【文章內(nèi)容簡介】 中可以發(fā)現(xiàn)，方程的擬合程度較高，（顯著性水平為1%），因此數(shù)據(jù)不存在序列相關(guān)性。貿(mào)易自由化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響顯著且為正值，貿(mào)易依存度每增加一個(gè)百分點(diǎn)。資本存量和勞動(dòng)力與經(jīng)濟(jì)增長也呈現(xiàn)正向關(guān)系且十分顯著，而人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用雖然為正值，但不是很顯著。從資本存量、勞動(dòng)力和人力資本回歸系數(shù)的比較來看，資本存量的上升對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用是最大的，說明資本存量的上升是推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)增長的主要因素。方程（b）在不同的控制變量情況下擬合優(yōu)度都較高，DW系數(shù)均可以通過檢驗(yàn)（顯著性水平為1%）。方程(b)的回歸結(jié)果中GDP對(duì)貧困人口收入的減少也是顯著的且為正值，GDP每增長一個(gè)百分點(diǎn)。政府支出對(duì)貧困人口收入增長的影響為正且顯著，但基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)貧困人口的收入增長顯著為負(fù)，人力資本、通貨膨脹率對(duì)貧困人口收入的變化的影響是不顯著的。方程(b)回歸結(jié)果說明：經(jīng)濟(jì)增長減輕了貧困，政府支出的增加也會(huì)有效促進(jìn)貧困人口收入的上升，但人力資本、通貨膨脹率對(duì)貧困人口收入的變化沒有明顯的作用，基礎(chǔ)設(shè)施的改善沒有促進(jìn)貧困的減輕。因此，從聯(lián)立方程組的全國數(shù)據(jù)估計(jì)結(jié)果可以得出結(jié)論貿(mào)易自由化通過經(jīng)濟(jì)增長顯著得減輕了貧困，通過簡單的計(jì)算，，若貿(mào)易依存度上升10個(gè)百分點(diǎn)。（二）東部數(shù)據(jù)和中西部數(shù)據(jù)回歸結(jié)果比較 由于我國進(jìn)出口貿(mào)易額分布極不均勻，東部沿海的8個(gè)省市（北京、天津、上海、浙江、江蘇、福建、山東和廣東）在1996－，而其余的19個(gè)中東部省市1996－。鑒于我國東部與中西部地區(qū)貿(mào)易開放程度存在巨大差距，本文將數(shù)據(jù)樣本分為東部地區(qū)和西部地區(qū)兩部分，分別利用前文的聯(lián)立方程組和估計(jì)方法度量貿(mào)易自由化對(duì)兩地區(qū)貧困人口收入的影響,方程回歸結(jié)果見表2。回歸結(jié)果顯示所有方程的擬合優(yōu)度較高， 通過查表可以得到東部地區(qū)方程(a)(b)的DW系數(shù)的有效范圍（顯著性水平為1％）分別為（，）和（，），中西部地區(qū)方程(a)(b)的DW系數(shù)有效范圍（顯著性水平為1％）為（，）和（，），因此所有回歸的DW系數(shù)都可以通過檢驗(yàn)。表2顯示出，東部的貿(mào)易自由化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)出顯著的正向效應(yīng)。而經(jīng)濟(jì)增長又顯著增加了東部地區(qū)貧困人口的收入水平，。西部地區(qū)的貿(mào)易自由化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用雖然為正但是不顯著，經(jīng)濟(jì)增長顯著有利于西部地區(qū)貧困人口的收入,由于貿(mào)易自由化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用不顯著，這樣，我們無法估計(jì)貿(mào)易依存度的提高怎樣影響貧困人口收入。因此聯(lián)立方程組回歸結(jié)果顯示東部地區(qū)的貿(mào)易自由化有效減少了貧困，而西部地區(qū)的貿(mào)易自由化對(duì)貧困的減少?zèng)]有明顯的作用。同時(shí)方程(a)回歸結(jié)果也顯示出，東部地區(qū)資本積累對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用顯著為正，勞動(dòng)力增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用雖為正值但是不顯著，而人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用顯著為負(fù)值。說明東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的主要原因是資本積累和貿(mào)易開放程度的加深。西部地區(qū)勞動(dòng)力增加、人力資本的積累和資本積累都顯著有利于該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長。方程(b)的回歸結(jié)果顯示，東部地區(qū)除了經(jīng)濟(jì)增長外，政府支出和人力資本積累也顯著地有利于減去貧困，通貨膨脹阻礙了貧困的減輕。同全國數(shù)據(jù)回歸結(jié)果一樣基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)貧困的減輕作用為負(fù)且顯著。西部地區(qū)除經(jīng)濟(jì)增長外只有政府支出有利于貧困的減輕，其他的變量作用均不顯著。（三）反事實(shí)估計(jì)結(jié)果為估算貿(mào)易自由化對(duì)貧困減輕的絕對(duì)程度，本文采用反事實(shí)估計(jì)方法粗略計(jì)算?？紤]到樣本容量對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響，反事實(shí)估計(jì)結(jié)果采用全國數(shù)據(jù)的回歸系數(shù)，影響貧困人口收入的控制變量包括政府支出、基礎(chǔ)設(shè)施、人力資本和通貨膨脹率。反事實(shí)估計(jì)結(jié)果見表3，表3中的數(shù)據(jù)為1996－2005年各省的貧困人口收入的平均數(shù)整理而成。從反事實(shí)估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，除去貴州、黑龍江、江西、遼寧、山西、陜西和四川省的貧困人口收入水平降低了，其他20個(gè)省市的貧困人口收入由于貿(mào)易自由化而提高了。其中，貧困人口收入增長大于1000元（以1996年為基期，以下數(shù)據(jù)均以1996年為基期）的省市有北京、福建、廣東、上海和浙江，浙江省的貧困人口收入增長幅度最大，；貧困人口收入增長額在500元與1000元的之間的省市包括江蘇、云南、山東和天津；貧困人口收入增長額大于100小于500元的省市包括廣西、海南、河南、湖北、湖南、吉林、青海和新疆，其余省份得貧困人口收入增加小于100元，其中安徽的增長最小，只有49元。為尋求貴州、黑龍江等7個(gè)省1996－2005年貧困人口平均收入下降的原因，我們利用反事實(shí)估計(jì)分別估算出1996－2005年27個(gè)省市每年的貧困人口收入，我們發(fā)現(xiàn)這七個(gè)省市1996－2000年中某些年份的反事實(shí)預(yù)測值相對(duì)真實(shí)值存在明顯的高估，導(dǎo)致反事實(shí)估計(jì)結(jié)果的平均值被高估。因此文中將27個(gè)省市2005年的反事實(shí)估計(jì)值和實(shí)際值列于表4，便于更全面的看待貿(mào)易自由化對(duì)貧困人口收入的影響。從表4中可以觀察到，貧困人口收入下降的省市是貴州、黑龍江、陜西和四川。貧困人口收入上升大于1000元的省市有北京、浙江、廣東、上海、天津、遼寧和福建，增加幅度在500－1000元間的省市有安徽、湖北、湖南、吉林、山西、內(nèi)蒙和云南，其余省市的貧困人口收入增長幅度小于500。從表表4中可以觀察到貧困減輕程度最大的省份都屬于東部沿海省市，而貧困減輕程度最低的省市都是中西部省市，因此反事實(shí)估計(jì)結(jié)果也支持了上文中貿(mào)易自由化對(duì)東部、中西部省市貧困人口收入的影響不同的結(jié)論。（四）對(duì)東西部數(shù)據(jù)回歸結(jié)果的再分析對(duì)東部、中西部數(shù)據(jù)分別利用聯(lián)立方程組回歸的結(jié)果以及反事實(shí)估計(jì)結(jié)果均顯示出，貿(mào)易自由化對(duì)東部的貧困減輕作用明顯，但對(duì)西部地區(qū)的效果不明顯。聯(lián)系到東部、中西部地區(qū)貿(mào)易自由化程度的巨大差距，我們試圖檢驗(yàn)貿(mào)易自由化通過經(jīng)濟(jì)增長對(duì)減輕貧困的作用是否會(huì)隨著貿(mào)易自由化程度加深而提高。為檢驗(yàn)這一假說，我們將聯(lián)立方程組模型中的方程(b)改寫為下面的形式 一般而言，含有交互項(xiàng)的單方程為的形式。但是考慮到本文中采用的是聯(lián)立方程組模型，方程組(a)(b)已經(jīng)表明了貿(mào)易自由化對(duì)貧困是有影響的不過這種影響是間接而非直接的，所以在方程(b)中引入交互項(xiàng)的時(shí)候，我們并沒有同時(shí)引入項(xiàng),以避免對(duì)聯(lián)立方程組產(chǎn)生結(jié)構(gòu)性的影響。： （c）即在方程（b）中加入GDP與貿(mào)易依存度的交互項(xiàng)，則新的聯(lián)立方程組模型變?yōu)? （a） (b)如果在新的聯(lián)立方程組中系數(shù)的符號(hào)為正且顯著，則說明貿(mào)易自由化通過經(jīng)濟(jì)增長減輕貧困的作用隨貿(mào)易自由化程度加深而提高。這是因?yàn)?，在原?lián)立方程組中經(jīng)濟(jì)增長對(duì)貧困人口收入的邊際作用為，而在新的聯(lián)立方程組中該邊際作用變?yōu)?，?dāng)貿(mào)易自由化程度加大即增大時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長對(duì)減輕貧困的作用也隨之加強(qiáng)，即假說成立。我們利用全國數(shù)據(jù)和新的聯(lián)立方程組可以得到新的回歸結(jié)果，見表4,表4中的所有方程的擬合優(yōu)度較高、DW系數(shù)均可以通過檢驗(yàn)（顯著水平為1％）。由于我們關(guān)注的是交互項(xiàng)系數(shù)的符號(hào)，表四中僅列出方程(c)的回歸結(jié)果。從表4中可以觀察到，無論影響貧困的控制變量如何選擇，交互項(xiàng)的系數(shù)均為正值且顯著，說明經(jīng)濟(jì)增長對(duì)貧困的減輕作用隨貿(mào)易自由化程度加深而顯著提高。該結(jié)論為看待東部、中西部貿(mào)易自由化減貧效果的不同提供了一個(gè)視角：正是由于中西部地區(qū)的貿(mào)易自由化程度沒有到達(dá)一定的水平，貿(mào)易自由化的規(guī)模效應(yīng)很小、輻射能力不強(qiáng)，沒有辦法顯著改善中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的趨勢，導(dǎo)致貿(mào)易自由化對(duì)中西部地區(qū)貧困人口收入提高的作用不大。而東部地區(qū)由于貿(mào)易開放程度很高（），貿(mào)易開放產(chǎn)生了規(guī)模效應(yīng)