長江經(jīng)濟帶進出口貿(mào)易對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)研究

苗語涵

(長江大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，湖北 荊州 434023)

自1978年起，我國改革開放已40多年，這是我國經(jīng)濟發(fā)展最活躍的43年，也是我國對外貿(mào)易和交流最頻繁的43年。40多年來，我國對外開放水平逐步上升，與世界各國聯(lián)系也越來越緊密，從對外貿(mào)易中獲得了大量的先進技術(shù)，發(fā)展了經(jīng)濟，但同時也拉大了我國城鄉(xiāng)之間的差距。2019年，新冠疫情暴發(fā)，一開始對外貿(mào)易幾乎陷入停滯，大量的對外貿(mào)易從業(yè)者受到波及，收入急劇下降。2020—2021年我國與世界各國的貿(mào)易正在逐步恢復(fù)，但國外的防疫情勢依然嚴峻，因此，如何在嚴峻的形勢下發(fā)展對外貿(mào)易，提高居民收入，降低城鄉(xiāng)收入差距，是我國當前急需解決的問題。

國內(nèi)外學(xué)者已進行了大量有關(guān)進出口貿(mào)易對城鄉(xiāng)收入的研究，從已有的文獻來看，研究主要集中在以下幾個方面：一是進出口貿(mào)易對經(jīng)濟的影響。大部分學(xué)者認為進出口貿(mào)易的發(fā)展會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生積極影響[1]，他們認為進出口貿(mào)易的發(fā)展能夠促進各經(jīng)濟體之間的交流[2]，促進各種生產(chǎn)要素在各大經(jīng)濟體之間的流通[3]，進而推動經(jīng)濟發(fā)展[4]。另一部分學(xué)者則認為，進出口貿(mào)易對經(jīng)濟發(fā)展的積極影響主要體現(xiàn)在發(fā)達國家[5]，而對于發(fā)展中國家的積極影響則極為有限，有的甚至有消極影響[6]，因為發(fā)達國家會向發(fā)展中國家傾銷其工業(yè)產(chǎn)品，從發(fā)展中國家掠奪大量的資源和初級產(chǎn)品[7]，使發(fā)展中國家的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)出現(xiàn)問題，淪為發(fā)達國家的附庸，經(jīng)濟發(fā)展受制于人[8]。還有一部分學(xué)者認為應(yīng)當辯證地看待。進出口貿(mào)易對發(fā)達國家來講是機會，對發(fā)展中國家來講既是機會也是挑戰(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]、財政支出[13]等。三是進出口貿(mào)易對城鄉(xiāng)收入差距的影響。有關(guān)進出口貿(mào)易對城鄉(xiāng)收入差距影響的研究主要分為三種觀點：大量的學(xué)者認為，進出口貿(mào)易能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距，進出口貿(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)，且進出口貿(mào)易對農(nóng)村居民收入的促進作用要大于城鎮(zhèn)居民，降低城鄉(xiāng)收入差距[15]；另一部分學(xué)者認為，進出口貿(mào)易大多集中在商業(yè)資本家手里，對于農(nóng)村和低收入人群的促進作用極為有限，進而拉大了城鄉(xiāng)收入差距[16]；還有一部分學(xué)者認為，進出口貿(mào)易本身并沒有傾向，能否促進本國居民收入增長，降低收入差距，取決于自身決策[17-18]。從上述分析可以看出，進出口貿(mào)易的發(fā)展對經(jīng)濟發(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，本文基于長江經(jīng)濟帶2005—2019年省級面板數(shù)據(jù)，運用門檻效應(yīng)模型實證分析進出口貿(mào)易對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)，以期能為長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟健康發(fā)展和促進收入公平提供參考。

1 變量選取及模型設(shè)定

1.1 變量選取

本文根據(jù)長江經(jīng)濟帶2005—2019年的面板數(shù)據(jù)，探討進出口貿(mào)易對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)，并構(gòu)建指標體系(表1)。

表1 進出口貿(mào)易對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)指標體系

1.2 變量說明

被解釋變量。選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入取對數(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。解釋變量用進出口總額取對數(shù)(ln intrade)、出口總額取對數(shù)(ln export)和進口總額取對數(shù)(ln import)表示，這三項數(shù)據(jù)均用國際貨幣基金組織2000年的實際有效匯率指數(shù)平減后取對數(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數(shù)得到。

控制變量。選取財政支持度(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)來源：本文數(shù)據(jù)均由《中國統(tǒng)計年鑒(2006—2020)》、《中國住戶調(diào)查統(tǒng)計年鑒(2006—2020)》、各省(市)《統(tǒng)計年鑒(2006—2020)》等整理得來。

1.3 門檻回歸模型

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

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為待估計的門檻值，εij服從獨立空間分布[21]。

(2)

進一步變化為：

ln urig*=X*(γ)δ+ε*。

(3)

運用OLS對公式(3)進行估計，得到δ的估計值：

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)，進而得到γ的估計值：

γ(^γ)=argγminS1(γ)。

(6)

運用(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^。

由以上方式可以對多重門檻進行推導(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為待估計的門檻值，εij服從獨立空間分布。

2 實證結(jié)果分析

根據(jù)長江經(jīng)濟帶各省(市)2005—2019年面板數(shù)據(jù)，選用王群勇[22]的xthreg命令，運用StataSE15進行回歸，得出結(jié)果如下。

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

表2 面板門檻回歸顯著性檢驗

由表3可知，當以人均GDP為門檻變量時，進出口貿(mào)易對城鎮(zhèn)居民收入的門檻值分別為6.377和4.367，對農(nóng)村居民收入的門檻值分別為2.456和1.043，對城鄉(xiāng)收入差距的門檻值分別為5.232和2.268。

表3 門檻估計值和置信區(qū)間

從表4可以看出，當以人均GDP為門檻變量時進出口貿(mào)易總額對城鎮(zhèn)居民收入的彈性系數(shù)為正，且均通過了1%的顯著性檢驗，對農(nóng)村居民收入的彈性系數(shù)也為正，且通過了5%的顯著性檢驗。從彈性系數(shù)的變化趨勢來看，進出口貿(mào)易總額對城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)村居民收入的正向影響會隨著人均GDP的變化而變化，當人均GDP增加時，進出口貿(mào)易總額對城鎮(zhèn)居民收入的彈性系數(shù)也在增加，增加趨勢呈線性，而對農(nóng)村居民收入彈性系數(shù)的影響則呈倒“U”形。具體來看，當06.337時彈性系數(shù)則變?yōu)?.026；當02.456時彈性系數(shù)則降到了1.038。從上述分析可以看出，進出口貿(mào)易對居民收入均有促進作用，當人均GDP增長時，進出口貿(mào)易對城鎮(zhèn)居民收入的正向影響會逐漸增大，對農(nóng)村居民收入的正向作用增長后會出現(xiàn)降低。

表4 進出口貿(mào)易對城鄉(xiāng)居民收入的影響估計結(jié)果

從出口貿(mào)易來看，當以人均GDP為門檻變量時出口貿(mào)易總額對城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收入影響的彈性系數(shù)為正，且均通過了1%的顯著性檢驗。從彈性系數(shù)的變化趨勢來看，出口貿(mào)易總額對城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收入的正向影響也會隨著人均GDP的變化而變化，當人均GDP增加時，出口貿(mào)易總額對城鎮(zhèn)居民收入的彈性系數(shù)減小，降低趨勢呈線性，而對農(nóng)村居民收入彈性系數(shù)的影響則呈倒“U”形。具體來看，當06.337時彈性系數(shù)則變?yōu)?.720；當02.456時彈性系數(shù)則降到了0.171。以上分析說明，出口貿(mào)易對居民收入均有促進作用，出口貿(mào)易對城鎮(zhèn)居民收入的正向影響與人均GDP變化趨勢相反，對農(nóng)村居民收入的正向作用在經(jīng)歷增長過后會出現(xiàn)降低。

從進口貿(mào)易來看，當以人均GDP為門檻變量時進口貿(mào)易總額對農(nóng)村居民收入影響的彈性系數(shù)為負，且均通過了1%或5%的顯著性檢驗。從彈性系數(shù)的變化趨勢來看，進口貿(mào)易總額對農(nóng)村居民收入的負向影響也會隨著人均GDP的變化而變化，當人均GDP增加時，進口貿(mào)易總額對農(nóng)村居民收入的彈性系數(shù)增大，增長趨勢呈倒U形。當處于低門檻(02.456)時彈性系數(shù)則降到了-0.431，說明進口貿(mào)易的增長會對農(nóng)村居民收入產(chǎn)生負向影響。主要原因是：進口貿(mào)易的增長會對國內(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，進而造成農(nóng)村居民收入降低。當處于低門檻(06.337)時會有正向作用，彈性系數(shù)分別為-0.134和-0.189。主要原因是：當經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，進口貿(mào)易對城鎮(zhèn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)的擠占效應(yīng)較弱，對城鎮(zhèn)居民收入產(chǎn)生正向影響，而當經(jīng)濟發(fā)展水平較高時，進口貿(mào)易對城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)的擠占效應(yīng)加強，對城鎮(zhèn)居民收入產(chǎn)生負向作用。

從表5可以看出，當以人均GDP為門檻變量時進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易對城鄉(xiāng)收入比的影響為負，且均通過了1%、5%或10%的顯著性檢驗，說明進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易會對城鄉(xiāng)收入比產(chǎn)生負向影響，有利于降低城鄉(xiāng)收入差距；進口貿(mào)易對城鄉(xiāng)收入比的影響為正，且通過了5%或10%的顯著性檢驗，說明進口貿(mào)易會對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生促進作用。從彈性系數(shù)來看，出口貿(mào)易對城鄉(xiāng)收入比影響系數(shù)的絕對值明顯大于進口貿(mào)易的系數(shù)絕對值，說明出口貿(mào)易對城鄉(xiāng)收入比的負向作用明顯大于進口貿(mào)易對城鄉(xiāng)收入比的正向作用，這也導(dǎo)致了進出口貿(mào)易對城鄉(xiāng)收入比的影響為負。主要原因是：出口貿(mào)易對城鄉(xiāng)收入均有明顯的正向作用，且對城鄉(xiāng)收入影響系數(shù)的絕對值明顯大于進口貿(mào)易。

表5 進出口貿(mào)易對城鄉(xiāng)收入比的影響估計結(jié)果

3 小結(jié)

本文運用門檻效應(yīng)模型分析了長江經(jīng)濟帶2005—2019年進出口貿(mào)易對城鄉(xiāng)收入的影響，得出主要結(jié)論：進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進口貿(mào)易對城鄉(xiāng)收入的影響均通過了雙重門檻檢驗，且通過了5%的顯著性檢驗；當以人均GDP為門檻變量時，進出口貿(mào)易對城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收入均有正向影響，且通過了1%或5%顯著性檢驗，對城鄉(xiāng)收入比有顯著的負向影響；出口貿(mào)易對城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收入均有顯著的正向影響，對城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收入比有負向影響；進口貿(mào)易對城鎮(zhèn)居民收入在低門檻(06.337)時有顯著的負向影響，對農(nóng)村居民收入有顯著負影響，對城鄉(xiāng)收入比有顯著的正向影響。

4 建議

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

當前，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。在當前形勢下，長江經(jīng)濟帶各省(市)應(yīng)當根據(jù)各地實際，在防范疫情的同時保障進出口貿(mào)易，利用上游和下游的地理優(yōu)勢，與其他國家進行貿(mào)易，中游地區(qū)應(yīng)當積極溝通上游與下游，促進區(qū)域間優(yōu)勢互補，實現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。

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

從上述結(jié)論可以看出，進出口和出口貿(mào)易會縮小城鄉(xiāng)收入差距，進口貿(mào)易會拉大城鄉(xiāng)收入差距。因此，要著力優(yōu)化進出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，在進口方面，應(yīng)當瞄準國際先進技術(shù)，利用進口貿(mào)易的技術(shù)外溢效應(yīng)，提升我國技術(shù)水平，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；在出口方面，應(yīng)當加強自身創(chuàng)新能力，鼓勵各企業(yè)積極“走出去”，在當前形勢下，還要鼓勵各企業(yè)出口轉(zhuǎn)內(nèi)銷，提高居民收入，助力“六穩(wěn)”、“六?！?。