跨国公司与国际投资
FD I的流入必然会扩大城乡收入差距吗?
刘渝琳
内容提要
*
滕洋洋
李后建
本文在理论分析 FDI如何影响城乡收入差距基础上, 基于 1992~ 2007 年间省级面板数
据的估计结果显示: FDI的流入能够抑制城乡收入差距的扩大趋势, 此外 FD I还是缩小城乡收入差距的 内生性变量。在控制变量中, 政府财政支出是扩大城乡收入差距的重要因素, 而经济增长和物质资本积 累却能够显著地缩小城乡收入差距, 人力资本积累和对外开放程度对城乡收入差距的影响却不显著。 关 键 词 作者单位 FD I 城乡收入差距 面板数据 重庆大学贸易与行政学院 文献标识码: A 文章编号: 100726964 [ 2010] 08210031920188
中图分类号: F 014 4 .
一、 引
言
响大多运用实证研究和经验分析的方法, 很少构建理论 模型进行分析。 2004年, Changkyu Choi采用来自世界 银行 119个国家 1993 ~ 2002 年的面板数据, 进行 FD I 与收入分配回归分析, 得出当 FDI占 GDP的比例提高 [ 9] 时, 基尼系数也相应扩大了的结论 ; 2003年范言慧和 段军山研究发现, FD I通过影响就业与产业结构、 全要 素生产率和资金的引力效应影响居民收入差距, 但是对 城镇居民间收入差距的影响远大于对城乡收入之间收 入差距的影响
[ 10]
近十年来, 中 国外商直接 投资 ( FDI) 一直稳步增 长, 与此同时, 外商直接投资与地区收入分布之间的关 系受到了广泛的关注。外商直接投资在带动收入增长、 就业促进、 技术进步和社会经济全面发展的同时, 还能 够减少贫困、 增加福利。因此, 政府制定的经济政策要 能够吸引足够的外商直接投资来改善社会收入分配状 态。然而这一观点 受到了大量学者的质疑 ( Saravana2 m uttoo N. , 1999 B asu, P. , Guariglia A. , 2005 ) , ; ,
[ 1~ 2]
; 2009 年 张广胜 和周娟选 择 1989 ~
。
随着 FD I流入的稳定增长, 中国的收入分配状态却不断 地恶化, 基尼系数不断上升, 2008 年达到 0. 4 以上, 这 似乎预示着 FDI的流入会显著恶化中国的收入分配。 从 1986 年开始, 中国城乡收入差距有逐年扩大趋势, 由 1986年的 2. 13倍扩大到 2008年的 3. 32倍。似乎我们 都认为, FDI的流入恶化了中国的收入分配, 但 FD I的 流入一定会扩大城乡收入差距吗? 理论界关于 FDI对 收入分配影响的研究开始于 20 世纪 70 年代, 主要从 FDI对地区 收入差 距影响 ( B lom stro 和 Kokko 2001; m , Bornal Bhandar, 2004) i 1996)
[ 5~ 6] [ 3~ 4]
2006年中国 30个省级行政区域面板数据, 运用 GMM 方法对 FDI与中国城乡收入差距不均等影响进行了较 为全面的实证研究, 发现 FD I通过推动贸易自由化扩大 了城乡收入差距, 但却通过调整产业结构和就业结构缩 [ 11] 小了城乡收入差距 。 然而农村 不良的投资 环境将会抑 制 FD I的 流入 ( A tk inson和 Brandolin i 2003) , 这就使得 FDI对城乡 收入差距的影响具有不确定性, 然而现实却亟需就 FD I 与城乡收入差距之间的关系做出评判, 因此本文的研究
* 教育部人文 社会科学 研究规 划项目 ( 09YJA790205) : 防范 / 增长
[ 12]
、 FDI对投资企业与内资企业 A itken et a. , l
[ 7~ 8]
性贫困 0的城乡收入差距差异评价与 矫正机 制研究; 首届 中国博 后科学 基金特别资助项目: FD I负效应与贫困化增长 (项目编号: 200801224)。 ?? 本文以中 国全面实行市 场经济的 1992年为数据 采集起点, 采用 31个省份 (不包括港澳台 ), 同时, 因为重庆 1997年成为直 辖市, 因 此 1992 ~ 1997年重庆市数据采用四川统计年鉴中关于重庆市的数据, 对参数估计 影响不大。
工 资 水 平 的 影 响 ( Driffield, 1996 ;
、 FDI对不同劳动力收入差距影响 ( Feenstra 等三
和 H anson, 1996; B lonigen 和 S laughter 2001 ) ,
个方面进行广泛研究。而关于 FD I对城乡收入分配影
5世界经济研究 6 2010 年第 8 期 # 63#
FDI的流入必然会扩大城乡收入差距吗 就显得非常重要了。基于此, 本文的贡献在于: ( 1 )借 鉴国外的理论模型并考虑中国二元经济体制的现实状 况, 分析 FD I如何影 响城乡收 入差距; ( 2 ) 运 用中国 1992~ 2007 年的 31个省级 ??面板数据进一步验证 FD I 对城乡收入差距的影响。 1- v * r
1/ v
ft =
hm t
*
( 4)
假定外商直接投资在边际产出 r 上具有完全供给 弹性, , 外商直接投资的时间变化函数为: fdit = f t +1 - ( 1- D t )f 有类型的资本折旧利率相同, 均为 D 。 将式 ( 4 ) 代 入 式 ( 2 ) 可 以 得 出 类 似 于 Rebel [ 14] ( 1991) 提出的工业生产部门线性生产函数。 ym t = 令: 1- v * r
1- v / v
( 5)
D表示资本折旧利率, 为了方便起见, 我们假设所
二、FD I对城乡收入差距的影响: 一个理论分析框架
本部分以 FD I流入引起工业部门和农业部门不平 衡增长为出发点, 借用 Paran tap Basu, A lessandra Guari2 glia模型 , 对 FDI如何影响我国城乡收入差距进行理 论分析。 1. 2 @ 2 @ 3模型假设 假设一个经济体系中存在两个部门和两个经济体: 农业部门 ( a )和工业部门 (m ), 农村经济体和城市经济 体; 农业部门集中分布在农村, 工业部门集中分布在城 市, 少量农业部门分布在城市。在时间 t内, 农业部门 通过原始劳动力 ( la t )、 人力资本 ( ha t )和土地进行生产, 产出为 yat; 工业部门通过原始劳动力 ( lm t )、 人力资本 ( hm t )和外资 ( f t ) 进行生产, 产出为 ym t, hm in 表示满足工 业部门生产所需要的最低人力资本。两部门的生产函 数是: yat = z( lat hat ) ym t = ( lm t hm t ) f 0
v 1-v t A [ 13]
1- v * r
1-v / v
hm t
*
( 6)
= Q, 若 Q - D r , 外商投资者 >
会继续进行投资。因此, 外商资本投资就是这个模型当 中经济体增长的关键。根据 Gollinet a. ( 2002) l 个经济结构体的即期效用函数为: U( cat, cm t ) = ca t = a + logcm t ?? X[ cat < a ?? cat \ a ??
[ 15]
这两
( 7)
aat和 cm t分别 对农产品和工业制成品的消费。 X表示满足经济个体生存的最低消费水平; ?? a 表示对农 产品的最大消费极限。没有达到 a 水平时, 所有的经济 ?? 个体只关心农产品消费; 一旦达到这个水平, 经济个体 因边际效用为零, 他们会转向工业制成品的生产与消 费。经济个体是以遗嘱继承的方式实现 间财产的 转移, 他们的最大化效用函数为: E0 BU (aat cm t ) t=
t
]
0< A 1 < hm t \hm in hm t < hm in 0< v< 1
( 1) ( 2)
( 8)
0< A< 1和 0< v < 1 分别 农业部门和工业部 门有效劳动供给, z 是农业部门全要素生产率 ( TFP )。 lat和 lm t表示劳动供给并且缺乏弹性, 且服从正态分布。 由于人力资本的初始分配, 农村 ( h0 < hm in ) 只能按照 生产函数式 ( 1 )进行生产, 而城市 ( h ( 1)和式 ( 2)均能进行生产。 定义满足一般线性投资技术在各个阶段对每个生 产部门中人力资本的提升: hj t+ 1 - ( 1- D)hjt = Ij t j= a, m. ( 3) Ij t为投资者在时间 t内对生产部门 j的投资, D为人 力资本折旧。因资本对利润追求的本质, FDI只投资于 工业部门, 固定成本为 F ( F \hm in )。均 态下, 经济 开放体中的利率与其固定租金价格是相等的, 为 r , 而 外商投资者利润的最大化条件是投资的边际产出等于 租金价格 r 。因此, 经济开放体对外商直接投资的需 求函数为:
# 64# 5世界经济研究 6 2010年第 8期
* * ( 2) 0 ( 1)
B是代际效用的折现。因农村的农业部门只能按 照生产函数 ( 1)来生产农产品, 并且农业部门所拥有的 初始 人力 资本 和生 产技 术不 能使 得产 量达 到 a, 即 ?? zh0 < a。因此, 农业部门的资源约束为: ?? cat + hat + 1 - ( 1- D)ha t = zha t
( 1) ( 1) ( 1)A ( 1)
( 9)
\hm in ) 按照式
城市可以按生产函数 ( 1)和 ( 2) 生产农产品和工业 制成品。在效用函数 ( 7)给定的情况下, 城市居民只消 费?? a单位的农产品, 因此他们不会生产大于 a 产量的农 ?? 产品。在时间 t内, 城市居民首先在工业部门和农业部 门分配初始人力资本: 将 I(m t ) 劳动力投入工业部门, Ia t 劳动力投入农业部门。生产 ym t 单位工业制成品和 ya t
( 2) ( 2) ( 2) ( 2) ( 2)
单位农产品。同时, 城市居民要消费 ?? a 单位农产品和 cm t 单位工业制成品。因此, 城市工业部门和农业部门 的资源约束为: hat + hm t = ht I I
( 2) mt (2) at ( 2) ( 2) ( 2) ( 2) m t+ 1
( 10) ( 11) ( 12)
+ ( 1- D)h
( 2) mt (2) at
=h
+ ( 1- D h )
= hat + 1
FDI的流入必然会扩大城乡收入差距吗 a + Iat = ya t ??
( 2) ( 2) ( 2) (2) ( 2) *
( 13) ( 14)
1+ rt =
cm t + Im t = ym t - r f t 将式 ( 4) 和式 ( 6) 式 ( 14), 可得: cm t + I t = v m 1- v 令: v * r
( 1-v ) /v ( 2) (2)
ya + ( 1- U)Q (hm in - ?? ) ( B[ 1+A - D ) Q ha ] ( 23) ( 2) t ya + (1- U Q (hm in - ha ) ( B[ 1+A - D ) ) Q ?? ] 从式 ( 23)我们可以看出, 1+ rt 随着时间的增长而
(2) t+ 1
1- v * r
( 1- v) /v
hm t
( 2)
( 15)
接近最大值 B[ 1+ A - D 。 ] 下面, 我们将 FD I与 GDP的比值定义为 FD I比率。 整理 ( 4)、 5)、 6) 、 20) 、 21)和 ( 22)式可得: ( ( ( ( fd it = 1- v v
1 /v
=A 是工业部门剔除外商资本成
本的全要素生产率。 城市居民将分配 ha 单位人力资本给农业部门, ?? 这些单位的人力资本能够生产出最大限度的农产品并 使得人力资本投资替代达到最大。即: z?? = a + D a ha ?? h ?? 由 ( 10) 、 15)、 16)得出城市生产部门的资源约束 ( (
( 2)A ( 2) ( 2)
[ B[ 1+A - D - ( 1- D) ] ] (ya /hm t ) + Q 1- U ( )Q
( 24)
随着 hm t增长, FD I比率 ( fd it )随时间而增长直到达 到一个上限 ?? H由下式给定: , H= 1- v * r
1 /v
[ B[ 1+A -Q ] - ( 1- Q ) ] Q 1- U)Q (
( 25)
表达式: cm t + ht + 1 - ( 1- D ht = Aht - (A - D ?? ) ) ha 2. FD I与城乡收入差距之间关系的机理
( 2) ( 2) ( 2) ( 2) (2)
显然, H> 0。因此, FD I比率和 GDP增长 关, 即: FD I能够促进经济增长。 由式 ( 22)、 23)得出: 随着 FDI不断流入工业部门 ( 并以 B[ 1+A - D ]的增长率增长, 而农业部门增长停滞, 导致农业部门与工业部门的不均衡发展, 工业部门占 GDP比重不断提高, 而农业部门则不断下降。事实上, 在 FDI流入农村具有完全供给弹性的情况下, 农村经济 体的工业部门以 B[ 1+ A - D 的增长率增长, 而农业部 ] 门增长停滞。随着 FD I流入农村经济体的工业部门, 使 其对农村人力资本提升的边际贡献大于城市 ( 基于现 有农村人力资本价值低于城市人力资本价值的现状 ) , 而在人力资本与其收入 关的一般规律下, FD I的引 入会显著缩小城乡收入差距。
( 17)
在开放经济体条件下, 如果没有 FDI的流入, 农村所拥有的初始人力资本和全要素生产率不能促使 农村农业部门向工业部门转变 ( h < hm in ), 同时假设农 ?? 业部门全要素生产 率不能生 产出足够 多的产 品, 即: zh0
(1) A
(1) at
根据效用函数 ( 7), 在 X< c 门面临的一阶条件是: 1= B[ A at+ 1 zh
( 1) A- 1
< a 时, 农村农业部 ?? ( 18)
+ 1- D ]
此时赋予农村原始的人力资本为: 1/ 1- A AB z ( 1)* ( 19) ha = 1- B( 1- D) 城市居民式 ( 8) 的最大化限制条件是 ( 17 )。在效 用函数限制条件下, 它的最优解 ht h
( 2) t (2) ( 2) ( 2)
三、FD I对城乡收入差距影响的实证检验
1. 计量方法选择 为了研究 FDI对城乡收入差距的影响, 我们建立对 数线性模型来减少变量对方程形式的敏感性 ( Ehrlich, 1975) 。 lnCR it = B + B lnFDIi t + ( lnX i t + L + Et 0 1 i i
[ 16]
必须满足:
t ( 2)
= ( hm in - ha ) ( B[ 1+A - D ) + ha ?? ] ??
( 20)
即 hm in > ha , 此时, 城市人力资本会逐步增长并 ?? 达到一个稳定的增长率: B[ 1+ A - D ] 如果要验证 FD I对城乡收入差距的影响, 还必须明 确 FD I对经济增长的影响。因此我们分析 GDP增长率 随时间变化 1+ rt 函数为: 1+ rt = yat+ 1 + Q 1- U)ym t+ 1 ( yat + Q 1- U)ym t ( ( 21)
( 26)
在式 ( 26)中, 城乡收入差距由 lnCR 表示, FDI表示 外商直接投资, X 表示模型中的控制变量, L 为各个地 i 区不可观测的个体效应。方程具体估计方法依赖于不 可观测效应 L 与解释变量之间的关系。由于 FD I对城 i 乡收入差距影响的复杂性, 我们对回归残差进行面板单 位根检验, 以避免变量的内生性问题。 为了反映两者关系受其他变量控制并测算各个解
?? 该结论是在土地自然 条件不变, 不存 在自热 灾害, 农村经济 体没 有完成农业部门向工业部门转变所需的人力资本积累的 条件, 同 时也没有 国家或者外来资本或技术投入支持, 是一种理想状态。
Q 表示工业制成品价格, ( 1 - U)表示城市生产的工 业品比例。综合式 ( 1 )、 16 )、 19 ), 我们得出, 无论是 ( ( 长期还是短期, 农产品产出量 ya 是固定 ??的: Az B yat = ya = U z 1- B( 1- D)
A/ 1- A
+ ( 1- U) z?? ha
( 2) A
( 22) 由式 ( 6) 、 20)、 22)和等式 ( 21) 可以得出: ( (
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FDI的流入必然会扩大城乡收入差距吗 释变量的系数, 我们在回归模型中逐步加入控制变量, 具体见表 1。另外, 为了检验回归结果的稳定性, 本文 首先采用 H ausm an 检验对外商直接投资、 全社会固定 资产投资以及对外贸易总额的内生性进行检验, 检验结 果表明, 三者都表现出弱内生性, 所以对这三个方程都 采用最小二乘法进行估计。在上述操作的基础上, 我们 继续对模型进行设定检验, 首先利用 F统计量的 对 方程采取固定影响模型还是混合模型进行了检验, 结果表明, 在 95 水平上通过检验, 在排除了混合模型 % 之后, 继续对固定效应模型还是随机效应模型进行了 H ausm an检验, 结果表明, H au s an 检验的概率值拒绝 m 了随机效应, 因此我们采用固定效应模型对式 ( 27 )进 行估计。 2. 指标选取与数据来源说明 经验研究中, 通常利用 CR, 即城镇实际可支配收入 与农村居民人均纯收入之比来 城乡收入差距之间 的变化, 城镇、 农村居民全年人均实际可支配收入分别 表 1
估计方法 POLS 模型 1 lnFD I - 0. 1078
***
用城镇、 农村居民全年人均可支配收入除以城市、 农村 居民消费价格指数消胀。其中, 变量 FD I用中国实 际利用的 外资额 来表 示。并采 用 GOV ( 政 府支 出 ) , FD ISM (员工数小于 50个的外资企业 ), KD (物质资本: 全社会固定资产投资与 FD I的差额 ), LABOUR (人力资 本: 普通高校在 人数 ), PGDP (经济增长水平: 人均 GDP ), TRADE ( 对外开放程度: 各地区贸易总额 )为控制 变量。本文所有指标数据来源于中国各省、 自治区和直 辖市的 1993~ 2008年统计年鉴。 3. 实证结果及解释 由于 FD I对城乡收入差距影响的复杂性, 我们对回 归残差进行面板单位根检验, 以避免变量的内生性问 题。并利用 F统计量的 对方程采取固定影响模型 还是混合模型进行了检验, 结果表明, 在 95 水平 % 上通过检验, 在排除了混合模型之后, 继续对固定效应 模型还是随机效应模型进行了 H ausm an 检验, 结果表 明, H ausm an检验的概率值拒绝了随机效应, 因此我们
FD I对城乡收入差距影响的面板数据回归结果
变量: lnCR EG LS 模型 2 - 0. 1137
***
POLS 模型 3 - 0. 0425
***
EG LS 模型 4 - 0. 0429
***
PO LS 模型 5 - 0. 0 391
***
EGLS 模型 6 - 0 0393 .
* **
PO LS 模型 7 - 0. 03 96
***
EGLS 模型 8 - 0. 0387
***
PO LS 模型 9 - 0. 034 8
***
EGLS 模型 10 - 0. 0372
***
POLS 模型 11 - 0. 0328
***
EGLS 模型 12 - 0. 0357
***
( 0. 0065 ) n l GO V 0. 0837
***
( 0. 0059 ) 0. 0129 6 ( 0. 0113 ) ) ) ) ) ) ) ) ) ) )
***
( 0. 0065) 0. 0758
***
( 0. 0063 ) 0. 0903
***
( 0. 0 065) 0. 1 428
***
( 0 0064 ) . 0 1398 .
* **
( 0. 00 65) 0. 14 79
***
( 0. 0065 ) 0. 1359
***
( 0. 006 8) 0. 148 7
***
( 0. 0065) 0. 1435
***
( 0. 0070 ) 0. 1483
***
( 0. 0069) 0. 1421
***
( 0. 0182 ) lnFD ISM ) ) ) lnKD ) ) ) lnPGDP ) ) ) lnTRAD E ) 0. 9479
***
( 0. 0141) 0. 6529*** ( 0. 0302) ) ) ) ) ) ) ) )
( 0. 0088 ) 0. 6637*** ( 0. 0313 ) ) ) ) ) ) ) ) )
( 0. 0 238) 0. 6 401*** ( 0. 0 300) - 0. 0 679
***
( 0 0214 ) . 0 6560* ** . ( 0 0317 ) . - 0 0521 .
**
( 0. 02 43) 0. 63 74*** ( 0. 03 02) - 0. 05 74
***
( 0. 0218 ) 0. 6602*** ( 0. 0320 ) - 0. 06128 ( 0. 0226 ) 0. 0138 ( 0. 0144 ) ) ) ) )
** *
( 0. 024 2) 0. 613 0*** ( 0. 031 8) - 0. 053 8
**
( 0. 2250) 0. 6478*** ( 0. 0333) - 0. 0588
***
( 0. 0242 ) 0. 6094*** ( 0. 0319 ) - 0. 0436
*
( 0. 0226) 0. 6441*** ( 0. 0338) - 0. 0534
***
( 0. 0 196) ) ) ) ) ) )
***
( 0 0205 ) . ) ) ) ) ) )
( 0. 02 21) - 0. 01 50 ( 0. 01 45) ) ) ) )
( 0. 022 0) - 0. 020 5 ( 0. 014 7) - 0. 023 8
**
( 0. 0227) 0. 0096 ( 0. 0147) - 0. 0133 ( 0. 0101) ) )
( 0. 0237 ) - 0. 0262
*
( 0. 0240) 0. 0070 ( 0. 0152) - 0. 0127 ( 0. 0101) - 0. 0030 ( 0. 0043) - 1. 5671
***
lnLABO UR
( 0. 0154 ) - 0. 0219
**
( 0. 010 2) ) )
***
( 0. 0104 ) - 0. 0048 ( 0. 0041 )
常数项 调整 R
2
0. 7125
***
- 1. 4907
***
- 1. 6083
- 1. 3 869
***
- 1 5289 .
* **
- 1. 56 97
***
- 1. 3736
- 1. 800 5
***
- 1. 5521
***
- 1. 8533
***
( 0. 0858 ) 0. 4897 28. 8243
( 0. 0509 ) 0. 4312 187. 8874 ) 448 不存在
( 0. 1259) 0. 7263 66. 8964 78. 6515 448 不存在
( 0. 1152 ) 0. 6848 324. 6954 ) 448 不存在
( 0. 1 279) 0. 7 445 65. 6 339 84. 5 435 448 不存在
( 0 1187 ) . 0 6886 . 2 84 1463 . ) 4 48 不存在
( 0. 21 89) 0. 73 32 62. 41 39 84. 72 54 448 不存在
( 0. 2010 ) 0. 6886 198. 6683 ) 44 8 不存在
( 0. 239 2) 0. 748 3 60. 315 8 88. 635 4 448 不存在
( 0. 2423) 0. 6891 166. 1164 ) 448 不存在
( 0. 2435 ) 0. 7361 57. 6801 89. 5372 448 不存在
( 0. 2434) 0. 6936 142. 2927 ) 448 不存在
F- 统计量
Period2 卡方值 68. 8757 样本数 残差单位 根检验 不存在 448
# 66# 5世界经济研究 6 2010年第 8期
FDI的流入必然会扩大城乡收入差距吗 采用固定效应模型对式 ( 26) 进行估计。 从表 1估计的结果来看, 在逐步加入所有的控制变 量以后, FDI对城乡收入差距负向影响的显著性始终是 不变的, FD I每上升一个百分点, 城乡收入差距就会减 少 3. 28~ 4. 29 个百分点, FD I流入之所以能够抑制城 乡收入差距扩大的趋势, 主要是因为 FD I的流入会显著 增加农村人力资本的积累, 缓解农村剩余劳动力对农村 贫困的压力。但 FDI流入农村时, 农村能够从 FD I的流 入中 获 得 比 城 市 更 多 的 利 益 ( M uhamm ad Shahbaz , [ 17] N aveed A a ir 2008) 。显然在 FD I的流入过程中, 农 m , 村经济的发展得到了良好的改善。另外, 从城市方面的 FDI流入来讲, 由于城市的人力资本边际已经接近了极 大值, 因此 FD I的流入不会带动城市人力资本更大幅度 的提升, 同时, 城市的劳动生产率在获得 FD I技术溢出 效应的过程中并不能得到比农村劳动生产率更大幅度 的改善, 由此可知, FD I流入农村以后, 对农村经济发展 的改善要明显大于 FD I流入城市对城市经济发展的改 善。显然, FDI的流入, 尤其是均匀流入农村可以从很 大程度上抑制城乡收入差距的扩大。 另外, 从模型估 各控制变量的系数来看, 政府 财政支出对城乡收入差距影响的估计系数为正, 且都在 99 的水平上显著, 表明政府的财政支出恶化了城乡收 % 入差距, 政府财政支出每增加一个百分点, 城乡收入差 距将会扩大 7 6~ 14. 6个百分点, 陆铭和陈钊 ( 2004)指 . 出, 地方财政支出的结构在很大程度上反映地方政府政 策倾向, 并进一步拉大城乡收入差距
[ 18]
状态完全抵消了。经济增长 (PGDP )在 POLS模型中的 估计系数是显著的, 并且为负, 而在 EGLS模型中的估 数却不显著, 因此经济增长对城乡收入差距的影响 是不确定的, 由库兹涅茨的倒 / U 0形收入 分配理论可 知, 在经济发展过程中, 城乡两个部门在收入水平上有 着显著差异, 农业相对于非农产业的劳动生产率不断下 降, 带来了城乡两个部门之间的收入差距扩大, 当经济 发展到中等收入水平之后, 城乡之间的收入不平等程度 才会随着经济增长而出现持续下降趋势; 从对外开放程 度在模型中的估计系数来看, 对外贸易开放程度对城乡 收入差距的影响是不显著的, 以往的研究也没有就对外 开放对城乡收入差距的影响得出一致的结论。 表 2 水平值面板单位根检验表
lnCR Levin, L in Chut & m I , Pesaran Sh in W 2stat & AD F Fish er C h i square 2 PP2Fish er C h i square 2 - 7 7362*** . - 7 2206*** . 163 403*** . 192 825 .
***
lnFD I
*** - 15. 3352 *** - 11. 9937
254. 160*** 317464***
表 3 FDI与城乡收入差距之间的格兰杰因果检验
滞后期 2 零假设 LN FD I不是 LN CR 格兰杰原因 LNCR 不是 LNFD I格兰杰原因 LN FD I不是 LN CR 格兰杰原因 LNCR 不是 LNFD I格兰杰原因 LN FD I不是 LN CR 格兰杰原因 LNCR 不是 LNFD I格兰杰原因 LN FD I不是 LN CR 格兰杰原因 LNCR 不是 LNFD I格兰杰原因 F 6. 2665 2. 5349 16. 8496 2. 5969 8. 5727 1. 5289 2. 57704 1. 63869 P值 0 0021 . 0 0805 . 3 E210 . 0 0521 . 1 E206 . 0 1932 . 0 0264 . 0 1493 .
3
; 员工数小于 50
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个的外资企业数 ( FD ISM )由于其资金有限, 对风险较为 厌恶, 而流入到农村的外商直接投资风险显然要高于城 市, 小型的外资企业只好把投资转向城市, 因此它们的 FDI技术溢出效应对城市的影响要更加显著一些, 对城 乡收入差距具有显著的恶化作用; 物质资本发展程度 (全社会固定资产投资与 FDI的差额 )对城乡收入差距 的估 数为负, 且在 90% 的水平上都是显著的, 这表 明, 物质资本的发展程度显著地抑制了城乡收入差距的 扩大趋势, 物质资本积累的不断增长, 使得农村逐渐地 具备了生产更高水平产品的生产要素, 从而促进了农村 经济的发展, 缩小了城乡收入之间的差距; 人力资本发 展程度 (在校大学生总人数 )在大部分估计模型中的系 数并不显著, 估计系数还存在着较大差异, 主要原因在 于, 近年来随着我国高校的扩展, 人力资本投资加大并 没有带来相应的资本回报, 教育投资的人力资本投资方 式并没有对农村居民收入的提高产生显著的正向影响, 这种 影响被现今教育的产出与经济结构不平
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在分析了控制变量及主要解释变量的基础上, 我们 将单独考察 FD I与城乡收入差距之间的关系, 首先对 lnFDI与 lnCR 进行面板单位根检验, 检验的结果汇报在 表 2中, 从表 2可知, lnCR 与 lnFDI是零阶单整的, 因此 可以直接检验 lnCR 与 lnFDI 之间的因果关系, 具体检 验结果见表 3。从表 3 得知, FDI都是城乡收入差距缩 小的格兰杰原因, 因此 FDI是城乡收入差距缩小的一个 内生性因素; 然而在 95% 的显著水平上, 我们接受城乡 收入差距并不是 FD I增加的格兰杰原因, 由此可知, 城 乡收入差距只能是 FDI增长的外生影响因素。
四、 结论与政策含义
通过对 1992~ 2007 年间中国 省级面板数据 的分
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FDI的流入必然会扩大城乡收入差距吗 析, 并且考虑了外商直接投资的内生性问题之后发现: ( 1) FD I是抑制城乡收入差距进一步恶化的内生性因 素, 同时, FD I对城乡收入差距具有长期的负向冲击影 响。当我们逐步加入控制变量来观测 FD I对城乡收入 差距的影响时, 结果仍然显示 FDI具有显著缩小城乡差 距的作用。 ( 2)本文进一步证实政府财政支出和小型 外商企业数量是扩大城乡收入差距的重要因素, 而经济 增长和资本积累能够显著地缩小城乡收入差距, 人力资 本积累和对外开放程度对城乡收入差距的影响不显著, 总的来说, FD I流入农村能够显著地促进农村经济的增 长, 从而缩小城乡收入差距。因此中国政府应该把外商 直接投资的方向引向农村, 使得外商直接投资的技术溢 出效应能够在农村发挥更大的作用, 从而消除二元经济 体制对中国经济增长造成的影响。另外由于非农业是 政府官员考核指标的增长源泉, 所以中国地方政府采取 了长期的城市倾向政策, 使得财政支出在两种经济体制 中不均 动而使得城乡收入差距的扩大呈现出明显 的 /马太效应 0。因此政府必须调整财政支出结构和流 向, 使得再次分配的福利能够达到 / 帕累托最优 0。此 外作为人力资本投资的主要方式 )) ) 教育投资并没有 显著地抑制城乡收入差距继续扩大的趋势, 因此政府必 须努力为提高人力资本投资的质量与结构均 制定 出行之有效的政策。
参考文献
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( 编辑: 段锡平 )
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N o 8, 2010( SerialN o 198) . .
W orld Econom y Study
w orld pr i ary comm odity i pacted Chinacs te r s o f trade s ignificantly and negatively bo th in the long2te r and short2ter m m m m m, and the w orld financ ia l crisis streng thened this trend. T rad e E conom ic G row th and Convergen ce An Emp irical Analysis based on ASEAN Pane lD ata ( 1990~ 2009) , : Zhu Junfeng Wang Jian ( 57) T h is artic le fo cuses on the trade deve lopm ent econom ic grow th and convergence of ASEAN. Part one discusses the trade de2 , ve lopm ent a ong A SEAN countr ies P art two investig ates econo ic gro th and GDP per capita of ASEAN m e bers T he third m . m w m . part establishes a pane lm odel to testify the co rre la tion bet een ASEAN trade indices and GDP gro th and econo ic convergence w w m . T he last part of this artic le g iv es conc lusions and som e opin ions about the future deve lopm ent of A SEAN. Can FDI Inflow Inevitab ly E xpand Tenden cy of the In com e G ap be t een U rban and Rura? w l L iu Yulin Teng Yangyang L iH oujian ( 63)
In th is pape r on the basis of theoretical ana ly zing how FD I affect urban2rura l incom e gap, using the pane l data o f prov ince , betw een 1992 and 2007 the results sho that FD I inflow can restrain the expanded tendency o f the incom e gap betw een urban , w and rura. Furthe r re FD I is the endogenous var iable of reduction o f the inco e gap be t een urban and rura . In the contro l l mo , m w l va riab les, fiscal expend itu re is the key factor o f the tendency of the inco e g ap betw een urban and rura, but the econom ic g row th m l and the physical capita l accum ulation can reduce the inco e gap between urban and rura l significantly W hile the hum an capita l m . accumu lation and the level o f open ing2up have no re arkab le i pact on the income gap betw een urban and rura . m m l The R esearch on Und er tak in g In ternational Tran sfer of Service industry and Prom otion of Ch inacs Serv ice Industrycs H uman Cap ital Fang H u i Wang M eng ting Q in Tao( 69) In recent yea rs, a long w ith the fast developm ent of serv ice industry , the pro otion o f undertak ing internationa l transfe r of m
service industry on the hum an cap ita l is appear ing Th is a rtic le first analyzes how the internationa l transfer of serv ice industry pro2 . m otes serv ice industrycs hum an cap ital in Ch ina theoretica lly and then we testify the con tex t e irically T he resu lt indicates that , mp . undertak ing interna tiona l transfer o f serv ice industry can promo te the dev elopment o f serv ice industrycs hum an capita l in Ch ina , and then w e propo se some re lated po licy suggestions . Emp ir ical R esearch on th e ad ju st en t Costs in the Process of Trade L iberalization against the Backdrop of In tern ationa l m E conom ic Integration A Case S tudy on th e E stab lish ent of China2Australia Free T rade Area : m Sun M eng Zhang B in ( 75) A ga inst the backdrop of internationa l econom ic integration, this paper m akes an emp irical research on the adjust ent costs m betw een Ch ina and A ustra lia in the process of trade libera lization from a m arg ina l intra industry trade approach. It first m easures 2 the m arg ina l intra industry trade level of 23 sectors dur ing 199222008 by A index. T hen it esti ates the trad ing per fo r ance and 2 m m ad justm ent costs of the ma in industrial sectors us ing B and S index separate ly and draw s consisten t conclus ions W e find tha t the . comprehens ive trad ing perfor ance o f m a in industrial sectors in Ch ina is acceptable and the ad just en t costs are re la tive ly low m m and need to i prove fur ther T he adjustm ent costs in the sectors of / m anufactures w ith m edium and high sk ill and techno logy in2 m . tensity0 are lower than tha t of / pr i ary comm od ities0 and / labour2intensive and resource2based m anu factures0. T he ad justm ent m costs of mo st / m anufactures w ith m edium and h igh skill and technology intens ity0 sec to rs take on a downw ard trend. An Analysis on Causes of the US D eb t row th M ode 2G H u Cu i X u Zhaoyuan X iao Sh en ( 82) W ith the Sub2loan crisis occurr ing, the w or ld w as beg inning to focus on the debt o f the U nited Sta tes In re tro spect o f the e2 . conom ic deve lopm ent w e can find that the econo ic g row th and the debt grow th w ere coex isting T he purpo se of th is pape r is to , m . revea l this phenom enon and to exp la in why the fact ex isted.
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