第一篇 外資溢出效應與經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變

第一章 外資溢出對居民收入差距的非線性效應

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。運用平滑轉(zhuǎn)移回歸模型進行閾值協(xié)整檢驗表明，外資溢出與全國基尼系數(shù)之間存在閾值協(xié)整關(guān)系；市場化水平低于0.668，外資溢出擴大居民收入差距的作用接近或達到最大；市場化水平上升至0.668，外資溢出對居民收入差距的效應發(fā)生非線性轉(zhuǎn)移；隨著市場化的推進，2000年左右外資溢出對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到最大。

第一節(jié) 引言

隨著對外開放不斷擴大，流入中國的國際直接投資（簡稱外資或FDI）越來越多，外資不僅推動了經(jīng)濟穩(wěn)定高速增長，而且影響了居民收入分配。FDI進入產(chǎn)生的溢出效應是推進中國市場化的重要力量，從就業(yè)比例看，外資進入和非國有經(jīng)濟的變化趨勢基本上是一致的，1985～2010年外資經(jīng)濟單位就業(yè)占全國就業(yè)比例逐年上升，從0.012%上升到2.396%，非國有單位就業(yè)占全國就業(yè)比例不斷上升，從81.8%上升到91.4%，外資進入產(chǎn)生的溢出效應是居民收入差距變化的深層原因。外資進入不僅使中國居民就業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生變化，而且通過技術(shù)溢出導致工資差異，進而影響中國居民收入差距。一些學者從理論和實證兩方面深入研究了外資溢出對居民收入差距的效應，外資溢出對中國居民收入差距具有正效應還是負效應，理論和實證研究一直存在爭議。理論和實證研究一致表明，外資溢出既可能擴大收入差距，也可能縮小收入差距，因此，外資溢出對收入差距的影響是復雜的（何楓和徐桂林，2009）。

一 外資進入通過改變經(jīng)濟結(jié)構(gòu)影響收入差距

外資進入可以通過多種途徑影響居民收入差距，如FDI大量流入，非國有經(jīng)濟比例上升，擴大了收入差距。因為外資經(jīng)濟的所有權(quán)本質(zhì)是私人所有，即使排除外方資本等要素收入對中國收入差距的影響，中國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)濟發(fā)展不斷提高，勞動收入份額下降，收入差距擴大。戴楓等（2007）、朱彤等（2012）、孔慶洋（2013）實證檢驗發(fā)現(xiàn)，外資經(jīng)濟擴大了中國居民收入差距；周明海等（2010）認為，外資企業(yè)的勞動邊際產(chǎn)出遠遠大于內(nèi)資企業(yè)，雖然工資較高，但是相對于企業(yè)效率，勞動報酬偏低，資本報酬偏高，即勞動收入份額顯著較低。

二 外資進入促進競爭進而影響收入差距

FDI大量流入必然增加勞動力需求，在勞動力市場均衡的條件下，F(xiàn)DI必然導致工資上漲。一方面，由于體制原因，中國勞動力在相當長的一段時期內(nèi)無法充分自由流動，因此這一結(jié)論在中國也是適用的。另一方面，外資進入提高了市場化水平，加劇了市場競爭，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。國外Lipsey和Sj?holm（2004）對印度尼西亞制造業(yè)的研究等證實了FDI拉動本地企業(yè)工資上升的觀點。隨著FDI由中國沿海逐步北上西進，F(xiàn)DI推動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)進行實證檢驗，證明了外資經(jīng)濟縮小居民收入?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，有完善的激勵約束機制，按效率支付工資；而且為了吸收本地的勞動力，外資企業(yè)傾向于支付高工資。內(nèi)資企業(yè)工資定價在改革開放后的較長時期內(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)工資差距擴大了居民收入差距。Aitken et al.（1996）對墨西哥和委內(nèi)瑞拉的研究、Driffield和Girma（2003）對英國的研究，均支持外資企業(yè)工資高于本地企業(yè)的觀點。

四 外資進入促進就業(yè)進而影響收入差距

FDI進入為城鎮(zhèn)失業(yè)人員提供就業(yè)機會，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）的實證研究表明，外資進入彌合了城鄉(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)進行的實證檢驗，印證了這一觀點。

五 外資溢出影響居民收入差距

FDI通過技術(shù)溢出促進本地企業(yè)技術(shù)進步，增加對技術(shù)人員的需求，技術(shù)人員工資上升，收入差距擴大。包群和邵敏（2008, 2010）兩次選擇36個行業(yè)面板數(shù)據(jù)、許和連等（2009）利用中國制造業(yè)12180家企業(yè)1998～2001年面板數(shù)據(jù)進行實證研究，均驗證了這一觀點。趙瑩（2003）檢驗外資溢出對基尼系數(shù)的作用表明，外資溢出效應擴大了收入差距。周明海等（2010）的研究不僅強調(diào)了外資促進內(nèi)資企業(yè)發(fā)展，擴大了國內(nèi)投資，資本報酬比例上升擴大收入差距，而且認為外資企業(yè)勞動總報酬偏低導致平均工資水平高，高工資的溢出效應擴大了居民收入差距。外資進入產(chǎn)生的示范效應促進非國有經(jīng)濟發(fā)展，吸收了大量農(nóng)村剩余勞動力，擴大農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距；同時FDI分布不均衡，擴大居民收入的區(qū)域差距。

外資溢出既可能擴大居民收入差距，也可能縮小收入差距。一些學者研究指出外資溢出對東道國工資的影響受多種因素的制約，李雪輝和許羅丹（2002）認為地區(qū)市場條件和勞動力市場結(jié)構(gòu)差異制約外資溢出對內(nèi)資企業(yè)工資的溢出效應；許和連等（2009）的實證研究也發(fā)現(xiàn)，在不同條件下，外資溢出對內(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行實證檢驗，無法驗證外資溢出對居民收入差距作用的復雜性。何楓和徐桂林（2009）通過構(gòu)造FDI平方項的方法檢驗發(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，彌補了線性模型的缺陷。但是構(gòu)造FDI平方項的方法檢驗FDI對收入差距作用的變化同樣存在缺陷：第一，僅能檢驗FDI技術(shù)溢出對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FDI技術(shù)溢出對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FDI技術(shù)溢出對收入差距作用可能發(fā)生質(zhì)的變化，無法檢驗效應不發(fā)生質(zhì)變條件下效應大小變化；第三，特別是，不能檢驗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。為彌補現(xiàn)有研究的不足，本章擬運用平滑轉(zhuǎn)移回歸模型，以市場化水平為閾值變量，對1982～2010年FDI技術(shù)溢出與全國居民收入差距之間的關(guān)系進行閾值協(xié)整分析，考察FDI技術(shù)溢出對居民收入差距的長期效應是否在市場化低于某一水平時發(fā)生非線性轉(zhuǎn)移，以科學地回答如何利用FDI縮小收入差距這一重大現(xiàn)實問題。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)實價值。

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，外資溢出對居民收入差距的效應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)的計量模型初步設定為閾值模型。除了市場化和外資溢出外，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）和對外開放水平（表示為open）作為模型的控制變量。為了檢驗模型的穩(wěn)健性，我們采用逐步增加控制變量方法進行實證分析，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）是機制轉(zhuǎn)移函數(shù)（其中markt－d為閾值變量），刻畫外資溢出對基尼系數(shù)的非線性關(guān)系及可能發(fā)生的非線性機制轉(zhuǎn)移；d表示機制發(fā)生轉(zhuǎn)移的位置參數(shù)，其作用是確定機制轉(zhuǎn)移的時點或位置；λ表示機制轉(zhuǎn)移速度的參數(shù)。如果F（·）趨近0，外資溢出對基尼系數(shù)的效應服從第一機制，效應由估計的α2刻畫；如果F（·）趨近1，外資溢出對居民收入差距的影響服從第二機制，效應由α2+β2刻畫；如果F（·）∈（0, 1），外資溢出對基尼系數(shù)的效應在兩種機制間平滑［決定于F（·）的值］轉(zhuǎn)換，效應由α+ F（·）×β刻畫。θ是市場化水平變化的閾值參數(shù)，εt為殘差項。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)系是非線性的長期閾值協(xié)整關(guān)系。

二 變量測度

市場化水平通常可以用資本、產(chǎn)值和就業(yè)三個維度反映。由于中國各種統(tǒng)計資料中僅有企業(yè)的產(chǎn)值，沒有提供黨政團事業(yè)單位的產(chǎn)值，而黨政團事業(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)值不能準確反映市場化水平變化，否則可能導致實證模型估計的偏誤。邊燕杰和張展新（2005）主張從就業(yè)和投資兩方面測度市場化，因此我們用非國有單位就業(yè)比例和投資比例綜合反映市場化水平的變化。借鑒畢先萍和簡新華（2002）的方法，市場化水平用非國有經(jīng)濟單位固定投資占全國固定投資的比例和非國有經(jīng)濟單位就業(yè)占全國就業(yè)的比例平均值測度。我們沒有采用外資經(jīng)濟比例測度外資參與度，原因有二：第一，沒有20世紀80年代中期以前外資經(jīng)濟單位統(tǒng)計數(shù)據(jù)；第二，一般而言，外資參與度與市場化水平高度相關(guān)，即二者存在強共線性，為避免這一問題對計量模型估計帶來的影響，采用當年利用FDI數(shù)量占GDP的比例測度外資參與度（用fdi表示），其中FDI按年均匯率折算為人民幣。測算基尼系數(shù)的方法很多，其中測算城鎮(zhèn)居民或農(nóng)村居民收入內(nèi)部差距的方法較為成熟，但是測算全國基尼系數(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《中國統(tǒng)計年鑒》，城鎮(zhèn)化用城鎮(zhèn)人口的比例衡量，對外開放水平用進出口額占GDP的比例度量。

第三節(jié) 實證檢驗

為提高模型（1－1）至模型（1－3）估計結(jié)果的準確性，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，再進行閾值協(xié)整檢驗。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)這些要求逐步對模型解釋變量及模型設定進行相關(guān)檢驗。

一 共線性檢驗

用時間序列數(shù)據(jù)測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，即使不存在奇異矩陣，估計結(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。初步認為部分解釋變量之間存在強共線性。

進一步利用Satterjee et al.（2000）提出的方法進行診斷表明，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，遠遠大于解釋變量數(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為解釋變量進行回歸，得到的相應殘差分別替代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，特別是通過對模型調(diào)整后的解釋變量進行主成分分析，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影響模型（1－1）至模型（1－3）估計結(jié)果的準確性。

二 單位根檢驗

對模型變量進行單位根檢驗表明，G、mark、fdi、urbans、opens和krs的ADF統(tǒng)計量均大于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）將機制轉(zhuǎn)移函數(shù)分為Logistic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按三階展開的表達式：

將（1－4）式分別代入模型（1－1）至模型（1－3）進行最小二乘估計。Dijk et al.（2002）、王少平和歐陽志剛（2008）等認為，一般依據(jù)AIC值最小、調(diào)整的R2和F統(tǒng)計量最大原則確定機制發(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，否則應服從閾值協(xié)整原則確定d。分別對模型（1－1）至模型（1－3）進行回歸，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 非線性檢驗與轉(zhuǎn)移函數(shù)形式的確定

外資溢出對基尼系數(shù)的長期效應是否發(fā)生非線性轉(zhuǎn)移以及按何種方式轉(zhuǎn)移，可以通過嚴格的檢驗來確定。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。運用Caner和Hansen（2001）提出的線性非線性模型檢驗法，分別對模型（1－1）至模型（1－3）進行檢驗表明，三個模型線性非線性檢驗的LM統(tǒng)計量分別為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Z0，即三個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原假設或φ1＝0│φ3＝0的Z03原假設，機制轉(zhuǎn)移函數(shù)為Logistic型轉(zhuǎn)移函數(shù)；如果拒絕φ2＝0│φ1＝0、φ3＝0的Z02原假設，機制轉(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假設條件下，統(tǒng)計量分別為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，可以確定三個模型的機制轉(zhuǎn)移函數(shù)均是Logistic型轉(zhuǎn)移函數(shù)。將確定的機制轉(zhuǎn)移函數(shù)代入相應模型，得到以下閾值模型注1：

注1模型拒絕Z01原假設，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，即機制轉(zhuǎn)移函數(shù)可能存在兩個閾值，檢驗僅發(fā)現(xiàn)一個閾值。因此，三個模型機制轉(zhuǎn)移函數(shù)類型是相同的。

五 閾值協(xié)整檢驗

經(jīng)檢驗確定模型（1－5）至模型（1－7）為非線性模型，進一步利用Choi和Saikkonen（2004）提出的方法，計算基于估計的部分殘差計算閾值協(xié)整檢驗的統(tǒng)計量，以檢驗模型（1－5）至模型（1－7）的平穩(wěn)性。閾值協(xié)整檢驗的原假設是為平穩(wěn)序列，備擇假設是服從單位根過程。表1－6顯示，模型（1－5）的閾值協(xié)整統(tǒng)計量為1.38，對應的概率為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)計量為1.36，小于5%顯著水平下的臨界值2.311，對應的概率為0.227；模型（1－7）的閾值協(xié)整統(tǒng)計量為1.74，小于5%顯著水平下的臨界值4.126，對應的概率為0.4。因此，在5%顯著水平下模型（1－5）至模型（1－7）估計殘差均為I（0）序列，表明外資溢出與全國基尼系數(shù)均存在閾值協(xié)整關(guān)系。也就是說，隨著市場化水平上升到某一水平，外資溢出對居民收入差距的長期效應會發(fā)生非線性轉(zhuǎn)移。

第四節(jié) 實證結(jié)果及解釋

一 模型估計結(jié)果

采用Choi和Saikkonen的方法確定初始閾值，對模型（1－5）至模型（1－7）進行非線性最小二乘估計，得到具有一致性的估計結(jié)果分別為（1－5）式至（1－7）式。從估計結(jié)果可以看出，外資溢出對居民收入差距的長期效應，因市場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）外資溢出對全國基尼系數(shù)的效應服從第一機制，1982～1995年模型（1－9）外資溢出對全國基尼系數(shù)的效應服從第一機制，外資溢出對基尼系數(shù)的效應值分別為0.026、0.13和0.2。在這一時期內(nèi)，利用FDI水平提高一個單位，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）外資溢出對基尼系數(shù)的效應服從第二機制，外資溢出對基尼系數(shù)的效應值分別為α2+β2＝0.026－0.072 ＝－0.046、0.013－0.058 ＝－0.045;2000～2010年模型（1－9）外資溢出對基尼系數(shù)的效應服從第二機制，外資溢出對基尼系數(shù)的效應值為α2+β2＝0.02－0.08＝－0.06。進一步說，利用FDI水平提高一個單位，2002～2010年模型（1－8）和模型（1－10）全國基尼系數(shù)分別下降0.046、0.045, 2000～2010年模型（1－9）全國基尼系數(shù)下降0.06；相反，利用FDI水平降低一個單位，2002～2010年模型（1－8）和模型（1－10）全國基尼系數(shù)分別上升0.046、0.045, 2000～2010年模型（1－9）全國基尼系數(shù)上升0.06。

1998～2001年，模型（1－8）和模型（1－10）外資溢出對基尼系數(shù)的效應服從混合機制，1996～1999年模型（1－9）外資溢出對基尼系數(shù)的效應服從混合機制效應值由α2+F（·）× β2刻畫。具體地說，利用FDI水平提高（或降低）一個單位，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）外資溢出對中國居民收入差距的效應隨市場化水平上升至0.668時發(fā)生了非線性轉(zhuǎn)移；模型（1－9）外資溢出對中國居民收入差距的效應隨市場化水平上升至0.667時發(fā)生了非線性轉(zhuǎn)移。模型（1－8）和模型（1－10）中2000年外資溢出對全國基尼系數(shù)的效應發(fā)生性質(zhì)變化，模型（1－9）中1998年外資溢出對全國基尼系數(shù)的效應發(fā)生性質(zhì)變化，即外資溢出先是擴大中國居民收入差距，然后縮小居民收入差距。

二 模型估計結(jié)果的穩(wěn)健性分析

估計結(jié)果表明，在第一機制下，利用FDI水平的系數(shù)為正值；在第二機制下，利用FDI水平的系數(shù)為負值。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，外資溢出對全國基尼系數(shù)的長期效應變化趨勢基本一致；外資溢出對全國基尼系數(shù)的長期效應2000年前效應為正，2000年開始效應為負。模型選擇城鎮(zhèn)化、對外開放和資本形成率為控制變量，與另兩個模型存在兩個微小差異，一是機制函數(shù)轉(zhuǎn)移速度稍慢，二是效應發(fā)生性質(zhì)變化的年份略有不同，外資溢出對基尼系數(shù)的效應發(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行檢驗發(fā)現(xiàn)，閾值變量估計值、機制轉(zhuǎn)移速度基本一致，外資溢出對基尼系數(shù)的效應變化趨勢在不同模型中是一致的，由此可以認為估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

三 主要結(jié)論及解釋

（一）市場化水平上升至某一水平會改變外資溢出對居民收入差距效應的性質(zhì)

外資溢出對居民收入差距產(chǎn)生了多方面的作用。第一，F(xiàn)DI進入產(chǎn)生技術(shù)溢出，促進了技術(shù)進步，擴大了技術(shù)人員的需求，由于短期內(nèi)技術(shù)人員供給不會增加，技術(shù)人員供不應求導致技術(shù)人員工資上升，必然擴大居民收入差距。第二，外資進入產(chǎn)生示范效應，促進非國有企業(yè)發(fā)展，吸收農(nóng)村剩余勞動力，擴大農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距和縮小城鄉(xiāng)收入差距，對全國居民收入差距產(chǎn)生兩方面的作用；外資示范效應帶動非國有企業(yè)發(fā)展，吸收了市場化改革導致的失業(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，外資進入產(chǎn)生競爭效應影響勞動供求，進而影響居民收入差距。隨著外資進入，在勞動力不完全流動的條件下，受勞動人事制度、戶籍限制、社會保障體系不完善等因素的制約，勞動需求大于供給必然會擴大外資企業(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基本一致。因為利用FDI水平下降決定了外資企業(yè)對勞動需求增加幅度是不斷下降的，同時市場化改革釋放了大量的勞動力，社會保障制度和勞動人事制度等改革，有利于人口流動，勞動市場供給增加，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，如果外資溢出對居民收入差距的負效應超過正效應，外資溢出擴大居民收入差距，這可能發(fā)生在改革開放初至20世紀90年代中后期；20世紀90年代后期隨著市場化改革深入和社會保障體系的完善，勞動供求改善，擴大了外資溢出對居民收入差距的負效應，致使外資溢出對居民收入差距的正效應小于負效應，外資溢出縮小居民收入差距。

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

外資產(chǎn)生的溢出效應促使市場化進程加速，進而對農(nóng)村勞動力吸收速度大幅提高，1998年農(nóng)村勞動力流動數(shù)量占農(nóng)村勞動力的比例增加0.023，市場化擴大農(nóng)村居民收入差距的效應可能大幅度縮小。因此，2000年非國有經(jīng)濟吸收農(nóng)村勞動力的能力大幅提高，農(nóng)村流動勞動力增加1180萬人，占農(nóng)村勞動力的比例突破30%，市場化對農(nóng)村居民收入內(nèi)部差距的正效應進一步下降，對城鄉(xiāng)收入差距的負效應進一步擴大；1997年中國高等教育規(guī)模擴大，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對居民收入差距的效應發(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1982～2010年外資溢出效應對全國基尼系數(shù)的長期效應。結(jié)果表明，外資溢出效應與全國基尼系數(shù)之間存在閾值協(xié)整關(guān)系。具體地說，當市場化水平上升至0.668時，外資溢出效應對居民收入差距的效應發(fā)生非線性轉(zhuǎn)移；市場化水平低于0.668時，外資溢出擴大居民收入差距，也就是說，20世紀90年代中期以前外資溢出效應是擴大中國居民收入差距的重要原因。隨著市場化水平在門檻值以上進一步上升，20世紀90年代中后期以前外資溢出擴大居民收入差距的效應不斷縮小，2000年外資溢出效應對居民收入差距的正效應變?yōu)樨撔?002年外資溢出效應縮小居民收入差距的作用接近或達到最大，即2002～2010年利用FDI水平下降是中國居民收入差距擴大的重要原因。

實證研究得到的結(jié)論具有重要的啟示：推進市場化，大力引進外資可以縮小居民收入差距，可以提高國內(nèi)有效需求，破除經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長的瓶頸，促進經(jīng)濟增長，可以從根本上解決許多社會矛盾，為中國當前正在進行的深層改革創(chuàng)造良好的社會環(huán)境和必要條件。重視引進外資，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)村勞動力提供更多的就業(yè)機會，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，政府應加大對壟斷企業(yè)的反壟斷力度，消除壟斷行業(yè)就業(yè)進入壁壘和行業(yè)進入壁壘，允許外資進入壟斷行業(yè)。這不僅有利于促進競爭，而且有利于推進市場化，進而縮小收入差距。