第一篇 外資溢出效應(yīng)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變

第一章 外資溢出對(duì)居民收入差距的非線性效應(yīng)

本章提要 理論上，外資溢出與居民收入差距之間可能存在非線性關(guān)系。運(yùn)用平滑轉(zhuǎn)移回歸模型進(jìn)行閾值協(xié)整檢驗(yàn)表明，外資溢出與全國(guó)基尼系數(shù)之間存在閾值協(xié)整關(guān)系；市場(chǎng)化水平低于0.668，外資溢出擴(kuò)大居民收入差距的作用接近或達(dá)到最大；市場(chǎng)化水平上升至0.668，外資溢出對(duì)居民收入差距的效應(yīng)發(fā)生非線性轉(zhuǎn)移；隨著市場(chǎng)化的推進(jìn)，2000年左右外資溢出對(duì)居民收入差距的作用發(fā)生質(zhì)的變化，2002～2010年外資溢出縮小居民收入差距的作用接近或達(dá)到最大。

第一節(jié) 引言

隨著對(duì)外開放不斷擴(kuò)大，流入中國(guó)的國(guó)際直接投資（簡(jiǎn)稱外資或FDI）越來越多，外資不僅推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定高速增長(zhǎng)，而且影響了居民收入分配。FDI進(jìn)入產(chǎn)生的溢出效應(yīng)是推進(jìn)中國(guó)市場(chǎng)化的重要力量，從就業(yè)比例看，外資進(jìn)入和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的變化趨勢(shì)基本上是一致的，1985～2010年外資經(jīng)濟(jì)單位就業(yè)占全國(guó)就業(yè)比例逐年上升，從0.012%上升到2.396%，非國(guó)有單位就業(yè)占全國(guó)就業(yè)比例不斷上升，從81.8%上升到91.4%，外資進(jìn)入產(chǎn)生的溢出效應(yīng)是居民收入差距變化的深層原因。外資進(jìn)入不僅使中國(guó)居民就業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生變化，而且通過技術(shù)溢出導(dǎo)致工資差異，進(jìn)而影響中國(guó)居民收入差距。一些學(xué)者從理論和實(shí)證兩方面深入研究了外資溢出對(duì)居民收入差距的效應(yīng)，外資溢出對(duì)中國(guó)居民收入差距具有正效應(yīng)還是負(fù)效應(yīng)，理論和實(shí)證研究一直存在爭(zhēng)議。理論和實(shí)證研究一致表明，外資溢出既可能擴(kuò)大收入差距，也可能縮小收入差距，因此，外資溢出對(duì)收入差距的影響是復(fù)雜的（何楓和徐桂林，2009）。

一 外資進(jìn)入通過改變經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)影響收入差距

外資進(jìn)入可以通過多種途徑影響居民收入差距，如FDI大量流入，非國(guó)有經(jīng)濟(jì)比例上升，擴(kuò)大了收入差距。因?yàn)橥赓Y經(jīng)濟(jì)的所有權(quán)本質(zhì)是私人所有，即使排除外方資本等要素收入對(duì)中國(guó)收入差距的影響，中國(guó)私人資本在合資和合作企業(yè)獲得的收入占總收入的比例隨著外資經(jīng)濟(jì)發(fā)展不斷提高，勞動(dòng)收入份額下降，收入差距擴(kuò)大。戴楓等（2007）、朱彤等（2012）、孔慶洋（2013）實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，外資經(jīng)濟(jì)擴(kuò)大了中國(guó)居民收入差距；周明海等（2010）認(rèn)為，外資企業(yè)的勞動(dòng)邊際產(chǎn)出遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于內(nèi)資企業(yè)，雖然工資較高，但是相對(duì)于企業(yè)效率，勞動(dòng)報(bào)酬偏低，資本報(bào)酬偏高，即勞動(dòng)收入份額顯著較低。

二 外資進(jìn)入促進(jìn)競(jìng)爭(zhēng)進(jìn)而影響收入差距

FDI大量流入必然增加勞動(dòng)力需求，在勞動(dòng)力市場(chǎng)均衡的條件下，F(xiàn)DI必然導(dǎo)致工資上漲。一方面，由于體制原因，中國(guó)勞動(dòng)力在相當(dāng)長(zhǎng)的一段時(shí)期內(nèi)無法充分自由流動(dòng)，因此這一結(jié)論在中國(guó)也是適用的。另一方面，外資進(jìn)入提高了市場(chǎng)化水平，加劇了市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，誘使內(nèi)資企業(yè)模仿外資企業(yè)建立現(xiàn)代企業(yè)制度、完善公司治理水平，內(nèi)資企業(yè)效率提高，工資水平上升，內(nèi)外資企業(yè)工資差距可能縮小。國(guó)外Lipsey和Sj?holm（2004）對(duì)印度尼西亞制造業(yè)的研究等證實(shí)了FDI拉動(dòng)本地企業(yè)工資上升的觀點(diǎn)。隨著FDI由中國(guó)沿海逐步北上西進(jìn)，F(xiàn)DI推動(dòng)了中西部工資水平的上升，有利于縮小收入的區(qū)域差距，戴楓（2010）選擇1997～2006年區(qū)域面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，證明了外資經(jīng)濟(jì)縮小居民收入?yún)^(qū)域差距的結(jié)論。

三 內(nèi)外資企業(yè)工資差距影響居民收入差距

外資企業(yè)一般建立了現(xiàn)代企業(yè)制度，有完善的激勵(lì)約束機(jī)制，按效率支付工資；而且為了吸收本地的勞動(dòng)力，外資企業(yè)傾向于支付高工資。內(nèi)資企業(yè)工資定價(jià)在改革開放后的較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)主要由行政決定，外資企業(yè)工資明顯高于內(nèi)資企業(yè)。內(nèi)外資企業(yè)工資差距擴(kuò)大了居民收入差距。Aitken et al.（1996）對(duì)墨西哥和委內(nèi)瑞拉的研究、Driffield和Girma（2003）對(duì)英國(guó)的研究，均支持外資企業(yè)工資高于本地企業(yè)的觀點(diǎn)。

四 外資進(jìn)入促進(jìn)就業(yè)進(jìn)而影響收入差距

FDI進(jìn)入為城鎮(zhèn)失業(yè)人員提供就業(yè)機(jī)會(huì)，增加了城鎮(zhèn)失業(yè)家庭的收入，有利于縮小城鎮(zhèn)居民收入差距；特別是外資企業(yè)消除了就業(yè)身份歧視，吸收了大量農(nóng)村勞動(dòng)力，增加了農(nóng)村居民家庭收入，有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。趙曉霞和李金昌（2009）的實(shí)證研究表明，外資進(jìn)入彌合了城鄉(xiāng)居民收入差距。周娟和張廣勝（2009）利用1989～2006年面板數(shù)據(jù)進(jìn)行的實(shí)證檢驗(yàn)，印證了這一觀點(diǎn)。

五 外資溢出影響居民收入差距

FDI通過技術(shù)溢出促進(jìn)本地企業(yè)技術(shù)進(jìn)步，增加對(duì)技術(shù)人員的需求，技術(shù)人員工資上升，收入差距擴(kuò)大。包群和邵敏（2008, 2010）兩次選擇36個(gè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)、許和連等（2009）利用中國(guó)制造業(yè)12180家企業(yè)1998～2001年面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，均驗(yàn)證了這一觀點(diǎn)。趙瑩（2003）檢驗(yàn)外資溢出對(duì)基尼系數(shù)的作用表明，外資溢出效應(yīng)擴(kuò)大了收入差距。周明海等（2010）的研究不僅強(qiáng)調(diào)了外資促進(jìn)內(nèi)資企業(yè)發(fā)展，擴(kuò)大了國(guó)內(nèi)投資，資本報(bào)酬比例上升擴(kuò)大收入差距，而且認(rèn)為外資企業(yè)勞動(dòng)總報(bào)酬偏低導(dǎo)致平均工資水平高，高工資的溢出效應(yīng)擴(kuò)大了居民收入差距。外資進(jìn)入產(chǎn)生的示范效應(yīng)促進(jìn)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展，吸收了大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力，擴(kuò)大農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距；同時(shí)FDI分布不均衡，擴(kuò)大居民收入的區(qū)域差距。

外資溢出既可能擴(kuò)大居民收入差距，也可能縮小收入差距。一些學(xué)者研究指出外資溢出對(duì)東道國(guó)工資的影響受多種因素的制約，李雪輝和許羅丹（2002）認(rèn)為地區(qū)市場(chǎng)條件和勞動(dòng)力市場(chǎng)結(jié)構(gòu)差異制約外資溢出對(duì)內(nèi)資企業(yè)工資的溢出效應(yīng)；許和連等（2009）的實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn)，在不同條件下，外資溢出對(duì)內(nèi)資企業(yè)工資的影響存在顯著差異。現(xiàn)有研究成果基本上選擇線性模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，無法驗(yàn)證外資溢出對(duì)居民收入差距作用的復(fù)雜性。何楓和徐桂林（2009）通過構(gòu)造FDI平方項(xiàng)的方法檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI技術(shù)溢出與城鄉(xiāng)收入差距呈倒U形關(guān)系，彌補(bǔ)了線性模型的缺陷。但是構(gòu)造FDI平方項(xiàng)的方法檢驗(yàn)FDI對(duì)收入差距作用的變化同樣存在缺陷：第一，僅能檢驗(yàn)FDI技術(shù)溢出對(duì)收入差距的作用隨利用FDI水平變化而可能發(fā)生的變化，無法檢驗(yàn)FDI技術(shù)溢出對(duì)收入差距的作用隨其他因素變化而發(fā)生的變化；第二，這一方法僅能檢驗(yàn)FDI技術(shù)溢出對(duì)收入差距作用可能發(fā)生質(zhì)的變化，無法檢驗(yàn)效應(yīng)不發(fā)生質(zhì)變條件下效應(yīng)大小變化；第三，特別是，不能檢驗(yàn)FDI技術(shù)溢出與收入差距的閾值協(xié)整關(guān)系，不能排除偽回歸的可能。為彌補(bǔ)現(xiàn)有研究的不足，本章擬運(yùn)用平滑轉(zhuǎn)移回歸模型，以市場(chǎng)化水平為閾值變量，對(duì)1982～2010年FDI技術(shù)溢出與全國(guó)居民收入差距之間的關(guān)系進(jìn)行閾值協(xié)整分析，考察FDI技術(shù)溢出對(duì)居民收入差距的長(zhǎng)期效應(yīng)是否在市場(chǎng)化低于某一水平時(shí)發(fā)生非線性轉(zhuǎn)移，以科學(xué)地回答如何利用FDI縮小收入差距這一重大現(xiàn)實(shí)問題。因此，這一研究不僅具有重要的理論意義，而且具有重大的現(xiàn)實(shí)價(jià)值。

第二節(jié) 外資溢出影響居民收入差距的閾值模型

一 閾值模型的構(gòu)建

理論分析表明，外資溢出對(duì)居民收入差距的效應(yīng)可能隨某一因素變化而變化，因此我們將外資溢出影響基尼系數(shù)的計(jì)量模型初步設(shè)定為閾值模型。除了市場(chǎng)化和外資溢出外，影響居民收入差距的因素有很多，借鑒陸銘和陳釗（2004）、王小魯和樊綱（2005）的實(shí)證模型，我們選擇城鎮(zhèn)化水平（表示為urban）、資本形成率（表示為kr）和對(duì)外開放水平（表示為open）作為模型的控制變量。為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，我們采用逐步增加控制變量方法進(jìn)行實(shí)證分析，因此，構(gòu)建閾值模型如下。

t表示第t（t＝1982, …, 2010）年，G為全國(guó)居民收入差距，常用基尼系數(shù)反映；fdi表示外資參與度，反映技術(shù)溢出，是模型關(guān)鍵解釋變量。F（markt－d, λ,θ）是機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)（其中markt－d為閾值變量），刻畫外資溢出對(duì)基尼系數(shù)的非線性關(guān)系及可能發(fā)生的非線性機(jī)制轉(zhuǎn)移；d表示機(jī)制發(fā)生轉(zhuǎn)移的位置參數(shù)，其作用是確定機(jī)制轉(zhuǎn)移的時(shí)點(diǎn)或位置；λ表示機(jī)制轉(zhuǎn)移速度的參數(shù)。如果F（·）趨近0，外資溢出對(duì)基尼系數(shù)的效應(yīng)服從第一機(jī)制，效應(yīng)由估計(jì)的α2刻畫；如果F（·）趨近1，外資溢出對(duì)居民收入差距的影響服從第二機(jī)制，效應(yīng)由α2+β2刻畫；如果F（·）∈（0, 1），外資溢出對(duì)基尼系數(shù)的效應(yīng)在兩種機(jī)制間平滑［決定于F（·）的值］轉(zhuǎn)換，效應(yīng)由α+ F（·）×β刻畫。θ是市場(chǎng)化水平變化的閾值參數(shù)，εt為殘差項(xiàng)。如果模型（1－1）至模型（1－3）中的所有變量為I（1）序列，且估計(jì)殘差不存在單位根，模型（1－2）至模型（1－3）則是閾值協(xié)整模型，外資溢出與基尼系數(shù)之間的關(guān)系是非線性的長(zhǎng)期閾值協(xié)整關(guān)系。

二 變量測(cè)度

市場(chǎng)化水平通常可以用資本、產(chǎn)值和就業(yè)三個(gè)維度反映。由于中國(guó)各種統(tǒng)計(jì)資料中僅有企業(yè)的產(chǎn)值，沒有提供黨政團(tuán)事業(yè)單位的產(chǎn)值，而黨政團(tuán)事業(yè)單位工資水平與其他單位存在較大的差距，是形成居民收入差距的重要原因。因此，不同所有權(quán)性質(zhì)的企業(yè)產(chǎn)值不能準(zhǔn)確反映市場(chǎng)化水平變化，否則可能導(dǎo)致實(shí)證模型估計(jì)的偏誤。邊燕杰和張展新（2005）主張從就業(yè)和投資兩方面測(cè)度市場(chǎng)化，因此我們用非國(guó)有單位就業(yè)比例和投資比例綜合反映市場(chǎng)化水平的變化。借鑒畢先萍和簡(jiǎn)新華（2002）的方法，市場(chǎng)化水平用非國(guó)有經(jīng)濟(jì)單位固定投資占全國(guó)固定投資的比例和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)單位就業(yè)占全國(guó)就業(yè)的比例平均值測(cè)度。我們沒有采用外資經(jīng)濟(jì)比例測(cè)度外資參與度，原因有二：第一，沒有20世紀(jì)80年代中期以前外資經(jīng)濟(jì)單位統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)；第二，一般而言，外資參與度與市場(chǎng)化水平高度相關(guān)，即二者存在強(qiáng)共線性，為避免這一問題對(duì)計(jì)量模型估計(jì)帶來的影響，采用當(dāng)年利用FDI數(shù)量占GDP的比例測(cè)度外資參與度（用fdi表示），其中FDI按年均匯率折算為人民幣。測(cè)算基尼系數(shù)的方法很多，其中測(cè)算城鎮(zhèn)居民或農(nóng)村居民收入內(nèi)部差距的方法較為成熟，但是測(cè)算全國(guó)基尼系數(shù)的成果不多，基尼系數(shù)直接采用我們前期研究成果的數(shù)據(jù)（詳見唐未兵、傅元海，2013）。資本形成率數(shù)據(jù)來自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，城鎮(zhèn)化用城鎮(zhèn)人口的比例衡量，對(duì)外開放水平用進(jìn)出口額占GDP的比例度量。

第三節(jié) 實(shí)證檢驗(yàn)

為提高模型（1－1）至模型（1－3）估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性，首先必須判斷模型解釋變量的共線性程度，然后確定模型的具體形式，再進(jìn)行閾值協(xié)整檢驗(yàn)。閾值協(xié)整模型首先要求解釋變量服從單位根過程，其次需要確定機(jī)制發(fā)生轉(zhuǎn)移的位置，再次確定解釋變量與被解釋變量是否存在非線性關(guān)系及其轉(zhuǎn)移函數(shù)類型。依據(jù)這些要求逐步對(duì)模型解釋變量及模型設(shè)定進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)。

一 共線性檢驗(yàn)

用時(shí)間序列數(shù)據(jù)測(cè)度的解釋變量容易出現(xiàn)高度共線性，模型可能因此出現(xiàn)奇異矩陣而無法估計(jì)，即使不存在奇異矩陣，估計(jì)結(jié)果也可能存在偏差。利用相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，mark分別與urban、open、kr、fdi的相關(guān)系數(shù)分別為0.9764、0.8830、0.7451、0.4173, urban與 open、kr、fdi的相關(guān)系數(shù)分別為0.8948、0.7986、0.3212, open與 kr、fdi的相關(guān)系數(shù)為0.7468、0.4184, kr與fdi的相關(guān)系數(shù)為0.3213。初步認(rèn)為部分解釋變量之間存在強(qiáng)共線性。

進(jìn)一步利用Satterjee et al.（2000）提出的方法進(jìn)行診斷表明，模型（1－1）至模型（1－3）解釋變量的主成分分析的特征根倒數(shù)和分別為56.8440、84.3729、87.4455，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于解釋變量數(shù)目的5倍。因此，模型（1－1）至模型（1－3）的解釋變量共線性程度非常高。利用Kumar（2002）降低解釋變量共線性的方法，分別以urban、open、kr為被解釋變量、mark為解釋變量進(jìn)行回歸，得到的相應(yīng)殘差分別替代urban、open、kr，分別表示為urbans、opens、krs。調(diào)整后的解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)最高不超過0.493，特別是通過對(duì)模型調(diào)整后的解釋變量進(jìn)行主成分分析，得到特征根倒數(shù)和均不超過解釋變量的1.6倍，表明解釋變量的低共線性不會(huì)影響模型（1－1）至模型（1－3）估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性。

二 單位根檢驗(yàn)

對(duì)模型變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)表明，G、mark、fdi、urbans、opens和krs的ADF統(tǒng)計(jì)量均大于5%顯著水平下的臨界值，這些變量的一階差分ADF統(tǒng)計(jì)量均小于5%顯著水平下的臨界值。因此，這些變量均存在單位根，但一階差分是平穩(wěn)的，即所有變量均是I（1）序列。

三 滯后階的確立

Granger和Ter?svirta（1993）將機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)分為L(zhǎng)ogistic型和Exponential型兩類。兩類轉(zhuǎn)移函數(shù)均可以近似表示為在原點(diǎn)按三階展開的表達(dá)式：

將（1－4）式分別代入模型（1－1）至模型（1－3）進(jìn)行最小二乘估計(jì)。Dijk et al.（2002）、王少平和歐陽(yáng)志剛（2008）等認(rèn)為，一般依據(jù)AIC值最小、調(diào)整的R2和F統(tǒng)計(jì)量最大原則確定機(jī)制發(fā)生轉(zhuǎn)移的位置參數(shù)d。上述原則必須以閾值協(xié)整模型為前提，否則應(yīng)服從閾值協(xié)整原則確定d。分別對(duì)模型（1－1）至模型（1－3）進(jìn)行回歸，相關(guān)結(jié)果見表1－4。

由于本章樣本較小，取d最大值為3。模型（1－1）和模型（1－2）均取d＝2, AIC雖然不是最小，但是和F值最大。依據(jù)AIC、和F值，模型（1－3）取d＝1，但是閾值協(xié)整統(tǒng)計(jì)量為5.98，大于5%顯著水平下的臨界值，殘差存在單位根，說明取d＝1拒絕解釋變量與基尼系數(shù)存在閾值協(xié)整關(guān)系，因此，調(diào)整d的取值為2。

四 非線性檢驗(yàn)與轉(zhuǎn)移函數(shù)形式的確定

外資溢出對(duì)基尼系數(shù)的長(zhǎng)期效應(yīng)是否發(fā)生非線性轉(zhuǎn)移以及按何種方式轉(zhuǎn)移，可以通過嚴(yán)格的檢驗(yàn)來確定。將確定的滯后階d代入（1－5）式，再分別代入（1－1）式至（1－3）式。如果φ1＝ φ2＝ φ3＝0, F（·）＝0，模型則為線性模型；如果φ1、φ2、φ3不全為0, F（·）≠0，模型則為非線性模型。運(yùn)用Caner和Hansen（2001）提出的線性非線性模型檢驗(yàn)法，分別對(duì)模型（1－1）至模型（1－3）進(jìn)行檢驗(yàn)表明，三個(gè)模型線性非線性檢驗(yàn)的LM統(tǒng)計(jì)量分別為199.01、744.80、932.43，明顯大于5%顯著水平的臨界值，均拒絕φ1＝ φ2＝ φ3＝0的原假設(shè)Z0，即三個(gè)模型均拒絕線性模型，不拒絕非線性模型。

如果拒絕φ3＝0的Z01原假設(shè)或φ1＝0│φ3＝0的Z03原假設(shè)，機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)為L(zhǎng)ogistic型轉(zhuǎn)移函數(shù)；如果拒絕φ2＝0│φ1＝0、φ3＝0的Z02原假設(shè)，機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)為Exponential型轉(zhuǎn)移函數(shù)。從表1－ 5可以看出，模型（1－1）至模型（1－3）在Z01假設(shè)條件下，統(tǒng)計(jì)量分別為26.24、135.85和242.44，明顯大于5%顯著水平下臨界值，即拒絕Z01假設(shè)，可以確定三個(gè)模型的機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)均是Logistic型轉(zhuǎn)移函數(shù)。將確定的機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)代入相應(yīng)模型，得到以下閾值模型注1：

注1模型拒絕Z01原假設(shè)，轉(zhuǎn)移函數(shù)可能是另一種Logistic型轉(zhuǎn)移函數(shù)F（markt－d, λ, θ）＝ ｛1 +exp［－λ（markt－d－θ1）（markt－d－θ2）］｝－1，即機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)可能存在兩個(gè)閾值，檢驗(yàn)僅發(fā)現(xiàn)一個(gè)閾值。因此，三個(gè)模型機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)類型是相同的。

五 閾值協(xié)整檢驗(yàn)

經(jīng)檢驗(yàn)確定模型（1－5）至模型（1－7）為非線性模型，進(jìn)一步利用Choi和Saikkonen（2004）提出的方法，計(jì)算基于估計(jì)的部分殘差計(jì)算閾值協(xié)整檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量，以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?－5）至模型（1－7）的平穩(wěn)性。閾值協(xié)整檢驗(yàn)的原假設(shè)是為平穩(wěn)序列，備擇假設(shè)是服從單位根過程。表1－6顯示，模型（1－5）的閾值協(xié)整統(tǒng)計(jì)量為1.38，對(duì)應(yīng)的概率為0.31，小于5%顯著水平下的臨界值2.6584；模型（1－6）的閾值協(xié)整統(tǒng)計(jì)量為1.36，小于5%顯著水平下的臨界值2.311，對(duì)應(yīng)的概率為0.227；模型（1－7）的閾值協(xié)整統(tǒng)計(jì)量為1.74，小于5%顯著水平下的臨界值4.126，對(duì)應(yīng)的概率為0.4。因此，在5%顯著水平下模型（1－5）至模型（1－7）估計(jì)殘差均為I（0）序列，表明外資溢出與全國(guó)基尼系數(shù)均存在閾值協(xié)整關(guān)系。也就是說，隨著市場(chǎng)化水平上升到某一水平，外資溢出對(duì)居民收入差距的長(zhǎng)期效應(yīng)會(huì)發(fā)生非線性轉(zhuǎn)移。

第四節(jié) 實(shí)證結(jié)果及解釋

一 模型估計(jì)結(jié)果

采用Choi和Saikkonen的方法確定初始閾值，對(duì)模型（1－5）至模型（1－7）進(jìn)行非線性最小二乘估計(jì)，得到具有一致性的估計(jì)結(jié)果分別為（1－5）式至（1－7）式。從估計(jì)結(jié)果可以看出，外資溢出對(duì)居民收入差距的長(zhǎng)期效應(yīng)，因市場(chǎng)化水平的變化而顯著不同。

圖1－1中，1982～1997年模型（1－8）和模型（1－10）外資溢出對(duì)全國(guó)基尼系數(shù)的效應(yīng)服從第一機(jī)制，1982～1995年模型（1－9）外資溢出對(duì)全國(guó)基尼系數(shù)的效應(yīng)服從第一機(jī)制，外資溢出對(duì)基尼系數(shù)的效應(yīng)值分別為0.026、0.13和0.2。在這一時(shí)期內(nèi)，利用FDI水平提高一個(gè)單位，基尼系數(shù)分別增加0.026、0.13和0.2；反之，利用FDI水平降低一個(gè)單位，基尼系數(shù)下降0.026、0.13和0.2。2002～2010年模型（1－8）和模型（1－10）外資溢出對(duì)基尼系數(shù)的效應(yīng)服從第二機(jī)制，外資溢出對(duì)基尼系數(shù)的效應(yīng)值分別為α2+β2＝0.026－0.072 ＝－0.046、0.013－0.058 ＝－0.045;2000～2010年模型（1－9）外資溢出對(duì)基尼系數(shù)的效應(yīng)服從第二機(jī)制，外資溢出對(duì)基尼系數(shù)的效應(yīng)值為α2+β2＝0.02－0.08＝－0.06。進(jìn)一步說，利用FDI水平提高一個(gè)單位，2002～2010年模型（1－8）和模型（1－10）全國(guó)基尼系數(shù)分別下降0.046、0.045, 2000～2010年模型（1－9）全國(guó)基尼系數(shù)下降0.06；相反，利用FDI水平降低一個(gè)單位，2002～2010年模型（1－8）和模型（1－10）全國(guó)基尼系數(shù)分別上升0.046、0.045, 2000～2010年模型（1－9）全國(guó)基尼系數(shù)上升0.06。

1998～2001年，模型（1－8）和模型（1－10）外資溢出對(duì)基尼系數(shù)的效應(yīng)服從混合機(jī)制，1996～1999年模型（1－9）外資溢出對(duì)基尼系數(shù)的效應(yīng)服從混合機(jī)制效應(yīng)值由α2+F（·）× β2刻畫。具體地說，利用FDI水平提高（或降低）一個(gè)單位，1998年和1999年模型（1－8）的基尼系數(shù)分別上升（或下降）0.02和0.016，模型（1－10）的基尼系數(shù)分別上升（或下降）0.004和0.0004, 2000年和2001年的基尼系數(shù)分別下降（或上升）0.006和0.033; 1996年和1997年模型（1－9）的基尼系數(shù)分別上升（或下降）0.013和0.009; 2000年和2001年模型（1－8）的基尼系數(shù)分別下降（或上升）0.006和0.033，模型（1－9）的基尼系數(shù)分別下降（或上升）0.016和0.033，模型（1－8）的基尼系數(shù)分別下降（或上升）0.006和0.03, 1998年和1999年模型（1－9）的基尼系數(shù)分別下降（或上升）0.015和0.045。通過分析可以推斷，模型（1－8）和模型（1－10）外資溢出對(duì)中國(guó)居民收入差距的效應(yīng)隨市場(chǎng)化水平上升至0.668時(shí)發(fā)生了非線性轉(zhuǎn)移；模型（1－9）外資溢出對(duì)中國(guó)居民收入差距的效應(yīng)隨市場(chǎng)化水平上升至0.667時(shí)發(fā)生了非線性轉(zhuǎn)移。模型（1－8）和模型（1－10）中2000年外資溢出對(duì)全國(guó)基尼系數(shù)的效應(yīng)發(fā)生性質(zhì)變化，模型（1－9）中1998年外資溢出對(duì)全國(guó)基尼系數(shù)的效應(yīng)發(fā)生性質(zhì)變化，即外資溢出先是擴(kuò)大中國(guó)居民收入差距，然后縮小居民收入差距。

二 模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性分析

估計(jì)結(jié)果表明，在第一機(jī)制下，利用FDI水平的系數(shù)為正值；在第二機(jī)制下，利用FDI水平的系數(shù)為負(fù)值。特別是，在樣本期間，模型選擇城鎮(zhèn)化或選擇城鎮(zhèn)化和資本形成率為控制變量，外資溢出對(duì)全國(guó)基尼系數(shù)的長(zhǎng)期效應(yīng)變化趨勢(shì)基本一致；外資溢出對(duì)全國(guó)基尼系數(shù)的長(zhǎng)期效應(yīng)2000年前效應(yīng)為正，2000年開始效應(yīng)為負(fù)。模型選擇城鎮(zhèn)化、對(duì)外開放和資本形成率為控制變量，與另兩個(gè)模型存在兩個(gè)微小差異，一是機(jī)制函數(shù)轉(zhuǎn)移速度稍慢，二是效應(yīng)發(fā)生性質(zhì)變化的年份略有不同，外資溢出對(duì)基尼系數(shù)的效應(yīng)發(fā)生性質(zhì)變化早2年。因此，通過逐步添加控制變量的方法進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，閾值變量估計(jì)值、機(jī)制轉(zhuǎn)移速度基本一致，外資溢出對(duì)基尼系數(shù)的效應(yīng)變化趨勢(shì)在不同模型中是一致的，由此可以認(rèn)為估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

三 主要結(jié)論及解釋

（一）市場(chǎng)化水平上升至某一水平會(huì)改變外資溢出對(duì)居民收入差距效應(yīng)的性質(zhì)

外資溢出對(duì)居民收入差距產(chǎn)生了多方面的作用。第一，F(xiàn)DI進(jìn)入產(chǎn)生技術(shù)溢出，促進(jìn)了技術(shù)進(jìn)步，擴(kuò)大了技術(shù)人員的需求，由于短期內(nèi)技術(shù)人員供給不會(huì)增加，技術(shù)人員供不應(yīng)求導(dǎo)致技術(shù)人員工資上升，必然擴(kuò)大居民收入差距。第二，外資進(jìn)入產(chǎn)生示范效應(yīng)，促進(jìn)非國(guó)有企業(yè)發(fā)展，吸收農(nóng)村剩余勞動(dòng)力，擴(kuò)大農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距和縮小城鄉(xiāng)收入差距，對(duì)全國(guó)居民收入差距產(chǎn)生兩方面的作用；外資示范效應(yīng)帶動(dòng)非國(guó)有企業(yè)發(fā)展，吸收了市場(chǎng)化改革導(dǎo)致的失業(yè)人員，增加了失業(yè)家庭的收入，有利于縮小城鎮(zhèn)居民收入差距。第三，外資進(jìn)入產(chǎn)生競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)影響勞動(dòng)供求，進(jìn)而影響居民收入差距。隨著外資進(jìn)入，在勞動(dòng)力不完全流動(dòng)的條件下，受勞動(dòng)人事制度、戶籍限制、社會(huì)保障體系不完善等因素的制約，勞動(dòng)需求大于供給必然會(huì)擴(kuò)大外資企業(yè)與內(nèi)資企業(yè)工資的差距。從表1－7可以看出，1996～2010年外資企業(yè)平均工資與全部城鎮(zhèn)單位平均工資的差距總體上不斷縮小，與利用FDI水平不斷降低的趨勢(shì)基本一致。因?yàn)槔肍DI水平下降決定了外資企業(yè)對(duì)勞動(dòng)需求增加幅度是不斷下降的，同時(shí)市場(chǎng)化改革釋放了大量的勞動(dòng)力，社會(huì)保障制度和勞動(dòng)人事制度等改革，有利于人口流動(dòng)，勞動(dòng)市場(chǎng)供給增加，致使外資企業(yè)的工資水平與內(nèi)資企業(yè)的差距不斷縮小。總之，如果外資溢出對(duì)居民收入差距的負(fù)效應(yīng)超過正效應(yīng)，外資溢出擴(kuò)大居民收入差距，這可能發(fā)生在改革開放初至20世紀(jì)90年代中后期；20世紀(jì)90年代后期隨著市場(chǎng)化改革深入和社會(huì)保障體系的完善，勞動(dòng)供求改善，擴(kuò)大了外資溢出對(duì)居民收入差距的負(fù)效應(yīng)，致使外資溢出對(duì)居民收入差距的正效應(yīng)小于負(fù)效應(yīng)，外資溢出縮小居民收入差距。

（二）促使外資溢出對(duì)居民收入差距的效應(yīng)發(fā)生非線性轉(zhuǎn)移的因素

外資產(chǎn)生的溢出效應(yīng)促使市場(chǎng)化進(jìn)程加速，進(jìn)而對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力吸收速度大幅提高，1998年農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)數(shù)量占農(nóng)村勞動(dòng)力的比例增加0.023，市場(chǎng)化擴(kuò)大農(nóng)村居民收入差距的效應(yīng)可能大幅度縮小。因此，2000年非國(guó)有經(jīng)濟(jì)吸收農(nóng)村勞動(dòng)力的能力大幅提高，農(nóng)村流動(dòng)勞動(dòng)力增加1180萬人，占農(nóng)村勞動(dòng)力的比例突破30%，市場(chǎng)化對(duì)農(nóng)村居民收入內(nèi)部差距的正效應(yīng)進(jìn)一步下降，對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的負(fù)效應(yīng)進(jìn)一步擴(kuò)大；1997年中國(guó)高等教育規(guī)模擴(kuò)大，意味著自2000年開始技術(shù)人員供給增加的幅度增大，有利于縮小FDI企業(yè)與內(nèi)資企業(yè)的工資差異。以上多種因素誘使外資溢出效應(yīng)對(duì)居民收入差距的效應(yīng)發(fā)生性質(zhì)變化。

第五節(jié) 政策啟示

利用閾值協(xié)整模型檢驗(yàn)1982～2010年外資溢出效應(yīng)對(duì)全國(guó)基尼系數(shù)的長(zhǎng)期效應(yīng)。結(jié)果表明，外資溢出效應(yīng)與全國(guó)基尼系數(shù)之間存在閾值協(xié)整關(guān)系。具體地說，當(dāng)市場(chǎng)化水平上升至0.668時(shí)，外資溢出效應(yīng)對(duì)居民收入差距的效應(yīng)發(fā)生非線性轉(zhuǎn)移；市場(chǎng)化水平低于0.668時(shí)，外資溢出擴(kuò)大居民收入差距，也就是說，20世紀(jì)90年代中期以前外資溢出效應(yīng)是擴(kuò)大中國(guó)居民收入差距的重要原因。隨著市場(chǎng)化水平在門檻值以上進(jìn)一步上升，20世紀(jì)90年代中后期以前外資溢出擴(kuò)大居民收入差距的效應(yīng)不斷縮小，2000年外資溢出效應(yīng)對(duì)居民收入差距的正效應(yīng)變?yōu)樨?fù)效應(yīng)，到2002年外資溢出效應(yīng)縮小居民收入差距的作用接近或達(dá)到最大，即2002～2010年利用FDI水平下降是中國(guó)居民收入差距擴(kuò)大的重要原因。

實(shí)證研究得到的結(jié)論具有重要的啟示：推進(jìn)市場(chǎng)化，大力引進(jìn)外資可以縮小居民收入差距，可以提高國(guó)內(nèi)有效需求，破除經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)的瓶頸，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，可以從根本上解決許多社會(huì)矛盾，為中國(guó)當(dāng)前正在進(jìn)行的深層改革創(chuàng)造良好的社會(huì)環(huán)境和必要條件。重視引進(jìn)外資，特別是加大中西部利用FDI水平，為中西部城鎮(zhèn)失業(yè)人員和農(nóng)村勞動(dòng)力提供更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，增加城鎮(zhèn)失業(yè)家庭和農(nóng)村居民家庭收入，縮小城鎮(zhèn)居民收入差距、農(nóng)村居民收入差距和城鄉(xiāng)收入差距。同時(shí)，政府應(yīng)加大對(duì)壟斷企業(yè)的反壟斷力度，消除壟斷行業(yè)就業(yè)進(jìn)入壁壘和行業(yè)進(jìn)入壁壘，允許外資進(jìn)入壟斷行業(yè)。這不僅有利于促進(jìn)競(jìng)爭(zhēng)，而且有利于推進(jìn)市場(chǎng)化，進(jìn)而縮小收入差距。