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

    2016-01-06 19:56:34周雪敏董乃斌
    財(cái)經(jīng)問(wèn)題研究 2015年8期
    關(guān)鍵詞:內(nèi)生性

    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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    (責(zé)任編輯:巴紅靜)

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