FDI與中國城鄉(xiāng)居民收入差距的影響分析*

海南大學經濟與管理學院 韋開蕾 張沛鍵 王繼祥

城鄉(xiāng)收入差距的惡化影響了我國國民經濟持續(xù)發(fā)展和社會穩(wěn)定，已成為我國改革和發(fā)展過程中的重大問題之一，也成為政府、社會階層和學術界最為關注的焦點之一。要解決地區(qū)收入差距持續(xù)擴大問題首先要分析影響收入差距擴大的原因。隨著全球經濟一體化的推進和外國直接投資(FDI)的持續(xù)增長，許多學者把地區(qū)收入差距和FDI聯(lián)系起來，部分研究認為FDI也是拉大中國地區(qū)收入差距的一個重要因素(Feenstra and Hanson，1997;Zhang 和 Zhang，2003;Fu，2004;Taylor and Driffield，2005;Choi，2006;Kevin H Zhang，2006;李夢杰和蔡茂森，2009;王宜琦，2010;于洋，2011;戴楓等，2007;王海軍和李愿宏，2011)，但也有研究表明FDI流入東道國的負面影響只是暫時的，最終還是會縮小東道國的收入差距(Nathan，2007;Jensen and Rosas，2007;Jin Furong，2009;陳怡等，2009;張廣勝和周娟，2009;張健，2010;韓慶萬和郝方龍，2011)。Wei等(2009)認為不是FDI本身擴大了中國地區(qū)間的收入差距，而是FDI在地區(qū)間的極度不平衡分布加劇了中國的地區(qū)收入差距。

現(xiàn)有文獻關于FDI影響中國地區(qū)收入差距的研究基本上是針對中國的東、中、西三個地區(qū)的經濟收入差距來展開，鮮有把中國劃分為對東北、華北、華東等區(qū)域進行分析;此外，關于FDI對中國城鄉(xiāng)的收入差距影響的研究也少有涉足，本研究嘗試從這兩個方面做一個有益的探索。

一、FDI對中國城鄉(xiāng)居民收入差距影響的傳導路徑

根據相關理論和文獻資料整理，我們認為FDI主要從技術進步、就業(yè)結構、產業(yè)結構、貿易變動和區(qū)域集聚等5個路徑影響中國城鄉(xiāng)居民的收入水平。

(一)技術進步。

外資企業(yè)對本土企業(yè)帶來的技術外溢效應主要表現(xiàn)為以下兩個階段:一是早期的負效應。由于早期本土企業(yè)的綜合競爭力十分薄弱，導致了大量企業(yè)破產倒閉或被兼并;二是后期的正效應。外資企業(yè)通過正向技術外溢效應和外資的不斷流入，本土企業(yè)也在不斷地學習和成長，推動了中國經濟的快速發(fā)展。

(二)就業(yè)結構。

中國是世界人口最多的國家，有著充足廉價的勞動力。外資企業(yè)的進入提供了更多的就業(yè)機會，對提高居民收入有著積極影響。外資企業(yè)就業(yè)人數(shù)占全國總就業(yè)的比重逐年增長，從1990年的0.102%增長到2011年的2.812%。但由于中國勞動力具備的技能有顯著的分層現(xiàn)象，非熟練、低技能勞動力占據了絕對地位。這樣FDI通過就業(yè)結構影響著勞動密集型產業(yè)中內資企業(yè)與外資企業(yè)、非熟練勞動力與熟練勞動力之間的收入不均等。

(三)產業(yè)結構。

從中國三大產業(yè)吸收FDI的情況來看，F(xiàn)DI在產業(yè)選擇上有顯著特征:FDI流向農、林、牧、漁、建筑業(yè)等的比重十分小，而在中國從事這類產業(yè)的絕大多數(shù)是低技術的農村低收入勞動力。大部分FDI集中在勞動、技術密集型產業(yè)，其中制造業(yè)是典型的代表。第三產業(yè)FDI主要集中于關聯(lián)性較小的房地產行業(yè)、金融保險、租賃和服務業(yè)等，而這些行業(yè)又恰恰是高利潤行業(yè)。相比之下，這些行業(yè)勞動力的平均工資將遠超過像農業(yè)、科教文衛(wèi)等低利潤行業(yè)勞動力平均工資，從而影響產業(yè)間勞動力收入水平差距。另外，近年來，由于政策的引導，增加了FDI對技術、知識密集型產業(yè)的投資，這樣對擁有高技能、懂管理的人才需求相應會增加，而中國的高層次人才主要集中在沿海發(fā)達省份及地區(qū)。因此，F(xiàn)DI在一定程度上會通過產業(yè)結構影響沿海地區(qū)與內陸欠發(fā)達地區(qū)、高技能勞動力與低技能勞動力之間的收入差距。

(四)貿易變動。

投資、消費和出口是促進中國經濟增長的三駕有力馬車，范言慧、段軍山(2003)通過對FDI與出口貿易相關性分析，得出兩者相關系數(shù)高達0.9，表明在出口貿易中外資企業(yè)做出了巨大貢獻。Goldberg和Klein(1999)指出當FDI的流入會導致與其行業(yè)相關聯(lián)的行業(yè)要素流向該行業(yè)，增加了其產出和出口量，排擠其他行業(yè)的出口。但是，目前貿易自由化反而一定程度上加大了收入的不均衡。究其原因可能在于貿易的地區(qū)性差異和勞動力流動不足導致的。

(五)區(qū)域集聚。

中國吸收的FDI在東中西三條經濟帶上的分布存在明顯差異。2010年東部地區(qū)實際吸收FDI金額約占中國實際使用金額的85%，中部與西部地區(qū)合計也只不過僅為15%左右，充分說明外商在選擇投資項目與投資區(qū)域時偏好選擇東部地區(qū)。FDI的區(qū)域聚集效應會產生不同層次勞動力、不同地區(qū)勞動力之間收入差距，導致中國居民收入“馬太效應”越來越明顯，從而影響中國城鄉(xiāng)居民收入及區(qū)域間收入差距的不均等。

二、模型和數(shù)據

(一)面板數(shù)據模型的類別與選擇。

實證研究中最基本的面板數(shù)據回歸模型有混合回歸模型、固定效應模型和隨機效應模型其中，常用的回歸模型形式見公式(1)。

其中，i=1，2，3，…，N，i為截面數(shù)，N 表示個體截面?zhèn)€數(shù);t=1，2，3，…，T，T 為個體截面的總觀測時間總數(shù);yit為被解釋變量;xkit下標k表示第k個解釋變量，i表示橫截面，t為時間;βki為第i個截面上第k個解釋變量的回歸參數(shù);μit為隨機誤差項;αi為常數(shù)項。令 xit=(x1it，x2it，x3it，…，xkit)'，βi=(β1i，β2i，β3i，…，βki)'，μit隨機誤差項，滿足相互獨立、零均值、同方差為σ2的假設。式(1)為單方程面板數(shù)據模型的一般形式。可改寫為:

混合回歸模型(Pooled Regression Model)是以所有橫截面?zhèn)€體在各個不同時期的斜率和截距相同為前提，這樣就可以直接把面板數(shù)據混合在一起，用最小二乘法估計參數(shù)，得到有效估計量。但這一模型的最大缺點是假設解釋變量對被解釋變量的影響與橫截面?zhèn)€體無關，這在現(xiàn)實中不可行的，因此混合回歸模型應用不廣。固定效應模型(Fixed Effects Regression Model)假設橫截面?zhèn)€體之間的差異為截距不同，而斜率系數(shù)相同，即允許不同的橫截面?zhèn)€體的截距是不同的，但每一個體的截距在各個不同時期則保持不變。如果橫截面?zhèn)€體是隨機地被選擇出來以代表一個較大的總體，那運用隨機效應模型(Random Effects Models)效果會更合理，隨機效應模型與固定效應模型一樣，通過允許截距變動來處理橫截面?zhèn)€體之間的差異，但截距變動的量是隨機的，運用隨機效應模型可以有效減少要估計的參數(shù)，但如果隨機常數(shù)項有假設被證明不恰當，得到的估計值可能會不一致。

由上述分析可知，面板數(shù)據是由橫截面和縱截面數(shù)據構成。本研究的面板數(shù)據模型主要為探索研究FDI是否會對中國城鄉(xiāng)居民收入差距產生影響，影響程度如何。但是，在模型構建過程中除了變量FDI以外，還引入經濟發(fā)展水平、產業(yè)結構、外貿依存度、人力資本、交通運輸能力等因素，由于中國各地區(qū)經濟、社會發(fā)展的不均衡，地區(qū)間的這些因素有明顯差異，這不符合混合回歸模型的特征，因此不考慮此模型。另外，由表1的Hausman Test檢驗結果可以看出，該檢驗拒絕原假設:隨機效應模型中個體影響與解釋變量不相關。因此，本文選擇固定效應模型進行后續(xù)研究。

表1 Hausman Test檢驗結果

(二)變量的選擇及數(shù)據的處理。

有關收入分配狀況的研究最具影響力的是美國著名經濟學家?guī)炱澞?955年提出的“庫茲涅茨曲線”，后來的學者大多以此模型為基礎進行后續(xù)研究，結合經濟發(fā)展的不同階段，引入不同的影響因素對居民收入分配進行分析。這些影響因素主要有:外資依存度、經濟增長率、固定資產投資額、產業(yè)結構、人力資本、外貿依存度等。本文同樣基于庫茲涅茨基本模型，在引入這些因素的基礎上，重點探討FDI對中國城鄉(xiāng)居民收入差距的影響。

本文選取1990～2011年中國除西藏、臺灣、香港、澳門之外的29個省、直轄市、自治區(qū)的數(shù)據為樣本，其中，重慶和四川合并為一個樣本量進行分析。此外本文在前人研究的基礎上，探索性的將中國劃分為七大區(qū)域，分別為華北、東北、華東、華中、華南、西南和西北。其中，華北包括北京、天津、河北、山西和內蒙古五省;東北包括遼寧、吉林和黑龍江三省;華東六省一市包括上海、江蘇、浙江、安徽、江西、福建和山東;華中包括河南、湖北和湖南;華南包括廣東、廣西和海南;西南包括四川、貴州、云南;西北包括陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。此外本文選取的變量說明如下:

1.各省城鄉(xiāng)居民收入差距(uririt)用各省城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入與農村居民家庭人均純收入之比衡量，該比值越大，說明城鄉(xiāng)居民收入差距越大。

式中，下角標i表示中國大陸29個省、直轄市和自治區(qū)，取值 i=1，2，3，…，29;t表示不同的年份，取值 t=1990，1991，…，2011。

2.各地區(qū)經濟發(fā)展水平用人均地區(qū)生產總值衡量(pgrp)，并且為消除價格因素的影響，以2000年為基期進行了相應的平減。同時引入平方項(pgrp2)，原因在于二者是研究收入分配均衡與否的最要控制變量之一。

3.外商直接投資(FDI)采用統(tǒng)計年鑒中各地區(qū)實際利用外資數(shù)額，并通過當年的匯率進行折算，同時進行平減，得到以2000年為基期的不變價。此外，為了更詳細探討FDI與城鄉(xiāng)居民收入差距的相關關系，本文還引入了FDI的平方項與滯后項，重在研究FDI與城鄉(xiāng)居民收入差距是否也有倒“U”關系及滯后一期的FDI對當期城鄉(xiāng)居民收入差距的影響，而不單單停留在二者是否相關的程度上進行研究。

4.產業(yè)結構變動(pis)采用各地區(qū)第一產業(yè)增加值占地區(qū)生產總值的比重。由于農業(yè)具有弱質性使得農業(yè)產值占國內生產總值的比重越來越小，但農業(yè)又是國民經濟的基礎，是農民收入的主要來源，因此，提高農業(yè)產值、農產品附加值和農民收入息息相關。

5.人力資本(edu):用高等院校在校學生數(shù)衡量一個地區(qū)的人力資本情況。在1999年實行高校擴招政策之前，高技能、高層次人才十分匱乏，相比之下，低技能、低層次的勞動力卻十分充足。而外資企業(yè)的進駐及其所提供優(yōu)厚待遇，吸收了大批高技能人才，促使中國高技能人才與低技能勞動力之間的收入差距進一步擴大。1999年以后，各地區(qū)的中、高層次人才明顯增加，在一定程度上減輕了就業(yè)壓力和提高收入水平。

6.外貿依存度(trade)是研究一個國家或地區(qū)經濟增長、貿易、吸引外資等情況的重要影響因素，用各地區(qū)出口總額占GDP的比例表示，此處用到的出口總額數(shù)據已經過當年美元兌人民幣平均匯率換算。

7.交通運輸能力(tran)在這里用每1000平方公里的貨物運輸平均運距來表示。本文參照姚樹杰、馮根生和韋開蕾(2006)的計量方法將鐵路、公路和水運轉換成統(tǒng)一計量標準，即鐵路貨物運輸平均運距×4.27+公路+水運貨物運輸平均運距×1.06。通常，一個地區(qū)的交通運輸能力，在一定程度上可以反映該地區(qū)的經濟發(fā)展狀況，并且FDI也更偏向于流向交通運輸能力強的地區(qū)。

(三)模型構建。

縱觀相關收入分配影響因素的研究中，許多學者以庫茲涅茨的倒U模型為基礎，即urir=β0+β1lnpgrp+β2ln(pgrp)2+ μ。本文也利用了庫茲涅茨基礎模型并引入地區(qū)經濟發(fā)展水平、外商直接投資、產業(yè)結構變動、人力資本、外貿依存度和交通運輸能力六個變量，構建最終模型的函數(shù)形式如下:

其中，α0～α9為回歸系數(shù)，μit為隨機殘差項。

三、實證結果和解釋

(一)實證結果。

本文運用計量經濟學軟件EView 6.0和Excel，將經過處理的面板數(shù)據代入構建的模型進行回歸分析，在回歸過程中，本研究已經作了一定篩選，將一些不顯著且影響回歸結果的變量剔除。另外，由于篇幅有限，文中已將變量平穩(wěn)性檢驗過程略去，而只列出了回歸結果。具體回歸結果見表2。

表2 FDI對城鄉(xiāng)居民收入差距影響的全國總樣本和分區(qū)域面板數(shù)據模擬結果

(二)回歸結果分析。

1.經濟發(fā)展水平:從全國總樣本分析，α1=0.0079，α2=-0.1031，且分別在10%和1%水平上顯著，說明中國城鄉(xiāng)居民收入差距與經濟發(fā)展水平之間存在“倒U假說”的關系。不過目前仍處于拋物線的左側，隨著中國經濟發(fā)展的不平衡，城鄉(xiāng)居民收入差距會繼續(xù)擴大。

從地區(qū)樣本分析看，除西北地區(qū)以外的其余六大區(qū)域的人均地區(qū)生產總值的檢驗均顯著，但通過檢驗的地區(qū)中東北、華東地區(qū)人均地區(qū)生產總值系數(shù)符號為負，說明該變量可以縮小該地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距，其他地區(qū)則相反。從貢獻率分析，東北地區(qū)最大為0.6777，西北最小為0.0185。模型中人均地區(qū)生產總值二次項情況，華中、西南和西北地區(qū)未通過檢驗，東北、華東和華南三地區(qū)的該系數(shù)符號為正，只有華北為負，說明東北、華東和華南地區(qū)在該模型下并不符合“倒U假說”，但這并不代表模型有問題，中國社會科學院的王振中也得出了否定庫茲涅茨“倒U假說”的結論，其實“倒U假說”只是用來分析經濟增長與收入分配關系及預測發(fā)展趨勢的一種理論依據。

2.產業(yè)結構變動:全國總樣本中 α3=-0.0488，在1%水平下通過檢驗，說明產業(yè)結構變動可以縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。換言之，目前提高第一產業(yè)占比，可以有效增加農民收入減少城鄉(xiāng)居民收入差距。

從地區(qū)樣本分析看，產業(yè)結構這一變量在七大區(qū)域都通過了檢驗，并且系數(shù)符號只有華東地區(qū)為正，其余均為負。說明除了華東地區(qū)外其他地區(qū)提高第一產業(yè)比重可以不同程度縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。其中西北地區(qū)產業(yè)結構變化對縮小該地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入差距貢獻最大為0.3187，東北地區(qū)次之，華北地區(qū)最小為0.0521。

3.人力資本:α4=0.0412，系數(shù)為正，并且通過了1%顯著性水平檢驗，說明全國總樣本中人力資本加大了中國城鄉(xiāng)居民收入差距，但由于各地區(qū)、各省份的教育水平不同，其對城鄉(xiāng)居民收入影響也會產生差異。一般來講，經濟越發(fā)達的地區(qū)其教育水平相對也較高，對教育的投入力度也越大。

在地區(qū)樣本回歸模型中，東北和華東地區(qū)人力資本對城鄉(xiāng)居民收入的影響與全國總樣本回歸結果相一致，都拉大了收入差距，并且東北地區(qū)對拉大收入差距影響最大達到了0.2148。華北、華中、華南和西南地區(qū)人力資本回歸系數(shù)為負，說明加大人才培養(yǎng)和引進力度在某種程度上可以縮小這些地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距。另外，西北地區(qū)人力資本對城鄉(xiāng)居民收入無顯著影響，究其原因在于西北地區(qū)各省經濟相對落后，教育投入少，教育水平低。且高新技術企業(yè)落戶少，高技術人才十分匱乏，使得人力資本對城鄉(xiāng)居民收入無顯著影響。

4.外貿依存度:α8=0.0238，在1%水平下顯著，表明全國總樣本中外貿依存度對拉大中國城鄉(xiāng)居民收入差距有正向影響。主要原因在于各國存在保護政策，使農產品出口類別和數(shù)量十分有限，中國出口主要以第二產業(yè)產品為主，農副產品和第三產業(yè)產品出口十分稀少;另外，中國出口貿易額地區(qū)間存在嚴重差異主要帶動城鎮(zhèn)經濟發(fā)展，對農村發(fā)展影響較小，特別是中部、西部地區(qū)。

從地區(qū)樣本分析看，華北、華東、華南和西北地區(qū)外貿依存度的回歸系數(shù)為負，表明其對城鄉(xiāng)居民收入差距有負向影響;華中地區(qū)的回歸系數(shù)為正，說明有正向影響;而東北和西南地區(qū)外貿依存度對城鄉(xiāng)居民收入無顯著影響。外貿依存度的貢獻率方面，華東地區(qū)最大為0.1041，華南次之為0.0795。這是由于華東地區(qū)經濟發(fā)展水平較高，對外貿易來往頻繁，地理位置也好，交通運輸十分便利，有效地帶動了城鄉(xiāng)的發(fā)展;中國—東盟自由貿易區(qū)的建立，有效地推進了華南地區(qū)與東南亞國家之間的貿易往來，特別是農產品貿易。至于東北和西南地區(qū)FDI通過外貿依存度對城鄉(xiāng)居民收入差距無顯著影響原因可能在于兩地區(qū)地處中國西部，本身經濟就相對比較落后，引進的FDI數(shù)量，加上交通、人才、信息等因素的限制，使兩地區(qū)對外依存度在影響城鄉(xiāng)居民收入中無顯著作用。

5.交通運輸能力:α9=-0.0534，在1%顯著性水平下通過檢驗，說明全國總樣本中FDI可以通過交通運輸緩解城鄉(xiāng)居民收入差距。不過，從地區(qū)細分樣本來看，華北地區(qū)FDI會通過交通運輸加大城鄉(xiāng)居民收入差距，這是由于農村的交通運輸能力沒有得到提高，嚴重阻礙了農村經濟的發(fā)展。華南、西南地區(qū)交通運輸能力這一解釋變量沒有通過檢驗，原因在于西南地區(qū)主要包括云南省、貴州省和四川省，三省主要以高原等地勢為主，并且三省經濟相對落后，人口眾多，以致變量在影響城鄉(xiāng)居民收入差距方面占據不了地位;華南地區(qū)FDI雖通過交通運輸能力對城鄉(xiāng)居民收入差距影響不顯著，但回歸系數(shù)符號卻是負，則說明在華南地區(qū)提高交通運輸能力對緩解城鄉(xiāng)居民收入還有一定作用。其余各地區(qū)交通運輸能力的提高都可以適當縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，因此一定程度上，各地區(qū)不僅要提高本地區(qū)的運輸能力，還要加強地區(qū)間的運輸網建設。

6.外商直接投資:FDI及其相關變量與城鄉(xiāng)居民收入差距關系的探討是本研究的重點，根據回歸結果α5=-0.0664和α6=0.0060都在1%顯著水平通過檢驗，通過FDI一次項與二次項的參數(shù)符號可以說明在研究的29個樣本省份中，控制變量FDI與城鄉(xiāng)居民收入差距存在較為復雜的關系。按數(shù)學理論分析，此為開口向上的“U”形拋物線，表明開始時城鄉(xiāng)居民收入差距會隨著FDI的增加而縮小，到達最低點后，又會隨FDI增加而拉大。此外，全國總樣本中FDI滯后一期對城鄉(xiāng)居民收入的影響不顯著，回歸過程中已經將其剔除。本文得出FDI與城鄉(xiāng)居民收入差距呈“U”形關系，且現(xiàn)階段處于拋物線的右側，其原因在于:(1)流入的FDI的質量不斷提高，導致高技能勞動力需求量進一步上升;(2)FDI的區(qū)位、產業(yè)選擇性導致FDI主要集中于城鎮(zhèn)地區(qū)的制造業(yè)和服務業(yè)，而投向農村農業(yè)的FDI極少。

從地區(qū)細分樣本來看，七大區(qū)域FDI對城鄉(xiāng)居民收入的影響均未顯著，其中東北、華東地區(qū)FDI的回歸系數(shù)為正，其余均為負。表明東北、華東地區(qū)FDI的引入加大了城鄉(xiāng)居民收入差距。這其中的原因在于現(xiàn)階段正是引資結構轉型期，特別是華東地區(qū)已經意識到以前的引資模式不能再為當?shù)亟洕眨蚨貜摹耙Y”向“選資”轉變。大項目、高科技企業(yè)的引入就需要一批更優(yōu)秀的人才，這些勞動力價格又會上漲，從而擴大了收入差距。其余地區(qū)現(xiàn)階段可以通過加大引資力度來緩解城鄉(xiāng)居民收入差距。從FDI平方項看，只有華東地區(qū)的回歸結果與全國總樣本相似，華北地區(qū)FDI與城鄉(xiāng)居民收入差距卻有倒“U”關系，而東北、華中、華南、西南和西北地區(qū)在回歸模型中出現(xiàn)了不顯著現(xiàn)象。此外，F(xiàn)DI滯后一期只有在華北和華東地區(qū)通過檢驗，且系數(shù)符號為負，其余各地區(qū)均不顯著，在回歸過程中已將其剔除。華北和華東地區(qū)的回歸參數(shù)符號為負，說明兩地區(qū)前一期FDI投入會對當年縮小城鄉(xiāng)居民收入差距起作用。

四、結論

從全國總樣本來看:在滯后一期的情況下，各變量的擬合優(yōu)度、顯著性水平都較好。回歸結果顯示，城鄉(xiāng)居民收入差距與人均地區(qū)生產總值符合庫茲涅茨的“倒U假說”，而FDI與城鄉(xiāng)居民收入卻呈現(xiàn)“U”形關系。另外，F(xiàn)DI滯后一期沒有通過檢驗，其對收入差距無顯著影響。此外，在引入其他變量中，F(xiàn)DI會通過產業(yè)結構、交通運輸能力縮小城鄉(xiāng)居民收入差距;而通過人力資本、貿易拉大了城鄉(xiāng)居民收入差距。

從地區(qū)細分樣本分析:并不是所有區(qū)域的人均地區(qū)生產總值與城鄉(xiāng)居民收入差距存有倒“U”關系，回歸結果表明:(1)只有華北地區(qū)兩者存在顯著的倒“U”關系，而東北、華東和華南地區(qū)則存在“U”形關系，其余地區(qū)二者無顯著關系在回歸過程中已將該變量其剔除。(2)產業(yè)結構方面:華北、東北、華中、西南和西北地區(qū)FDI通過產業(yè)結構對縮小城鄉(xiāng)居民收入差距有顯著正向影響，華東地區(qū)FDI通過產業(yè)結構卻加大了城鄉(xiāng)居民收入差距。(3)人力資本方面:華北、華中、華南和西南地區(qū)FDI通過人力資本對縮小城鄉(xiāng)居民收入差距有顯著正影響，而東北與華東地區(qū)FDI通過人力資本卻在一定程度上加大了收入差距，西北地區(qū)FDI通過人力資本對收入差距無顯著影響。(4)外貿依存度方面:FDI通過外貿依存度可以縮小華北、華東、華南和西北地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入差距，加大華中地區(qū)居民收入差距，對東北、西南地區(qū)收入差距影響不顯著。(5)交通運輸方面:FDI會通過交通運輸加大華北地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入差距，卻能縮小東北、華東、華中與西北地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距，對華南、西南地區(qū)影響并不明顯。(6)本研究重要控制變量FDI方面:除東北、華東地區(qū)FDI會加大城鄉(xiāng)居民收入差距外，其余各地區(qū)引入FDI對縮小城鄉(xiāng)居民收入差距都有明顯正影響。另外，華北地區(qū)FDI與城鄉(xiāng)居民收入差距之間存在倒“U”關系，華東地區(qū)FDI與城鄉(xiāng)居民收入差距存在“U”形關系，與全國總樣本一致;東北地區(qū)雖有正向關系但變量卻不顯著;其他地區(qū)由于不顯著已將變量剔除。在華北、華東地區(qū)FDI滯后一期卻有縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的作用，其他地區(qū)該變量都不顯著均已將其剔除。

［1］陳怡、周曙東、王洪亮:《外商直接投資對我國收入差距的影響》，載于《世界經濟研究》2009年第5期，第71～75頁。

［2］戴楓:《要素稟賦框架下的FDI與我國地區(qū)收入差距分析——基于動態(tài)面板模型的GMM檢驗》，載于《國際貿易問題》2010年第5期，第79～82頁。

［3］戴楓、王艷麗、姜秀蘭:《外資對東道國收入分配的影響:基于中國的實證分析》，載于《國際貿易問題》2007年第9期，第87～92頁。

［4］國家統(tǒng)計局:《中國統(tǒng)計年鑒》，中國統(tǒng)計出版社1991～2012年版。

［5］國家統(tǒng)計局:《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》，中國統(tǒng)計出版社2009年版。

［6］韓慶萬、郝方龍:《FDI對我國城鄉(xiāng)居民收入差距影響的實證分析》，載于《特區(qū)經濟》2011年第7期，第282～283頁。

［7］李夢杰、蔡茂森:《外商直接投資與我國城鄉(xiāng)收入差距分析》，載于《經濟論壇》2009年第23期，第49～50頁。

［8］王海軍、李愿宏:《FDI對中國城鄉(xiāng)收入不均等的影響——基于理論與實證角度的研究》，載于《軟科學》2011年第25期，第14～18頁。

［9］王宜琦:《外商直接投資與城鄉(xiāng)收入差距關系的實證研究》，載于《農村經濟與科技》2010年第21期，第77～79頁。

［10］于洋:《國際貿易和FDI對農村居民收入分配及其演化的實證研究》，載于《調研世界》2011年第7期，第53～56頁。

［11］張廣勝、周娟:《FDI對城鄉(xiāng)收入不均等影響的實證研究——基于省際面板數(shù)據的GMM分析》，載于《財經科學》2009年第2期，第88～94頁。

［12］張健:《1952～2007年我國地區(qū)收入差距變化趨勢——基于省際面板數(shù)據的單位根檢驗》，載于《特區(qū)經濟》2010年第6期，第253～255頁。