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摘 要：对我国21个省市自治区城乡结合的基尼系数与贸易发展、要素禀赋以及经济发展之间的关系进行检验,结果发现,贸易的发展与我国的基尼系数之间确实存在显著正相关关系,贸易的发展会显著地扩大我国的基尼系数.就贸易与要素禀赋的结合来看,贸易后人力资本相对丰裕的地区其收入差距会显著扩大,而劳动力和资本相对丰裕的地区其收入差距会缩减.
关 键 词 ：贸易；基尼系数；要素
中图分类号：F740；F124.7文献标识码：A文章编号：1001-6260（2008）05-0041-07
一、文献回顾
国际贸易与国内要素之间的收入关系一直是学者关注的热点之一,在众多理论中,尤以斯托尔珀、萨缪尔森基于H―O理论提出的斯托尔珀―萨缪尔森定理最为直接和突出,众多学者对该定理进行了检验,主要是检验贸易发展与熟练劳动力和非熟练劳动力之间工资差距的关系,比如Krugman 等 (1993)、Leamer（1996）、Feenstra 等(1999)对美国行业贸易与工资差距之间关系的检验,Haskel 等(2001)对英国贸易与工资差距的检验等等.但是学者们对贸易发展与国内居民总体收入分配差距的研究还比较少.在理论方面, Fischer（1992）建立了一个跨期迭代的2×2动态模型,借助贸易与资本和劳动相对收益的变动,用来分析贸易对个人收入分配的长期和短期影响.在存在遗产转移以及个体对遗产和储蓄偏好不同的条件下,若投资品是资本密集型的,那么贸易不论在短期还是在长期都会拉大资本丰裕国家的收入不平等而缩小劳动丰裕型国家的收入差距,若消费品是资本密集型的,短期的影响方向依然存在,但长期的影响方向则不明确；之后, Fischer（2001）又对1992年发表的文章进行了补充和拓展,通过引入Eaton（1987年）的动态特定两要素贸易模型,分析在不同要素禀赋下,贸易自由化对收入分配的影响；徐水安（2003）运用一个动态两要素模型分析了贸易自由化对个人收入分配不平等的影响效果,并指出加入WTO有利于中国收入差距的缩减.在贸易与一国居民收入差距关系的实证检验上, Bourguignon 等（1990）考察了静态假设下贸易和收入差距（主要用基尼系数衡量）的关系,在对发展中国家贸易与收入分配关系进行跨国检验分析中发现,发展中国家的收入分配取决于贸易保护程度、要素禀赋的分配和资源的充裕程度,具体地讲,土地与自然资源丰裕的国家,收入不平等程度较高.Spilimbergo等（1999）沿用Bourguignon等（1990）的思路,采用1965―1992年世界108个国家的面板数据研究了要素禀赋、贸易和个人收入分配之间的关系,研究表明,土地和资本丰裕的国家一般具有较小的收入差距,熟练劳动力丰裕的国家的收入差距较大,贸易开放度对不平等的影响有赖于要素禀赋特征,并且在文中他们还采用不同的衡量贸易开放度的指标进行稳健性检验； Fischer（2001）也采用面板数据分析了一国人均要素禀赋与贸易如何影响国内收入差距,发现对外开放度会增加国内的收入差距,高人均资本率的国家贸易会增加其收入差距,而人均土地率与收入差距呈负相关.Bensidoun等（2005）利用净进出口中要素含量的变化分析贸易与国内收入分配的关系,发现贸易与国内收入分配有很大的关系.Gourdon等（2006）沿用了Spilimbergo 等(1999)的研究方法,使用关税水平表示贸易开放程度,另外加入大量的控制变量来提高回归参数的有效性.研究结果表明,贸易自由化会使熟练劳动和资本要素丰裕、存在大量受教育程度较高的劳动者和拥有大量矿产与石油资源国家的收入差距扩大.
随着我国改革开放的发展,我国的对外贸易得到了长足的发展,进出口额从1978年的206.4亿美元上升到2007年的21738亿美元,翻了105倍多.1978年我国的进出口贸易额占国内生产总值的比重只有9.7%,2006年时达到67%.我国在世界贸易中的地位也从1978年的第32位上升到2006年以后的第3位,占世界贸易的比重也从不到1%上升到8%.随着经济发展和贸易的扩大,我国居民之间的收入差距也在不断扩大,根据世界银行和其他中外研究者的计算,我国的基尼系数在1980年为0.23,1990年上升到0.355,2001年为0.417,2005年上升到0.47,2007年进一步上升到0.48,大大超过国际公认的警戒线0.3,参见图1.(注：[KG*9]2007年的数据来自预测,参见文章“楼市股市拉大贫富差距 2007年基尼系数将达0.48” ,中国经济网.之前数据来自“1980－2005年中国基尼系数变化趋势”,.省略/news/xwzx/wenjianye.phpnNid等于150078509；以及“各国基尼系数比较”,《工商时报》,2005年10月11日.)
我国贸易的发展是否是引起我国收入差距扩大的主要原因呢?不少学者对此进行了检验.何璋等（2003）的分析显示,以外贸依存度所表示的开放程度与收入分配之间没有线性关系,不过收入差距与开放程度之间有一种凹型的图示关系,即在开放程度较低的时候,开放有利于收入分配差距缩小,在开放到了一定程度以后,开放却会扩大收入分配差距.王少瑾（2007）利用我国1991―2004年的省际面板数据,就收入不平等与对外开放之间的关系进行了实证检验,发现进出口的增加与外商直接投资的大量进入均导致了我国收入不平等程度的提高.以往的研究并没有将进口和出口的影响区分开来,本文分别分析了进口和出口对各地区收入不平等的影响,发现进口能够显著提高各地区的收入不平等程度,而出口能够在一定程度上减少收入不平等.何璋等及王少瑾的分析都是采用城乡收入比值作为收入不平等的衡量依据,虽然有一定的道理,但是并不能像基尼系数那样完全反映收入不平等程度.赵莹（2003）检验了我国的基尼系数和贸易开放度之间的关系,发现贸易会扩大我国的收入差距,不过其分析是针对自改革开放以来我国总体的基尼系数,回归自由度过低；王小鲁等（2005）分析我国收入差距影响因素时也把进出口占GDP的比重作为一个解释变量,发现对外贸易依存度与我国收入差距存在正相关关系,他们采用各省市城镇和农村的基尼系数作为分析对象,增加了回归数据量,结果更为合理,但是在分析中采用城乡收入差距而非城乡结合的基尼系数,无法分析总体基尼系数与对外贸易依存度的关系,另外,他们并非只针对贸易
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二、回归方法介绍
这里的回归方法采用Spilimbergo等（1999）的实证分析,不同的是,本文的检验是针对我国各地区的收入差距与地区有效要素禀赋和贸易开放度之间的关系,而非像Spilimbergo等采用跨国家的面板数据进行分析.虽然我国各地区都按照国家统一的关税和非关税标准进行进出口,国家总体上是劳动力丰裕型的,但是由于我国疆土广阔,各地区之间要素禀赋的差异性比较大,而且产品的出口和进口都存在相当大的竞争,因此按照Spilimbergo等的方法分析我国各地区相对于其他地区的要素稀有程度与各地区收入差距之间的关系是可行的.
根据Spilimbergo等（1999）,一地区基尼系数受到其要素禀赋的影响,而且其进出口中的要素含量也会影响到该国的收入差距.另外,一国的收入差距与经济发展有很大的相关性,其中分析该问题的著名理论就是库兹涅茨倒U曲线,即经济的发展与收入差距之间呈倒U趋势,王小鲁等（2005）的分析发现,我国的基尼系数与人均GDP之间确实存在这一趋势,因此在分析中,本文加入了人均GDP和人均GDP的平方两个变量；另外,我国不同经济体制下的工资水平是不同的,一般来讲,私营企业、外资企业等的平均工资要高于国有企业和集体企业,因此非公有制经济的发展程度也会对收入差距产生影响.本文在Spilimbergo等（1999）模型的基础上加入非公有制经济发展程度变量,其基本回归模型为：
式（2）主要是为检验贸易发展后,其贸易发展与要素禀赋的结合对收入差距的影响.
三、数据说明
在式（1）和式（2）中,Git为i地区的基尼系数,其数据来源于陈昌兵（2007）的计算结果.由于我国改革开放的时间比较短,如果采用单个时序数据,其自由度太低,因此本文采用1995―2004年21个省市自治区的面板数据进行回归.t代表时间,跨度从1995年到2004年,i等于1,2,等,21,这21个地区为东部地区的天津、辽宁、上海、江苏、浙江、福建和广东,西部地区的内蒙古、广西、重庆、云南、陕西、青海、新疆,中部地区的山西、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北和湖南.面板数据模型可以分为固定影响( FE)和随机影响(RE)模型,两者的差别主要在于对面板数据误差项的假定不同.一般假定面板数据的误差项由两项构成,其一是与个体观察单位有关的,其二是完全随机的.与个体单位有关的误差可以假设其是固定的(固定效应FE),也可以假设其是包含了随机的因素(随机效应RE) .可以用 Hausman检验方法来判别选取哪种模型 ,该检验构造的检验值服从自由度为K的卡方分布.
Aift反映出地区i相对于其他地区f要素的丰裕与稀缺情况.
这里popi是地区的人口总量,用年底总人数表示,GDP是地区的国内生产总值.之所以使用全国调整的有效要素禀赋,而不是直接采用人均要素禀赋,是考虑我国各个地区的对外开放程度不同,因此生产要素参与国际贸易的程度是存在差异的,封闭的省市自治区的生产要素并不参与国际市场竞争,则该省市自治区的要素禀赋情况不影响全国平均的有效要素,进出口额越小,对全国总有效要素的贡献就越小.对Eift/E*ft取对数是为了使Aift在回归中无界限制,而且这一定义使本文在解释回归参数时更加容易.因为全国有效要素禀赋会随各地区贸易发展的变化而变化,因此一个地区的相对要素禀赋会随着时间和其他地区贸易发展的变化而发生改变. f等于k,h,l,p四种要素.其中：k是以1990年不变价格计算的人均资本存量,其总资本存量的计算公式为Kn,t等于Kn,t-1（1-δ）+In,t,Kn,t表示t年n地区的资本存量,In,t为n地区t年全社会固定资本投资总额,δ为折旧率,采用张军等（2004）的标准,按照9.6％计算,基期的数据本文利用1978年全社会固定资本投资总额除以10%；h是指人力资本,用每万人中普通高等学校在校学生数表示；l是人均农作物总播种面积；p是人均劳动力,用从业人员占总人口的比重表示.如果Eift/E*ft≥1,说明地区i相对于全国来讲是f要素比较充裕的地区,按照比较优势该地区出口中该要素的含量要多.根据本文的计算,东部地区的辽宁、上海、江苏、广东和西部的重庆以及中部的湖北是人力资本比较丰裕的；西部和中部在土地资源上是比较丰裕的,东部除了江苏外,大部分省市在土地上都是稀缺的；在人均资本上,东部地区的上海、浙江和广东存在明显的优势,尤其是上海,Eift/E*ft高于2,是我国资本最丰裕的地区,而中西部地区各省市自治区在资本上都存在劣势；在劳动力方面,浙江、广东有比较明显的优势,其中广东的劳动力优势主要来自于其他地区的劳动力流入,西部的云南和中部的安徽、江西、湖南在劳动力资源上都是比较丰裕的.[JP+1]
openit是指地区i的对外贸易依存度,用进出口占GDP的比重表示,pgdpit是地区人均GDP,pgdpit2是人均GDP的二次项,syhit代表非公有制经济发展程度,用地区i除国有经济和集体经济企业外其他单位就业人数占总就业人数的比重表示.
四、回归结果
利用陈昌兵（2007）对我国21个省市自治区基尼系数的计算结果,本文用式（1）和式（2）对21个省市自治区的城乡结合居民基尼系数进行回归,为了更好地反映各变量对居民收入差距的影响,本文进行了多次回归,结果如表1所示,其中模型1、2是对式（1）进行回归的结果,其他模型都是对式（2）进行的回归.通过Huasman检验结果显示,所有对城乡结合基尼系数的回归采用固定效应模型更好.
在所有的回归中,有效人力资本丰裕的地区,其收入差距要小,而且统计t值通过了99%的检验.有效劳动力资源比较丰裕的地区,其收入差距有扩大趋势,而且变量的统计检验也比较显著,这与Spilimbergo等和Fischer的结果相反.在我国,一般人力资本丰裕的地区也是城市经济比较发达的地区,经济越发达,农村劳动力向城镇流动的动力越大,城乡之间的差距越小,因此全部居民基尼系数越小；而劳动力资源较丰裕的地区,其工资水平越低,资本和人力资本的收入越大,居民之间的收入差距越大.人均资本含量这一变量与收入差距之间是负相关,这是由于我国的经济增长主要还是由投资拉动的,因此人均资本增加会通过提高经济发展水平而缩减收入差距.人均耕地变量与城乡结合的基尼系数之间存在较明显的正相关,我国土地资源比较丰裕的地区主要集中在中西部地区,这些地区同时也是劳动力相对丰裕、资本相对稀缺的地区,资本的收益率很高,而且资本集中在少数居民手中,导致居民之间收入差距较大.从各要素对收入差距的弹性来看,无贸易时,劳动力对收入差距的弹性最大,为0.077,土地其次,为0.038,资本对收入差距的弹性为-0.049,人力资本为-0.028.
我国经济发展与居民之间收入差距的关系也比较显著,如果无贸易则人均GDP的平方与基尼系数是负相关,若发展贸易则与基尼系数为正相关,而人均GDP变量则正好与人均GDP的平方的变化相反,这与王小鲁等对城乡收入差距的分析结果相似.另外,非公有制经济发展程度与基尼系数呈显著负相关,非公有制经济发展程度越高,收
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