人民幣匯率波動(dòng)與收入不平等：影響渠道及應(yīng)對(duì)

任桐瑜 李杰

摘? ?要：本文基于2006—2018年我國(guó)28個(gè)省份的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，探討了人民幣匯率波動(dòng)對(duì)收入不平等產(chǎn)生的影響以及影響渠道。研究結(jié)果表明，人民幣匯率波動(dòng)的增加會(huì)通過(guò)外商直接投資渠道與就業(yè)渠道擴(kuò)大收入不平等。因此，在有序推進(jìn)人民幣匯率市場(chǎng)化、人民幣匯率波動(dòng)逐漸增加的背景下，應(yīng)穩(wěn)步推進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與擴(kuò)大就業(yè)，促進(jìn)外匯市場(chǎng)的發(fā)展與完善，加強(qiáng)勞動(dòng)力市場(chǎng)的建設(shè)，完善失業(yè)人員培訓(xùn)保障機(jī)制，不斷提升經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度及教育水平，以避免人民幣匯率波動(dòng)對(duì)收入不平等的負(fù)面影響。

關(guān)鍵詞：人民幣匯率波動(dòng);收入不平等;影響渠道;面板模型

一、引言

進(jìn)入二十一世紀(jì)以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展，經(jīng)濟(jì)總量從2000年的10萬(wàn)億元增長(zhǎng)到了2019年的接近100萬(wàn)億元。但是在經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步增長(zhǎng)的同時(shí)，收入不平等問(wèn)題仍然不容忽視。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，我國(guó)基尼系數(shù)在2003—2008年整體呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，2008—2015年呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，之后又再次反彈上升。雖然2008—2015年我國(guó)基尼系數(shù)實(shí)現(xiàn)連續(xù)七年下降，但仍然高于0.46，位于0.4的警戒線(xiàn)之上（見(jiàn)圖1）。而且，基尼系數(shù)是否連續(xù)下降仍然存在爭(zhēng)議，楊耀武和楊澄宇（2015）[1]認(rèn)為2008—2013年基尼系數(shù)連續(xù)五年下降的結(jié)論有待商榷，其中2008—2009年、2012—2013年基尼系數(shù)很有可能并未改變甚至上升。2015年后基尼系數(shù)再次反彈上升，說(shuō)明我國(guó)收入不平等問(wèn)題依然較為嚴(yán)重。

較嚴(yán)重的收入不平等問(wèn)題是社會(huì)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中所面臨的嚴(yán)峻挑戰(zhàn)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者圍繞收入不平等的影響因素進(jìn)行了大量研究。研究結(jié)果表明，收入不平等主要受經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Kuznets，1955;Chiswick，1971）[2，3]、經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度（何璋和覃東海，2003;Anderson，2005;Jalil，2012）[4-6]、教育水平（Gregorio和Lee，2002;吳曉剛和張卓妮，2014）[7，8]與城鎮(zhèn)化（陸銘和陳釗，2004）[9]等因素的影響。此外，不少學(xué)者的研究表明匯率也是影響收入分配的重要因素，如Twomey（1983）[10]的研究表明貨幣低估會(huì)降低實(shí)際工資，并惡化收入分配，Huizinga（1997）[11]認(rèn)為貨幣高估會(huì)使得可貿(mào)易品更加便宜，從而有利于低收入者;相反，Blejer和Guerrero（1990）[12]通過(guò)菲律賓的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)貨幣低估有利于降低收入不平等程度，Minot（1998）[13]認(rèn)為貨幣貶值會(huì)提高進(jìn)口商品與可貿(mào)易品價(jià)格，從而不利于消費(fèi)更多這些商品的城市居民或高收入者，對(duì)農(nóng)村居民或低收入者的影響則較小。在人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)收入不平等影響的研究中，Jeanneney和Hua（2001）[14]利用我國(guó)28個(gè)省份的數(shù)據(jù)，分析了人民幣實(shí)際匯率對(duì)城鄉(xiāng)收入不平等的影響，研究認(rèn)為1993年以前人民幣的實(shí)際貶值加劇了內(nèi)陸省份城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大;魏巍賢（2006）[15]的研究則認(rèn)為人民幣升值會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距;李小林等（2017）[16]采用面板門(mén)檻模型對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)的收入分配效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響并非固定不變，而是呈現(xiàn)顯著的非線(xiàn)性門(mén)檻效應(yīng)與區(qū)域異質(zhì)性特征;梅冬州等（2018）[17]的研究發(fā)現(xiàn)貨幣低估能夠明顯改善收入不平等狀況，具體而言，貨幣低估通過(guò)促進(jìn)貿(mào)易部門(mén)尤其是低技術(shù)部門(mén)的擴(kuò)張，吸納更多的低技能勞動(dòng)者就業(yè)，從而提高了低收入者收入占整體收入的比重，降低了整個(gè)社會(huì)的收入不平等程度;馬丹和陳紫露（2020）[18]基于NARDL模型研究了匯率水平變動(dòng)與匯率波動(dòng)對(duì)收入不平等的影響，發(fā)現(xiàn)在長(zhǎng)期內(nèi)，無(wú)論是人民幣匯率水平上升或下降，還是匯率波動(dòng)幅度增加，都會(huì)惡化收入不平等。

目前來(lái)看，上述關(guān)于人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)收入不平等影響的文獻(xiàn)仍然存在著一些局限性，即這些文獻(xiàn)大多聚焦于匯率水平變動(dòng)對(duì)收入不平等的影響，而鮮有文獻(xiàn)從匯率波動(dòng)的角度出發(fā)分析其對(duì)收入不平等的影響。隨著人民幣匯率制度改革以及匯率市場(chǎng)化的推進(jìn)，人民幣匯率波動(dòng)將日益增加，人民幣匯率波動(dòng)是否會(huì)對(duì)收入不平等產(chǎn)生影響？通過(guò)哪些渠道產(chǎn)生影響？這些問(wèn)題仍有進(jìn)一步研究的空間。馬丹和陳紫露（2020）[18]雖然對(duì)上述問(wèn)題進(jìn)行了一定的研究，但是也存在著以下不足：第一，文章分析了人民幣匯率波動(dòng)影響收入不平等的傳導(dǎo)渠道，但是卻僅限于經(jīng)驗(yàn)性分析，而沒(méi)有提供實(shí)證支撐;第二，僅僅指出外商直接投資一條渠道，沒(méi)有對(duì)可能的傳導(dǎo)渠道進(jìn)行更全面的分析。正如該篇文章的研究結(jié)果所表明的，匯率波動(dòng)在長(zhǎng)期內(nèi)會(huì)惡化收入不平等，考慮到一方面作為人民幣國(guó)際化的必要條件，人民幣匯率市場(chǎng)化趨勢(shì)不可避免，人民幣匯率波動(dòng)也必將日益增加;另一方面收入不平等的擴(kuò)大可能會(huì)影響社會(huì)穩(wěn)定，激化社會(huì)矛盾，并阻礙社會(huì)經(jīng)濟(jì)的有序發(fā)展，因此如何緩解兩者之間的矛盾格外重要。全面分析人民幣匯率波動(dòng)對(duì)收入不平等的影響渠道，將為兼顧人民幣匯率市場(chǎng)化與收入分配平等提供重要借鑒和啟示。

基于此，本文利用2006—2018年我國(guó)28個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，探討了人民幣匯率波動(dòng)對(duì)收入不平等產(chǎn)生的影響以及影響渠道。本文的邊際貢獻(xiàn)在于：一是從人民幣匯率波動(dòng)的角度出發(fā)，分析其對(duì)收入不平等的影響，在一定程度上補(bǔ)充了該領(lǐng)域的相關(guān)研究;二是較全面地分析了人民幣匯率波動(dòng)影響收入不平等的傳導(dǎo)渠道，并為這些傳導(dǎo)渠道提供實(shí)證支撐。

二、人民幣匯率波動(dòng)影響收入不平等的渠道分析

（一）外商直接投資渠道

匯率波動(dòng)會(huì)通過(guò)外商直接投資間接影響收入分配（馬丹和陳紫露，2020）[18]。具體而言，當(dāng)匯率波動(dòng)增強(qiáng)時(shí)，跨國(guó)公司對(duì)外投資所面臨的風(fēng)險(xiǎn)增加，由于跨國(guó)公司在進(jìn)行投資決策時(shí)大多是風(fēng)險(xiǎn)厭惡的，此時(shí)企業(yè)會(huì)傾向于減少對(duì)外投資，導(dǎo)致東道國(guó)外商直接投資下降（Bénassy-Quéré等，2001;于津平，2007）[19，20]。反之，當(dāng)匯率波動(dòng)減弱時(shí)，東道國(guó)外商直接投資將會(huì)上升。

外商直接投資流入的增加意味著更多跨國(guó)公司進(jìn)入東道國(guó)，從而增加對(duì)技術(shù)工人的需求，并導(dǎo)致技術(shù)工人工資高于非技術(shù)工人，會(huì)加劇東道國(guó)的收入不平等;隨著非技術(shù)工人通過(guò)培訓(xùn)等方式加入技術(shù)工人的行列中，技術(shù)工人與非技術(shù)工人之間的收入差距逐漸減小，整個(gè)東道國(guó)的收入不平等也會(huì)趨于緩和（謝建國(guó)和丁方，2011）[21]。由此可見(jiàn)，外商直接投資與收入不平等之間呈現(xiàn)出一種倒U形曲線(xiàn)關(guān)系。由于這兩者的關(guān)系可能因經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度與時(shí)間的不同而發(fā)生變化，因此人民幣匯率波動(dòng)通過(guò)外商直接投資渠道對(duì)收入不平等的影響有待進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)。

（二）就業(yè)渠道

匯率波動(dòng)會(huì)通過(guò)影響企業(yè)投資及出口，進(jìn)一步影響企業(yè)的勞動(dòng)力需求。一方面，當(dāng)匯率波動(dòng)增加時(shí)，為了避免決策頻繁變更帶來(lái)的損失，企業(yè)會(huì)暫緩?fù)顿Y并暫緩雇傭勞動(dòng)力（Belke和Gros，2002）[22];當(dāng)然，匯率的高波動(dòng)本身就意味著勞動(dòng)力市場(chǎng)的高成本，會(huì)顯著降低就業(yè)增長(zhǎng)（Belke和Kaas，2004）[23];范言慧和宋旺（2005）[24]的研究也表明，人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)會(huì)影響企業(yè)預(yù)期，甚至通過(guò)影響國(guó)內(nèi)投資對(duì)企業(yè)的勞動(dòng)力需求產(chǎn)生負(fù)面影響。另一方面，國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究大多表明，人民幣匯率波動(dòng)的增加會(huì)對(duì)出口產(chǎn)生負(fù)面影響（戴翔和張二震，2011;譚小芬等，2016）[25，26]，當(dāng)出口企業(yè)經(jīng)營(yíng)受到影響時(shí)，會(huì)通過(guò)減少雇傭勞動(dòng)力來(lái)降低人力成本，導(dǎo)致其對(duì)勞動(dòng)力的需求下降。

企業(yè)勞動(dòng)力需求的降低會(huì)造成就業(yè)減少尤其是低收入勞動(dòng)者的就業(yè)減少。原因在于：一方面，低收入勞動(dòng)者的數(shù)量較為龐大，且對(duì)企業(yè)勞動(dòng)力需求的變動(dòng)更加敏感;另一方面，高收入勞動(dòng)者所掌握的經(jīng)濟(jì)和社會(huì)資源、受教育程度等遠(yuǎn)高于低收入勞動(dòng)者，前者在失業(yè)后可能在較短時(shí)間內(nèi)實(shí)現(xiàn)再就業(yè)，而后者則更可能進(jìn)入較長(zhǎng)的失業(yè)期，這導(dǎo)致兩者的收入差距進(jìn)一步拉大，加劇了收入不平等。因此人民幣匯率波動(dòng)會(huì)通過(guò)就業(yè)渠道對(duì)收入不平等產(chǎn)生正向影響。

（三）通貨膨脹渠道

人民幣匯率波動(dòng)對(duì)通貨膨脹的影響途徑包括成本傳導(dǎo)途徑與貨幣供應(yīng)量途徑（鄧永亮，2010）[27]。成本傳導(dǎo)途徑是指，當(dāng)人民幣匯率波動(dòng)增加時(shí)，中間產(chǎn)品進(jìn)口商只有在進(jìn)口價(jià)格較低時(shí)才愿意承擔(dān)較高的外匯風(fēng)險(xiǎn)，而進(jìn)口商品價(jià)格的下降可能使得最終產(chǎn)品價(jià)格下降，并降低通貨膨脹。貨幣供應(yīng)量途徑是指，人民幣匯率波動(dòng)的增加在一定程度上可以削弱國(guó)際投機(jī)資本流入我國(guó)的動(dòng)力，在我國(guó)現(xiàn)行的匯率機(jī)制下就可以減少貨幣供應(yīng)量，最終達(dá)到抑制通貨膨脹的效果。

通貨膨脹對(duì)收入不平等可能產(chǎn)生正向影響（Blejer和Guerrero，1990;Albanesi，2007）[12，28]，也可能在短期內(nèi)產(chǎn)生負(fù)向影響（Romer等，1998）[29]。一方面，根據(jù)通貨膨脹的再分配效應(yīng)，低收入群體更容易受到通貨膨脹的負(fù)面影響，Blejer和Guerrero（1990）[12]認(rèn)為通貨膨脹就像是一種累退稅，使得低收入者的實(shí)際負(fù)擔(dān)大于高收入者;此外，高收入者的財(cái)產(chǎn)性收入，如租金、金融資產(chǎn)投資等可能會(huì)隨著通貨膨脹而水漲船高，但低收入者卻沒(méi)有類(lèi)似的收入來(lái)源，兩者的財(cái)產(chǎn)性收入差距最終會(huì)加劇整體的收入不平等（寧光杰等，2016）[30]。另一方面，由菲利普斯曲線(xiàn)可知，較高的通貨膨脹意味著較低的失業(yè)率，就業(yè)的增加反而又會(huì)降低收入不平等。因此，通貨膨脹對(duì)收入不平等的影響取決于收入再分配效應(yīng)與就業(yè)效應(yīng)的大小關(guān)系，而人民幣匯率波動(dòng)通過(guò)通貨膨脹渠道對(duì)收入不平等的影響也有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。

三、面板模型與數(shù)據(jù)的選取

（一）模型設(shè)計(jì)

為了考察人民幣匯率波動(dòng)對(duì)收入不平等的影響以及影響渠道，本文設(shè)定雙向固定效應(yīng)模型如下：

其中，[lninei，t]表示收入不平等，[lnvoli，t]表示人民幣匯率波動(dòng)，[lnvoli，t×fdii，t]、[lnvoli，t×empi，t]和[lnvoli，t×infi，t]則分別表示人民幣匯率波動(dòng)與外商直接投資增長(zhǎng)率、就業(yè)增長(zhǎng)率、通貨膨脹增長(zhǎng)率的交互項(xiàng)，[controlsi，t]表示控制變量，[ui]與[γt]分別表示省份固定效應(yīng)與年份固定效應(yīng)。式1考察了人民幣匯率波動(dòng)對(duì)收入不平等的影響，式2、式3與式4則分別考察了人民幣匯率波動(dòng)通過(guò)外商直接投資渠道、就業(yè)渠道與通貨膨脹渠道對(duì)收入不平等產(chǎn)生的影響。

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取了全國(guó)28個(gè)省份①的年度數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間為2006—2018年，共364個(gè)觀(guān)測(cè)值。若無(wú)特殊說(shuō)明，本文的數(shù)據(jù)均來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站以及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒。對(duì)于極少部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失的情況，本文采用插值法進(jìn)行處理。

（三）變量定義

1. 收入不平等（[lnine]）。在以往的文獻(xiàn)中，收入不平等一般用基尼系數(shù)來(lái)表示，但是本文基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，逐一構(gòu)造各省份基尼系數(shù)過(guò)于困難，因此采用城鄉(xiāng)居民人均可支配收入比來(lái)表示收入不平等。具體而言，[lnine=ln]（城鎮(zhèn)居民人均可支配收入/農(nóng)村居民人均可支配收入），對(duì)于部分農(nóng)村居民人均可支配收入數(shù)據(jù)缺失的情況，用農(nóng)村居民人均純收入替代。

2. 匯率波動(dòng)（[lnvol]）。在計(jì)算匯率波動(dòng)前，先要計(jì)算各個(gè)省份的匯率水平。本文參考曹偉和申宇（2014）[31]的方法構(gòu)建省份名義有效匯率，具體而言，以各省份與其主要貿(mào)易國(guó)家或地區(qū)的進(jìn)出口總額占比為權(quán)重，計(jì)算貿(mào)易加權(quán)省份名義有效匯率。對(duì)于貿(mào)易權(quán)重，若采用每年變化的貿(mào)易權(quán)重計(jì)算貿(mào)易加權(quán)名義有效匯率，固然可以得到更加精準(zhǔn)的有效匯率數(shù)據(jù)，但是影響貿(mào)易的因素可能也會(huì)影響收入不平等，隱藏在回歸殘差中的沖擊可能與貿(mào)易加權(quán)名義有效匯率相關(guān)②，從而導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題（Li等，2019）[32]。為了避免這一問(wèn)題，本文參考Li等（2019）[32]的處理辦法，使用固定不變的貿(mào)易權(quán)重進(jìn)行加權(quán)，計(jì)算過(guò)程如下：

其中，[WERi，t]表示省份[i]在[t]時(shí)期的貿(mào)易加權(quán)名義有效匯率;[ERi，k，t]表示[t]時(shí)期省份[i]的第[k]個(gè)[（k=1，2…，Ki）]主要貿(mào)易國(guó)家或地區(qū)貨幣對(duì)人民幣匯率，通過(guò)美元對(duì)人民幣匯率與主要貿(mào)易國(guó)家或地區(qū)貨幣對(duì)美元匯率進(jìn)行換算得到，以直接標(biāo)價(jià)法表示，匯率樣本為2005年6月—2018年12月的月度數(shù)據(jù)，以便產(chǎn)生足夠長(zhǎng)的匯率時(shí)間序列，使得匯率波動(dòng)的計(jì)算更加合理;[Ki]則表示本文篩選的省份[i]的主要貿(mào)易國(guó)家或地區(qū)的個(gè)數(shù);[wi，k，2018]表示計(jì)算貿(mào)易加權(quán)名義有效匯率時(shí)的貿(mào)易權(quán)重，通過(guò)2018年省份[i]與其第[k]個(gè)主要貿(mào)易國(guó)家或地區(qū)的進(jìn)出口總額除以2018年省份[i]與其所有[Ki]個(gè)主要貿(mào)易國(guó)家或地區(qū)的進(jìn)出口總額計(jì)算所得。[IMi，k，2018]與[EXi，k，2018]則分別表示2018年省份[i]與其第[k]個(gè)主要貿(mào)易國(guó)家或地區(qū)的進(jìn)口總額與出口總額。計(jì)算過(guò)程中的相關(guān)匯率數(shù)據(jù)來(lái)自萬(wàn)得、Choice與彭博數(shù)據(jù)庫(kù)。

對(duì)于各省份的主要貿(mào)易國(guó)家或地區(qū)，本文的篩選過(guò)程為：首先，從各省份2019年統(tǒng)計(jì)年鑒中獲取其2018年進(jìn)出口貿(mào)易國(guó)家或地區(qū)數(shù)據(jù)③;其次，計(jì)算每個(gè)國(guó)家或地區(qū)與某一省份的進(jìn)出口額占該省份進(jìn)出口總額的比重，篩選出占比超過(guò)1%或接近1%的國(guó)家或地區(qū)，將其作為該省份的主要貿(mào)易國(guó)家或地區(qū)④;最后，絕大多數(shù)省份與其主要貿(mào)易國(guó)家或地區(qū)的進(jìn)出口額占該省份進(jìn)出口總額的比重超過(guò)70%（見(jiàn)表1），因此本文認(rèn)為基于這些主要貿(mào)易國(guó)家或地區(qū)來(lái)構(gòu)建省份名義有效匯率是合理的。

其中，[?lnWERi]表示將省份[i]的名義有效匯率對(duì)數(shù)差分化，所得到的匯率收益率均通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn);[p]表示滯后階數(shù)，根據(jù)BIC準(zhǔn)則確定。[hi，t]即為殘差[εi，t]的條件方差，表示各省份月度匯率波動(dòng)。本文先將[hi，t]年平均化計(jì)算得到各省份年度匯率波動(dòng)，再將年度匯率波動(dòng)乘以1000后，取自然對(duì)數(shù)，最后得到[lnvol]。

3. 外商直接投資增長(zhǎng)率（[fdi]）、就業(yè)增長(zhǎng)率（[emp]）與通貨膨脹增長(zhǎng)率（[inf]）。對(duì)于外商直接投資增長(zhǎng)率，本文根據(jù)各省份的實(shí)際利用外商直接投資額計(jì)算得到。對(duì)于就業(yè)增長(zhǎng)率，由上文分析可知，人民幣匯率波動(dòng)主要通過(guò)影響外商在華投資企業(yè)與我國(guó)出口企業(yè)的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)，來(lái)影響其雇傭勞動(dòng)力人數(shù)，進(jìn)而對(duì)收入不平等產(chǎn)生影響;但是，部分省份的外商投資企業(yè)就業(yè)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，故本文著重考慮我國(guó)出口企業(yè)就業(yè);同時(shí)，考慮到各省份的出口企業(yè)就業(yè)數(shù)據(jù)較難獲得，而第二產(chǎn)業(yè)出口在我國(guó)的對(duì)外出口中占據(jù)主要份額⑤，因此本文采用各省份第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)增長(zhǎng)率來(lái)表示[emp]。對(duì)于通貨膨脹增長(zhǎng)率，本文基于各省份居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)計(jì)算得到。

4. 控制變量（[controls]）。（1）各省份名義有效匯率水平（[lnwre]），將上文式（5）計(jì)算出的各省份月度名義有效匯率年平均化得到年度名義有效匯率，并取自然對(duì)數(shù)。（2）人均GDP（[lngdp]），用各省份地區(qū)生產(chǎn)總值除以各省份總?cè)丝诨虺Ｗ∪丝?，取自然?duì)數(shù)。（3）經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度（[lnopen]），參考楊丹萍和張冀（2011）[33]的研究，等于各省份實(shí)際利用外商直接投資額和進(jìn)出口總額之和與各省份地區(qū)生產(chǎn)總值的比值，并取自然對(duì)數(shù)。（4）教育水平（[lnedu]），參考何璋和覃東海（2003）[4]的研究，等于（每10萬(wàn)人中高等教育在校生人數(shù)[×4+]每10萬(wàn)人中高中在校生人數(shù)[×3+]每10萬(wàn)人中初中在校生人數(shù)[×2+]每10萬(wàn)人中小學(xué)在校生人數(shù)）/10萬(wàn)，乘以10后取自然對(duì)數(shù)。

值得一提的是，有研究表明城鎮(zhèn)化也是影響收入不平等的重要因素之一，但是在本文的數(shù)據(jù)中，城鎮(zhèn)化率與人均GDP的相關(guān)系數(shù)接近0.9，且在1%的置信水平上顯著，兩者之間可能存在較為嚴(yán)重的多重共線(xiàn)性問(wèn)題，因此本文刪除了城鎮(zhèn)化率變量。除此之外，由于涉及通貨膨脹渠道，上述相關(guān)變量均采用名義變量。

四、面板數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)與面板模型估計(jì)

（一）面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性與協(xié)整檢驗(yàn)

本文利用LLC檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)與Fisher-PP檢驗(yàn)對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2?？梢钥闯?，除了[lnvol×fdi]、[lnvol×emp]與[lnvol×inf]三個(gè)交互項(xiàng)通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)外，其余變量均為一階單整序列。由此可見(jiàn)，式1中的所有變量均為一階單整序列;在式2、式3與式4中，變量[lnvol]、[lnwre]、[lngdp]、[lnopen]與[lnedu]均為一階單整序列，其中的交互項(xiàng)為平穩(wěn)序列，故大多數(shù)序列一階單整，因此有必要對(duì)變量之間可能存在的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。

由協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知，對(duì)于模型1—4而言，在構(gòu)造的8個(gè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量中，每個(gè)模型均有5個(gè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量顯著拒絕了“面板變量之間不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，因此可以認(rèn)為這4個(gè)模型中的變量均存在協(xié)整關(guān)系。

（二）面板模型的估計(jì)與實(shí)證分析

本文分別運(yùn)用Greene提供的組間異方差檢驗(yàn)、Wooldridge提供的組內(nèi)自相關(guān)檢驗(yàn)以及Friedman提供的截面相關(guān)檢驗(yàn)來(lái)判斷面板模型是否存在組間異方差、組內(nèi)自相關(guān)與截面相關(guān)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。對(duì)于組間異方差檢驗(yàn)，四個(gè)模型均顯著拒絕了同方差假設(shè)，故這些模型均存在組間異方差;對(duì)于組內(nèi)自相關(guān)檢驗(yàn)，四個(gè)模型均顯著拒絕了“不存在組內(nèi)自相關(guān)”的原假設(shè)，故這些模型均存在組內(nèi)自相關(guān);對(duì)于截面相關(guān)檢驗(yàn)，四個(gè)模型均接受了“不存在截面相關(guān)”的原假設(shè)，故這些模型均不存在截面相關(guān)?；诖?，本文采用可行廣義最小二乘法（FGLS）對(duì)這四個(gè)面板模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表5。

由表5可知，人民幣匯率波動(dòng)的增加會(huì)擴(kuò)大收入不平等，該研究結(jié)果與馬丹和陳紫露（2020）[18]的結(jié)論一致。具體而言，人民幣匯率波動(dòng)會(huì)通過(guò)外商直接投資渠道與就業(yè)渠道對(duì)收入不平等產(chǎn)生正向影響，但通過(guò)通貨膨脹渠道對(duì)收入不平等產(chǎn)生的負(fù)向影響并不顯著，說(shuō)明通貨膨脹并非人民幣匯率波動(dòng)影響收入不平等的主要渠道。

1. 外商直接投資渠道。在模型2的估計(jì)結(jié)果中，人民幣匯率波動(dòng)與外商直接投資增長(zhǎng)率交互項(xiàng)的系數(shù)為正且在5%的置信水平上顯著，說(shuō)明外商直接投資增長(zhǎng)率越大，人民幣匯率波動(dòng)對(duì)收入不平等的正向作用就越強(qiáng)。

由前文的經(jīng)驗(yàn)性分析可知，外商直接投資會(huì)通過(guò)影響收入分配而對(duì)收入不平等產(chǎn)生倒U形影響。詹宇波和劉榮華（2010）[34]也已經(jīng)利用我國(guó)省際數(shù)據(jù)證明了這一觀(guān)點(diǎn)。因此，當(dāng)處于倒U形曲線(xiàn)后半段時(shí)，外商直接投資增長(zhǎng)率越大，越能減小技術(shù)工人與非技術(shù)工人之間的收入差距，降低收入不平等。由于跨國(guó)公司在進(jìn)行投資決策時(shí)大多是風(fēng)險(xiǎn)厭惡的，人民幣匯率波動(dòng)的增加會(huì)使得跨國(guó)公司傾向于減少對(duì)外投資，導(dǎo)致我國(guó)外商直接投資增長(zhǎng)率的下降。一方面，外商投資增長(zhǎng)率的下降使得跨國(guó)公司對(duì)勞動(dòng)力需求的增長(zhǎng)率下降，非技術(shù)工人轉(zhuǎn)為技術(shù)工人并被雇傭的數(shù)量減少;另一方面，部分技術(shù)工人甚至可能失業(yè)，并與非技術(shù)工人一起，被就業(yè)的技術(shù)工人拉開(kāi)收入差距，從而擴(kuò)大收入不平等。因此，人民幣匯率波動(dòng)會(huì)通過(guò)外商直接投資渠道對(duì)收入不平等產(chǎn)生正向影響。

2. 就業(yè)渠道。由模型3的估計(jì)結(jié)果可知，人民幣匯率波動(dòng)與出口部門(mén)就業(yè)增長(zhǎng)率交互項(xiàng)的系數(shù)為正且在1%的置信水平上顯著，說(shuō)明出口部門(mén)就業(yè)增長(zhǎng)率越大，人民幣匯率波動(dòng)對(duì)收入不平等的正向作用就越強(qiáng)。

劉軍等（2016）[35]的研究表明我國(guó)出口貿(mào)易的增長(zhǎng)會(huì)顯著提升就業(yè)總量與就業(yè)率，同時(shí)出口增長(zhǎng)的就業(yè)效應(yīng)不僅局限于制造業(yè)部門(mén)，還會(huì)因產(chǎn)業(yè)聯(lián)系對(duì)整個(gè)勞動(dòng)力市場(chǎng)產(chǎn)生顯著影響（陸文聰和李元龍，2011）[36]。出口增長(zhǎng)的就業(yè)效應(yīng)尤其會(huì)增加低收入勞動(dòng)群體（如農(nóng)民工群體）的就業(yè)總量（陸文聰和李元龍，2011）[36]，并提升其工資收入水平（張川川，2015）[37]，從而顯著降低收入不平等。人民幣匯率波動(dòng)的增加可能會(huì)對(duì)出口企業(yè)經(jīng)營(yíng)產(chǎn)生負(fù)面影響，為了降低成本，企業(yè)會(huì)傾向于減少雇傭勞動(dòng)人數(shù)并下調(diào)工資水平，導(dǎo)致出口部門(mén)就業(yè)增長(zhǎng)率下降、薪資水平降低。根據(jù)前文的分析，這種沖擊對(duì)低收入勞動(dòng)者的負(fù)面影響將更加顯著（Blejer和Guerrero，1990）[12]，導(dǎo)致收入差距進(jìn)一步拉大，擴(kuò)大了收入不平等。因此，人民幣匯率波動(dòng)會(huì)通過(guò)就業(yè)渠道對(duì)收入不平等產(chǎn)生正向影響。

3. 通貨膨脹渠道。在模型4的估計(jì)結(jié)果中，人民幣匯率波動(dòng)與通貨膨脹增長(zhǎng)率交互項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明通貨膨脹增長(zhǎng)率越大，人民幣匯率波動(dòng)對(duì)收入不平等的負(fù)向作用就越強(qiáng)。但是該交互項(xiàng)的系數(shù)并不顯著，因此通貨膨脹渠道并非人民幣匯率波動(dòng)影響收入不平等的主要渠道。

由前文的經(jīng)驗(yàn)性分析可知，人民幣匯率波動(dòng)的增加會(huì)通過(guò)成本傳導(dǎo)途徑與貨幣供應(yīng)量途徑抑制通貨膨脹，并能夠有效降低通貨膨脹增長(zhǎng)率，但通貨膨脹通過(guò)收入再分配效應(yīng)和就業(yè)效應(yīng)對(duì)收入不平等產(chǎn)生兩種不同的影響。當(dāng)人民幣匯率波動(dòng)增加并降低通貨膨脹增長(zhǎng)率時(shí)，從收入再分配效應(yīng)而言，會(huì)減小高收入者與低收入者之間的收入差距從而降低收入不平等;而從就業(yè)效應(yīng)而言，會(huì)導(dǎo)致就業(yè)減少尤其是低收入勞動(dòng)者的就業(yè)減少?gòu)亩鴶U(kuò)大收入不平等。通貨膨脹渠道的系數(shù)為負(fù)值，說(shuō)明收入再分配效應(yīng)雖然大于就業(yè)效應(yīng)，但是也會(huì)被就業(yè)效應(yīng)部分抵消，使得通貨膨脹渠道的顯著性降低。

4. 控制變量回歸結(jié)果分析。在控制變量中，有效匯率水平的上升會(huì)加劇收入不平等。由于相關(guān)匯率以直接標(biāo)價(jià)法表示，因此有效匯率水平的上升意味著人民幣貶值，而收入不平等又以城鄉(xiāng)收入差距表示，故人民幣貶值會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。Jeanneney和Hua（2001）[14]認(rèn)為人民幣實(shí)際有效匯率貶值會(huì)擴(kuò)大我國(guó)內(nèi)陸省份的城鄉(xiāng)人均實(shí)際收入比，從而擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。李小林等（2017）[16]認(rèn)為人民幣實(shí)際匯率貶值會(huì)使得可貿(mào)易品價(jià)格相對(duì)上升，非可貿(mào)易品價(jià)格相對(duì)下降，因此不利于生產(chǎn)非可貿(mào)易農(nóng)產(chǎn)品的農(nóng)村居民，從而擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。除此之外，人均GDP、經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度以及教育水平的提高都有利于降低收入不平等程度。首先，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是降低收入不平等的根本之策，雖然經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)收入不平等的影響可能并非線(xiàn)性，而是先擴(kuò)大后縮小的倒U形（Kuznets，1955）[2]，但是從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不僅能夠保證足夠的就業(yè)機(jī)會(huì)并提升最低工資水平，還能夠增加政府稅收以支撐教育及社會(huì)公共福利體系的正常運(yùn)轉(zhuǎn)，這些都與降低收入不平等密切相關(guān)（Lampman，1965）[38]。其次，經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度的提升也會(huì)降低收入不平等程度，對(duì)外貿(mào)易的不斷發(fā)展不僅能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，還具有顯著的就業(yè)效應(yīng)與工資效應(yīng)，對(duì)于吸納低收入勞動(dòng)力就業(yè)、提升低收入者的收入水平以及降低社會(huì)收入不平等程度具有重要作用。最后，教育水平的提高同樣會(huì)降低收入不平等程度，楊娟等（2015）[39]認(rèn)為高收入家庭與低收入家庭的子女所接受的后天教育是導(dǎo)致收入不平等的重要因素，低收入家庭子女參與高等教育的比例較低，導(dǎo)致收入差距的擴(kuò)大，因此對(duì)于低收入家庭而言，教育水平的提高意味著其子女參與高等教育的比例上升，使其避免陷入“低收入—低教育水平—低收入”的惡性循環(huán)，從而有利于緩解收入不平等。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文主要采用四種方法對(duì)面板模型的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：截取面板數(shù)據(jù)的部分時(shí)間樣本或省份樣本、使用其他方法計(jì)算匯率波動(dòng)以及基于中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。

（一）改變估計(jì)樣本

對(duì)于第一種穩(wěn)健性檢驗(yàn)，在時(shí)間樣本方面，參考黃智淋和賴(lài)小瓊（2011）[40]的處理辦法，基于2006—2013年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行模型估計(jì)，然后每次增加一年數(shù)據(jù)，直至達(dá)到全樣本時(shí)期長(zhǎng)度，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)圖2與圖3;在省份樣本方面，隨機(jī)去掉共6個(gè)東部、中部與西部省份數(shù)據(jù)⑥后，基于剩余省份的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行模型估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表6。在上述估計(jì)中，面板模型同樣具有組間異方差與組內(nèi)自相關(guān)，但是沒(méi)有截面相關(guān)，因此仍然采用可行廣義最小二乘法（FGLS）進(jìn)行估計(jì)。

首先，圖2表示模型1—4中人民幣匯率波動(dòng)系數(shù)的變動(dòng)情況，可以看出隨著樣本期的逐漸增加，人民幣匯率波動(dòng)系數(shù)先上升后下降，最后趨于平穩(wěn)。其次，圖3分別表示了模型2、3、4中外商直接投資渠道、就業(yè)渠道與通貨膨脹渠道的系數(shù)變動(dòng)情況，前兩者的系數(shù)總體而言變動(dòng)較小，通貨膨脹渠道系數(shù)在前期的變動(dòng)較大，但是隨著樣本期的逐漸增加，其系數(shù)最終也趨于平穩(wěn)。最后，表6表示隨機(jī)去掉6個(gè)省份數(shù)據(jù)的面板模型估計(jì)結(jié)果，可以看出，各變量的系數(shù)及顯著性與前文的估計(jì)結(jié)果基本一致。

（二）改變匯率波動(dòng)計(jì)算方法

除了使用[GARCH（1，1）]模型外，還可以利用移動(dòng)標(biāo)準(zhǔn)差法來(lái)計(jì)算匯率波動(dòng)，具體計(jì)算過(guò)程如下：

其中，[?lnWERi]表示將省份[i]的有效匯率對(duì)數(shù)差分化，即匯率收益率。在計(jì)算得到匯率收益率前置6階移動(dòng)標(biāo)準(zhǔn)差[vol]后，乘以1000并取自然對(duì)數(shù)，得到匯率波動(dòng)變量[lnvol]?；谛碌膮R率波動(dòng)數(shù)據(jù)的面板模型同樣存在組間異方差與組內(nèi)自相關(guān)，而不存在截面相關(guān)，因此仍然采用可行廣義最小二乘法（FGLS）進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表7。

與前文的估計(jì)結(jié)果相比，外商直接投資渠道的系數(shù)不再顯著，且通貨膨脹渠道的系數(shù)變?yōu)榱苏?，而就業(yè)渠道及控制變量的系數(shù)符號(hào)及顯著性則與前文的估計(jì)結(jié)果基本一致。對(duì)于外商直接投資渠道而言，其系數(shù)的P值雖然大于10%的置信水平，但是與10%相差并不大，因此本文仍然認(rèn)為該渠道具有一定的顯著性。對(duì)于通貨膨脹渠道而言，其系數(shù)變?yōu)榱苏?，表明前文分析的收入再分配效?yīng)與就業(yè)效應(yīng)的大小關(guān)系仍然有待商榷，就業(yè)效應(yīng)可能大于收入再分配效應(yīng)，當(dāng)人民幣匯率波動(dòng)的增加抑制通貨膨脹增長(zhǎng)率之后，就業(yè)總量與就業(yè)增長(zhǎng)率會(huì)下降，導(dǎo)致更多低收入勞動(dòng)者失業(yè)，從而擴(kuò)大收入不平等。當(dāng)然，該渠道在統(tǒng)計(jì)意義上仍然不顯著，可見(jiàn)通貨膨脹渠道并非人民幣匯率波動(dòng)影響收入不平等的主要渠道這一結(jié)論是穩(wěn)健的。

（三）中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)

本文基于中介效應(yīng)模型考察人民幣匯率波動(dòng)是否會(huì)通過(guò)中介變量[fdii，t]、[empi，t]與[infi，t]對(duì)收入不平等產(chǎn)生影響。其中，對(duì)于外商直接投資渠道而言，除了考慮中介效應(yīng)，本文還進(jìn)一步考慮了外商直接投資總額的調(diào)節(jié)效應(yīng)，原因在于外商直接投資總額可能會(huì)影響[fdii，t]與[lninei，t]之間的關(guān)系。具體而言，外商直接投資與收入不平等之間可能存在著倒U形曲線(xiàn)關(guān)系，在外商直接投資流入初期，外商直接投資總額較小，此時(shí)[fdii，t]的上升會(huì)擴(kuò)大收入分配差距，從而加劇收入不平等;隨著外商直接投資流入的增加，外商直接投資總額逐漸增大，此時(shí)[fdii，t]的上升則有利于縮小收入分配差距，從而抑制收入不平等。

考慮包含調(diào)節(jié)效應(yīng)的中介效應(yīng)模型如下：

其中，[Xi，t]表示解釋變量，[Yi，t]表示被解釋變量，[Mi，t]表示中介變量，[Wi，t]表示調(diào)節(jié)變量，[controlsi，t]表示控制變量，[ui]與[γt]分別表示省份固定效應(yīng)與年份固定效應(yīng)。式9中的[a1]表示[Xi，t]對(duì)[Yi，t]的總效應(yīng);式10中的[b1]表示[Xi，t]對(duì)[Mi，t]的效應(yīng);式11中的[c1]表示[Xi，t]對(duì)[Yi，t]的直接效應(yīng)，[c2]表示[Mi，t]對(duì)[Yi，t]的效應(yīng)。本文中，解釋變量[Xi，t]為[lnvoli，t]，被解釋變量[Yi，t]為[lninei，t];對(duì)于外商直接投資渠道，中介變量[Mi，t]為外商直接投資增長(zhǎng)率[fdii，t]，調(diào)節(jié)變量[Wi，t]為外商直接投資總額;對(duì)于就業(yè)渠道，中介變量[Mi，t]為就業(yè)增長(zhǎng)率[empi，t];對(duì)于通貨膨脹渠道，則中介變量[Mi，t]為通貨膨脹增長(zhǎng)率[infi，t]。中介效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表8。

[W2i，t]。由表8第二列的估計(jì)結(jié)果可知，[b1]與[c2]均顯著不為0，因此足以支持[b1c2≠0]成立，故中介效應(yīng)存在;同時(shí)[b1]與[c4]均顯著不為0，因此足以支持[b1c4≠0]成立，故中介效應(yīng)會(huì)受到調(diào)節(jié)。中介效應(yīng)的存在表明人民幣匯率波動(dòng)會(huì)通過(guò)影響外商直接投資增長(zhǎng)率而對(duì)收入不平等產(chǎn)生影響。在考慮調(diào)節(jié)效應(yīng)的情況下，人民幣匯率波動(dòng)對(duì)外商直接投資增長(zhǎng)率的影響為[b1+b3Wi，t]，[Wi，t]取均值，則[b1+b3Wi，t]的值為-0.085，表明人民幣匯率波動(dòng)的增加會(huì)降低外商直接投資增長(zhǎng)率;外商直接投資增長(zhǎng)率對(duì)收入不平等的影響為[c2+c4Wi，t]，其取值同理為-0.001，表明外商直接投資增長(zhǎng)率的增加會(huì)降低收入不平等。因此人民幣匯率波動(dòng)會(huì)通過(guò)外商直接投資渠道對(duì)收入不平等產(chǎn)生正向影響。

對(duì)于就業(yè)渠道而言，中介效應(yīng)可以寫(xiě)為[b1c2]。由表8第三列的估計(jì)結(jié)果可知，[b1]不顯著且[c2]顯著不為0，故不足以支持[b1c2≠0]。參考溫忠麟等（2004）[41]的方法，本文通過(guò)檢驗(yàn)“[H0：a1-c1=0]”是否成立來(lái)進(jìn)一步判斷中介效應(yīng)是否存在，[a1]表示[Xi，t]對(duì)[Yi，t]的總效應(yīng)，[c1]表示[Xi，t]對(duì)[Yi，t]的直接效應(yīng)，若原假設(shè)成立則表明總效應(yīng)與直接效應(yīng)相等，不存在中介效應(yīng)，反之則表明存在中介效應(yīng)。最終可求得[a1-c1=0.00079]，其標(biāo)準(zhǔn)誤[sa1-c1=0.00052]，進(jìn)一步計(jì)算出相應(yīng)的t值與P值分別為1.518與0.129，雖然P值大于10%的置信水平，但是與其相差并不大，因此本文仍然認(rèn)為中介效應(yīng)存在，即人民幣匯率波動(dòng)會(huì)通過(guò)就業(yè)渠道對(duì)收入不平等產(chǎn)生影響。值得注意的是，[b1]為負(fù)，表明人民幣匯率波動(dòng)的增強(qiáng)會(huì)降低就業(yè)增長(zhǎng)率;同時(shí)[c2]為正，表明就業(yè)增長(zhǎng)率的上升會(huì)擴(kuò)大收入不平等，這顯然與前文的分析相悖。一個(gè)合理的解釋是，在就業(yè)渠道的中介模型中同樣應(yīng)該考慮調(diào)節(jié)效應(yīng)，并以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為調(diào)節(jié)變量，因?yàn)樵诮?jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段，就業(yè)增長(zhǎng)率對(duì)收入不平等的影響可能是不同的。然而在加入調(diào)節(jié)變量后，式11中的[Xi，t]與[Xi，t×Wi，t]的相關(guān)系數(shù)、[Mi，t]與[Mi，t×Wi，t]的相關(guān)系數(shù)均大于0.980且在1%的置信水平上顯著，因此無(wú)法進(jìn)行有效探討。對(duì)于人民幣匯率波動(dòng)通過(guò)就業(yè)渠道對(duì)收入不平等產(chǎn)生正向還是負(fù)向影響這一問(wèn)題，本文仍然以第四節(jié)中的分析為準(zhǔn)。

通貨膨脹渠道的分析與就業(yè)渠道大致相同，最終可求得[a1-c1=0.00063]，標(biāo)準(zhǔn)誤[sa1-c1=0.00035]，進(jìn)一步計(jì)算出相應(yīng)的t值與P值分別為1.776與0.076，在10%的置信水平上拒絕了原假設(shè)，表明存在中介效應(yīng)。因此人民幣匯率波動(dòng)會(huì)通過(guò)通貨膨脹渠道對(duì)收入不平等產(chǎn)生影響，當(dāng)然第四節(jié)中的實(shí)證分析表明該渠道并非人民幣匯率波動(dòng)影響收入不平等的主要渠道。

（四）分組檢驗(yàn)

本文按照省級(jí)經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度對(duì)樣本進(jìn)行分組并檢驗(yàn)。首先，選取各省份經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度的中位數(shù)并進(jìn)行排序，各省份經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度由高到低依次為：廣東、江蘇、上海、北京、浙江、山東、福建、天津、遼寧、重慶、河南、河北、安徽、江西、湖北、廣西、黑龍江、湖南、云南、吉林、山西、陜西、海南、內(nèi)蒙古、甘肅、貴州、寧夏、青海。其次，選取前19個(gè)省份為中高經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度省份，選取后19個(gè)省份為中低經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度省份。最后，分別對(duì)這兩組數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果表明，中低經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度省份的面板模型估計(jì)結(jié)果與前文基本一致。但是對(duì)于中高經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度的省份而言，外商直接投資渠道的系數(shù)為負(fù)，且不顯著，本文認(rèn)為其原因主要有：一方面，匯率波動(dòng)的增加可能會(huì)促使外資企業(yè)在東道國(guó)設(shè)廠(chǎng)并增加外商直接投資（Cushman，1988）[42]，所以外商直接投資增長(zhǎng)率會(huì)上升，并會(huì)進(jìn)一步抑制收入不平等;另一方面，中高經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度省份的外商直接投資由來(lái)已久，可能有較為完備的措施來(lái)應(yīng)對(duì)人民幣匯率波動(dòng)，導(dǎo)致該渠道并不顯著。中高經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度省份面板模型中的就業(yè)渠道并不顯著，其原因可能在于：本文的就業(yè)變量為第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)增長(zhǎng)率，而中高經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度省份的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型較為深入，其第三產(chǎn)業(yè)規(guī)模相對(duì)較大，因此第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)或者就業(yè)增長(zhǎng)率的下降并不一定意味著收入不平等的擴(kuò)大，如果勞動(dòng)力從第二產(chǎn)業(yè)流入第三產(chǎn)業(yè)，則同樣有利于抑制收入不平等。

值得注意的是，對(duì)于中高經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度的省份而言，即使外商直接投資渠道、就業(yè)渠道與通貨膨脹渠道均不顯著，人民幣匯率波動(dòng)仍然會(huì)對(duì)收入不平等產(chǎn)生顯著影響，表明人民幣匯率波動(dòng)可能會(huì)通過(guò)其他未知渠道影響收入不平等，這也有待后續(xù)研究進(jìn)一步探討。

六、主要結(jié)論及建議

本文基于2006—2018年我國(guó)28個(gè)省份的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，探討了人民幣匯率波動(dòng)對(duì)收入不平等產(chǎn)生的影響以及影響渠道。研究結(jié)果表明，人民幣匯率波動(dòng)的增加會(huì)顯著擴(kuò)大收入不平等。具體而言，人民幣匯率波動(dòng)會(huì)通過(guò)外商直接投資渠道與就業(yè)渠道對(duì)收入不平等產(chǎn)生正向影響，而通貨膨脹渠道在統(tǒng)計(jì)意義上并不顯著，并非人民幣匯率波動(dòng)影響收入不平等的主要渠道。

因此，在有序推進(jìn)人民幣匯率市場(chǎng)化、人民幣匯率波動(dòng)逐漸增加的背景下，有必要采取措施阻滯人民幣匯率波動(dòng)影響收入不平等的兩個(gè)渠道，減輕前者對(duì)后者的負(fù)面影響?；诖?，本文提出如下建議：第一，穩(wěn)步推進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與擴(kuò)大就業(yè)，從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，這是降低收入不平等的根本之策。第二，促進(jìn)外匯市場(chǎng)的發(fā)展與完善，為跨國(guó)公司及出口企業(yè)提供更豐富的匯率避險(xiǎn)工具，以減小匯率波動(dòng)對(duì)其產(chǎn)生的負(fù)面影響。第三，加強(qiáng)勞動(dòng)力市場(chǎng)建設(shè)，完善失業(yè)人員培訓(xùn)保障機(jī)制，通過(guò)提供技術(shù)培訓(xùn)、發(fā)放補(bǔ)貼等方式，縮短低收入勞動(dòng)者的失業(yè)期，并確保其在失業(yè)期間的基本收入來(lái)源。第四，不斷提升教育資源投入，促進(jìn)教育公平，通過(guò)加大義務(wù)教育階段的補(bǔ)貼力度減輕低收入家庭的教育預(yù)算約束，增加低收入家庭子女接受高等教育的可能性（楊娟等，2015）[39]。

注：

①不包括四川省、臺(tái)灣地區(qū)、西藏自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)、香港地區(qū)和澳門(mén)地區(qū)。

②由前文分析可知，匯率水平也是影響收入不平等的因素之一，因此本文將省份名義有效匯率引入控制變量，具體可參見(jiàn)文中控制變量的選取。

③由于河北省尚未公布2019統(tǒng)計(jì)年鑒，故本研究采用該省份2017年的進(jìn)出口數(shù)據(jù)。

④由于數(shù)據(jù)獲取局限，北京與青海按照出口總額進(jìn)行計(jì)算。此外，上海、浙江、福建、海南與云南未公布分國(guó)別或地區(qū)的進(jìn)出口總額數(shù)據(jù)，而是分別公布了分國(guó)別或地區(qū)的進(jìn)口與出口數(shù)據(jù)，因此本文篩選出進(jìn)口與出口數(shù)據(jù)中相同的貿(mào)易國(guó)家或地區(qū)，然后計(jì)算其進(jìn)出口總額。

⑤2006—2018年，我國(guó)工業(yè)制成品出口額占總出口額的比重均在90%以上，數(shù)據(jù)來(lái)源為國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

⑥依次去掉北京、天津、山西、湖南、貴州與寧夏的數(shù)據(jù)。

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