海南大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院 韋開蕾 張沛鍵 王繼祥

城鄉(xiāng)收入差距的惡化影響了我國國民經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展和社會穩(wěn)定，已成為我國改革和發(fā)展過程中的重大問題之一，也成為政府、社會階層和學(xué)術(shù)界最為關(guān)注的焦點之一。要解決地區(qū)收入差距持續(xù)擴大問題首先要分析影響收入差距擴大的原因。隨著全球經(jīng)濟一體化的推進和外國直接投資(FDI)的持續(xù)增長，許多學(xué)者把地區(qū)收入差距和FDI聯(lián)系起來，部分研究認為FDI也是拉大中國地區(qū)收入差距的一個重要因素(Feenstra and Hanson，1997;Zhang 和 Zhang，2003;Fu，2004;Taylor and Driffield，2005;Choi，2006;Kevin H Zhang，2006;李夢杰和蔡茂森，2009;王宜琦，2010;于洋，2011;戴楓等，2007;王海軍和李愿宏，2011)，但也有研究表明FDI流入東道國的負面影響只是暫時的，最終還是會縮小東道國的收入差距(Nathan，2007;Jensen and Rosas，2007;Jin Furong，2009;陳怡等，2009;張廣勝和周娟，2009;張健，2010;韓慶萬和郝方龍，2011)。Wei等(2009)認為不是FDI本身擴大了中國地區(qū)間的收入差距，而是FDI在地區(qū)間的極度不平衡分布加劇了中國的地區(qū)收入差距。

現(xiàn)有文獻關(guān)于FDI影響中國地區(qū)收入差距的研究基本上是針對中國的東、中、西三個地區(qū)的經(jīng)濟收入差距來展開，鮮有把中國劃分為對東北、華北、華東等區(qū)域進行分析;此外，關(guān)于FDI對中國城鄉(xiāng)的收入差距影響的研究也少有涉足，本研究嘗試從這兩個方面做一個有益的探索。

一、FDI對中國城鄉(xiāng)居民收入差距影響的傳導(dǎo)路徑

根據(jù)相關(guān)理論和文獻資料整理，我們認為FDI主要從技術(shù)進步、就業(yè)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、貿(mào)易變動和區(qū)域集聚等5個路徑影響中國城鄉(xiāng)居民的收入水平。

(一)技術(shù)進步。

外資企業(yè)對本土企業(yè)帶來的技術(shù)外溢效應(yīng)主要表現(xiàn)為以下兩個階段:一是早期的負效應(yīng)。由于早期本土企業(yè)的綜合競爭力十分薄弱，導(dǎo)致了大量企業(yè)破產(chǎn)倒閉或被兼并;二是后期的正效應(yīng)。外資企業(yè)通過正向技術(shù)外溢效應(yīng)和外資的不斷流入，本土企業(yè)也在不斷地學(xué)習(xí)和成長，推動了中國經(jīng)濟的快速發(fā)展。

(二)就業(yè)結(jié)構(gòu)。

中國是世界人口最多的國家，有著充足廉價的勞動力。外資企業(yè)的進入提供了更多的就業(yè)機會，對提高居民收入有著積極影響。外資企業(yè)就業(yè)人數(shù)占全國總就業(yè)的比重逐年增長，從1990年的0.102%增長到2011年的2.812%。但由于中國勞動力具備的技能有顯著的分層現(xiàn)象，非熟練、低技能勞動力占據(jù)了絕對地位。這樣FDI通過就業(yè)結(jié)構(gòu)影響著勞動密集型產(chǎn)業(yè)中內(nèi)資企業(yè)與外資企業(yè)、非熟練勞動力與熟練勞動力之間的收入不均等。

(三)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

從中國三大產(chǎn)業(yè)吸收FDI的情況來看，F(xiàn)DI在產(chǎn)業(yè)選擇上有顯著特征:FDI流向農(nóng)、林、牧、漁、建筑業(yè)等的比重十分小，而在中國從事這類產(chǎn)業(yè)的絕大多數(shù)是低技術(shù)的農(nóng)村低收入勞動力。大部分FDI集中在勞動、技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)，其中制造業(yè)是典型的代表。第三產(chǎn)業(yè)FDI主要集中于關(guān)聯(lián)性較小的房地產(chǎn)行業(yè)、金融保險、租賃和服務(wù)業(yè)等，而這些行業(yè)又恰恰是高利潤行業(yè)。相比之下，這些行業(yè)勞動力的平均工資將遠超過像農(nóng)業(yè)、科教文衛(wèi)等低利潤行業(yè)勞動力平均工資，從而影響產(chǎn)業(yè)間勞動力收入水平差距。另外，近年來，由于政策的引導(dǎo)，增加了FDI對技術(shù)、知識密集型產(chǎn)業(yè)的投資，這樣對擁有高技能、懂管理的人才需求相應(yīng)會增加，而中國的高層次人才主要集中在沿海發(fā)達省份及地區(qū)。因此，F(xiàn)DI在一定程度上會通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響沿海地區(qū)與內(nèi)陸欠發(fā)達地區(qū)、高技能勞動力與低技能勞動力之間的收入差距。

(四)貿(mào)易變動。

投資、消費和出口是促進中國經(jīng)濟增長的三駕有力馬車，范言慧、段軍山(2003)通過對FDI與出口貿(mào)易相關(guān)性分析，得出兩者相關(guān)系數(shù)高達0.9，表明在出口貿(mào)易中外資企業(yè)做出了巨大貢獻。Goldberg和Klein(1999)指出當(dāng)FDI的流入會導(dǎo)致與其行業(yè)相關(guān)聯(lián)的行業(yè)要素流向該行業(yè)，增加了其產(chǎn)出和出口量，排擠其他行業(yè)的出口。但是，目前貿(mào)易自由化反而一定程度上加大了收入的不均衡。究其原因可能在于貿(mào)易的地區(qū)性差異和勞動力流動不足導(dǎo)致的。

(五)區(qū)域集聚。

中國吸收的FDI在東中西三條經(jīng)濟帶上的分布存在明顯差異。2010年東部地區(qū)實際吸收FDI金額約占中國實際使用金額的85%，中部與西部地區(qū)合計也只不過僅為15%左右，充分說明外商在選擇投資項目與投資區(qū)域時偏好選擇東部地區(qū)。FDI的區(qū)域聚集效應(yīng)會產(chǎn)生不同層次勞動力、不同地區(qū)勞動力之間收入差距，導(dǎo)致中國居民收入“馬太效應(yīng)”越來越明顯，從而影響中國城鄉(xiāng)居民收入及區(qū)域間收入差距的不均等。

二、模型和數(shù)據(jù)

(一)面板數(shù)據(jù)模型的類別與選擇。

實證研究中最基本的面板數(shù)據(jù)回歸模型有混合回歸模型、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型其中，常用的回歸模型形式見公式(1)。

其中，i=1，2，3，…，N，i為截面數(shù)，N 表示個體截面?zhèn)€數(shù);t=1，2，3，…，T，T 為個體截面的總觀測時間總數(shù);yit為被解釋變量;xkit下標(biāo)k表示第k個解釋變量，i表示橫截面，t為時間;βki為第i個截面上第k個解釋變量的回歸參數(shù);μit為隨機誤差項;αi為常數(shù)項。令 xit=(x1it，x2it，x3it，…，xkit)'，βi=(β1i，β2i，β3i，…，βki)'，μit隨機誤差項，滿足相互獨立、零均值、同方差為σ2的假設(shè)。式(1)為單方程面板數(shù)據(jù)模型的一般形式。可改寫為:

混合回歸模型(Pooled Regression Model)是以所有橫截面?zhèn)€體在各個不同時期的斜率和截距相同為前提，這樣就可以直接把面板數(shù)據(jù)混合在一起，用最小二乘法估計參數(shù)，得到有效估計量。但這一模型的最大缺點是假設(shè)解釋變量對被解釋變量的影響與橫截面?zhèn)€體無關(guān)，這在現(xiàn)實中不可行的，因此混合回歸模型應(yīng)用不廣。固定效應(yīng)模型(Fixed Effects Regression Model)假設(shè)橫截面?zhèn)€體之間的差異為截距不同，而斜率系數(shù)相同，即允許不同的橫截面?zhèn)€體的截距是不同的，但每一個體的截距在各個不同時期則保持不變。如果橫截面?zhèn)€體是隨機地被選擇出來以代表一個較大的總體，那運用隨機效應(yīng)模型(Random Effects Models)效果會更合理，隨機效應(yīng)模型與固定效應(yīng)模型一樣，通過允許截距變動來處理橫截面?zhèn)€體之間的差異，但截距變動的量是隨機的，運用隨機效應(yīng)模型可以有效減少要估計的參數(shù)，但如果隨機常數(shù)項有假設(shè)被證明不恰當(dāng)，得到的估計值可能會不一致。

由上述分析可知，面板數(shù)據(jù)是由橫截面和縱截面數(shù)據(jù)構(gòu)成。本研究的面板數(shù)據(jù)模型主要為探索研究FDI是否會對中國城鄉(xiāng)居民收入差距產(chǎn)生影響，影響程度如何。但是，在模型構(gòu)建過程中除了變量FDI以外，還引入經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、外貿(mào)依存度、人力資本、交通運輸能力等因素，由于中國各地區(qū)經(jīng)濟、社會發(fā)展的不均衡，地區(qū)間的這些因素有明顯差異，這不符合混合回歸模型的特征，因此不考慮此模型。另外，由表1的Hausman Test檢驗結(jié)果可以看出，該檢驗拒絕原假設(shè):隨機效應(yīng)模型中個體影響與解釋變量不相關(guān)。因此，本文選擇固定效應(yīng)模型進行后續(xù)研究。

表1 Hausman Test檢驗結(jié)果

(二)變量的選擇及數(shù)據(jù)的處理。

有關(guān)收入分配狀況的研究最具影響力的是美國著名經(jīng)濟學(xué)家?guī)炱澞?955年提出的“庫茲涅茨曲線”，后來的學(xué)者大多以此模型為基礎(chǔ)進行后續(xù)研究，結(jié)合經(jīng)濟發(fā)展的不同階段，引入不同的影響因素對居民收入分配進行分析。這些影響因素主要有:外資依存度、經(jīng)濟增長率、固定資產(chǎn)投資額、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人力資本、外貿(mào)依存度等。本文同樣基于庫茲涅茨基本模型，在引入這些因素的基礎(chǔ)上，重點探討FDI對中國城鄉(xiāng)居民收入差距的影響。

本文選取1990～2011年中國除西藏、臺灣、香港、澳門之外的29個省、直轄市、自治區(qū)的數(shù)據(jù)為樣本，其中，重慶和四川合并為一個樣本量進行分析。此外本文在前人研究的基礎(chǔ)上，探索性的將中國劃分為七大區(qū)域，分別為華北、東北、華東、華中、華南、西南和西北。其中，華北包括北京、天津、河北、山西和內(nèi)蒙古五省;東北包括遼寧、吉林和黑龍江三省;華東六省一市包括上海、江蘇、浙江、安徽、江西、福建和山東;華中包括河南、湖北和湖南;華南包括廣東、廣西和海南;西南包括四川、貴州、云南;西北包括陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。此外本文選取的變量說明如下:

1.各省城鄉(xiāng)居民收入差距(uririt)用各省城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入與農(nóng)村居民家庭人均純收入之比衡量，該比值越大，說明城鄉(xiāng)居民收入差距越大。

式中，下角標(biāo)i表示中國大陸29個省、直轄市和自治區(qū)，取值 i=1，2，3，…，29;t表示不同的年份，取值 t=1990，1991，…，2011。

2.各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平用人均地區(qū)生產(chǎn)總值衡量(pgrp)，并且為消除價格因素的影響，以2000年為基期進行了相應(yīng)的平減。同時引入平方項(pgrp2)，原因在于二者是研究收入分配均衡與否的最要控制變量之一。

3.外商直接投資(FDI)采用統(tǒng)計年鑒中各地區(qū)實際利用外資數(shù)額，并通過當(dāng)年的匯率進行折算，同時進行平減，得到以2000年為基期的不變價。此外，為了更詳細探討FDI與城鄉(xiāng)居民收入差距的相關(guān)關(guān)系，本文還引入了FDI的平方項與滯后項，重在研究FDI與城鄉(xiāng)居民收入差距是否也有倒“U”關(guān)系及滯后一期的FDI對當(dāng)期城鄉(xiāng)居民收入差距的影響，而不單單停留在二者是否相關(guān)的程度上進行研究。

4.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(pis)采用各地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重。由于農(nóng)業(yè)具有弱質(zhì)性使得農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重越來越小，但農(nóng)業(yè)又是國民經(jīng)濟的基礎(chǔ)，是農(nóng)民收入的主要來源，因此，提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、農(nóng)產(chǎn)品附加值和農(nóng)民收入息息相關(guān)。

5.人力資本(edu):用高等院校在校學(xué)生數(shù)衡量一個地區(qū)的人力資本情況。在1999年實行高校擴招政策之前，高技能、高層次人才十分匱乏，相比之下，低技能、低層次的勞動力卻十分充足。而外資企業(yè)的進駐及其所提供優(yōu)厚待遇，吸收了大批高技能人才，促使中國高技能人才與低技能勞動力之間的收入差距進一步擴大。1999年以后，各地區(qū)的中、高層次人才明顯增加，在一定程度上減輕了就業(yè)壓力和提高收入水平。

6.外貿(mào)依存度(trade)是研究一個國家或地區(qū)經(jīng)濟增長、貿(mào)易、吸引外資等情況的重要影響因素，用各地區(qū)出口總額占GDP的比例表示，此處用到的出口總額數(shù)據(jù)已經(jīng)過當(dāng)年美元兌人民幣平均匯率換算。

7.交通運輸能力(tran)在這里用每1000平方公里的貨物運輸平均運距來表示。本文參照姚樹杰、馮根生和韋開蕾(2006)的計量方法將鐵路、公路和水運轉(zhuǎn)換成統(tǒng)一計量標(biāo)準(zhǔn)，即鐵路貨物運輸平均運距×4.27+公路+水運貨物運輸平均運距×1.06。通常，一個地區(qū)的交通運輸能力，在一定程度上可以反映該地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r，并且FDI也更偏向于流向交通運輸能力強的地區(qū)。

(三)模型構(gòu)建。

縱觀相關(guān)收入分配影響因素的研究中，許多學(xué)者以庫茲涅茨的倒U模型為基礎(chǔ)，即urir=β0+β1lnpgrp+β2ln(pgrp)2+ μ。本文也利用了庫茲涅茨基礎(chǔ)模型并引入地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、外商直接投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動、人力資本、外貿(mào)依存度和交通運輸能力六個變量，構(gòu)建最終模型的函數(shù)形式如下:

其中，α0～α9為回歸系數(shù)，μit為隨機殘差項。

三、實證結(jié)果和解釋

(一)實證結(jié)果。

本文運用計量經(jīng)濟學(xué)軟件EView 6.0和Excel，將經(jīng)過處理的面板數(shù)據(jù)代入構(gòu)建的模型進行回歸分析，在回歸過程中，本研究已經(jīng)作了一定篩選，將一些不顯著且影響回歸結(jié)果的變量剔除。另外，由于篇幅有限，文中已將變量平穩(wěn)性檢驗過程略去，而只列出了回歸結(jié)果。具體回歸結(jié)果見表2。

表2 FDI對城鄉(xiāng)居民收入差距影響的全國總樣本和分區(qū)域面板數(shù)據(jù)模擬結(jié)果

(二)回歸結(jié)果分析。

1.經(jīng)濟發(fā)展水平:從全國總樣本分析，α1=0.0079，α2=-0.1031，且分別在10%和1%水平上顯著，說明中國城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟發(fā)展水平之間存在“倒U假說”的關(guān)系。不過目前仍處于拋物線的左側(cè)，隨著中國經(jīng)濟發(fā)展的不平衡，城鄉(xiāng)居民收入差距會繼續(xù)擴大。

從地區(qū)樣本分析看，除西北地區(qū)以外的其余六大區(qū)域的人均地區(qū)生產(chǎn)總值的檢驗均顯著，但通過檢驗的地區(qū)中東北、華東地區(qū)人均地區(qū)生產(chǎn)總值系數(shù)符號為負，說明該變量可以縮小該地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距，其他地區(qū)則相反。從貢獻率分析，東北地區(qū)最大為0.6777，西北最小為0.0185。模型中人均地區(qū)生產(chǎn)總值二次項情況，華中、西南和西北地區(qū)未通過檢驗，東北、華東和華南三地區(qū)的該系數(shù)符號為正，只有華北為負，說明東北、華東和華南地區(qū)在該模型下并不符合“倒U假說”，但這并不代表模型有問題，中國社會科學(xué)院的王振中也得出了否定庫茲涅茨“倒U假說”的結(jié)論，其實“倒U假說”只是用來分析經(jīng)濟增長與收入分配關(guān)系及預(yù)測發(fā)展趨勢的一種理論依據(jù)。

2.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動:全國總樣本中 α3=-0.0488，在1%水平下通過檢驗，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動可以縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。換言之，目前提高第一產(chǎn)業(yè)占比，可以有效增加農(nóng)民收入減少城鄉(xiāng)居民收入差距。

從地區(qū)樣本分析看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)這一變量在七大區(qū)域都通過了檢驗，并且系數(shù)符號只有華東地區(qū)為正，其余均為負。說明除了華東地區(qū)外其他地區(qū)提高第一產(chǎn)業(yè)比重可以不同程度縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。其中西北地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對縮小該地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入差距貢獻最大為0.3187，東北地區(qū)次之，華北地區(qū)最小為0.0521。

3.人力資本:α4=0.0412，系數(shù)為正，并且通過了1%顯著性水平檢驗，說明全國總樣本中人力資本加大了中國城鄉(xiāng)居民收入差距，但由于各地區(qū)、各省份的教育水平不同，其對城鄉(xiāng)居民收入影響也會產(chǎn)生差異。一般來講，經(jīng)濟越發(fā)達的地區(qū)其教育水平相對也較高，對教育的投入力度也越大。

在地區(qū)樣本回歸模型中，東北和華東地區(qū)人力資本對城鄉(xiāng)居民收入的影響與全國總樣本回歸結(jié)果相一致，都拉大了收入差距，并且東北地區(qū)對拉大收入差距影響最大達到了0.2148。華北、華中、華南和西南地區(qū)人力資本回歸系數(shù)為負，說明加大人才培養(yǎng)和引進力度在某種程度上可以縮小這些地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距。另外，西北地區(qū)人力資本對城鄉(xiāng)居民收入無顯著影響，究其原因在于西北地區(qū)各省經(jīng)濟相對落后，教育投入少，教育水平低。且高新技術(shù)企業(yè)落戶少，高技術(shù)人才十分匱乏，使得人力資本對城鄉(xiāng)居民收入無顯著影響。

4.外貿(mào)依存度:α8=0.0238，在1%水平下顯著，表明全國總樣本中外貿(mào)依存度對拉大中國城鄉(xiāng)居民收入差距有正向影響。主要原因在于各國存在保護政策，使農(nóng)產(chǎn)品出口類別和數(shù)量十分有限，中國出口主要以第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品為主，農(nóng)副產(chǎn)品和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品出口十分稀少;另外，中國出口貿(mào)易額地區(qū)間存在嚴(yán)重差異主要帶動城鎮(zhèn)經(jīng)濟發(fā)展，對農(nóng)村發(fā)展影響較小，特別是中部、西部地區(qū)。

從地區(qū)樣本分析看，華北、華東、華南和西北地區(qū)外貿(mào)依存度的回歸系數(shù)為負，表明其對城鄉(xiāng)居民收入差距有負向影響;華中地區(qū)的回歸系數(shù)為正，說明有正向影響;而東北和西南地區(qū)外貿(mào)依存度對城鄉(xiāng)居民收入無顯著影響。外貿(mào)依存度的貢獻率方面，華東地區(qū)最大為0.1041，華南次之為0.0795。這是由于華東地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較高，對外貿(mào)易來往頻繁，地理位置也好，交通運輸十分便利，有效地帶動了城鄉(xiāng)的發(fā)展;中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)的建立，有效地推進了華南地區(qū)與東南亞國家之間的貿(mào)易往來，特別是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易。至于東北和西南地區(qū)FDI通過外貿(mào)依存度對城鄉(xiāng)居民收入差距無顯著影響原因可能在于兩地區(qū)地處中國西部，本身經(jīng)濟就相對比較落后，引進的FDI數(shù)量，加上交通、人才、信息等因素的限制，使兩地區(qū)對外依存度在影響城鄉(xiāng)居民收入中無顯著作用。

5.交通運輸能力:α9=-0.0534，在1%顯著性水平下通過檢驗，說明全國總樣本中FDI可以通過交通運輸緩解城鄉(xiāng)居民收入差距。不過，從地區(qū)細分樣本來看，華北地區(qū)FDI會通過交通運輸加大城鄉(xiāng)居民收入差距，這是由于農(nóng)村的交通運輸能力沒有得到提高，嚴(yán)重阻礙了農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展。華南、西南地區(qū)交通運輸能力這一解釋變量沒有通過檢驗，原因在于西南地區(qū)主要包括云南省、貴州省和四川省，三省主要以高原等地勢為主，并且三省經(jīng)濟相對落后，人口眾多，以致變量在影響城鄉(xiāng)居民收入差距方面占據(jù)不了地位;華南地區(qū)FDI雖通過交通運輸能力對城鄉(xiāng)居民收入差距影響不顯著，但回歸系數(shù)符號卻是負，則說明在華南地區(qū)提高交通運輸能力對緩解城鄉(xiāng)居民收入還有一定作用。其余各地區(qū)交通運輸能力的提高都可以適當(dāng)縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，因此一定程度上，各地區(qū)不僅要提高本地區(qū)的運輸能力，還要加強地區(qū)間的運輸網(wǎng)建設(shè)。

6.外商直接投資:FDI及其相關(guān)變量與城鄉(xiāng)居民收入差距關(guān)系的探討是本研究的重點，根據(jù)回歸結(jié)果α5=-0.0664和α6=0.0060都在1%顯著水平通過檢驗，通過FDI一次項與二次項的參數(shù)符號可以說明在研究的29個樣本省份中，控制變量FDI與城鄉(xiāng)居民收入差距存在較為復(fù)雜的關(guān)系。按數(shù)學(xué)理論分析，此為開口向上的“U”形拋物線，表明開始時城鄉(xiāng)居民收入差距會隨著FDI的增加而縮小，到達最低點后，又會隨FDI增加而拉大。此外，全國總樣本中FDI滯后一期對城鄉(xiāng)居民收入的影響不顯著，回歸過程中已經(jīng)將其剔除。本文得出FDI與城鄉(xiāng)居民收入差距呈“U”形關(guān)系，且現(xiàn)階段處于拋物線的右側(cè)，其原因在于:(1)流入的FDI的質(zhì)量不斷提高，導(dǎo)致高技能勞動力需求量進一步上升;(2)FDI的區(qū)位、產(chǎn)業(yè)選擇性導(dǎo)致FDI主要集中于城鎮(zhèn)地區(qū)的制造業(yè)和服務(wù)業(yè)，而投向農(nóng)村農(nóng)業(yè)的FDI極少。

從地區(qū)細分樣本來看，七大區(qū)域FDI對城鄉(xiāng)居民收入的影響均未顯著，其中東北、華東地區(qū)FDI的回歸系數(shù)為正，其余均為負。表明東北、華東地區(qū)FDI的引入加大了城鄉(xiāng)居民收入差距。這其中的原因在于現(xiàn)階段正是引資結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型期，特別是華東地區(qū)已經(jīng)意識到以前的引資模式不能再為當(dāng)?shù)亟?jīng)濟服務(wù)，因而慢慢地從“引資”向“選資”轉(zhuǎn)變。大項目、高科技企業(yè)的引入就需要一批更優(yōu)秀的人才，這些勞動力價格又會上漲，從而擴大了收入差距。其余地區(qū)現(xiàn)階段可以通過加大引資力度來緩解城鄉(xiāng)居民收入差距。從FDI平方項看，只有華東地區(qū)的回歸結(jié)果與全國總樣本相似，華北地區(qū)FDI與城鄉(xiāng)居民收入差距卻有倒“U”關(guān)系，而東北、華中、華南、西南和西北地區(qū)在回歸模型中出現(xiàn)了不顯著現(xiàn)象。此外，F(xiàn)DI滯后一期只有在華北和華東地區(qū)通過檢驗，且系數(shù)符號為負，其余各地區(qū)均不顯著，在回歸過程中已將其剔除。華北和華東地區(qū)的回歸參數(shù)符號為負，說明兩地區(qū)前一期FDI投入會對當(dāng)年縮小城鄉(xiāng)居民收入差距起作用。

四、結(jié)論

從全國總樣本來看:在滯后一期的情況下，各變量的擬合優(yōu)度、顯著性水平都較好。回歸結(jié)果顯示，城鄉(xiāng)居民收入差距與人均地區(qū)生產(chǎn)總值符合庫茲涅茨的“倒U假說”，而FDI與城鄉(xiāng)居民收入?yún)s呈現(xiàn)“U”形關(guān)系。另外，F(xiàn)DI滯后一期沒有通過檢驗，其對收入差距無顯著影響。此外，在引入其他變量中，F(xiàn)DI會通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、交通運輸能力縮小城鄉(xiāng)居民收入差距;而通過人力資本、貿(mào)易拉大了城鄉(xiāng)居民收入差距。

從地區(qū)細分樣本分析:并不是所有區(qū)域的人均地區(qū)生產(chǎn)總值與城鄉(xiāng)居民收入差距存有倒“U”關(guān)系，回歸結(jié)果表明:(1)只有華北地區(qū)兩者存在顯著的倒“U”關(guān)系，而東北、華東和華南地區(qū)則存在“U”形關(guān)系，其余地區(qū)二者無顯著關(guān)系在回歸過程中已將該變量其剔除。(2)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面:華北、東北、華中、西南和西北地區(qū)FDI通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對縮小城鄉(xiāng)居民收入差距有顯著正向影響，華東地區(qū)FDI通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)卻加大了城鄉(xiāng)居民收入差距。(3)人力資本方面:華北、華中、華南和西南地區(qū)FDI通過人力資本對縮小城鄉(xiāng)居民收入差距有顯著正影響，而東北與華東地區(qū)FDI通過人力資本卻在一定程度上加大了收入差距，西北地區(qū)FDI通過人力資本對收入差距無顯著影響。(4)外貿(mào)依存度方面:FDI通過外貿(mào)依存度可以縮小華北、華東、華南和西北地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入差距，加大華中地區(qū)居民收入差距，對東北、西南地區(qū)收入差距影響不顯著。(5)交通運輸方面:FDI會通過交通運輸加大華北地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入差距，卻能縮小東北、華東、華中與西北地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距，對華南、西南地區(qū)影響并不明顯。(6)本研究重要控制變量FDI方面:除東北、華東地區(qū)FDI會加大城鄉(xiāng)居民收入差距外，其余各地區(qū)引入FDI對縮小城鄉(xiāng)居民收入差距都有明顯正影響。另外，華北地區(qū)FDI與城鄉(xiāng)居民收入差距之間存在倒“U”關(guān)系，華東地區(qū)FDI與城鄉(xiāng)居民收入差距存在“U”形關(guān)系，與全國總樣本一致;東北地區(qū)雖有正向關(guān)系但變量卻不顯著;其他地區(qū)由于不顯著已將變量剔除。在華北、華東地區(qū)FDI滯后一期卻有縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的作用，其他地區(qū)該變量都不顯著均已將其剔除。

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