作者：王中华梁俊伟
经济评论 2008年09期
一、文献回顾与问题的提出
垂直专业化是指一种商品的生产过程延伸为多个连续的生产阶段，每一个国家只在某个连续的特殊阶段进行专业化生产，形成了跨越许多国家的垂直性贸易链（Hummels，2001）。国际垂直专业化分工及建立在此基础上的贸易的盛行是20世纪后半期兴起的第二次经济全球化浪潮的一个新的显著特征。
关于国际垂直专业化对收入差距的影响研究源于20世纪70－90年代。其间美国等发达国家熟练劳动力与非熟练劳动力之间的工资收入差距明显扩大，这一问题引起了学术界与政策制定者的普遍重视。国际垂直专业化被认为是造成发达国家收入差距扩大的一个重要原因，因为发达国家将非熟练劳动力密集型的生产阶段移往低收入国家，会降低国内对非熟练劳动力的需求，从而提高熟练劳动力的需求和相对工资。在这种背景下，国际垂直专业化分工与贸易对收入差距的影响受到了广泛关注，成为国际经济学界研究的热点之一。在众多的研究文献中，Feenstra和Hanson（1995）的模型将熟练劳动力与非熟练劳动力之间的工资收入差距的扩大与垂直专业化联系起来。随后，众多学者从理论和实证角度对该问题进行了研究，理论研究通过构建理论模型试图对国际垂直专业化分工与贸易影响收入分配的一般性结论进行分析，但这一角度的研究并未得到统一的结果。Kohler（2002）认为国际垂直专业化的收入分配效果是由那些从经济角度看应当留在国内进行的生产阶段的要素密集度决定的。Jones和Kierzkowski（2001）、Jones（2005）认为国际垂直专业化对非熟练劳动力收入的影响依赖于一国的要素禀赋、产出模式与具体的垂直分工之间复杂的相互影响。Grossman和Hansberg（2006）认为国际垂直专业化会通过成本下降带来的生产率效应、相对价格效应和劳动力供给效应来影响要素收入，特别是生产率效应会产生有利于国内所有要素收入的增加。与理论研究不同，实证分析大多表明垂直专业化确实对收入差距有重要影响。如Feenstra和Hanson（1995）估计了国际外包等因素对美国20世纪80年代收入差距的影响，结果显示15％～33％的工资收入差距的增长是由国际外包导致的。Head和Ries（2000）则运用1965－1990年1 070个日本制造业公司数据研究发现，日本公司将部分生产转移到低收入国家的外包行为扩大了工资收入差距。Haskel和Slaughter（2001）对英国制造业1960－1990年的数据进行实证分析发现，国际外包对工资收入差距的影响相对较小。Hsieh和Woo（2005）分析了中国香港1976－1996年收入差距与外包的关系，经验分析的结果表明中国香港收入差距，特别是工资收入差距扩大的45％～60％可由对中国内地的外包来解释。
参与国际垂直专业化分工对于发展中国家收入差距也会产生显著的影响。在Feenstra和Hanson（1995）的理论分析中，发达国家生产环节转移到发展中国家的外包会导致发展中国家收入差距的扩大。同时，Feenstra和Hanson（1995）实证分析了美国对墨西哥的外包对墨西哥收入差距的影响，结果表明，墨西哥与美国边境地区工资收入差距的50％可由美国对墨西哥的外包来解释。中国作为世界上最大的发展中国家，其国民经济和国际贸易的快速增长对世界经济格局产生了广泛和深远的影响。特别是近些年来，伴随着我国不断融入国际垂直专业化分工体系，中国成为近十年来世界上收入差距上升最快的国家之一（Xu and Li，2007）。然而，收入差距的扩大是否与我国参与国际垂直专业化分工有关还需进一步论证。从国内目前的研究来看，Xu和Li（2007）、赵莹（2003）等学者从贸易开放、对外开放角度研究其对收入差距的影响，鲜有学者从国际垂直专业化角度对我国收入差距的影响进行分析。本文尝试从国际分工深化的角度，分析我国参与国际垂直专业化分工的收入差距效应。
二、国际垂直专业化影响收入差距的理论机制
随着发达国家与发展中国家垂直专业化的发生和范围的扩大，发达国家将非熟练劳动力密集型的生产阶段移往低收入国家，会降低国内对非熟练劳动力的需求，从而提高对熟练劳动力的需求，进而提高熟练劳动力的相对工资，收入差距扩大；对于发展中国家而言，由于承接发达国家转移的生产阶段的熟练劳动力密集度可能比发展中国家先前生产阶段高，这也将提高其对熟练劳动力的相对需求和相对工资，发展中国家收入差距也将扩大（Feenstra and Hanson，1995）。
本部分我们沿着Feenstra和Hanson（1996）的思路与框架，引入国际片段化生产，构建了一个连续统投入品模型，以此来分析国际垂直专业化对收入差距影响的机制。假设只存在经济紧密联系的发达国家和发展中国家两个国家，每个国家只有一个由连续统的中间投入品组装而成的制成品行业，即z∈［0，1］。每一单位投入品z分别需要使用非熟练劳动力（z）和熟练劳动力（z），并且假定（z）／（z）随着z的增加而增加。投入品所使用的非熟练劳动力和熟练劳动力总量表示为L（z）和H（z）。另外，生产每一单位投入品需要资本为K（z）。中间投入品的生产函数采用柯布—道格拉斯函数形式，表示为：
因此，如图1根据比较优势，z＞的所有环节将在发达国家生产（生产成本较低），z＜的环节将在发展中国家生产。在完全竞争条件下，中间投入品的价格与最小单位成本相等。假定F为最终产品Y的世界消费总值，则发展中国家生产的中间产品的需求可表示为：
由于该阶段的熟练劳动力密集度要比发展中国家先前生产阶段高，而比发达国家先前生产阶段低。因此，这必然会同时提高两国对熟练劳动力的相对需求。将（6）式、（7）式相比可以得出发展中国家熟练劳动力相对需求。发达国家熟练劳动力相对需求采用相同方法获得，只是要先将（6）式、（7）式在［，1］上积分，并使用发达国家要素价格。另外，令
分别表示发展中国家与发达国家熟练劳动力相对需求。由于在点熟练劳动力与非熟练劳动力的比例超过了发展中国家的平均值而低于发达国家的平均值，所以（8）式的两式均为正。这说明，当国际垂直专业化使生产环节转移由变到了时，两国对熟练劳动力的相对需求均会增加，在正常情况下将会提高两国熟练劳动力的相对工资，两国收入差距均会扩大。
三、我国收入差距、参与国际垂直专业化分工程度的变化趋势
（一）收入差距的变化趋势
过去的20年中国经历了经济的快速增长，人民收入水平不断提高。而与之相伴的是收入差距的扩大。国际上通常使用基尼系数来衡量一国收入分配的不平等性。对于中国的基尼系数的估算有着多种估算结果。由于基尼系数的准确计算非常复杂，不同的研究文献使用不同的方法，得到的结果差异甚大。我们采用的数据来自权威的世界银行《世界收入不平等数据库（WIID）》最新修订版WIID2（Beta），该数据库更新到2003年。同时我们参考胡祖光（2004）的简易方法计算出了最近几年的基尼系数值，具体算法如下：按照通常的收入分组五分法来计算基尼系数，必须把全国的居民收入从高到低分成人数相等的五个组，但由于在《中国统计年鉴》中只有城镇和农村居民收入的单列数据，而没有城乡合一的收入五分法数据，这使得利用通常的计算方法测算城乡合一的基尼系数时遇到困难。胡祖光（2004）根据全国最富的20％人口（来自于《中国统计年鉴》中的城镇调查数据）和最穷的20％人口（来自于《中国统计年鉴》中的农村调查数据）的收入比重这两个特征值来测算城乡合一基尼系数，具体方法就是以五分法中最高收入组与最低收入组各自所占的收入比重之差来简易计算基尼系数，并在数学上证明了基尼系数就是这两个收入比重的差。通过上述的计算与调整，我们形成了中国1978－2006年的基尼系数序列。正如学术界已经达成的共识，中国的收入差距有着扩大的趋势，如图2所示。
图2 1978－2006年中国基尼系数变化趋势
同时，按照第二部分的理论机制，垂直专业化主要通过影响熟练劳动力与非熟练劳动力工资差距来影响总体收入差距。熟练劳动力与非熟练劳动力的工资收入差距是构成中国收入差距的重要组成部分，据Khan与Riskin（1998）的估计，工资收入差距对于中国收入差距的贡献度已经超过了50％。因此，我们应当分析工资收入差距的趋势。然而，这里须指出，我国并没有熟练劳动力和非熟练劳动力的分类数据，工资收入差距的数据更是不可能直接获得。据笔者所知，只有《中国劳动统计年鉴》为数不多的几年对相关城市平均工资按受教育程度进行了问卷调查，如1998年对中国30个城市雇员按受教育程度的工资调查、2000年对中国19个城市雇员按受教育程度的工资调查等。我们将熟练劳动力定义为完成大学及以上教育的劳动力，非熟练劳动力定义为完成高中及以下教育的劳动力，根据现有的《中国劳动统计年鉴》城市平均工资调查问卷数据绘制出我国1995－2000年熟练劳动力相对于非熟练劳动力的相对工资变化趋势，如图3所示。
图3 1995－2000年中国熟练劳动力相对工资变化趋势
根据图3，中国工资差距与收入差距保持了相同的递增势头，以熟练劳动力平均工资相对于非熟练劳动力平均工资的比率衡量的工资差距在1995－2000年，平均每年以11％的速度增长。
（二）我国参与国际垂直专业化分工的程度
度量国际垂直专业化程度的主要方法是应用投入—产出表，根据Hummels等（2001）建立的VS指标，即通过计算出口中包含的进口中间投入价值（VS值）及其占总出口的比重（VS比重）来反映国际垂直专业化分工的程度。国内的一些学者采用这种方法，对我国参与国际垂直专业化的程度进行了测算，如CCER课题组（2006）。然而，从CCER课题组（2006）测算的相关年度数据来看，样本期的跨度仅为1992－2003年，不能满足下一步的时间序列分析。因此，我们采取了另外一种测算方式，即依据加工贸易的数据计算我国参与国际垂直专业化的程度，以加工贸易进口额代替进口中间投入价值（VS值）并计算VS比重，结果如图4所示。
从图4可看出，20世纪80年代以来我国参与产品内分工的程度处于上升趋势，由1983年的0.103上升到2006年的0.368，这与世界产品内分工的发展趋势是一致的，同时也说明中国已经深深地融入国际垂直专业化分工体系中。
注：1983－2004年数据来源于历年海关统计年鉴与中国统计年鉴（2006），2006年数据来自商务部网站。
图4 我国参与国际垂直专业化程度（1983－2006）
从以上相关数据分析我们发现，中国居民基尼系数与表示垂直专业化程度的VS比重大体具有相似的趋势，都是持续上升的。那么，是否意味着中国的收入差距与国际垂直专业化程度加深有关？前面的理论机制分析也表明参与国际垂直专业化倾向于扩大发展中国家的收入差距，那么在实证方面是否也能得到相应的支持？我们将在下一部分进行分析。
四、实证分析
（一）模型的设定与数据说明
本部分对我国参与国际垂直专业化分工与收入差距之间的关系进行计量检验，考察国际垂直专业化对收入差距是否具有影响作用。我们将具体计量模型设定如下：
其中，GINI[,t]代表t时期中国的基尼系数，VS[,t]表示中国参与国际垂直专业化分工的程度，数据来源于第三部分的计算。这里需要说明的是，虽然垂直专业化是通过影响熟练劳动力与非熟练劳动力工资差距来影响总体收入差距，但是由于工资收入差距数据的相对匮乏，我们在时间序列分析中收入差距变量只使用了基尼系数，并以此来考察垂直专业化等因素对整体收入差距的影响，这并不否认垂直专业化理论机制作用的发挥。由于我们计算可得的VS比重数据区间为1983－2006年，所以我们选取的GINI（基尼系数）取值区间同样为1983－2006年。根据前面的理论机制，参与垂直专业化分工倾向于扩大收入差距，因此VS的系数符号预期为正。另外，由于发展中国家参与国际垂直专业化分工往往伴随着发达国家的直接投资行为，所以我们同时引入FDI作为解释变量，并对FDI序列取自然对数，考察其弹性变动对收入差距的影响。一般看来，大量FDI的流入会由于外资企业支付相对较高的工资而倾向于扩大收入差距，因此lnFDI的系数符号预期也为正。我们采用中国1983－2006年历年实际利用外商直接投资的数额，数据来源于《中国统计年鉴》有关各期。OPEN代表贸易开放度，用1983－2006各年进出口总额占GDP百分比来表示，数据来源于《中国统计年鉴》（2006），2006年数据来源于商务部网站。
为了控制其他可能影响收入差距因素的影响，我们在解释变量中又加入了UNE与UNI。其中UNE表示城镇居民登记失业率，数据来源于历年《中国统计年鉴》。失业率越高，低收入者与高收入者的总体差距应该越大，因此预期其系数符号为正。UNI表示受大专以上教育的劳动力占总劳动力的百分比，表示一国熟练劳动力的供给状况，数据来源于相关年份的《中国统计年鉴》。受高等教育的劳动力占总劳动力的百分比越高，熟练劳动力的供给将越充足，当市场上对于熟练劳动力的需求较小时，相对工资就越会降低，进而收入差距缩小；当市场上对于熟练劳动力的需求较大时，即使熟练劳动力的供给增加也仍然可能出现熟练劳动力相对工资上升，收入差距扩大。因此其系数符号取决于劳动力市场结构的变化。
（二）计量结果的分析
在对变量进行回归分析之前，需要检查变量的平稳性。如果变量是平稳的，则变量之间自然存在协整关系；如果变量非平稳，就需要进行协整检验，否则就会出现伪回归的错误。本文采用ADF检验，考察时间序列变量是否为一阶单整，结果如表1。
。
从表1中的检验结果可以看出，经单位根检验，所有变量都是一阶单整的，可以进行协整分析。协整关系反映了所研究的变量之间存在一种长期稳定的均衡关系。考虑到回归方程中所涉及的变量多于两个，本文采用Johnsen- Juselius的多变量协整检验方法，考察基尼系数、VS比重和贸易开放度等变量的长期关系。
如表2所示，检验的结果表明，在1％的显著性水平上，回归方程变量之间存在三个协整向量，即基尼系数与垂直专业化比重、贸易开放等变量具有协整关系。从标准化的协整参数可以看出，各个协整参数的符号基本符合我们的预期。协整关系式为：
GINI＝0.278＋0.308VS＋0.006ln FDI＋0.036OPEN＋0.066UNE＋0.040UNI
从回归方程的系数我们可以看出，参与国际垂直专业化分工对于我国收入差距的扩大具有显著的正影响，伴随着我国不断融入国际垂直专业化分工体系，收入差距不断扩大。FDI、OPEN的系数估计值均为正，说明对外开放、FDI的大量流入也倾向于扩大中国收入差距。城镇居民登记失业率的符号为正，说明UNE确实对收入差距有显著影响，由于失业的居民收入非常低，仅能维持最低的生活水平，失业率越高，收入差距将越大。UNI的系数估计值是正号，说明在当前中国劳动力市场上对于熟练劳动力的需求较大，其增长速度要超过熟练劳动力供给的增长速度。
五、简要结论与启示
从理论分析来看，由于发展中国家参与国际垂直专业化分工，承接发达国家转移的生产环节的熟练劳动力密集度可能比发展中国家先前生产阶段高，这将提高其对熟练劳动力的相对需求和相对工资，进而扩大发展中国家收入差距。
从对中国的计量分析看，收入差距与国际垂直专业化、FDI、对外开放等变量有着长期协整关系。特别是积极深入地参与国际垂直专业化对于中国收入差距扩大具有很大的显著的正效应，而对外开放、FDI的大量流入也倾向于扩大中国收入差距。另外，失业率的增加扩大了收入差距，而熟练劳动力供给的系数符号为正，说明开放与垂直专业化带来的对熟练劳动力需求增加的速度高于熟练劳动力供给增加的速度，进而倾向于扩大收入差距。
从收入分配对社会运行、发展的影响角度来看，收入差距的扩大不利于国家社会的稳定，因此，研究结论启示我们，中国的对外开放、积极参与国际垂直专业化分工要注意规避收入差距拉大的风险，否则将可能恶化包括中国在内的发展中国家广泛存在的收入分配问题。但是我们同时也要看到，收入差距的扩大可能反映出我国新的经济发展契机，即工资收入差距可能促进产业升级和技能升级。第一，低工资水平在给中国带来劳动力比较优势的同时，也带来了很多负面效应。从长期看，低技能非熟练劳动力成本优势严重制约了我国产业的结构升级和技术进步，企业将失去加大科研投入、优化产业结构、提高劳动生产率和产品技术含量的动力。同时劳动者收入太低，必然导致整个社会收入结构不合理，进而导致市场和生产结构的扭曲和畸形化，使社会生产资源得不到合理有效的分配。参与国际垂直专业化分工将不断地增加我们对高技能熟练劳动力的相对需求，并提高其相对工资，这意味着中国的低技能非熟练劳动力成本优势逐步弱化，使得产业结构的升级成为可能，生产可以从低技能非熟练劳动力密集型向高技能熟练劳动力密集型结构转变。第二，发展中国家获得发达国家技术溢出效应的必要条件之一就是拥有经过良好训练的人力资本。人力资本水平决定了发展中国家企业吸收发达国家的技术外溢的能力。因此，从收入分配角度看，为了减缓工资收入差距的扩大，必须提高劳动力的教育或技能水平，增加高技能熟练劳动力的供给，这也就意味着学习能力的增强，进而可以增强我国对外开放、参与国际垂直专业化分工所引致的技术外溢的吸收能力，有利于模仿和自主创新。
作者介绍：王中华，南京医科大学公共事业管理系。（210029）；梁俊伟，南京大学经济学院。（210093）
作者：王中华梁俊伟
经济评论 2008年09期
一、文献回顾与问题的提出
垂直专业化是指一种商品的生产过程延伸为多个连续的生产阶段，每一个国家只在某个连续的特殊阶段进行专业化生产，形成了跨越许多国家的垂直性贸易链（Hummels，2001）。国际垂直专业化分工及建立在此基础上的贸易的盛行是20世纪后半期兴起的第二次经济全球化浪潮的一个新的显著特征。
关于国际垂直专业化对收入差距的影响研究源于20世纪70－90年代。其间美国等发达国家熟练劳动力与非熟练劳动力之间的工资收入差距明显扩大，这一问题引起了学术界与政策制定者的普遍重视。国际垂直专业化被认为是造成发达国家收入差距扩大的一个重要原因，因为发达国家将非熟练劳动力密集型的生产阶段移往低收入国家，会降低国内对非熟练劳动力的需求，从而提高熟练劳动力的需求和相对工资。在这种背景下，国际垂直专业化分工与贸易对收入差距的影响受到了广泛关注，成为国际经济学界研究的热点之一。在众多的研究文献中，Feenstra和Hanson（1995）的模型将熟练劳动力与非熟练劳动力之间的工资收入差距的扩大与垂直专业化联系起来。随后，众多学者从理论和实证角度对该问题进行了研究，理论研究通过构建理论模型试图对国际垂直专业化分工与贸易影响收入分配的一般性结论进行分析，但这一角度的研究并未得到统一的结果。Kohler（2002）认为国际垂直专业化的收入分配效果是由那些从经济角度看应当留在国内进行的生产阶段的要素密集度决定的。Jones和Kierzkowski（2001）、Jones（2005）认为国际垂直专业化对非熟练劳动力收入的影响依赖于一国的要素禀赋、产出模式与具体的垂直分工之间复杂的相互影响。Grossman和Hansberg（2006）认为国际垂直专业化会通过成本下降带来的生产率效应、相对价格效应和劳动力供给效应来影响要素收入，特别是生产率效应会产生有利于国内所有要素收入的增加。与理论研究不同，实证分析大多表明垂直专业化确实对收入差距有重要影响。如Feenstra和Hanson（1995）估计了国际外包等因素对美国20世纪80年代收入差距的影响，结果显示15％～33％的工资收入差距的增长是由国际外包导致的。Head和Ries（2000）则运用1965－1990年1 070个日本制造业公司数据研究发现，日本公司将部分生产转移到低收入国家的外包行为扩大了工资收入差距。Haskel和Slaughter（2001）对英国制造业1960－1990年的数据进行实证分析发现，国际外包对工资收入差距的影响相对较小。Hsieh和Woo（2005）分析了中国香港1976－1996年收入差距与外包的关系，经验分析的结果表明中国香港收入差距，特别是工资收入差距扩大的45％～60％可由对中国内地的外包来解释。
参与国际垂直专业化分工对于发展中国家收入差距也会产生显著的影响。在Feenstra和Hanson（1995）的理论分析中，发达国家生产环节转移到发展中国家的外包会导致发展中国家收入差距的扩大。同时，Feenstra和Hanson（1995）实证分析了美国对墨西哥的外包对墨西哥收入差距的影响，结果表明，墨西哥与美国边境地区工资收入差距的50％可由美国对墨西哥的外包来解释。中国作为世界上最大的发展中国家，其国民经济和国际贸易的快速增长对世界经济格局产生了广泛和深远的影响。特别是近些年来，伴随着我国不断融入国际垂直专业化分工体系，中国成为近十年来世界上收入差距上升最快的国家之一（Xu and Li，2007）。然而，收入差距的扩大是否与我国参与国际垂直专业化分工有关还需进一步论证。从国内目前的研究来看，Xu和Li（2007）、赵莹（2003）等学者从贸易开放、对外开放角度研究其对收入差距的影响，鲜有学者从国际垂直专业化角度对我国收入差距的影响进行分析。本文尝试从国际分工深化的角度，分析我国参与国际垂直专业化分工的收入差距效应。
二、国际垂直专业化影响收入差距的理论机制
随着发达国家与发展中国家垂直专业化的发生和范围的扩大，发达国家将非熟练劳动力密集型的生产阶段移往低收入国家，会降低国内对非熟练劳动力的需求，从而提高对熟练劳动力的需求，进而提高熟练劳动力的相对工资，收入差距扩大；对于发展中国家而言，由于承接发达国家转移的生产阶段的熟练劳动力密集度可能比发展中国家先前生产阶段高，这也将提高其对熟练劳动力的相对需求和相对工资，发展中国家收入差距也将扩大（Feenstra and Hanson，1995）。
本部分我们沿着Feenstra和Hanson（1996）的思路与框架，引入国际片段化生产，构建了一个连续统投入品模型，以此来分析国际垂直专业化对收入差距影响的机制。假设只存在经济紧密联系的发达国家和发展中国家两个国家，每个国家只有一个由连续统的中间投入品组装而成的制成品行业，即z∈［0，1］。每一单位投入品z分别需要使用非熟练劳动力（z）和熟练劳动力（z），并且假定（z）／（z）随着z的增加而增加。投入品所使用的非熟练劳动力和熟练劳动力总量表示为L（z）和H（z）。另外，生产每一单位投入品需要资本为K（z）。中间投入品的生产函数采用柯布—道格拉斯函数形式，表示为：
因此，如图1根据比较优势，z＞的所有环节将在发达国家生产（生产成本较低），z＜的环节将在发展中国家生产。在完全竞争条件下，中间投入品的价格与最小单位成本相等。假定F为最终产品Y的世界消费总值，则发展中国家生产的中间产品的需求可表示为：
由于该阶段的熟练劳动力密集度要比发展中国家先前生产阶段高，而比发达国家先前生产阶段低。因此，这必然会同时提高两国对熟练劳动力的相对需求。将（6）式、（7）式相比可以得出发展中国家熟练劳动力相对需求。发达国家熟练劳动力相对需求采用相同方法获得，只是要先将（6）式、（7）式在［，1］上积分，并使用发达国家要素价格。另外，令
分别表示发展中国家与发达国家熟练劳动力相对需求。由于在点熟练劳动力与非熟练劳动力的比例超过了发展中国家的平均值而低于发达国家的平均值，所以（8）式的两式均为正。这说明，当国际垂直专业化使生产环节转移由变到了时，两国对熟练劳动力的相对需求均会增加，在正常情况下将会提高两国熟练劳动力的相对工资，两国收入差距均会扩大。
三、我国收入差距、参与国际垂直专业化分工程度的变化趋势
（一）收入差距的变化趋势
过去的20年中国经历了经济的快速增长，人民收入水平不断提高。而与之相伴的是收入差距的扩大。国际上通常使用基尼系数来衡量一国收入分配的不平等性。对于中国的基尼系数的估算有着多种估算结果。由于基尼系数的准确计算非常复杂，不同的研究文献使用不同的方法，得到的结果差异甚大。我们采用的数据来自权威的世界银行《世界收入不平等数据库（WIID）》最新修订版WIID2（Beta），该数据库更新到2003年。同时我们参考胡祖光（2004）的简易方法计算出了最近几年的基尼系数值，具体算法如下：按照通常的收入分组五分法来计算基尼系数，必须把全国的居民收入从高到低分成人数相等的五个组，但由于在《中国统计年鉴》中只有城镇和农村居民收入的单列数据，而没有城乡合一的收入五分法数据，这使得利用通常的计算方法测算城乡合一的基尼系数时遇到困难。胡祖光（2004）根据全国最富的20％人口（来自于《中国统计年鉴》中的城镇调查数据）和最穷的20％人口（来自于《中国统计年鉴》中的农村调查数据）的收入比重这两个特征值来测算城乡合一基尼系数，具体方法就是以五分法中最高收入组与最低收入组各自所占的收入比重之差来简易计算基尼系数，并在数学上证明了基尼系数就是这两个收入比重的差。通过上述的计算与调整，我们形成了中国1978－2006年的基尼系数序列。正如学术界已经达成的共识，中国的收入差距有着扩大的趋势，如图2所示。
图2 1978－2006年中国基尼系数变化趋势
同时，按照第二部分的理论机制，垂直专业化主要通过影响熟练劳动力与非熟练劳动力工资差距来影响总体收入差距。熟练劳动力与非熟练劳动力的工资收入差距是构成中国收入差距的重要组成部分，据Khan与Riskin（1998）的估计，工资收入差距对于中国收入差距的贡献度已经超过了50％。因此，我们应当分析工资收入差距的趋势。然而，这里须指出，我国并没有熟练劳动力和非熟练劳动力的分类数据，工资收入差距的数据更是不可能直接获得。据笔者所知，只有《中国劳动统计年鉴》为数不多的几年对相关城市平均工资按受教育程度进行了问卷调查，如1998年对中国30个城市雇员按受教育程度的工资调查、2000年对中国19个城市雇员按受教育程度的工资调查等。我们将熟练劳动力定义为完成大学及以上教育的劳动力，非熟练劳动力定义为完成高中及以下教育的劳动力，根据现有的《中国劳动统计年鉴》城市平均工资调查问卷数据绘制出我国1995－2000年熟练劳动力相对于非熟练劳动力的相对工资变化趋势，如图3所示。
图3 1995－2000年中国熟练劳动力相对工资变化趋势
根据图3，中国工资差距与收入差距保持了相同的递增势头，以熟练劳动力平均工资相对于非熟练劳动力平均工资的比率衡量的工资差距在1995－2000年，平均每年以11％的速度增长。
（二）我国参与国际垂直专业化分工的程度
度量国际垂直专业化程度的主要方法是应用投入—产出表，根据Hummels等（2001）建立的VS指标，即通过计算出口中包含的进口中间投入价值（VS值）及其占总出口的比重（VS比重）来反映国际垂直专业化分工的程度。国内的一些学者采用这种方法，对我国参与国际垂直专业化的程度进行了测算，如CCER课题组（2006）。然而，从CCER课题组（2006）测算的相关年度数据来看，样本期的跨度仅为1992－2003年，不能满足下一步的时间序列分析。因此，我们采取了另外一种测算方式，即依据加工贸易的数据计算我国参与国际垂直专业化的程度，以加工贸易进口额代替进口中间投入价值（VS值）并计算VS比重，结果如图4所示。
从图4可看出，20世纪80年代以来我国参与产品内分工的程度处于上升趋势，由1983年的0.103上升到2006年的0.368，这与世界产品内分工的发展趋势是一致的，同时也说明中国已经深深地融入国际垂直专业化分工体系中。
注：1983－2004年数据来源于历年海关统计年鉴与中国统计年鉴（2006），2006年数据来自商务部网站。
图4 我国参与国际垂直专业化程度（1983－2006）
从以上相关数据分析我们发现，中国居民基尼系数与表示垂直专业化程度的VS比重大体具有相似的趋势，都是持续上升的。那么，是否意味着中国的收入差距与国际垂直专业化程度加深有关？前面的理论机制分析也表明参与国际垂直专业化倾向于扩大发展中国家的收入差距，那么在实证方面是否也能得到相应的支持？我们将在下一部分进行分析。
四、实证分析
（一）模型的设定与数据说明
本部分对我国参与国际垂直专业化分工与收入差距之间的关系进行计量检验，考察国际垂直专业化对收入差距是否具有影响作用。我们将具体计量模型设定如下：
其中，GINI[,t]代表t时期中国的基尼系数，VS[,t]表示中国参与国际垂直专业化分工的程度，数据来源于第三部分的计算。这里需要说明的是，虽然垂直专业化是通过影响熟练劳动力与非熟练劳动力工资差距来影响总体收入差距，但是由于工资收入差距数据的相对匮乏，我们在时间序列分析中收入差距变量只使用了基尼系数，并以此来考察垂直专业化等因素对整体收入差距的影响，这并不否认垂直专业化理论机制作用的发挥。由于我们计算可得的VS比重数据区间为1983－2006年，所以我们选取的GINI（基尼系数）取值区间同样为1983－2006年。根据前面的理论机制，参与垂直专业化分工倾向于扩大收入差距，因此VS的系数符号预期为正。另外，由于发展中国家参与国际垂直专业化分工往往伴随着发达国家的直接投资行为，所以我们同时引入FDI作为解释变量，并对FDI序列取自然对数，考察其弹性变动对收入差距的影响。一般看来，大量FDI的流入会由于外资企业支付相对较高的工资而倾向于扩大收入差距，因此lnFDI的系数符号预期也为正。我们采用中国1983－2006年历年实际利用外商直接投资的数额，数据来源于《中国统计年鉴》有关各期。OPEN代表贸易开放度，用1983－2006各年进出口总额占GDP百分比来表示，数据来源于《中国统计年鉴》（2006），2006年数据来源于商务部网站。
为了控制其他可能影响收入差距因素的影响，我们在解释变量中又加入了UNE与UNI。其中UNE表示城镇居民登记失业率，数据来源于历年《中国统计年鉴》。失业率越高，低收入者与高收入者的总体差距应该越大，因此预期其系数符号为正。UNI表示受大专以上教育的劳动力占总劳动力的百分比，表示一国熟练劳动力的供给状况，数据来源于相关年份的《中国统计年鉴》。受高等教育的劳动力占总劳动力的百分比越高，熟练劳动力的供给将越充足，当市场上对于熟练劳动力的需求较小时，相对工资就越会降低，进而收入差距缩小；当市场上对于熟练劳动力的需求较大时，即使熟练劳动力的供给增加也仍然可能出现熟练劳动力相对工资上升，收入差距扩大。因此其系数符号取决于劳动力市场结构的变化。
（二）计量结果的分析
在对变量进行回归分析之前，需要检查变量的平稳性。如果变量是平稳的，则变量之间自然存在协整关系；如果变量非平稳，就需要进行协整检验，否则就会出现伪回归的错误。本文采用ADF检验，考察时间序列变量是否为一阶单整，结果如表1。
。
从表1中的检验结果可以看出，经单位根检验，所有变量都是一阶单整的，可以进行协整分析。协整关系反映了所研究的变量之间存在一种长期稳定的均衡关系。考虑到回归方程中所涉及的变量多于两个，本文采用Johnsen- Juselius的多变量协整检验方法，考察基尼系数、VS比重和贸易开放度等变量的长期关系。
如表2所示，检验的结果表明，在1％的显著性水平上，回归方程变量之间存在三个协整向量，即基尼系数与垂直专业化比重、贸易开放等变量具有协整关系。从标准化的协整参数可以看出，各个协整参数的符号基本符合我们的预期。协整关系式为：
GINI＝0.278＋0.308VS＋0.006ln FDI＋0.036OPEN＋0.066UNE＋0.040UNI
从回归方程的系数我们可以看出，参与国际垂直专业化分工对于我国收入差距的扩大具有显著的正影响，伴随着我国不断融入国际垂直专业化分工体系，收入差距不断扩大。FDI、OPEN的系数估计值均为正，说明对外开放、FDI的大量流入也倾向于扩大中国收入差距。城镇居民登记失业率的符号为正，说明UNE确实对收入差距有显著影响，由于失业的居民收入非常低，仅能维持最低的生活水平，失业率越高，收入差距将越大。UNI的系数估计值是正号，说明在当前中国劳动力市场上对于熟练劳动力的需求较大，其增长速度要超过熟练劳动力供给的增长速度。
五、简要结论与启示
从理论分析来看，由于发展中国家参与国际垂直专业化分工，承接发达国家转移的生产环节的熟练劳动力密集度可能比发展中国家先前生产阶段高，这将提高其对熟练劳动力的相对需求和相对工资，进而扩大发展中国家收入差距。
从对中国的计量分析看，收入差距与国际垂直专业化、FDI、对外开放等变量有着长期协整关系。特别是积极深入地参与国际垂直专业化对于中国收入差距扩大具有很大的显著的正效应，而对外开放、FDI的大量流入也倾向于扩大中国收入差距。另外，失业率的增加扩大了收入差距，而熟练劳动力供给的系数符号为正，说明开放与垂直专业化带来的对熟练劳动力需求增加的速度高于熟练劳动力供给增加的速度，进而倾向于扩大收入差距。
从收入分配对社会运行、发展的影响角度来看，收入差距的扩大不利于国家社会的稳定，因此，研究结论启示我们，中国的对外开放、积极参与国际垂直专业化分工要注意规避收入差距拉大的风险，否则将可能恶化包括中国在内的发展中国家广泛存在的收入分配问题。但是我们同时也要看到，收入差距的扩大可能反映出我国新的经济发展契机，即工资收入差距可能促进产业升级和技能升级。第一，低工资水平在给中国带来劳动力比较优势的同时，也带来了很多负面效应。从长期看，低技能非熟练劳动力成本优势严重制约了我国产业的结构升级和技术进步，企业将失去加大科研投入、优化产业结构、提高劳动生产率和产品技术含量的动力。同时劳动者收入太低，必然导致整个社会收入结构不合理，进而导致市场和生产结构的扭曲和畸形化，使社会生产资源得不到合理有效的分配。参与国际垂直专业化分工将不断地增加我们对高技能熟练劳动力的相对需求，并提高其相对工资，这意味着中国的低技能非熟练劳动力成本优势逐步弱化，使得产业结构的升级成为可能，生产可以从低技能非熟练劳动力密集型向高技能熟练劳动力密集型结构转变。第二，发展中国家获得发达国家技术溢出效应的必要条件之一就是拥有经过良好训练的人力资本。人力资本水平决定了发展中国家企业吸收发达国家的技术外溢的能力。因此，从收入分配角度看，为了减缓工资收入差距的扩大，必须提高劳动力的教育或技能水平，增加高技能熟练劳动力的供给，这也就意味着学习能力的增强，进而可以增强我国对外开放、参与国际垂直专业化分工所引致的技术外溢的吸收能力，有利于模仿和自主创新。
作者介绍：王中华，南京医科大学公共事业管理系。（210029）；梁俊伟，南京大学经济学院。（210093）