FDI與西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)內(nèi)生性研究

周雪敏　董乃斌

摘 要：西部大開(kāi)發(fā)吹響了外資大規(guī)模進(jìn)入西部的號(hào)角，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)同外商直接投資已成為相互影響的內(nèi)生化過(guò)程，且區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展初始差距已明顯引發(fā)西部地區(qū)間發(fā)展差距的“蝴蝶效應(yīng)”。本文借鑒FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)研究成果，構(gòu)造了基于1997—2013年西部11個(gè)?。ㄖ陛犑校┑拿姘鍞?shù)據(jù)內(nèi)生增長(zhǎng)聯(lián)立方程組，并引入相關(guān)循環(huán)累積效應(yīng)度量指標(biāo)進(jìn)行研究。經(jīng)驗(yàn)研究了FDI和西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)生性作用機(jī)制；發(fā)現(xiàn)循環(huán)累積因果機(jī)制在西部發(fā)展中顯著存在，但涓流效應(yīng)正逐漸顯現(xiàn)；基礎(chǔ)設(shè)施、城市化水平以及對(duì)外開(kāi)放度顯著影響外商投資熱情；政策紅利在西部招商引資中的作用十分顯著；資本要素對(duì)西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用重大。

關(guān)鍵詞：西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；內(nèi)生性；FDI；循環(huán)累積因果效應(yīng)

中圖分類號(hào)：F207 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1000-176X（2015）06-0013-06

一、文獻(xiàn)綜述

隨著西部大開(kāi)發(fā)的推進(jìn)，西部地區(qū)FDI的規(guī)模迅速擴(kuò)大，F(xiàn)DI對(duì)促進(jìn)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要作用也日益顯現(xiàn)。如何更有效利用外資，讓FDI與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間形成“向上循環(huán)累積因果”的機(jī)制已成為當(dāng)前西部地區(qū)迫切需要研究的問(wèn)題。雖然已有文獻(xiàn)對(duì)FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做了深入分析，但多未考慮二者之間的內(nèi)生增長(zhǎng)關(guān)系，且結(jié)合循環(huán)累積因果效應(yīng)經(jīng)驗(yàn)分析FDI與經(jīng)濟(jì)內(nèi)生增長(zhǎng)的相關(guān)文獻(xiàn)尚不多見(jiàn)。鑒于此，本文以FDI與西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)內(nèi)生增長(zhǎng)為基礎(chǔ)，構(gòu)建FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的聯(lián)立方程，結(jié)合循環(huán)累積因果效應(yīng)，運(yùn)用西部11個(gè)省面板數(shù)據(jù)對(duì)FDI與西部區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)生關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。

已有文獻(xiàn)對(duì)于FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究比較多，研究視角也比較廣，研究結(jié)果基本上都支持FDI有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)這一觀點(diǎn)。Borensztein等[1]對(duì)69個(gè)發(fā)展中國(guó)家的投資數(shù)據(jù)，Kinoshita和Campos[2]對(duì)25個(gè)轉(zhuǎn)型中的前蘇東國(guó)家的FDI和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的數(shù)據(jù)，均研究得出FDI可以有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)論；Ghatak和Haligiogluf[3]利用1991—2001年140個(gè)國(guó)家的數(shù)據(jù)，通過(guò)單方程和聯(lián)立方程回歸檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是顯著的正向關(guān)系；Shan[4]利用1986—1998年中國(guó)的季度數(shù)據(jù)，采用VAR方法進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)出和FDI之間存在雙向的因果關(guān)系；吳林海和陳繼海[5]則研究了集聚效應(yīng)、FDI與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)FDI的要素投入是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素，同時(shí)FDI通過(guò)技術(shù)外溢效應(yīng)、區(qū)域創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生積極影響；王紅領(lǐng)等[6]認(rèn)為 FDI 的進(jìn)入促進(jìn)了內(nèi)資企業(yè)的自主研發(fā)；王欣和陳麗珍[7]認(rèn)為FDI既存在顯著前向關(guān)聯(lián)溢出效應(yīng)，又存在顯著的后向關(guān)聯(lián)溢出效應(yīng)；陳得文和苗建軍[8]認(rèn)為對(duì)于以出口拉動(dòng)為主的東部區(qū)域，對(duì)外開(kāi)放促進(jìn)了區(qū)域的空間集聚；丁行政和曹燦[9]認(rèn)為FDI在城市的空間集聚會(huì)促進(jìn)城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；孟令巖[10]對(duì)全國(guó)29個(gè)省1986—2010年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)表明FDI與我國(guó)產(chǎn)業(yè)集聚之間具有高度相關(guān)性。

繆爾達(dá)爾提出循環(huán)累積因果機(jī)制，指出社會(huì)經(jīng)濟(jì)各因素之間的關(guān)系是一種“循環(huán)積累因果關(guān)系”，某一因素變動(dòng)或者初始狀態(tài)的差異必將通過(guò)影響系列因素來(lái)強(qiáng)化初始變動(dòng)或者發(fā)展差異，經(jīng)濟(jì)學(xué)對(duì)應(yīng)的現(xiàn)象諸如“蝴蝶效應(yīng)”、“蹄鐵效應(yīng)”或者“馬太效應(yīng)”。隨著理論研究的深入，國(guó)內(nèi)學(xué)者也開(kāi)始關(guān)注循環(huán)累積因果機(jī)制與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系研究。胡永亮[11]認(rèn)為分工專業(yè)化的程度和產(chǎn)業(yè)集聚的程度之間具有一致性，在分工專業(yè)化的基礎(chǔ)上，產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有相關(guān)性；于銘[12]從產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)角度出發(fā)，發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力集聚和資本集聚均對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有影響，但資本集聚的影響要遠(yuǎn)大于勞動(dòng)力流動(dòng)的影響；曹群[13]對(duì)FDI與地方產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展的效應(yīng)進(jìn)行了理論分析，并認(rèn)為FDI的大規(guī)模進(jìn)入使地方產(chǎn)業(yè)集群系統(tǒng)不斷循環(huán)更新，提高產(chǎn)業(yè)集群的競(jìng)爭(zhēng)力。

以上相關(guān)學(xué)者對(duì)FDI，包括循環(huán)累積因素（集聚因素）與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系做了深入分析，但仍存在兩個(gè)值得深入研究的問(wèn)題：一是對(duì) FDI 與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究中二者間相互影響性方面考慮不足，由于FDI和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是一個(gè)相互影響的內(nèi)生化過(guò)程，僅從二者的單向影響研究很難準(zhǔn)確揭露FDI和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的內(nèi)在聯(lián)系。二是結(jié)合循環(huán)累積因果效應(yīng)視角研究FDI與區(qū)域經(jīng)濟(jì)內(nèi)生性增長(zhǎng)的相關(guān)文獻(xiàn)尚不多見(jiàn)，且主要是通過(guò)理論分析，缺乏實(shí)證分析。因此，本文依據(jù)新增長(zhǎng)理論和新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的相關(guān)知識(shí)，運(yùn)用聯(lián)立方程模型分析西部省域FDI與經(jīng)濟(jì)內(nèi)生增長(zhǎng)關(guān)系，并引入度量循環(huán)累積因果效應(yīng)的指標(biāo)，為FDI同西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)內(nèi)生關(guān)系研究提供新的視角。

二、模型設(shè)定和變量描述

西部大開(kāi)發(fā)，掀起了西部快速發(fā)展的浪潮，1997年西部11省FDI額為213億元，但1999年起，亞洲金融危機(jī)的沖擊，讓外資流入速度減緩，連續(xù)4年不足200億元，2003年起形勢(shì)逐步好轉(zhuǎn)。2009年，外商在西部的投資突破千億，2012年突破2 000億元，西部對(duì)外資的吸引力不斷加強(qiáng)。

從西部地區(qū)FDI和GDP的關(guān)系圖可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)FDI總規(guī)模在200億元以下時(shí)，并未表現(xiàn)出對(duì)GDP增長(zhǎng)的同步變化趨勢(shì)，說(shuō)明該階段FDI對(duì)西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)拉動(dòng)能力仍有限。但當(dāng)規(guī)模超過(guò)250億元后，二者表現(xiàn)除了較好的同步增長(zhǎng)趨勢(shì)，但FDI對(duì)GDP的邊際效用卻緩慢下降。當(dāng)FDI接近并超過(guò)2 000億元后，其邊際效用顯著提升，該階段FDI在西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中開(kāi)始發(fā)揮顯著的拉動(dòng)作用。

為進(jìn)一步了解西部地區(qū)FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，本文將從二者互為內(nèi)生性角度出發(fā)，建立相關(guān)模型。

Alfaro和Charlton[14]通過(guò)模型得出了FDI與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在雙向互動(dòng)關(guān)系的結(jié)論，其簡(jiǎn)約表達(dá)式為：

g=F（Xg，F(xiàn)DI）FDI=G（XFDI，g）（1）

其中，g表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展增速，Xg表示影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)因素，F(xiàn)DI表示外商直接投資，XFDI表示影響FDI的相關(guān)因素。

借鑒Islam[15]的基本經(jīng)濟(jì)模型作為研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型基礎(chǔ)，結(jié)合CD函數(shù)，確定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的基本模型形式如下：

log（GDPi，t）=α+βlog（GDPi，t-1）+ΦXi，t+ΘZi+εi，t（2）

其中，GDPi，t表示區(qū)域i在第t年的可比價(jià)生產(chǎn)總值；GDPi，t-1表示區(qū)域i在上一期的經(jīng)濟(jì)總量，用以描述區(qū)域發(fā)展初始差距；Xi，t表示區(qū)域i在第t年決定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的系列變量；Zi表示影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的系列控制變量；εi，t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素很多，陳得文和苗建軍[8]總結(jié)了影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的顯著性變量主要包括以下三類：第一類是生產(chǎn)要素，如勞動(dòng)力、人力資本水平、固定資產(chǎn)投資、政府消費(fèi)支出等；第二類是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的空間因素，如人口密度、地區(qū)虛擬變量等；第三類是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)制度因素，如對(duì)外開(kāi)放度等。結(jié)合現(xiàn)有研究，本文選取循環(huán)累積因素GDP（-1）、勞動(dòng)力要素（L）、資本要素（K）和外商直接投資（FDI）作為影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的解釋變量，選擇人口密度（Dop）、對(duì)外開(kāi)放度（Open）等指標(biāo)作為控制變量。

在 FDI 區(qū)位決定因素方面，國(guó)內(nèi)外已經(jīng)有了不少研究。肖政和蓋斯特勒格（2001）、郭慧（2003）、李具恒（2004）和岳書(shū)敬（2008）等從不同角度、不同方法研究，得出不同影響 FDI區(qū)位選擇的因素，概括來(lái)說(shuō)可以分為：宏觀經(jīng)濟(jì)要素，包括市場(chǎng)規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度、地理位置；投資硬環(huán)境要素，包括交通設(shè)施、通訊設(shè)施、金融環(huán)境；投資軟環(huán)境要素，包括市場(chǎng)化水平、人力資源、吸引外資優(yōu)惠政策。根據(jù)可量化的標(biāo)準(zhǔn)，我們選擇了區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Str）、對(duì)外開(kāi)放度（Open）、人力資本（Hum）、城市化水平（Ru）、基礎(chǔ)設(shè)施（Inf）、循環(huán)累積經(jīng)濟(jì)因素（GDP（-1））和區(qū)域?qū)嶋H經(jīng)濟(jì)總量（GDP）作為影響FDI的相關(guān)變量，并且引入政策虛擬變量（Dum）。

其中，GDPi，t以區(qū)域定期可比價(jià)增速（1997=100）調(diào)整后的實(shí)際GDP表示；Stri，t以第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)增加值占比表示；Openi，t以折算成人民幣口徑的進(jìn)出口總額與名義GDP比重表示；Humi，t以萬(wàn)人普通高等教育在校生數(shù)表示；Rui，t以常住人口城鎮(zhèn)化率表示；Dopi，t以每平方千米常住人口數(shù)表示；Infi，t反映區(qū)域道路基礎(chǔ)設(shè)施水平，以旅客和貨物綜合周轉(zhuǎn)量表示；GDP（-1）表示區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初始累積因素（循環(huán)累積經(jīng)濟(jì)因素），以滯后一期名義GDP總量表示；Li，t以區(qū)域第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口總數(shù)表示；Ki，t以經(jīng)固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)（1997=100）調(diào)整后的不變價(jià)區(qū)域固定資產(chǎn)投資額表示；Dumi，t為政策虛擬變量，將甘肅2012年（蘭州新區(qū)獲批）及其之后定義為1，將重慶2010年（兩江新區(qū)獲批）及其之后定義為1，其他均為0。

三、模型估計(jì)與檢驗(yàn)

對(duì)聯(lián)立方程組的兩個(gè)內(nèi)生變量以及10個(gè)前定變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，除變量Inf為一階單整外，其他均為零階單整，在建立聯(lián)立方程時(shí)，對(duì)變量Inf進(jìn)行取對(duì)數(shù)后帶入。

本文所建立的兩方程內(nèi)生聯(lián)立模型的被斥變量系數(shù)矩陣的秩均為1，進(jìn)一步對(duì)方程（3）和方程（4）識(shí)別的階條件檢驗(yàn)，K-ki均大于1，說(shuō)明方程均為過(guò)度識(shí)別。過(guò)度識(shí)別的聯(lián)立方程模型，3SLS 估計(jì)量比2SLS 估計(jì)量更有效，同時(shí)考慮到誤差項(xiàng)間可能存在異方差和相關(guān)性，本文采用三階段最小二乘法（3SLS）來(lái)估計(jì)聯(lián)立方程模型。

選取常數(shù)C、Str、Hum、Ru、Dop、lnInf、lnGDP（-1）、Open、lnL、lnK和Dum為工具變量?？紤]到1998年亞洲金融危機(jī)以及2008年美國(guó)次貸危機(jī)的影響，將1997—2013年又分為三個(gè)時(shí)期，即時(shí)期1（1997—2002年），亞洲金融危機(jī)的影響及初步消化；時(shí)期2（2003—2009年），經(jīng)濟(jì)恢復(fù)快速增長(zhǎng)，伴隨美國(guó)的次貸危機(jī)沖擊；時(shí)期3（2010—2013年），逐步恢復(fù)危機(jī)前水平。1997—2013年整個(gè)階段聯(lián)立方程模型參數(shù)估計(jì)如下：

外商投資方程：

lnFDI=-250447+166860×lnGDP+155023×lnGDP（-1）-00009×Str+00117×Open-00026×Hum+00275×Ru+01870×lnInf+01779×Dum

R2=07300 2=07179

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方程：

lnGDP=00527+09715×lnGDP（-1）+00042×lnL+00200×lnK+00115×lnFDI+00003×Open-00000×Dop

R2=09997 2=09997

外商投資方程和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方程擬合優(yōu)度都在07300以上，其中經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方程達(dá)到09997，聯(lián)立方程整體擬合結(jié)果較好，西部地區(qū)FDI和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相互促進(jìn)的作用機(jī)制得到進(jìn)一步驗(yàn)證，循環(huán)累積因果機(jī)制在西部發(fā)展中顯著存在。從三段時(shí)期分別實(shí)證（見(jiàn)表2所示），得到以下結(jié)論：

第一，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和FDI有顯著的雙向促進(jìn)關(guān)系。實(shí)證結(jié)果表明，至少在10%的顯著水平下，F(xiàn)DI對(duì)西部地區(qū)GDP增長(zhǎng)有顯著的促進(jìn)作用。同樣，經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)也成為決定FDI的一個(gè)重要方面。1997—2013年間，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)每增長(zhǎng)1個(gè)點(diǎn)，將拉動(dòng)FDI增長(zhǎng)16.6860個(gè)點(diǎn)，同時(shí)，F(xiàn)DI每增長(zhǎng)1個(gè)點(diǎn)，又將拉動(dòng)西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.0115個(gè)點(diǎn)。分時(shí)段看，隨著西部大開(kāi)發(fā)進(jìn)程的深入推進(jìn)，西部地區(qū)在利用外資拉動(dòng)區(qū)域增長(zhǎng)方面正逐漸走上良性循環(huán)軌道。1997—2002年，西部大開(kāi)發(fā)初始，由于同東部地區(qū)的巨大差距，加之金融危機(jī)的影響，西部地區(qū)在吸引外資方面取得的效果并不理想，經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)并未形成對(duì)外資的直接吸引力（FDI方程時(shí)期1，系數(shù)3.8758）。由于FDI體量還普遍偏小，在拉動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面的作用也并不突出（經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方程時(shí)期1，系數(shù)0.0070）。同時(shí)，相比較于其他兩個(gè)階段，該階段西部地區(qū)的初始經(jīng)濟(jì)條件差異在決定FDI區(qū)域時(shí)起到了決定性作用，其彈性系數(shù)達(dá)到22.2118；2003—2009年，西部大開(kāi)發(fā)逐漸推進(jìn)，金融危機(jī)影響逐步消化，F(xiàn)DI整體處于平穩(wěn)上升階段，西部經(jīng)濟(jì)對(duì)外資的帶動(dòng)力有所上升（16.9583），但FDI推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用并未加強(qiáng)，彈性系數(shù)僅為0.0063；2010—2013年，西部大開(kāi)發(fā)走過(guò)第十個(gè)年頭，隨著東部產(chǎn)業(yè)向中西部轉(zhuǎn)移，西部經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，發(fā)展活力和發(fā)展優(yōu)勢(shì)顯現(xiàn)，外商也都敏銳跟進(jìn)，積極投身西部制造業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)等行業(yè)。該階段西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)外商直接投資的促進(jìn)作用進(jìn)一步加強(qiáng)，彈性系數(shù)達(dá)到23.3752，外商在參與西部開(kāi)發(fā)建設(shè)同時(shí)也積極帶動(dòng)了西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方程時(shí)期3，系數(shù)0.0089），其促進(jìn)作用創(chuàng)1997年以來(lái)新高，F(xiàn)DI和西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)走入良性發(fā)展軌道。

本文的其他解釋變量對(duì)個(gè)人收入的影響均在統(tǒng)計(jì)上顯著，但影響趨勢(shì)和程度卻差異很大。其中年齡的系數(shù)從1992年的0.0949降低到2010年的0.0135，可能是由于勞動(dòng)者老齡化弱化了該變量的影響程度。性別的系數(shù)從1992年的0.0836提高到2010年的0.1660，且在統(tǒng)計(jì)上的顯著性增加，這說(shuō)明勞動(dòng)力市場(chǎng)上的性別歧視持續(xù)擴(kuò)大。受教育年限仍然是影響個(gè)人收入的主要因素，比較三期系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，隨著勞動(dòng)者受教育水平的普遍提高，其影響程度逐漸增強(qiáng)。地區(qū)差異的影響有減緩趨勢(shì)，可能是西部大開(kāi)發(fā)等政策措施逐漸縮小東部與中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差距。最重要的解釋變量戶籍的系數(shù)顯著高于其他變量，可見(jiàn)是否是城鎮(zhèn)居民確實(shí)是影響個(gè)人收入的重要因素之一。

2.Oaxaca-Blinder分解的主要結(jié)果

通過(guò)之前的統(tǒng)計(jì)描述和計(jì)量分析，我們可以得到以下結(jié)論：勞動(dòng)者的身高與個(gè)人收入之間存在一定的關(guān)系。通過(guò)OLS回歸做進(jìn)一步研究后發(fā)現(xiàn)，身高對(duì)個(gè)人收入具有顯著的正向影響，尤其是對(duì)城鎮(zhèn)居民個(gè)人收入的影響更大。接下來(lái)，我們需要研究的問(wèn)題是身高對(duì)中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距是否存在影響？如果存在影響，其影響程度是否顯著？

運(yùn)用Oaxaca-Blinder分解方法，我們對(duì)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的家庭人均收入的條件均值進(jìn)行了分解，得到以下結(jié)果：1992年城鎮(zhèn)居民人均收入系數(shù)、農(nóng)村居民人均收入系數(shù)和城鄉(xiāng)收入差異系數(shù)分別為5.8280、5.3150和0.5130，1999年城鎮(zhèn)居民人均收入系數(shù)、農(nóng)村居民人均收入系數(shù)和城鄉(xiāng)收入差異系數(shù)分別為6.4480、5.6620和0.7860，2010年城鎮(zhèn)居民人均收入系數(shù)、農(nóng)村居民人均收入系數(shù)和城鄉(xiāng)收入差異系數(shù)分別為7.4900、6.7760和0.7140。具體分解結(jié)果如表3所示。

1992年城鄉(xiāng)居民收入差距的14.60%（0.0749/0.5130，下文計(jì)算方法相同）可由各解釋變量進(jìn)行解釋，其中身高對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的貢獻(xiàn)率為4.33%。可見(jiàn)其影響效應(yīng)確實(shí)存在，且影響的顯著程度僅次于教育因素。影響城鄉(xiāng)收入差距的其他重要因素還包括：（1）勞動(dòng)者的受教育年限對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的貢獻(xiàn)率為7.68%，符合一般的研究結(jié)論。教育屬于人力資本投資中比較重要的組成部分，因?yàn)榻逃貓?bào)率直接影響個(gè)人收入，而且不同人群之間的教育回報(bào)率存在差異也會(huì)導(dǎo)致收入差距。（2）勞動(dòng)者的地區(qū)分布對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的貢獻(xiàn)率為2.48%，說(shuō)明地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡導(dǎo)致地區(qū)間的收入差距，這也是引起城鄉(xiāng)收入差距的一個(gè)主要原因。

1999年城鄉(xiāng)居民收入差距的19.08%可由各解釋變量進(jìn)行解釋，其中身高對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的貢獻(xiàn)率為3.74%，較1992年略有下降。受教育程度和地區(qū)分布對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的貢獻(xiàn)率分別為11.73%和4.10%，對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響程度均有所上升。

2010年城鄉(xiāng)收入差距的16.67%可由各解釋變量進(jìn)行解釋，其中身高對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的貢獻(xiàn)率為3.96%。受教育程度對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的貢獻(xiàn)率仍最高，且繼續(xù)上升，為13.99%。但地區(qū)分布對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的貢獻(xiàn)率銳減至0.25%。結(jié)合之前的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)和回歸分析，可能有兩方面的原因：一方面，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡已經(jīng)得到緩解，所以東部地區(qū)和中西部地區(qū)的分布差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響程度大大降低。另一方面，三期數(shù)據(jù)的有效樣本中地區(qū)分布的比例發(fā)生了較大變化，1992年?yáng)|部地區(qū)占36.28%，1999年占34.57%，2010年僅占26.28%，這也可能是導(dǎo)致本文中的人均月收入低于一般統(tǒng)計(jì)的原因。

比較三期數(shù)據(jù)的分解結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)：（1）身高對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響確實(shí)存在，而且其貢獻(xiàn)率較穩(wěn)定，分別是4.33%、3.74%和3.96%。（2）教育仍是影響城鄉(xiāng)收入差距的主要原因，其貢獻(xiàn)率分別是7.68%、11.73%和13.99%，且重要程度持續(xù)上升。（3）地區(qū)分布對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響趨勢(shì)發(fā)生變化，其貢獻(xiàn)率分別是2.48%、4.10%和0.25%，具體的原因還需要繼續(xù)討論。（4）年齡成為縮小城鄉(xiāng)收入差距的因素，雖然影響程度較小，但統(tǒng)計(jì)上負(fù)向顯著。

五、研究結(jié)論

通過(guò)對(duì)中國(guó)健康和營(yíng)養(yǎng)調(diào)查1993年、2000年和2011年三次調(diào)查的數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析，本文得出以下研究結(jié)論：（1）健康對(duì)勞動(dòng)者的個(gè)人收入有顯著的正向影響，而且這種影響長(zhǎng)期以來(lái)較為穩(wěn)定且略有增加。（2）健康對(duì)中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的影響是不容忽視的。人力資本不平等，尤其是教育不平等，仍然是引起城鄉(xiāng)收入差距的首要原因。近年來(lái)，健康不平等僅次于教育不平等，成為另一個(gè)影響城鄉(xiāng)收入差距的重要原因。（3）健康作為人力資本投資的重要形式之一，不僅僅是個(gè)人和家庭追求經(jīng)濟(jì)收益的人力資本投資，也是整個(gè)社會(huì)生產(chǎn)力發(fā)展的源泉。充足的健康投資，可以顯著提高人口的健康水平，既能夠節(jié)省醫(yī)療保險(xiǎn)費(fèi)用，減輕社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的負(fù)擔(dān)，又能提高全民勞動(dòng)生產(chǎn)率水平，促進(jìn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展。同時(shí)健康投資也遵循邊際報(bào)酬遞減規(guī)律，加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村地區(qū)，尤其是中西部農(nóng)村地區(qū)的健康投資，將會(huì)獲得更高的經(jīng)濟(jì)回報(bào)和社會(huì)回報(bào)。

城鄉(xiāng)整體收入水平大幅度提高，城鄉(xiāng)收入差距雖然存在，但1992—2010年這一差距存在先擴(kuò)大后縮小的變化趨勢(shì)，和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)有所不同，這可能是由于計(jì)算口徑不同引起的，但同時(shí)可以說(shuō)明，近年來(lái)政府所推行的城市化、西部大開(kāi)發(fā)和“健康中國(guó)2020”等各項(xiàng)改革方案與政策，對(duì)減緩城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴(kuò)大的趨勢(shì)是頗有成效的。此外，勞動(dòng)者老齡化趨勢(shì)明顯，也在一定程度上緩和了城鄉(xiāng)收入差距。

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4.采用有差異的引資政策，加強(qiáng)對(duì)外商投資的引導(dǎo)

西部地區(qū)幅員遼闊，每個(gè)省都具有自己的比較優(yōu)勢(shì)，應(yīng)當(dāng)根據(jù)自己的比較優(yōu)勢(shì)實(shí)施差別化的引資策略，改變過(guò)去那些對(duì)所有項(xiàng)目都盲目?jī)?yōu)惠的做法，引導(dǎo)外資流向各個(gè)省域的優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)，比如貴州煤礦、藥材等優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)，云南的旅游產(chǎn)業(yè)，陜西的制作、電子產(chǎn)業(yè)，新疆的煤炭、石油等優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)等，這樣才能充分發(fā)揮FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的外溢作用，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)。參考文獻(xiàn)：

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