對外開放影響重慶城鄉(xiāng)收入差距的實證研究＊

張 杰，黃應(yīng)繪，鄭建華

（重慶工商大學(xué)數(shù)學(xué)與統(tǒng)計學(xué)院，重慶400067）

一、引 言

統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展是科學(xué)發(fā)展觀的重要組成部分，而近年來日益擴(kuò)大的城鄉(xiāng)差距成為統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展的絆腳石，城鄉(xiāng)差距最突出的表現(xiàn)為城鄉(xiāng)收入差距，因此，城鄉(xiāng)收入差距成為學(xué)者們關(guān)注的焦點。隨著改革開放的進(jìn)程，近年來越來越多的學(xué)者也積極從事對外開放對城鄉(xiāng)收入差距影響關(guān)系的研究，學(xué)者們主要從對外貿(mào)易與外商投資兩個方面考察研究其與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系。趙瑩、陸銘、王少瑾、張廣勝、顧磊等人認(rèn)為出口貿(mào)易雖然直接促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，但間接也擴(kuò)大了中國的城鄉(xiāng)收入差距，對經(jīng)濟(jì)增長造成了一定的負(fù)面影響。紀(jì)明指出改革開放以來，出口極大地促進(jìn)了中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，然而也持續(xù)擴(kuò)大了中國的城鄉(xiāng)收人差距。李夢杰通過實證，分析了FDI對我國城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的顯著性影響，并且證明這種影響是持續(xù)性的。王海軍從實證角度分析，城鄉(xiāng)收入差距隨著FDI流入的增長而擴(kuò)大。以上許多研究均從國家層面上探討對外貿(mào)易以及外商直接投資對城鄉(xiāng)收入差距的影響，并得出對外貿(mào)易與外商直接投資均導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大的結(jié)論[1－7]。本文則以重慶為對象，從地區(qū)層面定量探討對外開放對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

二、指標(biāo)選擇及數(shù)據(jù)來源

（一）指標(biāo)選擇及模型建立

對外開放主要表現(xiàn)在對外貿(mào)易和外資的利用方面，因此本文從對外貿(mào)易和外商直接投資角度探討其對重慶城鄉(xiāng)收入差距的影響，選取外貿(mào)依存度和外資依存度作為自變量，以城鄉(xiāng)收入差距為因變量進(jìn)行分析。其計算公式見表1。

表1 選取指標(biāo)及計算方法

對數(shù)回歸模型有助于消除自相關(guān)，并能避免數(shù)據(jù)的劇烈波動，由此，建立對數(shù)多元線性回歸模型為：

（二）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于歷年《重慶市統(tǒng)計年鑒》或依據(jù)其計算所得，數(shù)據(jù)選取范圍為1987年至2010年。為消除價格因素的影響，用實際值探討其與城鄉(xiāng)收入差距的影響關(guān)系，因此，地區(qū)生產(chǎn)總值是用地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)以1987年為基期進(jìn)行平減，外貿(mào)以及外商直接投資則是用當(dāng)年平均匯率換算成人民幣，然后用商品零售價格總指數(shù)以1987年為基期進(jìn)行平減。

三、對外開放對城鄉(xiāng)收入差距影響的實證分析

（一）單位根檢驗

由于大多數(shù)時間序列經(jīng)濟(jì)變量是非平穩(wěn)性的，可能出現(xiàn)偽回歸的問題。本文利用Dickey＆Fuller提出的ADF檢驗法對各變量進(jìn)行單位根檢驗。用Eviews5．0軟件對各指標(biāo)數(shù)值進(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果顯示，城鄉(xiāng)收入差距Y、對外貿(mào)易依存度X1及外資依存度X2均為平穩(wěn)時間序列。見表2。

表2 影響城鄉(xiāng)收入差距的各指標(biāo)單位根檢驗結(jié)果

如表2所示，因變量序列LOG Y在5%的顯著性水平下為平穩(wěn)序列，序列LOG X1及LOG X2均在10%的顯著性水平下為平穩(wěn)序列。因此，可以利用LOG X1及LOG X2序列探討其對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

（二）回歸模型的建立

對各平穩(wěn)序列運用最小二乘法建立多元對數(shù)線性回歸模型，結(jié)果顯示外貿(mào)依存度變量及外資依存度均對城鄉(xiāng)收入差距的影響顯著，其輸出結(jié)果，見表3。

表3 多元回歸模型輸出結(jié)果

由表3中輸出結(jié)果可知，截距項、自變量外貿(mào)依存度LOG X1及外資依存度LOG X2在1%的水平下顯著，模型統(tǒng)計量F－statistic為33．417 45，Prob（F－statistic）值為0．000 000，回歸方程是顯著的，而R－squared值為0．760 915，Adjusted R－squared值為0．738 145，由此顯示，此回歸方程能對影響城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的因素的73．4%作出解釋。

對此回歸模型的殘差進(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果顯示回歸方程殘差在1%的顯著性水平下為平穩(wěn)序列。

因此，影響城鄉(xiāng)收入差距的對數(shù)回歸模型為：

從回歸方程中可以看出，外貿(mào)依存度及外資依存度因素均對城鄉(xiāng)收入差距起到促使其不斷擴(kuò)大的負(fù)面作用，外貿(mào)及外資均促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，然而所得利益在城鄉(xiāng)之間分配不均，由此進(jìn)一步造成了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。其中外貿(mào)依存度對城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的影響程度更大，外貿(mào)依存度每增加一個單位，會使得城鄉(xiāng)收入比擴(kuò)大10．6個百分點，而外資依存度每增加一個單位，也會使得城鄉(xiāng)收入比擴(kuò)大1．5個百分點。

（三）將貿(mào)易分解為進(jìn)、出口進(jìn)行分析

從上面的分析可以看出，外貿(mào)依存度增大了城鄉(xiāng)收入差距，本文進(jìn)一步分析進(jìn)口（IX）以及出口（EX）分別對其的影響，為了避免多重共線的影響，分別對貿(mào)易出口和進(jìn)口建立對數(shù)回歸模型：

進(jìn)口及出口額數(shù)據(jù)來源于歷年《重慶市統(tǒng)計年鑒》，用當(dāng)年平均匯率將其換算成人民幣計量，然后用商品零售價格總指數(shù)以1987年為基期進(jìn)行平減以消除價格因素的影響。用Eviews 5．0軟件分別對LOGE X和LOG IX序列做單位根檢驗，結(jié)果顯示，序列LOG EX和LOG IX均為平穩(wěn)序列。其輸出結(jié)果，見表4。

表4 單位根輸出結(jié)果

由此，運用最小二乘法對進(jìn)口額序列建立對數(shù)回歸模型，其輸出結(jié)果，見表5。

表5 進(jìn)口額與城鄉(xiāng)收入比的對數(shù)回歸模型參數(shù)

表5中輸出結(jié)果可以看出，截距項、自變量LOG IX均在1%的水平下顯著，模型統(tǒng)計量F－statistic為52．452 24，Prob（F－statistic）值為0．000 000，回歸方程是顯著的，而R－squared值為0．704 509，Adjusted R－squared值為0．691 077，由此顯示，此回歸方程能對影響城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的因素的69．1%作出解釋。由此進(jìn)一步對方程殘差做單位根檢驗。運用ADF檢驗方法，對殘差選取無趨勢向及截距項，結(jié)果顯示，進(jìn)口因素對城鄉(xiāng)收入差距影響對數(shù)回歸模型的殘差在5%的顯著性水平下為平穩(wěn)序列。

因此，進(jìn)口因素對城鄉(xiāng)收入差距影響的對數(shù)回歸模型分別為：

LOG（Y）＝0．894＋0．101＊LOG（IX）（1）運用最小二乘法對出口額序列建立對數(shù)回歸模型，其輸出結(jié)果，見表6。

表6 出口額與城鄉(xiāng)收入比的對數(shù)回歸模型參數(shù)

由表6中輸出結(jié)果可知，截距項、自變量LOG EX均在在1%的水平下顯著，模型統(tǒng)計量F－statistic為57．936 76，Prob（F－statistic）值為0．000 000，回歸方程是顯著的，而R－squared值為0．724 782，Adjusted R－squared值為0．712 273，由此顯示，此回歸方程能對影響城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的因素的71．2%作出解釋。由此進(jìn)一步對方程殘差做單位根檢驗。運用ADF檢驗方法，對殘差選取無趨勢向及截距項，結(jié)果顯示，出口因素對城鄉(xiāng)收入差距影響對數(shù)回歸模型的殘差在5%的顯著性水平下為平穩(wěn)序列。

因此，由上面輸出結(jié)果可知，出口因素對城鄉(xiāng)收入差距影響的對數(shù)回歸模型為：

LOG（Y）＝0．905＋0．092＊LOG（EX）（2）從回歸方程（1）、（2）中可以看出，貿(mào)易進(jìn)口額和出口額對城鄉(xiāng)收入差距的影響都很顯著，并且其增長都會擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距，貿(mào)易進(jìn)口額每增加1億元，城鄉(xiāng)收入比將增大0．101，貿(mào)易出口額每增加1億元，將使得城鄉(xiāng)收入比增大0．092。從對數(shù)模型中還看出進(jìn)口額對城鄉(xiāng)收入差距的影響大于出口額對其的影響。

因此，貿(mào)易對城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大通過進(jìn)口及出口兩個途徑造成的，且進(jìn)口因素比出口因素對城鄉(xiāng)差距的影響更大。

四、結(jié)論與說明

（一）結(jié)論

1．對重慶市來說，外貿(mào)依存度及外資依存度對城鄉(xiāng)收入差距有顯著的影響，隨著貿(mào)易的不斷發(fā)展，外資利用的不斷擴(kuò)大，使重慶市的城鄉(xiāng)收入差距有不斷擴(kuò)大的趨勢，這與已有的對全國的研究結(jié)論是一致的。

2．外貿(mào)因素對城鄉(xiāng)收入差距的影響要大于外資因素對其的影響。外貿(mào)產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)利益相對外資而言更偏向于流入城市居民，從而外貿(mào)因素加劇城鄉(xiāng)收入差距的程度要高于外資因素。

3．將貿(mào)易分解為進(jìn)口和出口后，分別研究其對城鄉(xiāng)收入差距的影響發(fā)現(xiàn)，進(jìn)出口因素均對城鄉(xiāng)收入差距有顯著影響，且對其有不斷增大的趨勢，因而對外貿(mào)易對城鄉(xiāng)收入差距的負(fù)面影響是通過進(jìn)口及出口兩個途徑造成的。且進(jìn)口因素對城鄉(xiāng)收入差距的影響要稍高于出口對其的影響。

（二）說明

本文從對外開放角度探討其對重慶城鄉(xiāng)收入差距的影響，上述結(jié)論并不是否定了對外經(jīng)濟(jì)開放的積極作用，事實上，隨著改革開放的推進(jìn)，對外貿(mào)易及外資的利用也取得了驕人的成績，在很大程度上拉動了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，推動了社會的進(jìn)步，從而提高了人們的生活水平，也提高了人們的收入水平。

我們應(yīng)該繼續(xù)擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)開放，大力發(fā)展對外貿(mào)易，充分利益外資，發(fā)揮其對經(jīng)濟(jì)的拉動作用，與此同時，應(yīng)該采取有效措施，通過政策導(dǎo)向和制度變革，使其產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)利益更多的流入農(nóng)村居民，進(jìn)而在帶動經(jīng)濟(jì)增長的同時縮小城鄉(xiāng)收人差距，適應(yīng)統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展的戰(zhàn)略。

[1] 李樹培，高連水，魏下海．貿(mào)易開放與發(fā)展中國家收入差距擴(kuò)大——基于中國的理論與實證分析[J]．財經(jīng)研究，2009（12）：96－106．

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