王全意，田謹(jǐn)銘

（重慶理工大學(xué)經(jīng)濟金融學(xué)院，重慶 400067）

加入WTO以來，中國對外開放程度大幅提高，貿(mào)易依存度迅速由2001年的38%上升到2006年的64%。近年來，貿(mào)易依存度受國外金融危機和貿(mào)易模式轉(zhuǎn)變的影響雖然有所下降，但仍然居于40%以上的高位。得益于外向型經(jīng)濟的不斷發(fā)展，中國居民的收入水平大幅提高，與此同時，地區(qū)間的收入差距也引起了國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注，2015年全國31省市中仍有18個省市的居民人均可支配收入低于20 000元，不及上海市的一半①根據(jù)國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站數(shù)據(jù)得出。。

然而，與地區(qū)收入差距相比，更令人擔(dān)憂的問題是地區(qū)間居民收入格局的固化。如果貧困地區(qū)居民個體的收入始終處于全國居民收入序列的底層，發(fā)達(dá)地區(qū)居民個體的收入始終處于全國居民收入序列的頂層，貧困地區(qū)居民失去向序列上游靠近的機會才是最可怕的，因此，我們需要引入收入流動性的分析框架來分析一段時間內(nèi)地區(qū)居民在全國居民收入分配序列中的位置變動的機會大小。Krugman認(rèn)為，以終生收入衡量時，如果具有較高的收入流動性，那么給定任一年的截面不平等指標(biāo)（基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)等）就不是那么重要了［1］。對地區(qū)收入流動性展開研究，對維護中國社會的長期穩(wěn)定具有重要意義。

學(xué)者們在研究貿(mào)易開放與地區(qū)收入分配狀況的關(guān)系時，常常關(guān)注貿(mào)易開放與地區(qū)收入差距的關(guān)系，較少從定量的角度研究貿(mào)易開放對地區(qū)收入流動性的影響，各省貿(mào)易開放度的不同，會給各省居民提供不同的機會改變自身在全國居民序列中的收入地位。此外，自主創(chuàng)新將有助于出口模式的轉(zhuǎn)變，在中國政府大力推行創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的新背景下，R＆D投入在出口依存度對地區(qū)收入流動性質(zhì)量的影響中發(fā)揮怎樣的作用也是本文關(guān)注的一個重點。本文利用2003—2015年省級面板數(shù)據(jù)，對地區(qū)收入流動性進行測度，在此基礎(chǔ)上實證分析貿(mào)易開放度、R＆D投入對地區(qū)收入流動性的影響，以期從貿(mào)易開放的角度為治理我國地區(qū)收入分配問題提供對策建議。

一、文獻(xiàn)回顧

收入流動性的概念源于對收入差距問題的深入思考。在部分基尼系數(shù)長期高企的國家（如中國、美國等），人們并未觀察到社會的持續(xù)動蕩，學(xué)者們開始質(zhì)疑采用基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)截面指標(biāo)測度收入不平等的可靠性，從而轉(zhuǎn)向了對收入流動性的研究。Krugman認(rèn)為，如果考慮了收入流動性的影響，長期來看收入差距可能沒有靜態(tài)指標(biāo)所告訴我們的那樣嚴(yán)重，這可能是部分國家高企的收入差距與社會穩(wěn)定共存的原因之一［1］。

國外學(xué)者圍繞收入流動性的概念、測度方法展開了豐富的討論，其中Shorrock提出的收入轉(zhuǎn)換矩陣成為分析收入流動性問題的基石［2］。國內(nèi)文獻(xiàn)多在此基礎(chǔ)上進行拓展，對中國的各類收入流動性進行趨勢、影響因素分析，其中，中國營養(yǎng)與健康調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)因其具有追蹤的特點運用最為廣泛。如胡棋智等基于CHNS數(shù)據(jù)，以收入向上與向下流動的人數(shù)比率為收入流動性質(zhì)量的指標(biāo)研究了各階層居民經(jīng)濟地位的動態(tài)演化，研究表明，2000—2004年收入流動性最有利于多數(shù)人經(jīng)濟地位的改善，收入流動性質(zhì)量容易受到宏觀經(jīng)濟景氣程度的影響［3］。王洪亮等利用CHNS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，1997—2006年，居民收入向上流動的概率大于向下流動的概率，居民收入狀況更易改善，地區(qū)間收入流動性較小［4］。在影響因素方面，嚴(yán)斌劍等運用CHNS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，受教育程度、非農(nóng)就業(yè)程度、稅費負(fù)擔(dān)增加了農(nóng)村居民向上的收入流動性［5］。國內(nèi)學(xué)者對地區(qū)收入流動性的研究較少，王洪亮運用1978—2005年中國分省市分城鄉(xiāng)人均收入數(shù)據(jù)測算了區(qū)域收入流動性，研究發(fā)現(xiàn)區(qū)域收入流動性越來越低［6］。艾小青提出了采用收入比重測算區(qū)域收入流動性的方法，并利用分省在崗職工工資測度了中國區(qū)域收入流動性，研究發(fā)現(xiàn)2004—2007年區(qū)域收入流動性呈下降趨勢［7］。

通過梳理收入流動性相關(guān)文獻(xiàn)可知，國外學(xué)者對收入流動性概念、測度方法研究深入。國內(nèi)學(xué)者運用國外學(xué)者的理論成果對我國各類收入流動性的變化趨勢、影響因素進行了研究，但存在以下幾個方面的問題：（1）數(shù)據(jù)可得性差。國內(nèi)大型可追蹤的微觀數(shù)據(jù)缺乏，已有數(shù)據(jù)存在間隔時間不一致、覆蓋范圍較小，對收入流動性的測度結(jié)果的可比性產(chǎn)生了較大的負(fù)面影響。（2）國內(nèi)學(xué)者的研究中，城鎮(zhèn)、農(nóng)村、地區(qū)內(nèi)部的研究相對較多，少有從結(jié)構(gòu)性的角度來研究城鄉(xiāng)之間、地區(qū)之間的收入流動性。（3）在影響因素的研究中，微觀層面的研究較多，外貿(mào)等宏觀因素對收入流動性影響的研究相對較少，有待進一步研究。（4）已有兩篇地區(qū)收入流動性的研究中，均是以各地區(qū)收入人均值建立的收入轉(zhuǎn)換矩陣，其實質(zhì)仍是地區(qū)收入差距的動態(tài)變化的比較，無法反映不同地區(qū)居民個體在全國收入地位發(fā)生變化的概率。

對外貿(mào)易與收入分配的關(guān)系一直是國際經(jīng)濟學(xué)家關(guān)注的熱點。國外經(jīng)典的文獻(xiàn)主要以斯托爾珀-薩繆爾森（S-S）定理為基礎(chǔ)，由于各國的現(xiàn)實情況往往難以符合其嚴(yán)格的假設(shè)條件，S-S定理自提出之后就一直備受爭議。S-S定理在部分學(xué)者的研究中得到了驗證，如Krueger、Bhagwati基于S-S定理發(fā)現(xiàn)，發(fā)展中國家非熟練勞動力的相對收入將會增加，貿(mào)易自由化會減少發(fā)展中國家的收入差距［8-9］。部分學(xué)者認(rèn)為貿(mào)易開放擴大了發(fā)展中國家的收入差距，如Goldberg等研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化加劇了發(fā)展中國家內(nèi)部的收入不平等［10］。還有部分學(xué)者認(rèn)為國際貿(mào)易與收入差距的關(guān)系呈現(xiàn)倒U型，如Wood等、Dobson等研究發(fā)現(xiàn)，如果發(fā)展中國家自然資源為相對充裕資源而非技能工人為相對稀缺資源時，在經(jīng)濟發(fā)展的初期，貿(mào)易開放度的提高會加劇收入差距，隨著國際貿(mào)易的進一步發(fā)展，受益于政策、制度的完善，窮人的收入會逐步提高，進而導(dǎo)致收入差距的縮小［11-12］。國內(nèi)學(xué)者研究了貿(mào)易開放與地區(qū)收入差距之間的關(guān)系，Wan等、李斌等、張曙霄等研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開放加劇了中國的區(qū)域收入不平等［13-15］；顏銀根在新經(jīng)濟地理學(xué)框架下研究了貿(mào)易自由化、產(chǎn)業(yè)規(guī)模與地區(qū)工資差距的關(guān)系，研究表明，本地與國外市場接近并且產(chǎn)業(yè)份額相對較小時，貿(mào)易開放與區(qū)域間收入差距的關(guān)系呈倒U型，否則，貿(mào)易自由化會擴大區(qū)域間的收入差距［16］。

隨著研究的不斷深入，一些學(xué)者對國際貿(mào)易是造成收入差距的原因產(chǎn)生了質(zhì)疑，不少學(xué)者認(rèn)為技術(shù)進步在貿(mào)易開放對收入差距的影響中發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。如Krugman認(rèn)為，收入分配不平等的原因是技術(shù)進步而非國際貿(mào)易［17］。Feenstra等討論了國際分工對工資收入不平等的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易中間產(chǎn)品投入和技能偏向的技術(shù)進步降低了低技能勞動力的需求和工資水平，但增加了高技能勞動力的需求和工資水平，國際貿(mào)易拉大了收入差距［18］。

通過對貿(mào)易開放與收入差距的相關(guān)文獻(xiàn)進行梳理發(fā)現(xiàn)，首先，在貿(mào)易開放與收入分配之間的關(guān)系的研究中，國內(nèi)外學(xué)者多研究貿(mào)易開放與收入差距之間的關(guān)系，少有學(xué)者關(guān)注貿(mào)易開放對收入流動性的影響，因而有待進一步探索。其次，技術(shù)進步在貿(mào)易開放對收入差距的影響中起著重要作用。本文嘗試?yán)矛F(xiàn)有宏觀數(shù)據(jù)對地區(qū)間的收入流動性進行測度，研究貿(mào)易開放、R＆D對地區(qū)收入流動性的影響，將完善和豐富收入流動性相關(guān)研究的方法和內(nèi)容。

二、貿(mào)易開放對地區(qū)收入流動性影響的理論分析

傳統(tǒng)的貿(mào)易理論在分析貿(mào)易開放與收入分配問題時，粗略地將勞動力要素分為熟練勞動力和非熟練勞動力，以此分析二者之間的差異，其中一個隱含的假定是熟練勞動力、非熟練勞動力群體內(nèi)部是同質(zhì)的。事實上，現(xiàn)實條件難以滿足勞動力同質(zhì)這一假設(shè)，因此，本文假定同一地區(qū)內(nèi)部任何兩個勞動力之間均是異質(zhì)的，稀缺程度的不同決定其獲得的勞動報酬有所不同。該假定成立時，通過對勞動力報酬進行排序，可以建立全國居民構(gòu)成的收入轉(zhuǎn)換矩陣，為地區(qū)收入流動性的分析提供基礎(chǔ)。同時，我們假定自然資源異質(zhì)。

任何來自地區(qū)外部的經(jīng)濟沖擊都會影響居民收入水平，從而增大地區(qū)收入流動性，因此，我們提出假設(shè)1，并在實證分析中對其進行檢驗。

假設(shè)1：地區(qū)貿(mào)易開放度的上升增強了地區(qū)收入流動性

如果較大的地區(qū)收入流動性是由地區(qū)內(nèi)大部分居民在全國的收入地位下降引起的，這樣的地區(qū)收入流動性不能稱之為“好”的收入流動性。因此，本文還將分析貿(mào)易開放對地區(qū)收入流動性質(zhì)量的影響，在此，我們參照王洪亮對收入流動性質(zhì)量的定義［5］：

地區(qū)收入流動性質(zhì)量＝ln（向上的地區(qū)收入流動性／向下的地區(qū)收入流動性）

本文從出口模式演變出發(fā)，分析貿(mào)易開放對地區(qū)收入流動性質(zhì)量的影響：

在貿(mào)易發(fā)展的初期，自然資源往往是相對充裕要素，而勞動力為相對稀缺要素，根據(jù)H-O定理，貿(mào)易開放將會導(dǎo)致相對充裕要素的報酬提高，而相對稀缺要素的報酬將會有所降低。因此，在貿(mào)易開放的起點，大多數(shù)居民在全國的收入地位開始下降，少部分擁有較多自然資源的居民收入地位開始上升，此時的地區(qū)收入流動性小于零，且偏離較遠(yuǎn)。

在貿(mào)易發(fā)展的中期，以出口原材料為主的貿(mào)易模式開始轉(zhuǎn)向出口原材料的初步加工品，加工貿(mào)易的繁榮使得市場對非熟練工人的需求增加，進而提升地區(qū)熟練度較低工人的勞動報酬。在假定勞動力異質(zhì)的情況下，貿(mào)易開放作用的勞動力個體受熟練度影響存在先后順序，覆蓋的人口范圍由熟練度較低的人向熟練度較高的人逐步增加。隨著貿(mào)易模式轉(zhuǎn)變的加快，貿(mào)易開放通過該途徑使越來越多的非熟練勞動力的收入地位進入上升軌道，地區(qū)收入流動性質(zhì)量隨之上升，并由負(fù)逐步轉(zhuǎn)變?yōu)檎?/p>

在貿(mào)易發(fā)展的后期，制造業(yè)進一步發(fā)展，出口產(chǎn)品由技術(shù)含量較低的初級加工品轉(zhuǎn)變?yōu)楦郊又递^高的產(chǎn)品，市場對熟練勞動力的需求因此增加。出口產(chǎn)品開始由勞動密集型向資源密集型轉(zhuǎn)變，對資源的需求也增加，因此，占比較少的資源所有者和熟練度較高的勞動力供給者收入地位開始進入上升軌道，而占比較多的非熟練勞動力收入地位開始進入下降軌道，各類要素供給者個體有序地受此影響，該影響覆蓋的人口范圍也逐步增大。因此，在貿(mào)易發(fā)展的后期，貿(mào)易開放度的提升引起地區(qū)收入流動性質(zhì)量的下降，在技術(shù)水平、制度水平、人力資本等其他水平不變的情況下，甚至變?yōu)樨?fù)值。

根據(jù)上述分析結(jié)果，本文提出第二個假設(shè)：

假設(shè)2：出口依存度對地區(qū)收入流動性質(zhì)量的影響呈倒U型

新古典經(jīng)濟學(xué)認(rèn)為，技術(shù)進步是經(jīng)濟增長的源泉。因此，技術(shù)進步也會增加居民的收入水平，從而導(dǎo)致收入地位的上升。通過對文獻(xiàn)的分析我們發(fā)現(xiàn)，越來越多的學(xué)者認(rèn)為技術(shù)進步在貿(mào)易開放對收入分配的影響中發(fā)揮重要作用，R＆D投入強度的變化將提升自主創(chuàng)新能力。因此，我們提出假設(shè)3。

假設(shè)3：R＆D投入提升了出口依存度對地區(qū)收入流動性質(zhì)量的影響

三、地區(qū)收入流動性、地區(qū)收入流動性質(zhì)量測度及實證模型設(shè)定

（一）地區(qū)收入流動性、地區(qū)收入流動性質(zhì)量的測度

1.測度方法

本文對Shorrocks方法［2］進行拓展測度地區(qū)收入流動性，并借鑒王洪亮提出的方法計算地區(qū)收入流動性質(zhì)量［4］。

第一步，建立全國居民收入轉(zhuǎn)換矩陣。建立一個n×n的矩陣P，n為全國居民總數(shù)，設(shè)定其中的元素為kuv，u為初期的收入排位，v為末期收入排位。

第二步，對全國居民收入轉(zhuǎn)換矩陣進行分層。設(shè)定階層為 f（f＝1，2，3，…，m），因此，每層有個人，矩陣P被分割為矩陣A。因此，矩陣P也可以寫作：

其中Auv依次類推。

第三步，分離出各地區(qū)的收入轉(zhuǎn)換矩陣并計算地區(qū)收入流動性與質(zhì)量。對Auv中屬于i地區(qū)的元素進行計數(shù)，計數(shù)結(jié)果用Luv表示，并替換矩陣P中的Auv，得到i地區(qū)的收入轉(zhuǎn)換矩陣：

矩陣Pi中對角線右上方為兩期間i省所處收入階層向上提升的居民數(shù)量，左下方為i省兩期間收入階層下降的居民數(shù)量，對角線的人數(shù)之和是兩期間收入階層未發(fā)生變動的居民總數(shù)。下面兩個公式可以計算地區(qū)收入流動性（Mobility）與地區(qū)收入流動性質(zhì)量（ln Mobilityquality）。

2.數(shù)據(jù)選擇、數(shù)據(jù)來源及處理

第一，數(shù)據(jù)選擇。

大型微觀追蹤數(shù)據(jù)僅有CHNS、CFPS，其中CHNS存在的問題是間隔時間不一致，而CFPS是2011年設(shè)立，截至目前，可獲得的數(shù)據(jù)僅有三年，因此，以上兩類數(shù)據(jù)均難以測得時間序列可比的地區(qū)收入流動性。一個人在2～3年行業(yè)變動的可能性較低，因此，行業(yè)特征是短時間內(nèi)居民個人的天然標(biāo)記，本文假定單一細(xì)分行業(yè)中的居民個體在3年內(nèi)不發(fā)生變化，因此，可以通過行業(yè)平均工資和行業(yè)就業(yè)人數(shù)一定程度上復(fù)原全國居民的收入序列，以建立全國居民的收入轉(zhuǎn)換矩陣。

第二，數(shù)據(jù)來源及處理。

本部分測度地區(qū)收入流動性、收入流動性質(zhì)量的相關(guān)收入和工資數(shù)據(jù)均來自2003—2004年《中國勞動統(tǒng)計年鑒》中分地區(qū)（細(xì)）分行業(yè)城鎮(zhèn)就業(yè)人員平均工資及就業(yè)人數(shù)。

通過對數(shù)據(jù)進行處理①采礦（掘）類行業(yè)就業(yè)人數(shù)受各?。ㄊ小^(qū)）礦資源稟賦特征約束，細(xì)分行業(yè)部分省份的數(shù)據(jù)缺失較多，因此直接采用采礦（掘）業(yè)數(shù)據(jù)；橡膠和塑料合并；交通運輸設(shè)備、制造業(yè)合并；其他制造、廢棄資源合并；刪除金屬制品業(yè)；房屋、土木工程建筑業(yè)合并；建筑裝飾、其他建筑業(yè)合并；公交并入道路運輸業(yè)；管道運輸業(yè)缺失較多，刪除；住宿和餐飲合并；科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)用大類數(shù)據(jù)；公共管理、社會保障和社會組織用大類數(shù)據(jù)；2010年缺少的醫(yī)療制品、廢棄資源數(shù)據(jù)取2009年和2011年平均數(shù)；其他數(shù)據(jù)均采用均值插空法填補。，得到2003—2015年30個省份78個行業(yè)的數(shù)據(jù)，單個省份—行業(yè)截面上得到的樣本數(shù)為2 340個，樣本數(shù)量較大，適宜收入流動性的測度。

第三，測度與測度結(jié)果。

本文以t-1期和t+1期的收入數(shù)據(jù)測度t期的收入流動性，以期后續(xù)實證部分更好地擬合t期的相關(guān)宏觀因素指標(biāo)，測得的收入流動性在較長時間段內(nèi)的（2～3年）趨勢上的變化不會因時間的選擇存在較大差異。參照Stewart的做法［19］，由此產(chǎn)生的初始條件問題運用GMM加以解決。

在測度的第二步，對復(fù)原數(shù)據(jù)建立的全國收入轉(zhuǎn)換矩陣進行分層時，本文將各省各行業(yè)的收入數(shù)據(jù)進行排序，按堆積的人數(shù)等分為10個等級。某些省—行業(yè)樣本位于兩個階級交接處，我們統(tǒng)一將它們歸為較低收入階層，出現(xiàn)這種情況的個體占全體居民總數(shù)的比例不到0.1%，這樣的處理方法不會對結(jié)果造成實質(zhì)性影響，測度結(jié)果如表1。

表1 地區(qū)收入流動性與地區(qū)收入流動性質(zhì)量

續(xù)表（表1）

通過對地區(qū)收入流動性測度我們發(fā)現(xiàn)，從發(fā)展水平來看，東部沿海地區(qū)、北部沿海地區(qū)、南部地區(qū)大部分省份的收入流動性相對較低。我國所有的經(jīng)濟強省均位于這些地區(qū)，這說明在經(jīng)濟地位上游，不同地區(qū)之間的收入地位相對固化，落后省份居民在向收入頂端發(fā)起沖刺時存在巨大的壓力。結(jié)合地區(qū)收入流動性質(zhì)量來看，上述地區(qū)位于收入頂端的北京、上海、廣東收入流動性質(zhì)量向下，說明盡管其他省份居民追趕頂端地區(qū)居民收入水平較為困難，但在2004—2014年，其他省份與上述三?。ㄊ校┑拇蠖鄶?shù)人收入差距在縮小。

黃河中游、長江中游地區(qū)在2004—2007年表現(xiàn)出較好的地區(qū)收入流動性質(zhì)量，大多數(shù)居民擁有較大的機會提升自己的收入地位，與發(fā)達(dá)地區(qū)居民的收入差距持續(xù)縮小，但這一態(tài)勢在2008年發(fā)生分化，湖北省的表現(xiàn)較好。

東北三省的地區(qū)收入流動性較低，地區(qū)收入流動性質(zhì)量長期為負(fù)，大多數(shù)居民在全國的收入地位不斷惡化，這也與東北地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r相一致。

西部地區(qū)中，重慶、貴州、新疆、四川地區(qū)收入流動性質(zhì)量大多數(shù)年份為正，其他年份雖然為負(fù)數(shù)，但絕對值較小，地區(qū)居民的收入地位得到改善。

理工科高校通識教育存在的問題與改進對策 ………………………………………… 紀(jì)光欣，劉興波（5．108）

同時，大多數(shù)省份2004—2014年的極值出現(xiàn)在2008—2009年，舉兩個例子說明：北京市2009年地區(qū)收入流動性是0.35，為歷年最高，對應(yīng)的地區(qū)收入流動性質(zhì)量為-4.31，也是最低值，說明大多數(shù)北京居民的收入地位在2008—2010年顯著降低；而甘肅在2008年的收入流動性為0.20，歷年最低，收入流動性的方向在2008—2009年發(fā)生轉(zhuǎn)變。金融危機可能對地區(qū)收入流動性、地區(qū)收入流動性質(zhì)量產(chǎn)生重要影響，貿(mào)易可能是引起收入流動性及其質(zhì)量發(fā)生變化的一個重要原因。

（二）實證模型設(shè)定

1.貿(mào)易開放度對地區(qū)收入流動性影響的實證模型

根據(jù)理論分析，以地區(qū)收入流動性為被解釋變量構(gòu)建計量模型1如式（6），以驗證假設(shè)1：

其中：openit表示貿(mào)易開放度，αi為固定效應(yīng)常數(shù)項，εit為隨機擾動項。控制變量選取非均衡增長的絕對值（absdy）以表示該地區(qū)在全國收入水平地位的變化，?？迫藬?shù)占6歲及6歲以上人口比例（edu）以及FDI占GDP比例的對數(shù)值（ln fdi）。

2．出口依存度對地區(qū)收入流動性質(zhì)量的實證模型

被解釋變量為地區(qū)收入流動性質(zhì)量，基于理論部分對出口模式的推導(dǎo)，本文在此僅考慮出口對地區(qū)收入流動性質(zhì)量的影響，選取出口依存度（ln ex）、出口依存度的二次項（ln ex2）作為核心變量建立模型2如式（7），以驗證假設(shè)2。

根據(jù)文獻(xiàn)分析，本文還加入R＆D投入與出口依存度的交互項（ln ex×ln rd）作為核心變量建立模型3如式（8），以驗證假設(shè)3?？刂谱兞窟x取非均衡增長（dy），6歲以上專科人數(shù)比例的對數(shù)值（ln edu）以及FDI占GDP比例的對數(shù)值（ln fdi）。

3.初始條件及內(nèi)生性問題處理

Stewart指出，在收入流動性影響因素的研究中，GMM方法的運用可以解決可能存在的初始條件問題，貿(mào)易開放度的指標(biāo)和經(jīng)濟增長可能存在雙向因果關(guān)系。因此，本文建立動態(tài)面板模型，選取工具變量，采用GMM方法對模型進行估計，以同時解決可能存在的初始條件和內(nèi)生性問題。本文設(shè)定模型4—6如式（9）—（11）。

（三）數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計分析

以上所有數(shù)據(jù)均來自2004—2014年各省統(tǒng)計年鑒，描述性統(tǒng)計分析如表2。

表2 描述性統(tǒng)計分析

四、實證檢驗結(jié)果及分析

（一）貿(mào)易開放度對地區(qū)收入流動性的影響

為了考察貿(mào)易開放度對地區(qū)收入流動性的影響，我們先利用OLS對模型1進行估計，首先進行模型設(shè)定的檢驗，似然比檢驗和Hausman檢驗的P值均小于0．01，選用固定效應(yīng)模型對其進行估計，檢驗結(jié)果如表3。從估計結(jié)果來看，核心變量貿(mào)易開放度（open）在1%水平下顯著為正，假設(shè)1得到驗證，貿(mào)易開放提升了地區(qū)收入流動性。收入流動性的測度還沒有形成較為統(tǒng)一的認(rèn)識，其測度結(jié)果隨方法和數(shù)據(jù)選取的不同而不同，因此，我們不對系數(shù)進行定量解釋。

由于實證分析中可能存在內(nèi)生性問題和Stewart提到的初始條件問題，本文參照Stewart的做法，選取被解釋變量之后二階，出口貿(mào)易依存度的滯后一、二階為工具變量，采用差分GMM模型檢驗?zāi)Ｐ?，以確保本文的實證分析結(jié)果是穩(wěn)健的，回歸結(jié)果見表3。回歸方程通過了AR（2）、J檢驗（sargan檢驗）。差分GMM模型下，貿(mào)易開放度（open）在1%水平下顯著為正，控制變量的系數(shù)符號未發(fā)生變化，顯著性明顯強于靜態(tài)面板模型。

表3 貿(mào)易開放對地區(qū)收入流動性影響的實證結(jié)果

（二）出口依存度對地區(qū)收入流動性質(zhì)量的影響

首先對靜態(tài)面板進行估計，回歸結(jié)果如表4。模型2、模型3進行似然比和Hausman檢驗，P值均在0．1下顯著，選擇固定效應(yīng)模型，出口依存度的二次項（ln ex2）均為負(fù)，說明出口依存度對地區(qū)收入流動性質(zhì)量的影響為倒U形，假設(shè)2成立。模型2中，R＆D投入（ln rd）對地區(qū)收入流動性質(zhì)量的影響為正，但是在0．1水平下不顯著。模型3中加入了出口依存度和R＆D投入的交互項（ln ex×ln rd），實證檢驗結(jié)果表明，交互項系數(shù)為正，且在0.01水平下顯著為正，說明在R＆D投入和出口依存度的協(xié)同作用下，地區(qū)收入流動性質(zhì)量上升，假設(shè)3成立。

模型2回歸得到式（12）：

在式（12）中，對 ln ex求導(dǎo)得式（13）：

當(dāng)出口依存度為9．35%（ln ex＝-2．37）時，出口依存度對地區(qū)收入流動性質(zhì)量的影響達(dá)到最大值。

模型3回歸得到式（14）：

在式（14）中，對 ln ex求導(dǎo)得到式（15）：

當(dāng)R＆D投入強度位于均值水平（ln rd＝-4．55）時，出口貿(mào)易依存度為10．72%（ln ex＝-2．23），R＆D投入提升了出口依存度對地區(qū)收入流動性質(zhì)量的正面影響，并使拐點向右移動。

最后，我們對模型5、模型6進行差分GMM，J統(tǒng)計量（sagran統(tǒng)計量）的P值均在0.4以上，說明工具變量的選取不存在過度識別問題，Arellano-Bond檢驗中，AR（2）的P值均在0.35以上，不存在二階序列相關(guān)。從差分GMM模型回歸的系數(shù)來看，模型5中出口依存度的二次項（ln ex2）仍然為負(fù)，且在0.01水平下顯著，模型6中二次項（ln ex2）系數(shù)仍然為負(fù)，交互項系數(shù)仍然為正，均在0.05水平下顯著，與靜態(tài)面板模型無太大差異，這表明我們的實證結(jié)果是較為穩(wěn)健的。

表4 出口依存度對地區(qū)收入流動性質(zhì)量影響的實證結(jié)果

五、結(jié)論與對策建議

“機會公平”與“結(jié)果公平”同為“公平”的內(nèi)涵，地區(qū)貿(mào)易開放度的提升向省域內(nèi)居民釋放更多改變自身在全國收入位置的機會，地區(qū)收入流動性的存在一定程度上降低了過高地區(qū)收入差距對社會穩(wěn)定帶來的負(fù)面影響。

作為對地區(qū)收入流動性的補充，地區(qū)收入流動性質(zhì)量揭示了一段時間內(nèi)地區(qū)居民收入向上流動的概率與向下流動的概率之比，反映了地區(qū)較多人數(shù)在全國收入序列中的運動方向，刻畫了收入流動性的“好”“壞”。貧窮地區(qū)如果具有較高的地區(qū)收入流動性質(zhì)量，今天貧困地區(qū)的居民就會享有較大的機會在不久的將來超越相對富裕地區(qū)居民的收入，暫時的地區(qū)收入差距就不那么重要了。理論分析發(fā)現(xiàn)，隨著貿(mào)易的不斷發(fā)展，出口模式將經(jīng)歷資源出口、初級加工品出口到高附加值商品出口的轉(zhuǎn)變，出口依存度對地區(qū)收入流動性質(zhì)量的影響也隨之變化。在貿(mào)易發(fā)展的初期，出口依存度提升了地區(qū)收入流動性質(zhì)量，而在貿(mào)易發(fā)展的末期出口依存度降低了地區(qū)收入流動性質(zhì)量，因此，出口依存度對地區(qū)收入流動性質(zhì)量的影響呈倒U型。實證結(jié)果支持了這一結(jié)論，當(dāng)出口依存度為9.35%左右時達(dá)到倒U型曲線的拐點，R＆D投入強度、出口依存度在對地區(qū)收入流動性質(zhì)量的影響中存在交互作用，說明R＆D投入通過提升出口產(chǎn)品質(zhì)量間接地提高了地區(qū)收入流動性質(zhì)量，并使拐點向右移動至出口依存度10.72%左右。

本文的研究不僅為解釋貿(mào)易開放對地區(qū)收入流動性、地區(qū)收入流動性質(zhì)量的作用機理做出了新的理論和經(jīng)驗證據(jù)，而且為縮小地區(qū)收入差距和降低其負(fù)面影響提供了對策參考。本文的對策建議為：第一，對于貿(mào)易開放程度不高的地區(qū)，應(yīng)當(dāng)加大力度促進貿(mào)易的發(fā)展，增加地區(qū)居民提升在全國收入地位的機會，同時適當(dāng)促進研發(fā)投入。第二，對于貿(mào)易開放程度高，尤其是加工貿(mào)易發(fā)達(dá)的省份，更應(yīng)當(dāng)注重出口產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級，加大研發(fā)支出，提升出口商品的附加值，為地區(qū)內(nèi)更多的居民創(chuàng)造收入地位提升的機會。第三，沿海地區(qū)中低端出口企業(yè)的內(nèi)遷將有利于兩地居民收入地位的提升，因此，在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移中應(yīng)當(dāng)加大力度鼓勵東部外貿(mào)企業(yè)向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移。

本文利用分地區(qū)（細(xì)）分行業(yè)數(shù)據(jù)復(fù)原了全國城鎮(zhèn)職工的收入序列（覆蓋1.6～2億人），測度地區(qū)收入流動性，研究了貿(mào)易開放度、出口依存度等外貿(mào)指標(biāo)對地區(qū)收入流動性、收入流動性質(zhì)量的影響。但由于數(shù)據(jù)可得性的限制，學(xué)者們對收入流動性測度缺乏統(tǒng)一的指標(biāo)，盡管能對影響的方向做出合理的判定，但在定量方面，只能對曲線的形狀、拐點的位置進行較為準(zhǔn)確的估計，無法與其他學(xué)者的研究成果進行定量的比較分析。今后，隨著CFPS、CHNS等大型微觀面板數(shù)據(jù)的不斷完善，可在較為統(tǒng)一的測度標(biāo)準(zhǔn)下，就貿(mào)易開放對地區(qū)收入流動性的影響進行更加全面的定量研究。

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