贸易自由化、经济增长与减轻贫困——基于中国省际数据的经验研究，本文主要内容关键词为：经济增长论文,中国论文,贫困论文,经验论文,数据论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
贸易自由化是影响经济增长的重要因素，经济增长是减轻贫困的主要途径，但是很少有人研究贸易自由化对我国贫困的影响。从理论上说，贸易自由化对减轻贫困有双重作用：一方面，它通过发展劳动密集型产业，增加就业和非熟练工人的工资，进而减轻贫困；但另一方面，开放的贸易体制可能会产生较高的调整成本，例如大量的失业，收入不平等程度加剧，经济面临更多的冲击和不确定性等，这些因素都将加剧贫困的程度。1978年改革开放以来，不断加深的贸易自由化程度究竟是增加还是减少了我国贫困人口收入是一个值得关注的问题。基于经济增长是减轻贫困的最重要的一个途径，本文试图运用中国省际数据对贸易自由化通过经济增长给我国的贫困造成的影响进行计量分析。
一、文献综述
Dennis Robertson曾指出贸易是经济增长的引擎，经济增长一直以来也都被认为是减轻贫困的重要途径。因此以经济增长作为桥梁，分析贸易对经济增长的作用和经济增长对贫困的影响可以从一定程度上反映出贸易自由化对贫困的影响。不少学者从多个角度论证了贸易对经济增长的作用：Ethier（1982），Keller（1997，1999）以及Romer（1990）从规模经济的角度论述了贸易自由化对经济增长的促进作用；Lucas（1988）从人力资本积累的角度分析了贸易自由化如何促进经济增长；Grossman和Helpman（1991）认为贸易自由化带来的R&D会促进经济增长；Coe和Helpman（1997），Keller（1997）的研究均指出贸易对国际技术扩散十分重要，而后者是经济增长的源泉之一；诺斯认为，贸易自由化可以通过促进制度创新影响经济增长。在对贸易自由化促进经济增长的经验研究方面，Dollar（1992，2000，2004）、Sachs和Warner（1995）、Edwards（1998）利用标准的经济增长模型和跨国数据均得出贸易开放程度与经济增长呈正向关系。Sala-i-Martin（1996）、Durlauf和Quah（1999）等众多学者的研究结果均支持贸易自由化是经济发展的重要推动因素的论点。
对于经济增长与贫困之间的关系，大部分经济学家们认为经济增长通过发展生产力、积累物质和人力资本、促进技术进步和经济结构转型来减轻贫困。发展经济学家在此基础上还提出“滴注效应”（trick-down），他们指出在经济发展的过程中即使不给予贫困阶层特别的优待，而是由先发展起来的群体或地区通过消费、就业等方面惠及贫困阶层或地区，也能带动其发展和富裕。但是有许多经济学家对此提出了置疑。有的学者认为增长是否能改善穷人的生活水平最终取决于经济增长的“性质”，即经济增长是如何取得的、参与者的构成、政府公共政策的价值取向和利益导向。所谓经济增长的利益会自动向穷人“扩散”的观点是不成立的，较高的经济发展水平不能保证较低的贫困发生率。Bouguignon（2002）认为收入分配在经济增长减轻贫困的过程中有非常重要的作用，Hyun和Kakwani（2004）还补充要把经济发展的初始条件作为经济增长影响贫困的决定性因素。研究经济增长与贫困的关系的实证分析中，Dollar和Karry（2000）、Ravallion和Chen（1997）等利用跨国数据进行回归分析，认为贫困人口的收入与人均收入水平成比例地增长。但是Cashin等（2001）通过对1975～1988年间多个国家的数据进行分析，结果却显示出贸易自由化与贫困人口福利改善之间的关系并不显著。当然他们的研究也遭到许多学者的批评，认为他们所选择的跨国数据和研究方法存在很多问题。胡鞍钢等（2006）、万广华和张茵（2006）对我国经济增长与贫困的研究均发现在20世纪90年代后期，由于收入不平等的快速上升，经济增长对减贫的促进作用在逐渐减小。陈绍华和王燕（2001）、林伯强（2003）以及胡兵等（2005）均指出经济增长有效地减轻了贫困，但同时收入分配状况的恶化不利于减轻贫困。
经济增长是从宏观的层面研究贸易自由化对减轻贫困的作用，很多学者还从一些微观的层面研究贸易自由化对贫困的影响。一是从就业的层面上分析。贸易自由化可以促进劳动力从农业部门向工业部门转移，可以通过促进经济增长为穷人提供更多的就业机会，但是也有可能因为贸易自由化会使政府取消对一些部门的保护，使这些部门的失业增加，加剧贫困。Rama（1994）及Hanson和Harrison（1999）在分别对乌拉圭和拉丁美洲的研究发现贸易自由化在长期中降低了平均工资水平、加剧了贫困。Jenkins（2004）利用价值链（value chain）方法分析了肯尼亚、越南、南非的贸易自由化与贫困的联系，认为贸易自由化增加了穷人的工作机会，但是降低了工资的水平。二是从价格水平的层面上论述。贸易自由化通过促进经济增长会使国内需求上升，如果国内供给不足将会造成通货膨胀。佟家栋（1996）还指出一国对外贸易收支顺差会造成国内的总需求水平大于总供给水平，从而导致物价上涨。李永友和沈坤荣（2007）指出要素价格，特别是劳动者的工资差异，对社会的相对贫困有重要的影响。通过改变物价水平的渠道，贸易自由化对贫困的影响一方面是通过消费品价格的变化影响穷人的预算约束和选择集，另一方面通过产品和要素价格的变化，改变穷人的收入水平、承担的风险或诱导穷人改变生产计划以追求利润最大化。Barret和Dorosh（1996），Levinsohn等（1999）应用局部均衡的方法分别对马达加斯加和印尼做了经验分析，指出由贸易自由化引起的价格变化会使穷人受到打击。Ianchovichina、Nicita和Soloagda（2002）利用GTAP（global trade analysis project）模型研究贸易自由化对墨西哥的贫困的影响，研究结果显示贸易自由化对贫困的影响是正面的。Chen等（2003）利用GTAP模型分析了贸易自由化对中国贫困的影响，结果显示绝大多数的城镇居民特别是相对贫困的城市居民都会从入世中收益，而农村居民正好相反，最贫困的农民生活水平会因为农村劳动力收入减少同时消费品价格上升而大幅下降。三是从政府的税收和支出的角度来研究。一方面贸易自由化通过促进经济增长可以增加政府财政收入，进而可能使政府加大对贫困人口的扶持力度，减轻贫困。另一方面，贸易自由化可能会减少（增加）一国的关税收入进而会减少（增加）政府的财政收入，那么政府对贫困人口的转移支付可能会相应减少（增加），或者政府为维持财政收入稳定可能会提高（减少）国内税率，这两种情况都可能使穷人的境况恶化（改善）。李善同等（2000）利用CGE模型分析了在中国的关税减让过程中政府为保证财政收入不变采用的4种国内替代税对我国居民的影响，模拟结果显示出关税减让后，无论是城乡居民都会从关税减让中受益、人均收入水平都会提高，并且贫困人口收入提高的幅度最大。Harrison等（2001）也采用CGE模型方法研究关税收入变化可能引起其他税收的提高对穷人的影响，结论表明非贸易税收是否增加对穷人的影响与所采用替代税的种类有关。李永友、沈坤荣（2007）研究了财政支出结构对相对贫困的影响，他们指出财政在减缓初始分配环节造成的相对贫困方面作用十分有限。
贸易自由化通过经济增长从宏观层面对贫困的影响与上述微观层面的作用不一定是一致的，因为并非所有微观层面的影响都是由经济增长引起的，这些微观层面的影响还可以通过国际贸易本身来决定，而且两者对贫困的影响效果甚至可能是相反的。例如经济增长可以通过增加就业、提高要素价格水平、增加财政收入和支出减轻贫困，但是贸易自由化本身可能会对传统产业产生巨大冲击，造成大量失业，同时还会引起国内价格水平的波动、减少国家关税收入，这些都会加剧贫困。因此在分析贸易自由化对贫困的影响需要确定一个特定的视角，只有这样才能得到一致的结果。
二、模型、数据与方法
（一）模型
为度量贸易自由化如何通过经济增长影响我国的贫困，本文试图构造一个联立方程组模型，分两步研究贸易自由化对贫困的影响。联立方程组中的第一个方程将描述贸易自由化对经济增长的影响，第二个方程将用于刻画经济增长对贫困的影响。为构造贸易自由化对经济增长的影响，本文采用Frankel和Romer（1999）的模型：
该方程表明，贫困人口的收入水平受一般人均收入水平和其他影响贫困人口收入的控制变量的影响。
综合上述模型设定，本文所描述的贸易自由化通过经济增长对贫困的影响的联立方程组模型为：
（二）内生性
Helpman（1989）、Colin Bradford（1993）和Rodrik（1995a）等许多学者都观察到收入较高的国家往往也会有较高的贸易自由化程度，但贸易开放程度和人均可支配收入之间的因果关系是难以确定的，一方面贸易开放程度会增加人均可支配收入，另一方面人均可支配收入的提高也可能会增加贸易开放程度。因此，在上文构造的联立方程组模型中的第一个方程可能存在内生性问题。为解决贸易自由化指标的内生性问题，Dollar和Karry（2000，2004）采用标准的增长回归模型，结合Caselli等（1996）提供的差分方法得出新回归方程，该方法为解决遗失解释变量和增长引起贸易额增加的反因果关系提供了工具，结果显示贸易自由化与经济增长存在正向关系。Frankel和Romer（1999）在收入决定方程中引入了一国的地理特征作为工具变量，结合引力模型利用两阶段最小二乘法也得出贸易自由化对经济增长是有促进作用的。由于本文的联立方程组中方程（3）采用的是Frankel和Romer（1999）收入决定模型，因此我们也试图利用工具变量法来处理变量的内生性问题。但是我们无法选用地理特征作为工具变量，一方面是由于我们采用的是面板数据，而Frankel和Romer（1999）的模型是横截面模型，地理特征变量不会随时间而改变，在面板数据中每个截面的工具变量将为常数；另外我们采用的是中国各省的数据，各省的地理特征变量的差距并不明显，无法反映出各省贸易自由化程度的不同，因此我们必须重新寻求工具变量。一般而言，工具变量的有效性取决于两个条件，一是工具变量必须和内生变量相关，二是工具变量必须和被解释变量无关，很多情况下文献中都选取内生变量的滞后变量作为工具变量，因此，下面我们将讨论作为工具变量的有效性。由于选取的是内生变量的滞后一期变量作为工具变量，因此工具变量有效性的第一个条件很显然是满足的。有效性的第二个条件是比较难以检验的，如果是时间序列模型，可以通过检验回归残差的相关性来验证第二个条件，但是这里使用的是面板数据，我们只能从侧面来讨论工具变量是否与被解释变量无关。因此，文中采用格兰杰因果检验的方法来讨论第二个条件是否满足，对各省人均可支配收入和贸易依存度（滞后期选取1期，各省的人均可支配收入和贸易依存度经过面板单位根的检验显示是平稳的）做格兰杰因果检验，得到表1。
格兰杰因果检验的结果显示人均可支配收入和贸易依存度之间不存在格兰杰因果关系。而格兰杰因果检验实质上是检验一个变量的滞后变量是否可以引入到其他变量的方程中，一个变量如果受到其他变量的滞后影响，则称它们具有格兰杰因果关系。检验结果显示，贸易依存度不是人均可支配收入的格兰杰原因，即可以认为贸易依存度的滞后项对人均可支配收入是没有影响的，所以格兰杰因果检验的结果正是对贸易依存度的滞后一期变量与人均可支配收入无关的验证。综上，
是一个有效的工具变量，下文中将采用作为贸易自由化程度的工具变量。
（三）数据
鉴于统计资料有限，为保证样本容量，我们采用1996～2005年间各省的年度数据作面板数据分析，因此方程中角标c代表我国省份，t代表年份。关于影响贫困人口收入的控制变量，我们选取各省政府支出占各省生产总值的比例
、各省通货膨胀率
、各省每万人在校大学生人数
和各省每年新增公路长度
。用来控制政府支出对提高贫困人口收入的作用，用来控制不同地区价格水平对贫困的影响，用来控制教育程度对贫困的影响，用来控制基础设施对贫困的影响。贫困人口的收入水平
利用按收入等级分类的占总人口20％的最低收入人群的平均收入来估算，由于农村地区的数据缺失，因此本文中的贫困人口收入水平实际上是城市贫困人口收入水平。各省人均可支配收入
以及各省贫困人口收入以1950年为基期剔除了价格因素的影响。国内贸易dt[,c，t]采用统计年鉴中各省全社会消费品零售总额，单位为亿元，该指标也以1950年为基期的价格进行了调整，该指标虽然并没有包括区内所有的商品和服务之间的交易，但是它反映了各行业通过多种商品流通渠道向居民和社会集团供应的生活消费品总量，是研究国内市场变动情况、反映经济景气程度的重要指标，因此我们认为采用该指标是可行的。对于贸易自由化程度t的度量，本文采用的是各省每年的贸易进出口总额与各省国内生产总值的比值即贸易依存度，一些文献指出这种度量贸易自由化程度的指标存在问题，认为应该采用各国的平均关税水平来度量，但是由于本文研究的是中国的省际数据，各省之间的平均关税水平不存在差别，因此以平均关税水平作为度量指标在本文中是不合适的，Sachs和Warner（1995）还通过构造了一系列变量来度量贸易开放程度，但是该方法同样不适用于本文的数据，同时各种文献中对于度量贸易自由化的指标的讨论并没有得出一致的结论，各个指标都存在一定的缺点，所以文中仍然采用最常用的指标贸易依存度来衡量各省参与贸易自由化的程度。由于贸易自由化程度t和政府支出占国内生产总值的比例均为相对指标，因此不受价格因素的影响。本文的数据均来源于1996～2005年间的《中国统计年鉴》、《中国经济年鉴》以及各省统计年鉴，共26个省和直辖市（不包括香港、台湾和澳门，由于数据缺失也不包括海南、辽宁、重庆和西藏）。
（四）方法
由联立方程组的识别条件可以推出上述的联立方程组为可识别的，联立方程的估计方法一般而言分为单方程估计和系统估计，系统估计可以同时估计全部方程，将方程组中的多个方程的全部约束都考虑进来，但是文中仍选择单方程估计方法，原因在于：（1）系统估计方法常导致参数的高度非线性；（2）如果方程组中的一个或多个方程有设定误差，则误差将传递给其余的方程，结果将使方程组对设定误差非常敏感；（3）协方差矩阵的有限样本方差将传遍方程组，系统估计的有限样本方差可能与单方程估计的一样大甚至更大。文中所选取的联立方程估计方法为两阶段最小二乘法。由于文中所采用的数据为面板数据，因此，在联立方程估计中为了消除同期相关以及异方差，我们采用的方法是加入了权重的两阶段最小二乘法，当数据的时间长度小于横截面数量时所选取的权重为时期SUR，当数据的时间长度大于横截面数量时所选取的权重为截面SUR。
三、回归结果及反事实估计结果
（一）全国数据回归分析结果
表2是利用全国数据的联立方程组模型回归结果，把贸易依存度作为外生变量，表3也是利用全国数据的联立方程组模型回归结果，但是假设贸易依存度为内生的①。通过表2和表3的对比，我们发现，两种方法下方程（3）中贸易依存度对人均可支配收入的影响的估计结果差别是比较大的，贸易依存度为外生时，贸易自由化对人均可支配收入的影响大于贸易依存度为内生时的估计水平。该结果也印证了贸易自由化指标的内生性，因为贸易自由化可以提高人均可支配收入水平，而人均可支配收入水平又会提高贸易自由化程度，因此在假设贸易自由化指标外生时，回归结果会错误地放大贸易自由化对人均可支配收入的影响。
表3中，所有方程的D－W系数均可以通过检验（显著性水平为1％），因此数据不存在序列相关性。表3回归结果显示，贸易自由化对经济增长的影响显著且为正值，贸易依存度每增加一个百分点，会使人均可支配收入的对数值提高0.004220，而国内贸易每增加一亿元将提高人均可支配收入的对数值0.000381。方程（4）的回归结果中人均可支配收入对贫困人口收入的减少也是显著的且为正值，人均可支配收入每增长一个百分点，会带动贫困人口收入上升0.91485个百分点。政府支出对贫困人口收入的影响为负且显著，说明政府的支出增加反而会减少贫困人口的收入。同样基础设施对贫困人口收入的影响也是显著为负，而人力资本、价格水平对贫困人口收入的变化的影响是不显著的。方程（4）回归结果说明：经济增长可以减轻贫困，但是经济增长的效应不能完全转移给贫困人口，贫困人群所得到的收益没有达到平均水平，政府支出的增加、基础设施的改善不能减轻贫困，而人力资本的提高、价格水平变化对贫困人口收入的变化没有明显的作用。因此，从联立方程组的全国数据估计结果可以得出结论：贸易自由化通过经济增长显著地减轻了贫困，通过简单的计算，可以知道贸易自由度增加一个百分点将使贫困人口收入上升0.38679个百分点，若贸易依存度上升10个百分点，则贫困人口收入将上升4.1258个百分点，如果贸易依存度上升30个百分点，贫困人口收入会增加12.896个百分点。因此，从全国数据的回归结果来看，贸易自由化对减轻贫困是十分有效的。
（二）沿海地区数据和内陆地区数据回归结果比较
由于我国进出口贸易额分布极不均匀，沿海的8个省市（北京、天津、上海、浙江、江苏、福建、山东和广东）在1996～2005年间贸易依存度平均值为83.33，而其余的19个内陆省市1996～2005年间贸易依存度平均值仅为11.90。鉴于我国沿海与内陆地区经济发展状况存在较大差距，本文将数据样本分为沿海地区和内陆地区两部分，分别利用前文的联立方程组和估计方法度量贸易自由化对两地区贫困人口收入的影响，方程回归结果见表4。回归结果显示所有方程的D-W系数均可以通过检验（显著性水平为1％）。
表4显示出，沿海地区的贸易自由化对经济增长呈现出显著的正向效应，贸易依存度每上升一个百分点会带动人均可支配收入的对数值上升0.003514。而人均可支配收入的增长又显著增加了沿海地区贫困人口的收入水平，人均可支配收入每上升一个百分点会带动贫困人口收入上升0.781849个百分点，因此贸易自由化上升一个百分点，沿海地区贫困人口收入将上升0.27511个百分点，贸易自由化上升10个百分点，沿海地区贫困人口的收入将上升2.785个百分点。内陆地区的贸易自由化对人均可支配收入的作用为正且显著，贸易依存度每上升一个百分点会带动内陆地区的人均可支配收入的对数值上升0.005139，同时人均可支配收入的提高显著有利于内陆地区贫困人口的收入增加，人均可支配收入每提高一个百分点将带动内陆地区贫困人口收入上升1.081391个百分点。因此，内陆地区的贸易依存度上升一个百分点将会提高贫困人口收入水平0.5725个百分点，如果贸易自由化上升10个百分点，贫困人口收入将上升5.7145个百分点。沿海、内陆地区数据的联立方程组回归结果显示出以下几个结论：（1）无论是在沿海地区还是在内陆地区，贸易自由化都有效减少了贫困；（2）内陆地区贸易自由化对减轻贫困的作用是大于沿海地区的，之所以产生这样的结果，一方面是由于贸易自由化对内陆地区经济增长的促进效应较大，另一方面是由于经济增长的成果在内陆地区被更好地分配到贫困人群中。在沿海地区，人均可支配收入上升一个百分点无法带动贫困人口的收入同样幅度的上涨，说明了在沿海地区经济增长的结果导致了收入差距的扩大，经济增长带来的效用更多地被分配给了较富裕的人群，穷人并没有享受到平等的收益。相反，在内陆地区，人均可支配收入上升一个百分点会带动贫困人口收入更大幅度的上升，说明在内陆地区经济增长的结果会减少收入的差距，穷人从经济增长中得到了较大的收益。
同时表4中方程（3）回归结果也显示出，沿海和内陆地区国内贸易的增长对人均可支配收入的作用均是显著为正，但是内陆地区国内贸易发展的边际效用更大一些。方程（4）的回归结果显示，沿海地区除了人均可支配收入提高（经济增长）可以减轻贫困外，政府支出和价格水平上升也显著地有利于减轻贫困，而人力资本的提高和基础设施建设则使贫困扩大了。除经济增长因素外，内陆地区基础设施的建设、人力资本的提高和政府支出的增加都不利于减轻贫困，而价格水平的作用不显著。
（三）反事实估计结果
为估算贸易自由化对贫困减轻的绝对程度，本文采用反事实估计方法粗略计算，反事实估计结果见表5、表6。表5是利用全国数据的联立方程组模型回归结果得到的反事实估计，表6是利用沿海、内陆地区数据的联立方程组模型回归结果得到的反事实估计。表5、表6中的数据由1997～2005年各省的贫困人口收入的平均数整理而成（由于回归方程中存在滞后项，因此没有1996年的反事实估计值）。
从表5中可以发现，除去河南、湖南、广西、黑龙江、陕西、山西和四川省的贫困人口收入水平降低了，其他20个省市的贫困人口收入由于贸易自由化都有不同程度的提高。其中，贫困人口收入增长大于1000元（以1996年为基期，以下数据均以1996年为基期）的省市有上海、北京、广东、浙江和天津，其中上海的贫困人口收入增长幅度最大，高达2801元；贫困人口收入增长额在200元与1000元的之间的省市包括福建、辽宁、云南、山东、江苏、青海、安徽、新疆、内蒙古；其余省份的贫困人口收入增加小于200元，其中湖北的增长最小，仅23.9元；而贫困人口收入下降的省份中四川省的收入下降幅度最大，为782元。
从表6中可以发现所有的省市贫困人口的收入都因为贸易自由化而提高了。其中，贫困人口收入增长大于1000元的省市有北京、上海、广东、浙江，北京的增幅最大，为2140元；贫困人口收入增长大于150元小于1000元的省市有天津、辽宁、福建、青海、山东、新疆、河北、吉林、黑龙江、安徽、内蒙古、云南、广西、陕西；其余省市的贫困人口收入增长幅度大于0小于150元，增幅最小的省为河南，贫困人口收入增加了81元。
虽然表5、表6中的反事实估计结果不尽相同，但是它们仍然存在一些共同的特点：一是贫困人口收入增幅较大的省份基本上集中在沿海地区；二是虽然内陆地区的贫困人口收入也在增长，但是增长幅度远不及沿海地区；三是四川、山西、河南和湖南同时属于两个反事实估计结果中贫困人口收入增长幅度最小的梯队，这说明以上4个省的贫困人口并没有从贸易自由化中得到收益，甚至贫困程度还加深了。反事实估计中仍然是沿海地区贫困人口收入增幅大，而上文中沿海、内陆地区数据回归结果显示贸易自由化在内陆地区减贫的效果更好，那么是不是反事实估计的结果和沿海、内陆地区数据回归结果不一致呢？答案是否定的，内陆地区的回归结果显示的是贸易自由化的边际效应，而反事实估计结果显示的是贸易自由化的累积效应，虽然贸易自由化在内陆地区的边际效应比较高，但是和沿海地区相比较，内陆地区的贸易自由化程度十分低，内陆地区贸易依存度平均水平只有沿海地区的14.28％，因此在贸易自由化程度差距很大的情况下沿海地区的贫困人口收入可以得到更大的提高。
从微观机制来看，贸易自由化在沿海地区可以通过经济增长显著增加贫困人口收入的主要原因在于：（1）沿海地区贸易自由化程度很高，贸易自由化极大地促进了经济增长，经济高速增长推动了沿海地区第二产业和第三产业的发展，特别是服务业和涉及加工贸易的制造业对劳动力质量要求不高，可以吸收大量非熟练劳动力，非熟练劳动力中又绝大部分是贫困人群，进而可以有效地减轻贫困。统计数据显示，2005年沿海各省（直辖市）的制造业就业人数平均值为206.32万人，内陆各省的平均值只有67.84万人，沿海地区各省（直辖市）餐饮、批发零售以及社会服务业的从业人数平均值为43.08万人，内陆各省只有20.19万人（以上数据来源于《2006年中国统计年鉴》，由于年鉴中1996年分行业就业人数的统计口径与2005年的不同，因此无法比较两个时期各行业就业人数）；（2）由于沿海地区贸易自由化程度很高，国外对我国出口商品的旺盛需求以及经济的增长可以带动一些生产要素的价格上升，特别是劳动力价格的上升。如果穷人作为这些要素的提供者，那么他们的收入必然会增加，例如，统计数据显示沿海地区制造业劳动者平均工资水平从1996年的7227元增长到17561元，内陆地区制造业劳动者平均工资从1996年的5160元增长到2006年的13493元（以上数据来源于《2007年中国统计年鉴》），而我国在1996～2005年期间消费品价格比较稳定，通货膨胀率一直维持在3％左右，而且在1998、1999、2002年3年中消费品价格水平还发生了下跌。因此一方面穷人的收入由于要素价格的变化增加了，另一方面他们的消费增加幅度并不会很大，贸易自由化通过经济增长带来的要素价格的上升是有利于减轻贫困的；（3）由贸易自由化带动的经济增长增加了沿海地区政府的收入，使得沿海地区政府针对减贫的政府支出增加。数据显示沿海地区的政府支出增长幅度很大，沿海各省（直辖市）的政府支出平均值由1996年的95.90亿元上升到2005年的130.42亿元，内陆地区各省的政府支出平均值由1996年的38.27亿元上升到2005年的64亿元，根据国家统计局2005年统计的各省生存贫困发生率，以及各省政府抚恤和社会福利救济资金、支援不发达地区资金和社会保障补助资金，可以计算出各省各项扶贫支出／贫困人口的比值，见表7。
表7中显示，沿海地区针对贫困人口的政府支出远高于内陆地区，支出增长幅度也是内陆地区的数倍，沿海地区政府可以更好地为穷人提供养老、失业、医疗保障，这些都可以有效地减轻贫困。相反，在内陆地区虽然贸易自由化促进经济增长、经济增长对贫困人口收入提高的边际作用较高，但是由于贸易自由化程度本身不高，因此无法显著带动经济的增长，不能为内陆的贫困人口提供较多的工作岗位。同时，内陆地区政府的收入和支出与沿海地区相比增长缓慢，扶贫能力有限；而且即使政府收入和支出有所增加，由于内陆地区贫困人口较多，对减轻贫困的作用也不会很明显。这些微观上的机制最终决定了内陆地区贫困人口收入提高的幅度远小于沿海地区。以上分析与之前的回归结果也是一致的，沿海地区政府支出和价格水平的上升显著减轻了贫困，而在内陆地区政府支出不利于减轻贫困，价格水平的上升对减轻贫困的作用虽然是正值，但是不显著。
（四）对反事实估计结果的再分析
虽然对沿海、内陆地区数据分别利用联立方程组回归的结果显示贸易自由化在内陆地区的减贫效果更好，但是反事实估计结果均显示出，沿海地区的贫困人口收入提高幅度远大于内陆地区。上文中已经对该现象做了一定的解释，为进一步探讨该问题，我们试图检验贸易自由化通过经济增长对减轻贫困的作用是否会随着贸易自由化程度加深而提高。为检验这一假说，我们将联立方程组模型中的方程（4）改写为下面的形式②：
如果在新的联立方程组中系数β[,3]的符号为正且显著，则说明贸易自由化通过经济增长减轻贫困的作用随贸易自由化程度加深而提高。这是因为，在原联立方程组中经济增长对贫困人口收入的边际作用为
，而在新的联立方程组中该边际作用变为（＋
），如果大于0，那么贸易自由化会提高贫困人口收入对经济增长的敏感度，当贸易自由化程度加深即t增大时，经济增长对减轻贫困的作用也随之加强，即假说成立。我们利用全国数据和新的联立方程组可以得到新的回归结果，见表8。
表8中的所有方程的D-W系数均可以通过检验（显著水平为1％）。由于我们关注的是交互项系数的符号，表8中仅列出方程(7)的回归结果。从表8中可以观察到，无论影响贫困的控制变量如何选择，交互项的系数均为正值且显著，说明经济增长对贫困的减轻作用随贸易自由化程度加深而显著提高。该结论为看待沿海、内陆地区贸易自由化减贫效果和反事实估计结果的不同提供了一个视角：虽然贸易自由化对经济的增长的边际效应、经济增长对贫困人口收入的边际效应都是内陆地区比较大，但是由于内陆地区的贸易自由化程度没有到达一定的水平，贸易自由化的规模效应很小、辐射能力不强，没有办法显著改善内陆地区经济增长的趋势，导致贸易自由化通过各种微观机制对内陆地区贫困人口收入提高的作用不大，即反事实估计结果中呈现出贫困人口收入提高程度不是很大。而沿海地区回归结果虽然显示贸易自由化、经济增长对减轻贫困的边际效应比较小，但是由于贸易开放程度很高（如广东省2004年贸易依存度高达184.2825），贸易开放对经济增长产生了规模效应、外溢效应等，使得沿海地区的贫困人口的收入通过就业、工资、政府转移支付等渠道得到很大提高。但另一方面，这也意味着内陆地区贸易自由化程度的提高，减贫的效果将会大幅度提高。
四、结论
本文通过考察贸易自由化如何通过经济增长影响贫困得出了以下结论：（1）全国数据的回归结果显示出贸易自由化可以有效促进经济的增长，而经济增长有利于增加贫困人口的收入；（2）沿海和内陆地区的回归结果显示，沿海、内陆地区贸易自由化程度的加深都可以通过促进经济增长显著减少贫困，但是内陆地区贸易自由化对经济增长以及经济增长对减轻贫困的边际作用都高于沿海地区；（3）反事实回归结果也证实了贸易自由化对我国绝大多数省市的贫困人口收入水平提高有促进作用，同时沿海地区贫困人口的收入提高幅度明显大于内陆地区；（4）对经济增长与贸易自由化的交互项的分析证实了贸易自由化通过经济增长对减轻贫困的作用随贸易自由化程度的深化而加强。
本文通过联立方程组模型的估计和反事实估计结果的分析说明了贸易自由化通过经济增长对减轻贫困有正面的影响，但不足之处在于：（1）由于农村贫困数据的缺失，使得我们无法估计贸易开放对农村居民贫困的影响；（2）一部分的回归结果均显示政府支出、基础设施建设作为控制变量对减轻贫困的作用是负面的或者不显著的。这与我们的直觉是矛盾的，但是国内一些学者的研究也曾得到类似的结论，例如林伯强（2005）指出扶贫贷款的政府支出对减轻贫困的影响不显著，李永友、沈坤荣（2007）指出基础教育支出、医疗支出的目标收益群体较为模糊，配置结构没有偏向低收入人群，因此这些方面的政府支出没有减轻相对贫困，甚至还进一步扩大了相对贫困。我们对于文中回归结果的解释是，政府支出、基础设施的建设可能并没有惠及贫困人群，一般性的财政支出和基础设施建设不能减轻贫困，例如高速公路的建设可能主要是有利于非贫困人口。另外，政府支出的增加可能是偏向于该地区经济的发展，而主要不是用于扶贫，因此政府支出增加对减贫的效果不明显；（3）由于统计资料有限，本文样本数据的时间长度仅为1996-2005年，因此扩大样本容量或许能够为进一步研究该问题提供更加丰富的结论。
注释：
① 关于联立方程组中方程（3）的稳健性问题，Frankel和Romer（1999）讨论并论证了该模型的稳健性。为了检验该模型对于我国的数据是否仍然稳健，我们进行了一系列的稳健性检验，包括改变样本的横截面数量、改变样本的时间序列长度以及加入时间固定影响、截面固定影响，结果均显示出贸易自由化、国内贸易对经济增长的作用是显著为正的。因此，结合上面两方面的原因，我们认为联立方程组中的方程3是稳健的。
但是考虑到本文中采用的是联立方程组模型，方程组（3）、（4）已经表明了贸易自由化对贫困是有影响的，不过这种影响是间接而非直接的，所以在方程（4）中引入交互项的时候，我们并没有同时引入t项，以避免对联立方程组产生结构性的影响。
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