放程度的加深，国际贸易通过积累和创新推动了经济增长，经济增长又促进了第二产业和第三产业，尤其是服务业和涉及加工贸易的制造业的快速发展，从而促进陷贫的非熟练劳动力脱贫。作为发展中国家，目前中国国际贸易成交额稳步提升，技术市场成交额和专利申请授权数持续增长，熟练劳动力的就业率和收入水平有了显著提高，收入较高的群体返贫风险降低。同时，技术进步也会推动落后地区和低端行业劳动生产率的提高，进而减少贫困。因此，本文提出：

假说1：国际贸易既有利于贫困家庭脱贫，也有助于降低非贫困家庭陷贫的风险，且该作用是通过促进技术进步和就业来实现的。

分区域看，不同地区由于贸易开放度不同，产生的减贫效应也存在差异。中国沿海地区贸易开放水平长期处于较高层次，多数农村劳动力早已转向劳动密集型的非农部门，且沿海地区经济较为发达，此地区的农村贫困劳动力在客观上难以实现脱贫。因此，国际贸易难以通过优化沿海地区农业生产结构改善其贫困状态(雷卓娅 等，2014)。但是对于内陆地区来说，由于其经济基础薄弱、缺少地理优势等，贸易开放度长期处于较低水平。因此，国际贸易可以优化改善内陆地区农业生产结构，促使内陆地区的农村低收入居民获得更多的就业机会，增加其收入来源，帮助其减贫。贸易对不同产业的带动作用存在差别，第三产业在内陆地区更有利于提高低技能贫困人口收入，具有更显著的减贫效应(张萃，2011)。因此，相较于沿海地区，贸易自由化对中国内陆地区贫困人口收入的提高作用更大(郭熙保 等，2008)(3)事实上，根据张萃(2011)的测算，按照人口20%的最低收入人群划分的贫困标准，内陆地区贫困人口真实收入的年增长幅度(8.4%)高于沿海地区(8.1%)。，根据前文分析，国际贸易会使丰裕要素报酬的增加幅度更大，非熟练劳动力作为中国的丰裕要素大部分存在于农村地区，外资流入也主要集中于可以吸收大部分农村剩余劳动力的劳动密集型产业，因此国际贸易对农村居民收入的增长幅度大于城镇地区。综上，本文提出：

假说2：国际贸易对不同地区家庭动态贫困的影响存在差异性，对内陆和农村地区产生的减贫效应大于沿海和城镇地区。

依据H-O理论，国际贸易会促进本国丰裕要素增收，中国作为发展中国家，国际贸易会拉动非熟练劳动力的就业，提高他们的收入水平。然而，距离贫困线越远的那部分非熟练劳动力的素质、技能水平、所处环境等往往处于较低层次，这类群体的自由流动性普遍较低，往往无法接触到与贸易相关的行业或者被贸易相关部门排除在外。S-S理论表明，只有从事与贸易相关的工作，才能从贸易开放中获益，因而离贫困线越远的那部分群体在国际贸易中越难以实现脱贫，甚至有可能在进口的过程中被其他国家低技能劳动力替代(申朴 等，2020)，进而加剧他们的贫困状况。国际贸易会使部分素质相对较高的贫困群体转移到非农就业，促进他们的就业和收入，帮助他们摆脱贫困(雷卓娅 等，2014)。同时，国际贸易的技术溢出效应对熟练劳动力收入提升影响幅度更大(黄灿，2019)，并且增收效应会随着技能水平的提升而提高。但是中等技能劳动力受到正向技术进步溢出效应的同时也会受到从发达国家进口带来的负向替代效应，高质量中间产品的进口也有可能导致中等技能劳动力被替代，从技能偏向型技术进步中能够获益的是高技能劳动力(薛飞 等，2017；申朴 等，2020)。因而相比于中等收入者，国际贸易有利于收入最高的非贫困家庭降低陷贫风险。综上，本文提出：

假说3：国际贸易更有助于离贫困线较近的贫困家庭脱离贫困，也更有利于收入最高的非贫困家庭降低陷贫风险。

四、模型构建、变量选择与数据说明

(一)模型构建

本文的动态贫困是指在期初和期末两个时期内家庭贫困状态的转变，具体包括：(1)两个时期都保持贫困；(2)在前一个时期贫困，在后一个时期摆脱贫困；(3)两个时期都保持非贫困；(4)在前一个时期不贫困，在后一个时期陷入贫困。结合以往研究，本文选取1991—1993年、2004—2006年、2009—2011年三个跨两年期的CHNS微观调查数据，使用多项Logit模型研究国际贸易对中国家庭动态贫困的影响。

将两个时期家庭都处于贫困状态和两个时期都处于非贫困状态设置为基准组分别进行考察，构建如下基准回归模型：

(1)

(2)

(3)

其中:i表示家庭，p表示省份，p(j=1)表示家庭处于第(1)种情况的概率；ln{p(j=2)/p(j=1)}ip表示p省份i家庭处于第(2)种情况与处于第(1)种情况概率之比的对数；ln{p(j=4)/p(j=3)}ip表示p省份i家庭处于第(4)种情况与处于第(3)种情况概率之比的对数；tradep表示p省份贸易开放度，y表示家庭人均收入增长的概率，ln(y/1-y)ip表示p省份i家庭人均收入增长与减少概率之比的对数，β为国际贸易对动态贫困影响的回归系数，Xip表示控制变量，εip为随机误差项。

为考察不同分位数下国际贸易对贫困家庭脱贫的影响，本文构建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表示家庭动态贫困状况，下标0、1、2表示期初家庭人均收入处于所有贫困家庭的底部、中部和顶部。

为考察不同分位数下国际贸易对非贫困家庭陷贫的影响，本文构建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，下标0、1、2分别表示期初家庭人均收入处于所有非贫困家庭的底部、中部和顶部。

(二)变量描述

1.被解释变量

本文的被解释变量是动态贫困，通过比较两个时期家庭贫困状态而得到。其一，确定每一年的家庭贫困状态。本文采用家庭人均收入(家庭总收入除以家庭规模)对贫困状态进行分析，按照CHNS数据库中使用的以1988年为基期的物价指数(CPI)，对各年收入进行平减。潘文轩等(2020)指出在2020年后的经济转型期间，使用收入等份比例法更有助于保持扶贫政策的稳定，更好地帮助既定比例下最低收入人口脱贫。本文采用相对贫困标准，借鉴陈怡等(2013)和方舒等(2021)的研究，首先将处于人均收入最低20%的家庭视作贫困家庭，区分各年度的贫困家庭和非贫困家庭。然后按照上述四类家庭的贫困跨期变动情况，分别赋值为1、2、3、4。其二，家庭人均收入是否增加，若增加则取值为1，否则为0。其三，贫困家庭是否脱贫，脱贫取值为1，持续贫困则为0。其四，非贫困家庭是否陷贫，陷贫取值为1，否则为0。

2.解释变量

本文的解释变量是贸易开放度(trade)，由于本文研究的是期初和期末两个时期的贫困变动情况，因此用两时期内对外贸易依存度的变化来表示。计算方法如下：

对外贸易依存度=进出口总额/

GDP

3.控制变量

(1)户主特征。一般来说，随着年龄的增长，户主收入不断增加，这会降低家庭陷入贫困的概率；但是达到一定年龄后，收入往往又随着年龄增长而减少，陷入贫困的几率又会上升。大多数研究表明，户主为女性的家庭更容易发生贫困。婚内的互助作用有助于促进居民增收，因而已婚户主所在家庭贫困概率较低。本文选择户主年龄(age)、户主年龄的平方(age2/100)、性别(gender)、婚姻状况(marriage)作为控制变量进行考察。其中，性别和婚姻状况为虚拟变量，男性赋值为1，女性赋值为0；在婚赋值为1，其他赋值为0。

(2)人口特征。用家庭劳动力(4)按照国家统计局标准，15～54岁视为劳动人口。规模来表示。以往研究得出，家庭劳动力规模越大，家庭收入越多，贫困家庭脱贫概率越高，非贫困家庭陷贫概率越低。因此，本文采用家庭劳动力规模(size)作为控制变量进行分析。

(3)人力资本特征，用户主受教育年限和技能水平来表示。Kucera et al.(2011)发现国际贸易促使技能偏向技术进步的转变，受教育年限较长和技能水平较高的居民更容易获得由国际贸易创造的就业机会，从而降低陷入贫困的概率。因此，本文加入户主受教育年限(edu)和技能水平(job)作为控制变量。按照李雅楠等(2013)的方法，本文将受教育程度分为没上过学、小学、初中、高中、本科、硕士及以上且分别取值为0、6、9、12、16、19；按照陈雪梅等(2014)的划分方法，将高级和一般专业技术工作者、办公室一般工作人员、管理者、行政人员、经理、技术工人或熟练工人视为技术劳动力，取值为1，其他视为非技术劳动力，取值为0。

(4)区域特征。一般而言，城镇和沿海地区经济较为发达，这些地区家庭的收入往往比农村和内陆家庭的收入更高，且就业机会也更多，因而相对于农村和内陆地区，城镇和沿海地区的家庭更容易摆脱贫困。本文将是否是城镇地区(urban)和是否是沿海地区(littoral)作为控制变量进行分析。城镇或沿海地区赋值为1，农村或内陆地区赋值为0。

(5)人均GDP增长率。地方经济发展水平往往与家庭收入挂钩，经济发展水平越高的地区，家庭收入越高，脱贫和陷入贫困的概率也就越低，因此本文加入人均GDP增长率(gdp)作为宏观控制变量进行分析。

(三)数据说明

本文中各省份的进出口总额和GDP等宏观数据来自《中国统计年鉴》，微观数据来自CHNS。CHNS目前已公布了10轮数据(1989/1991/1993/1997/2000/2004/2006/2009/2011/2015)。在CHNS的每一轮调查中，除了对新增样本进行调查外，更多是对以往已调查过的样本再次进行调查，如1993年的样本大多是追踪的1991年的家庭，2006年的样本也大多在2004年样本中出现。本文要考察动态贫困，需要使用两个独立的年份进行分析。鉴于CHNS数据年份间隔并不相同，为使不同时段的样本具有可比性，应使用年份跨度相同的样本进行研究，而不能简单地比较不同年份间隔的动态贫困情况。在CHNS数据中，跨度为2年和4年的时段最多，但是时间间隔为4年的跨度相对较大，有可能产生较大偏差，因而本文选择时间跨度为2年的面板数据(1991—1993/2004—2006/2009—2011)进行研究。不选择1989—1991年，是因为1989年是CHNS第一次调查，可能会存在较大的非抽样误差影响研究结果。本文选取1991和1993年、2004年和2006年、2009年和2011年每两年中都参与调查的家庭为样本，对主要变量进行匹配，删除主要变量的缺失值、极端值和异常值后获得样本数9636个。

(四)描述性分析

1.收入分布

图1 中国家庭人均收入核密度

图1报告了中国家庭人均收入的核密度分布(1991/1993/2004/2006/2009/2011)。从图中可以看出：家庭人均收入分布曲线随着时间的推移逐渐向右侧移动，说明居民整体收入水平在不断提高；家庭人均收入核密度图的峰度在不断下降，右尾在逐年变厚，这说明家庭人均收入的分散度在提高，收入差距有扩大趋势。

2.马尔科夫转移矩阵

表1为本文的马尔科夫转移矩阵。从表1可以看出，处于非贫困状态家庭的比重在期初和期末皆不断增加，其中，1991—1993年为67.99%，而2009—2011年这一比重上升到69.18%。从三期的马尔科夫转移矩阵可以看出，相对于期初和期末都陷贫的概率，家庭脱贫的概率更大；相对于期初和期末皆处于非贫困的概率，家庭陷贫的概率较小。以上结果也进一步显示中国减贫工作取得了很大成绩。但是，我们也可以看到，期初和期末皆处于相对贫困状态的家庭比重有所增加，从1991—1993年的8.01%上升到2009—2011年的9.22%，基于相对贫困视角，贫困问题依然值得重视。

表1 马尔科夫转移矩阵 (%)

五、实证结果分析

(一)基准回归结果

表2报告了基准回归结果。其中，P→NP是指以贫困→贫困为基准组，贫困→非贫困的回归结果；NP→P是以非贫困→非贫困为基准组，非贫困→贫困的回归结果。从三个时段的全部样本看，国际贸易对非贫困家庭陷贫的影响在5%水平显著为负，说明国际贸易有利于减少非贫困家庭陷贫几率；区分每个时段的样本看，在2004—2006年和2009—2011年这两个时段，国际贸易对贫困家庭脱贫影响在10%水平显著为正，这说明国际贸易对贫困家庭脱贫起到了积极作用。同时可以发现，三个跨两年期国际贸易对非贫困家庭陷贫影响皆显著为负。因此，总体而言，国际贸易对减贫产生了积极影响，这与假说1相符。Justino et al.(2008)以越南为案例对贸易开放对动态贫困的影响进行了相关研究，也得出了与本文相似的结论。

从其他变量上看，户主为男性的贫困家庭更容易摆脱贫困；已婚户主所在的非贫困家庭未来陷贫概率较小；劳动人口规模越大、户主受教育程度越高、城镇户籍和位于沿海地区的家庭更有利于脱贫以及减少陷贫风险；户主的技能水平越高越有助于非贫困家庭规避陷贫风险。

表2 基准回归结果

(二)内生性检验

贸易开放度可能与家庭动态贫困之间存在内生性，本文将贸易开放度的滞后一期项作为工具变量进行检验。一方面，该变量与内生变量的当期项相关；另一方面，该变量已经发生，取值已经固定，不会与当期的误差项相关。此外，本文还借鉴刘斌等(2012)、陈怡等(2018)的研究，将各省份到海岸线最短距离的倒数(h)作为贸易开放度的工具变量，该变量与贸易开放度相关，且该变量作为自然地理条件，不会直接影响家庭贫困状态，因此选用该变量作为工具变量。

将上述两个变量——贸易开放度滞后一期项和各省份到海岸线最短距离的倒数，作为贸易开放度的工具变量进行IV Logit两阶段估计,结果如表3所示。由表可知，工具变量系数统计显著，第一阶段的弱工具变量检验F值皆为大于10的临界值水平，表明不存在弱工具变量问题。表3的估计结果与表2结果基本相似，国际贸易既有助于贫困家庭脱贫、也有助于抑制非贫困家庭陷贫的结论依然成立。

表3 内生性检验

(续表3)

(三)稳健性检验

为检验国际贸易对动态贫困的影响是否依赖于相对贫困指标的选取，本文使用另一条相对贫困线，即根据OECD国家的设定标准，将低于中国人均收入50%的家庭视为相对贫困家庭。表4列出了估计结果，可以看到，国际贸易对贫困家庭脱贫影响在10%水平显著为正，对非贫困家庭陷贫的影响在5%水平显著为负。此外，本文将每年家庭人均收入调整到2011年水平，并使用绝对贫困(世界银行提出的3.2美元/天和5.5美元/天的贫困标准(5)考虑到全球各国发展水平不一，2017年世界银行对贫困线进行调整，将贫困线分为3档：1.90美元/天的极端贫困线标准；3.2美元/天的中等偏低收入贫困线标准；5.5美元/天的中等偏高收入贫困线标准。为使研究结果既能反映中国的实际，又能反映国际贫困线标准变化的新趋势，本文同时使用国家规定的农村贫困线标准2300元/年(2010年不变价)、以及世界银行的中等偏低收入贫困线标准3.2美元/天和中等偏高收入贫困线标准5.5美元/天进行检验。2011年购买力平价(PPP)为3.506元人民币相当于1美元，3.2美元/天和5.5美元/天的贫困标准相当于3886元人民币/年和6678元人民币/年的贫困标准。罗良清等(2020)也使用了国家农村贫困线标准2300 元/年(2010年不变价)以及世界银行3.2美元/天和5.5美元/天的贫困线标准进行研究。)作为贫困的另一度量指标(见表4)，也得出了与表2相似的结果，即国际贸易的扩大确实有助于贫困家庭脱贫，也有利于防止非贫困家庭陷贫。因此利用不同贫困变量的测量方法得到了大体一致的回归结果，说明本文的结论较为稳健。

表4 稳健性检验

(续表4)

六、扩展性分析

(一)异质性分析

1.基于不同区域的分析

为进一步探讨不同地区贸易开放减贫效果的差异，本文对内陆与沿海、农村与城镇地区进行回归，结果如表5所示。列(1)～(4)分别为内陆和沿海地区的估计结果。可以看出，内陆地区的贸易开放既有利于贫困家庭摆脱贫困，也有助于减少非贫困家庭未来返贫的风险；沿海地区的贸易开放不仅不影响非贫困家庭，未能降低其陷贫概率，对贫困家庭脱贫的改善作用也不明显。相比沿海地区，国际贸易对内陆地区经济增长的拉动效应更大，对内陆地区人均可支配收入的增加效应也更为明显(郭熙保 等，2008)。内陆地区贸易开放的减贫效应大于沿海地区，国际贸易可能更有利于内陆地区家庭收入的提升，进而缓解贫困和保持非贫困状态。

表5 国际贸易对家庭动态贫困的影响——分地区回归结果

列(5)～(8)分别为农村和城镇地区的估计结果。可以看出，对于农村地区，国际贸易既有利于贫困家庭摆脱贫困，同时也有助于降低非贫困家庭返贫的概率；对于城镇地区，国际贸易主要有助于非贫困家庭减少未来陷贫的风险，而对贫困家庭脱贫影响不显著。因此，总体上，农村地区贸易开放的减贫效应大于城镇地区。相较于城镇，中国农村非熟练劳动力的供给更为充裕，而根据H-O理论，国际贸易会增加对发展中国家非熟练劳动力的需求，作为发展中国家，国际贸易的扩大会相对增加对中国农村非熟练劳动力的需求，从而增加就业机会和提高收入，缓解农村贫困。以上的结论验证了假说2。

从其他变量上看，户主为男性有利于沿海地区家庭脱贫；婚姻状态影响内陆地区的非贫困家庭，已婚户主所在的非贫困家庭陷贫几率较小；无论哪个地区，劳动人口规模越大，贫困家庭脱贫几率越大，户主受教育程度和技能水平越高，非贫困家庭陷贫几率越小；对于内陆和沿海地区的家庭而言，城镇户籍的非贫困家庭未来陷贫可能性较低；对于农村和城镇家庭而言，位于沿海地区的非贫困家庭陷贫风险更小，且沿海地区的农村贫困家庭更易脱贫。

2.基于分位数回归的分析

由于2009—2011年国际贸易对贫困家庭脱贫和非贫困家庭陷贫的影响均显著，本文选择以2009—2011年家庭为样本研究不同分位数下国际贸易对家庭动态贫困的影响，结果见表6。

表6 分位数回归结果

表6列(1)～(3)分别为期初人均收入最低1/3、中间1/3和最高1/3贫困家庭的回归结果。结果显示，国际贸易最有助于收入最高的1/3贫困家庭摆脱贫困。列(4)～(6)分别为期初人均收入最低1/3、中间1/3和最高1/3非贫困家庭的回归结果。可以看出，国际贸易能显著降低收入最低1/3和最高1/3非贫困家庭陷贫概率，而对收入中间1/3的非贫困家庭没有影响。中国作为发展中国家，非熟练劳动力是丰裕要素，比较优势产品集中在劳动力密集型产品上，对外开放后，劳动密集型产品的需求和价格上升，非熟练劳动力的需求和收入也随之上升，因此，低收入家庭可能在国际贸易过程中获益实现增收，但是收入水平处于底层的贫困家庭往往由于客观原因很难实现脱贫，因而国际贸易更有可能帮助贫困线附近的家庭摆脱贫困和抑制陷贫。此外，基于前文分析，国际贸易会发生技术外溢，进而提高对劳动力技能的要求，更高技能水平的劳动者将从国际贸易中获益，因而国际贸易带来的技术偏向效应更有利于收入最高的那部分群体就业和增加收入，减少这部分群体陷贫风险。分位数回归结果既验证了假说3，也印证了前文的实证结果。

(二)机制分析

为进一步检验国际贸易是否通过技术进步和就业对家庭动态贫困产生影响，本文分别引入国际贸易与技术进步、国际贸易与就业(6)技术进步选用R&D经费支出/GDP表示，就业选用就业人口/总人口表示，数据来源于各省份统计年鉴。的交互项，并以三个时段的全部样本进行回归，结果如表7所示。由表7中的交互项trade×rd和trade×sh的系数可知，国际贸易能够通过技术进步和就业机制影响中国家庭的动态贫困，国际贸易通过促进技术进步和就业机制不仅可以帮助贫困家庭脱贫，也有助于抑制非贫困家庭陷贫。

表7 国际贸易对家庭动态贫困的影响机制检验

中国作为发展中国家，在资本和技术上相对稀缺，国际贸易会增加资本和技术密集型产品的进口，这有利于获得新的投入品和先进技术，创造新的市场机会，提高就业机会。此外，国际贸易能够推动落后地区和低端行业劳动生产率的提高，减少贫困，帮助贫困家庭脱贫。同时，国际贸易也会促进技能偏向的技术变革，增加对技术性劳动力的需求，国际贸易带来的技术偏向效应会提高技术性劳动力的就业和收入水平(Han，2012；黄灿 等，2016)，进一步减少非贫困熟练劳动力的陷贫风险。

七、结论与政策建议

(一)结论

本文采用1991—1993年、2004—2006年、2009—2011年三个跨两年期的CHNS微观调查数据，基于相对贫困视角，运用多项Logit模型对国际贸易影响动态贫困进行实证研究，得出如下结论：

第一，国际贸易对中国家庭动态贫困有显著影响，既有助于贫困家庭摆脱贫困，也有助于降低非贫困家庭陷入贫困的风险，且该作用是通过技术进步和就业这两个渠道实现的。

第二，分区域层面，国际贸易对家庭动态贫困的影响存在异质性。相较于沿海地区，国际贸易对内陆地区贫困家庭脱贫的促进作用和对非贫困家庭陷贫的抑制作用更显著；相较于城镇地区，国际贸易对农村地区贫困家庭脱贫的促进作用更为显著。

第三，不同分位数层面，国际贸易更有助于收入最高的1/3贫困家庭脱贫，且国际贸易更有助于降低期初人均收入最低1/3和最高1/3的非贫困家庭陷贫风险。

(二)政策建议

基于上述结论，本文提出如下建议：

第一，结合相对贫困和动态贫困，应实行更精细化的扶贫政策。虽然在现行贫困标准下，中国消除了绝对贫困，但本文基于相对贫困视角对动态贫困进行研究，发现相对贫困问题依然值得重视。在2020年绝对贫困消除后，我们应更多关注相对贫困，同时也要意识到非贫困家庭存在返贫风险从而影响扶贫效果，基于相对贫困视角对动态贫困进行识别与管理十分必要。政府不仅要准确区分低收入家庭，做好脱贫工作，也要预先识别存在返贫风险的非贫困家庭，对不同类型的贫困家庭实行有针对性的帮扶措施。

第二，继续稳步推进贸易开放。研究表明，国际贸易是实现中国贫困家庭脱贫和防止非贫困家庭陷贫的重要方式。因此，政府应重视国际贸易的减贫效应。疫情之下，国际贸易形势较为复杂，给中国对外贸易带来了不小的考验。尽管如此，我们仍要坚定不移地实行对外开放，积极参与到全球经济之中。同时，主动搭建类似进博会、广交会这样的对外贸易和投资平台，进一步增进与其他国家的沟通、合作。为更好地发挥国际贸易的减贫作用，中国不仅要稳住外贸规模的基本盘，同时也要推动贸易开放朝着高质量方向发展。

第三，推进内陆地区与“一带一路”的建设深度融合，支持和引导内陆地区对外开放。内陆地区贸易开放的减贫效应大于沿海地区，但由于经济基础薄弱、缺少地理优势等，内陆的贸易开放仍处于较低水平，因此政府应加大内陆地区贸易开放的力度。具体来说，一是要加大对内陆地区基础设施建设方面的财政投入，帮助内陆地区出口加工制造业更好地发展，同时改善投资环境，积极鼓励外资流入；二是要充分利用“一带一路”带来的发展机遇，加深和扩大与沿线国家对外经贸的沟通与合作，推动内陆自由贸易区、国家级经开区等多个开放平台的建设，进一步促进内陆地区承接产业转移，加快融入国际市场；三是要大力引导和扶持内陆地区发挥自身资源优势，帮助内陆地区加工贸易转型升级，形成具有内陆区域特色的贸易开放。