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2024 , Vol. 44 >Issue 10: 97 - 107

DOI: https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2024.10.010

Mechanisms and Effects of Free Trade Zone Experimentation on the Rural-urban Income Gap under the Division of Labour Perspective

  • LIU Jingjing , 1 ,
  • XIANG Guocheng , 2, ※
Expand
  • 1. School of Marxism，Hunan University of Technology and Business，Changsha 410205，Hunan，China
  • 2. School of Economics and Trade，Hunan University of Technology and Business，Changsha 410205，Hunan，China

Received date: 2023-07-16

  Revised date: 2024-09-26

  Online published: 2024-11-29

Fold

Abstract

Reducing the income gap between urban and rural areas is the key to achieving common prosperity and the inherent requirements of the new development stage of building a great modern socialist country. This paper focuses on the impact of the policy implementation of opening to the outside world on the income gap between urban and rural areas. Based on the impact caused by the policy of "establishment of pilot free trade zones" in different cities in different periods,this paper constructs an empirical model of the impact of the establishment of pilot free trade zones on the income gap between urban and rural residents, and carries out empirical analyses by the means of the progressive difference-in-differences method. It's found that the establishment of the pilot free trade zones reduces the income gap between urban and rural residents by improving transaction efficiency and promoting the positive development of the involvement degree in the division of labor. Firstly,with the expansion of the market scope of the division of labor, the rural and remote areas are gradually included in the market scope, the involvement degree in the division of labor increases,and the income gap between urban and rural areas decreases as a result of the gradual convergence of the transaction efficiency. Secondly,the series of jobs generated by the pilot free trade zones attract the rural population to move to urban areas, increase the involvement degree in the division of labor, and raise the income level of rural migrant workers to narrow the income gap between urban and rural areas.

Key words： involvement degree in the division of labor; urban-rural income gap; common prosperity; opening up; pilot free trade zones

Cite this article

LIU Jingjing , XIANG Guocheng . Mechanisms and Effects of Free Trade Zone Experimentation on the Rural-urban Income Gap under the Division of Labour Perspective[J]. Economic geography, 2024 , 44(10) : 97 -107 . DOI: 10.15957/j.cnki.jjdl.2024.10.010

党的十八大开启了实现共同富裕的新征程。习近平总书记指出，全体人民共同富裕是中国式现代化的重要特征之一[1]；促进共同富裕，最艰巨最繁重的任务仍然在农村[2]。因此，提高农村交易效率，促进农村居民充分就业，增加农村居民收入，缩小城乡收入差距是实现共同富裕的关键和建设社会主义现代化强国新发展阶段的内在要求。
对外开放政策实施40余年来，我国经济飞速发展，人民生活水平显著提升。同时，也产生了城乡发展不平衡和收入分配差距过大的问题。关于对外开放对城乡居民收入分配差距的影响，学术界有两种不同的认识：一方面，一些研究表明对外开放扩大城乡收入差距，尤其是在劳动人口流出、技术工人收入提升的情况下，城乡收入差距可能进一步加剧[3-9]；另一方面，也有研究认为对外开放能够通过提升贸易比较优势和优化资源配置，逐渐缩小城乡收入差距。特别是在经济制度更加完善的阶段，收入差距有望逐步缩小[10-15]。
上述两种对立的认识源于缺乏统一的内在机理。如果基于分工卷入程度来认识，就可以把这种截然对立的认识统一为同一事物的不同发展阶段。对外开放推动了我国“劳动的更广泛的分工与结合”在广度和深度上的拓展，大幅提升了国民经济水平和国家整体实力。在开放过程中，先卷入国际经济分工体系的地区，将获得更高的人均收入，拉开与其他尚未深入卷入分工的地区的人均收入差距。但随着内陆地区逐步开放并不断地卷入国际经济分工体系，地区及城乡之间的人均收入差距将随着分工卷入程度的深化而不断缩小。根据前期研究成果发现，我国对外开放进程与城乡收入差距之间呈“倒U”型趋势[16]，且大致在2012年左右，我国的城乡收入差距越过临界点，进入“倒U”型的右半部分[17]，即继续深化对外开放进程有助于缩小城乡收入差距。在此基础上，本文重点验证越过拐点后持续深化对外开放进程是否能通过分工卷入程度的扩大进一步缩小城乡收入差距。
党的二十大报告指出，“我们实行更加积极主动的开放战略，构建面向全球的高标准自由贸易区网络，加快推进自由贸易试验区、海南自由贸易港建设，共建‘一带一路’成为深受欢迎的国际公共产品和国际合作平台”。纵观现有文献，学界主要是从对外开放层面研究自贸试验区，而很少关注自由贸易试验区作为开放水平深化的重要举措对城乡收入分配差距的影响。基于此，本文以我国自由贸易试验区为例，通过阐释分工卷入程度深化，优化资源配置和劳动力市场，最终推进城乡收入均衡内在机制的实现。

1 制度背景与理论分析

1.1 自由贸易试验区设立背景

自由贸易试验区的设立有助于降低中间产品的进口关税，通过优化贸易结构降低外资准入标准，进一步提升城市的对外开放水平[18-19]。已有研究显示，上海自由贸易试验区的设立和中国对资本管制程度的放松，极大地促进了外资企业的进入与发展[20-21]。同时，自由贸易试验区有效地鼓励了国际资本的“输入”和国内资本的“输出”，推动了中国对外贸易的增加[22]。因此，本文拟利用自由贸易区设立的政策作为一项“准自然实验”，考察对外开放进程对城乡收入差距的影响。
从整体开放发展格局来看，由于市场化改革的不可预测性，中央政府谨慎地选择以“特区”为起点，测试以市场为导向的新发展模式的有效性。随后，在经济高速发展的40余年里，逐步形成了由沿海到内陆的“点、线、面”全方位高水平开放格局。自2013年上海自由贸易试验区正式启动，到国务院批复同意新设北京、湖南和安徽3个自由贸易试验区止，全国先后设立21个自由贸易试验区，共有50个城市和海南全岛参与其中。表1分类整理了自贸试验区的实施情况，从中可以看出自贸试验区的区域布局广泛，除沿海地区外还涉及中西部地区。
表1 中国自由贸易试验区(2013—2021年)

Tab.1 Pilot free trade zones in China (2013-2021)

省份 实施时间 依托城市
上海 2013年 上海市
广东 2015年 广州市、深圳市、珠海市
天津 天津市
福建 福州市、厦门市
辽宁 2017年 沈阳市、大连市、营口市
浙江 舟山市、宁波市、杭州市、金华市
河南 郑州市、开封市、洛阳市
湖北 武汉市、襄阳市、宜昌市
重庆 重庆市
四川 成都市、泸州市
陕西 西安市
海南 2018年 海南全岛
山东 2019年 济南市、青岛市、烟台市
江苏 南京市、苏州市、连云港市
广西 南宁市、钦州市、崇左市
河北 保定市、石家庄市、唐山市
云南 昆明市、德宏市、红河州
黑龙江 哈尔滨市、黑河市、绥芬河市
北京 2020年 北京市
湖南 长沙市、岳阳市、郴州市
安徽 合肥市、芜湖市、蚌埠市

注：浙江自由贸易试验区依托城市中的宁波、杭州和金华市为2020年扩展。数据来源于《国务院关于印发中国（上海）自由贸易试验区总体方案的通知》等各自由贸易区相关文件。

1.2 分工分配理论与分工卷入程度

1.2.1 分工分配理论

1776年，亚当·斯密在《国富论》一书中指出：劳动分工是劳动生产力提高的重要源泉，但由于劳动分工起因于人类的交换倾向，从而受到交换能力即市场范围的限制，即“分工受制于市场范围”[23]。而要深化分工，就要扩展市场范围，就需要通过人口在城市集中和提高运输能力等来提高交易效率。从交易效率提高到扩展市场范围（或者市场规模），再到分工发展，这就是“斯密定理”的基本逻辑[24]。Young对斯密定理做了重新表述，即“分工一般地取决于分工”，指出“分工取决于市场规模，而市场规模又取决于分工，经济进步的可能性就存在于上述条件之中”[25]。这被理论界命名为“斯密—杨格定理”。
但是，通过梳理马克思、恩格斯的分工经济思想，发现是他们在《共产党宣言》中最早最完整地阐述了“分工发展与市场扩展之间循环累积的相互促进关系”的经济发展机制[26]，比斯密更全面，比杨格更久远。在该机制中，尽管分工发展不平衡不充分会产生贫富差距，而要缩小贫富差距，促进全体人民共同富裕，恰恰需要更加平衡更加充分的劳动分工发展。同时，他们还揭示了该经济发展机制顺利运行的条件，即生产关系适应生产力发展要求。
杨小凯、黄有光和赖斯运用超边际分析方法建立城乡二元经济结构的分工演化一般均衡模型[27-28]，把马克思、恩格斯的上述思想模型化。在该均衡模型中，城乡二元结构以商业化收入差别和生产力差别表示，即随着交易效率不断提高，社会分工水平将从低水平向高水平发展。当分工发展不平衡不充分时，城乡收入差距会不断扩大；当分工发展更加平衡更加充分，直至完全分工时，城乡收入差距将会缩小甚至消失。

1.2.2 分工卷入程度

一个经济体的分工卷入程度就是指随着分工的开展，所有人是否都卷入分工体系之中，是否都产生了市场联系与交换。而这与经济体的交易效率密切相关。如图1所示，假设一个地区存在A、B、C 3个部落和生产x、y、z 3种产品的生产部门，其中x、y是工业品，z是农业品。在初始阶段，各个地区没有社会基础设施相连，交易效率低下，各部落都生产三种产品维持自给自足的生产模式，基本没有收入差距。随着社会基础设施将地区A和地区B相连，A、B两地交易效率有所提高，此时出现了这两个地区的工业品x和农业品z的分工与交换，市场逐渐形成，且A区只生产工业品B区只生产农产品，两个地区之间出现了工农业分工，这时就可以产生城市，而C区还处于自给自足的模式。这样，就产生了卷入分工与非卷入分工且有城乡差别的二元经济结构，而各区的收入也因为城市与农村交易效率的不同出现了城乡收入差距。随着社会基础设施建设在3个地区的全覆盖，所有地区的居民都卷入分工范围，此时城市的规模也进一步扩大，社会达到完全分工状态，城乡一体化，城乡差别消失，城乡收入差距也因交易效率的一致而消失。
图1 不同分工程度的经济结构及变化

Fig.1 Diagram of the economic structure of different degrees of division of labor

通过对分工卷入程度内在逻辑的梳理，可以发现：当就业机会和劳动力迁移等没有足够大的覆盖面时，或者说分工卷入程度不足时会扩大城乡收入差距；而当分工卷入程度足够大时，更多偏远及农村地区的居民开始获得对外开放政策带来的政策红利，城乡收入差距开始缩小。因此，我们可以把关于对外开放对城乡居民收入分配差距扩大或缩小的影响视为库兹涅茨“倒U”型的2个发展阶段，即从“倒U”型两边分开看对外开放进程对城乡收入差距的作用，本质上反映了分工卷入程度差异所导致的城乡收入分配差异。

1.3 机理分析

自由贸易试验区的设立作为一项典型的对外开放政策，与城乡收入差距的变化有着密切的联系。外贸规模的扩大与FDI大规模的涌入是对外开放的主要特点[29]，其在资本、技术与管理等方面的空间布局与集聚对我国经济增长具有重大的作用[30]。一方面，伴随着对外程度的不断深化，越来越多的世界资本向中国输入，这些资本输入既能推动输入国的要素品质提升与结构优化，进而展开要素聚集效应，又能推动输出国的资源优化配置，提升其使用效率和改良产业结构[31]。随着对先进要素的消化吸收和自主创新，先进区域的劳动分工层次逐步提升，劳动的领域逐步扩大到乡村，从而使乡村的剩余要素得到有效利用。另一方面，受地理和政策等多方面的刺激，我国的外商投资行为表现出了从沿海向内陆、从东部向西部逐步渗透的特点。同时，我国的户口政策对于人口的流动与就业的约束也在逐步放松。在这两个方面的综合作用下，我国城乡居民收入差异产生了一定程度的区域效应和阶段性效应。尽管自由贸易试验区建立的目的并不是减少城乡收入差距，但它使我国包括广大乡村地区在内的内陆地区开放水平达到新高度，使得我国“劳动的更广泛的分工与结合”在广度上和深度上得到巨大拓展。在开放经济发展过程中，我国的城乡收入差距呈先上升后下降的“倒U”型发展趋势，自由贸易试验区的发展推动了“倒U”型右边趋势的形成。要探究自由贸易试验区对城乡收入差距的影响效应，有必要厘清对外开放进程作用于居民收入不平等的机制。总体来看，对外开放进程对城乡收入差距的影响主要通过分工卷入程度来实现，其主要体现在劳动力投入和产出两个方面。首先，在劳动力投入方面，分工深化使得内陆农村劳动力被吸纳到与国际经济相联系的市场经济中，且随着卷入分工的劳动力的增加，城乡之间的收入差距越过顶点开始缩小。其次，在产出方面，随着内陆和农村地区产品向更广阔的国际国内市场扩展，城乡之间的收入差距将逐渐跨过顶峰向均衡发展。因此，自由贸易试验区对城乡收入差距的积极影响是在分工卷入程度的机制下展开的，其从投入和产出两个角度通过不断深化市场分工的深度和广度缩小城乡收入差距。
中国自由贸易试验区首次设立于2013年的上海，该政策的逐步推广已将大量的市场卷入经济分工体系中，其对城乡收入差距的影响已越过拐点，开始进入缩小收入差距的阶段。中国自由贸易试验区设立的主要目的是探索高水平对外发展新途径，以便更深层次地发展开放型国内经济市场。因此，中国自贸试验区的设立将会进一步缩小城乡居民的收入差距。

2 研究方法与数据来源

2.1 模型设计

为了准确地识别对外开放进程与城乡收入差距的因果关系，最理想的方法就是使用外生冲击。自由贸易试验区的建立能够为其既定城市的发展带来外生变化，那么作为外生政策冲击的“自由贸易试验区建立”政策可以被看作是一个自然实验。因此，本文利用不同城市在不同时期的“自由贸易试验区建立”政策引起的冲击，使用渐进双重差分模型（渐进DID）来识别对外开放程度与城乡收入差距之间的因果关系。具体回归方程设定如下：
G a p i t = α + β F T Z i t + γ l n X i t + η i + λ t + ε i t
式中： G a p i t为被解释变量，用来描述不同城市不同时间的城乡收入差距； F T Z i t为核心解释变量，是二元指标，用来描述自由贸易试验区的设立。如果i城市在t年设立了自由贸易试验区，则该城市当年和之后年份取1，否则就取0，从未设立自由贸易试验区的城市则始终为0。2010—2021年，中国共有41个城市设立为自由贸易试验区。 X i t为一系列控制变量； η i为城市固定效应，控制了城市层面不随时间变化的变量； λ t为时间固定效应，控制了所有城市共同的年度变化因素，即国家层面上的宏观冲击； ε i t为误差项。需要说明的是，为了克服随机扰动项在时间上可能存在的相关性，减少低估标准误的风险，文中所有回归都采用聚类到城市层面的稳健标准误[32]。

2.2 变量选择与数据来源

2.2.1 被解释变量：城乡居民收入差距

衡量城乡收入差距的指标一般来说有基尼系数、泰尔指数和城乡收入比值。考虑到基尼系数计算困难，它要求先对居民收入等分统计，而城乡收入差主要是针对收入两端进行考察，所以本文使用以城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入的比值来反映城乡收入差距[33-35]，同时采用泰尔指数进行稳健性检验。
本文选取2010、2013、2018和2021年4个时间节点，将城市层面的城乡居民收入差距水平分为高水平、次高水平、中等水平和低水平4个等级并进行可视化。从图2可知，中国城乡居民收入差距的时空分异格局总体上呈现出两重特征：①在时序演变趋势方面，2010—2021年城市层面的城乡居民收入差距整体上呈现出下降趋势，绝大多数城市在研究样本期内实现了城乡居民收入差距缩小，以至于2021年时我国大部分城市已处于城市居民收入差距低水平阶段① 。②在空间分布格局上，城乡居民收入差距的区域差异较大，东部较发达地区的城乡居民收入差距水平整体上明显低于中西部地区，突出表现为城乡居民收入差距低水平城市集中于东部地区，且其覆盖范围逐年由东部向中西部地区扩张。
图2 城乡居民收入差距的时空分异演变

注：基于自然资源部标准地图服务网站下载的审图号为GS（2024）0650的标准地图制作，底图无修改。图3同。

Fig.2 Characteristics of spatial and temporal differences in the income gap between urban and rural residents

2.2.2 解释变量：政策虚拟变量——是否设立自由贸易试验区（FTZ）

参照大多数文献的做法[36-37]，对于实施自由贸易区政策的实验组赋值为1，未实施的城市赋值为0。具体来说，如果某个城市在t时间实施自由贸易区政策，则该城市当年及之后所有年份都为1，否则为0。为更直观清楚地识别自由贸易试验区所涵盖的城市及其时空演变趋势，图3展示了被列为自由贸易试验区的城市及其起始年份。
图3 被列为自由贸易试验区的城市及其起始年份

Fig.3 Cities having pilot free trade zones and their established time

2.2.3 机制变量：分工卷入程度

衡量劳动分工卷入程度是理论界很少涉及的问题，但从分工发展与城乡收入差距演变趋势的内在机理来看，又是需要加以测度的。测度劳动分工卷入程度可以从劳动投入和产出两个方面综合考虑：投入方面，是从农村劳动力参与第二、三产业和城市就业方面衡量；产出方面，是从市场价值的实现方面衡量，例如农村劳动力人均农产品零售额。由于在地级市层面缺乏计算农村劳动力人均农产品零售额的数据，本文主要从劳动力投入方面衡量农村劳动力的分工卷入程度。将城市化率（表示分工市场范围）和城镇私营企业和个体户就业总人数（表示农村劳动力参与分工的程度）看作衡量分工卷入程度的指标。

2.2.4 控制变量

通过研究影响城乡收入差距的主要文献，本文对控制变量的选择主要包括：①产业结构水平。根据郭凯明等的研究[38]，产业结构与居民收入差距息息相关，产业结构的合理化、科学化对降低居民收入差距具有重要作用。采用全市第三产业增加值占全市GDP的比重来度量。②地区教育水平。采用全市实际人均政府教育支出来表示。根据陈斌开等的研究[39]，地区教育水平越高，高素质高能力的优秀人才占比程度更大，政府教育投入是影响居民收入差距的一个主要原因。并且，大多数农村居民都坚持“知识改变命运”，通过上学提高自身专业水平，以较高的内在生产效率取得就业岗位，增加自身收入。③经济发展水平。经济发展的环境会受到经济发展水平的影响，而良好的环境有利于农村居民经济活动的展开，从一方面缩小城乡收入差距。经济增长率、人均实际GDP和GDP总量等，都能够衡量经济发展水平。但是，经济增长率和GDP总量主要是来自经济总量和速度的变化趋势，很难对区域经济发展环境有真实的反映。参考陈斌开等的研究[40]，选取全市人均实际GDP来测度区域经济发展水平。④科技支出占比。城市科技支出反映了城市的科技水平，而科技创新是提高城市劳动生产率的关键，这些都将反映在工资上。因此选择全市科技支出占全市GDP的比重来表示。⑤金融发展水平。一般来说，资本要素的投入是企业生产的必需品，由此可见，在企业生产过程中金融服务发挥了不可或缺的作用。根据万佳彧等[41]的研究，企业的融资约束可以通过金融服务来缓解，使企业在开展技术创新时能有足够的资金，进而提升工作人员的工资。选取全市金融机构年末存贷款余额总和占全市GDP的比重作为地区金融发展水平的衡量指标。

2.2.5 数据来源

考虑到我国自由贸易试验区设立的最早时间为2013年，且鉴于数据的可得性和代表性，本文选取了中国大陆285个地级及以上城市2010—2021年指标数据集① ，数据来源于历年的《中国城市统计年鉴》、国泰安经济金融研究数据库、《中国统计年鉴》、CEIC数据库。各变量的描述性统计见表2。
表2 数据的描述性统计分析

Tab.2 Descriptive statistical analysis of data

变量 含义 观测值 均值 标准差 最小值 最大值
FTZ 自由贸易区设立 3420 0.059 0.236 0.000 1.000
Gap 城乡收入差距 3420 2.595 0.614 0.838 5.082
Labor 城镇就业人数 3420 59.01 92.55 1.43 986.90
Urban 城市化率 3420 0.506 0.187 0.008 0.999
Indust 产业结构 3420 1.071 0.602 0.109 5.525
Edu 地区教育水平 3420 191.60 246.40 0.59 1624.00
Pgdp 经济发展水平 3420 54138 34632 5304 467749
Tech 科技支出占比 3420 0.003 0.002 0.000 0.033
Fina 金融发展水平 3420 2.418 1.184 0.271 8.846

3 实证结果与分析

3.1 基准结果

在利用渐进DID方法估计自由贸易试验区设立对城乡收入差距的影响过程中，回归系数及其标准误往往会受到不同类型的控制变量与固定效应的影响。为确保实证结果的准确性，本文在控制了城市固定效应与时间固定效应的基础上，采用不加入控制变量与加入控制变量的方式得到了表3的结果。表3列（1）（2）分别报告了未加入控制变量与加入控制变量的结果，其估计系数都在1%的水平上显著，表明自由贸易试验区的设立明显缩小了城乡居民收入差距。
表3 自由贸易试验区设立对城乡收入差距的影响

Tab.3 Impact of the establishment of the pilot free trade zones on the urban-rural income gap

变量 （1） （2）
FTZ -0.144***（0.047） -0.172***（0.046）
lnIndust -0.071（0.071）
lnEdu -0.049（0.043）
lnPgdp -0.231***（0.069）
lnTech 0.058（0.047）
lnFina -0.074（0.065）
城市固定效应 YES YES
年份固定效应 YES YES
观测值 3420 3420
R2 0.343 0.349

注：***、**和*分别表示在1%、5%及10%水平上显著，括号内的标准误聚类到城市层面。表4~表7同。

具体来说，在列（2）的结果中，估计系数为 -0.172，这意味着在控制相关控制变量和地区及年度固定效应后，自由贸易试验区的设立能够降低城乡居民收入不平等程度达到0.172个单位。按照全国城乡收入差距的平均值来计算，这就相当于自由贸易试验区的设立降低了居民收入不平等程度的6.63%（-0.172/2.595）。由此可见，自由贸易试验区的设立对降低城乡收入差距的影响巨大。

3.2 动态效应与平行趋势检验

DID估计结果的准确性依赖于对照组与处理组是否满足平行趋势假设，即在没有设立自由贸易试验区之前，处理组与对照组的变量应该满足相同的趋势。为此，本文参考Jacobson 等[42]提出的事件分析法（Event Study）对自由贸易试验区设立的动态效应进行检验。检验方程设立如下：
G a p i t = α + β k ∑ k ≥ - 5 , k ≠ - 1 3 F T Z t i 0 + k + γ l n X i t + η i + λ t + ε i t
式中： F T Z t i 0 + k为虚拟变量，表示一系列自由贸易试验区设立活动的变量。具体地， t i 0表示城市设立自由贸易试验区的时间，k表示相对于该城市被设立自由贸易试验区发生的前后年份，如果 t - t i 0 ≤ - 5，则 F T Z t i 0 - 5 = 1，否则为0。如果 t - t i 0 = k（k=-5，-4，-3，-2，0，1，2，3）时， F T Z t i 0 + k = 1，否则为0。如果 t - t i 0 ≥ 3，则 F T Z t i 0 + 3 = 1，否则为0。本文以自由贸易试验区设立的前一期的基期，因此去除了k=-1的时间点，其余变量的定义与式（1）保持一致。因此，系数 β k的大小反映了自由贸易试验区设立第k年对城乡居民收入的影响大小。
图4显示在自由贸易试验区设立之前并未通过显著性水平检验，这意味着处理组与对照组在自由贸易试验区设立之前并不存在显著性的差异，即满足平行趋势假设，因此实证结果是可信的。在自由贸易试验区设立之后， β k的系数显著为负，这说明自由贸易试验区设立有助于缩小居民收入不平等。
图4 自由贸易试验区设立与城乡收入差距变化

Fig.4 Establishment of pilot free trade zones and rural-urban income gap

3.3 安慰剂检验

考虑到其他不可观测的并随时间变化的城市特征对估计结果产生影响，本文参考Chetty、La Ferrara以及Li等的做法[43-45]构造反事实安慰剂检验，来考察结果的稳健性。反事实估计是考察政策效果是否稳健的主流方法之一，其核心思想是通过相同的计量模型对虚拟政策效果进行检验。
2010—2021年，国家自由贸易试验区设立的数量依次为2013年1个、2015年6个……2020年3个。因此，为了构造反事实估计，首先，本文从样本期内随机抽取年份，标记为 t 1， t 2… t 12。其次，在 t 4年份随机抽取1个城市作为自由贸易试验区设立的城市，在 t 6年份随机抽取6个城市作为自由贸易试验区设立的城市，……，在 t 12年份随机抽取3个城市作为自由贸易试验区设立的城市。再以这些随机生成的自由贸易试验区设立的数据进行安慰剂检验。最后，对前两个步骤重复500次，得到虚拟自由贸易试验区设立的回归系数和密度分布图像。
图5显示随机生成的虚拟自由贸易试验区设立的回归系数分布在0附近，这说明自由贸易试验区设立对城乡收入差距的负向影响，并不是由随机因素产生的。
图5 自由贸易试验区设立的反事实估计

Fig.5 Counterfactual estimates of the establishment of pilot free trade zones

3.4 稳健性检验

①考察FTZ变量的稳健性。变量FTZ的设置是根据自由贸易试验区设立的实际时间来设置的，这其实就默认了一个非常重要的假设，即自由贸易试验区设立会在非常短暂的时间内对城乡收入差距产生影响，如果这段时间存在一定的宽度，实际上会低估自由贸易区设立的政策效果。为了放松这个假设条件，本文将FTZ变量滞后一期，即将下一年及之后的FTZ变量设置为1，其余为0。根据式（1）得到表4列（1）的结果。
表4 稳健性检验

Tab.4 Robustness test

变量 （1） （2） （3）
FTZ -0.173***（0.050） -0.020***（0.007） -0.175***（0.048）
t_br 0.134***（0.048）
控制变量 YES YES YES
城市固定效应 YES YES YES
年份固定效应 YES YES YES
观测值 3420 3420 3420
R2 0.349 0.145 0.353
②考察城乡收入差距的稳健性。测量方式的不同，可能会影响城乡收入差距的准确性。因此，本文通过泰尔指数重新测算了每一个城市的城乡收入差距，回归结果见表4列（2）。
③排除其他政策效应。在稳健性实验中应排除可能影响结果的其他政策，例如“一带一路”的提出为我国的外资发展带来了新契机[46]。由于可能存在一些已经建立了FTZ的区域也位于“一带一路”区域内，另一些没有建立FTZ的区域同时也不在“一带一路”区域内的情况，因而无法得到外资的支持。因此，实证结果可能会因试验区内各省份是否都属于“一带一路”沿线地区而产生一定程度上的差异。为了剔除上述因素，通过整理分析“一带一路”途经的区域信息发现，全国有13个省份在“丝绸之路经济带”圈定区域，5个省份在“21世纪海上丝绸之路”圈定区域，共计18个省份在“一带一路”圈定区域。本文将构造一个虚变量br，当城市为“一带一路”沿线城市时br为1，反之则为0。同时，将其与时间虚拟变量time相乘，构成t·br交叉项，以此为控制变量t_br加入式中检验。回归结果见表4列（3），从结果来看FTZ在1%的显著性水平上显著，因此本文的主要结论依然值得信赖。
表4报告了稳健性检验的结果，所有的结果都在1%的水平上负向显著，证明了实证结果的稳健性。具体来说，表4列（1）中的结果表明基准回归确实存在低估自由贸易试验区设立对缩小城乡收入差距的促进作用。此外，无论是更换指标，还是排除其他政策的影响，回归结果都非常稳健，并且其他控制变量也并没有出现大的变化。因此，有理由相信自由贸易试验区的设立降低了城乡收入差距。

3.5 异质性分析

对中国这样幅员辽阔、人口众多的国家来说，不同地区的城市可能展现出较大的地区差异。为了进一步检验自由贸易试验区设立是否存在地区之间的差异，本文首先将研究对象分成东西两大区域；同时以秦岭—淮河线为界线，把研究对象分成南北两部分；最后针对各区域自贸试验区的不同职能和地域特征，将其分为沿海和内地两类，分析两块区域的自贸试验区在资源分配上的差别。在此次检验中，将虚拟变量D1、D2、D3引入模型中，以便各组之间展开对比分析。当D1取0时，表示样本城市位于东部，否则D1为1；当D2取0时，表示样本城市位于南部，否则D2为1；当D3取0时，表示样本城市位于沿海，否则D3为1。具体结果见表5，列（1）~（3）分别对应样本按照东西部、南北部以及是否沿海划分的回归结果。
表5 基于地区划分的异质性分析

Tab.5 Heterogeneity analysis based on regional division

变量 （1） （2） （3）
FTZ -0.139*（0.073） -0.217***（0.050） -0.219**（0.095）
D1·FTZ -0.072（0.081）
D2·FTZ 0.121（0.095）
D3·FTZ 0.076（0.102）
控制变量 YES YES YES
城市固定效应 YES YES YES
年份固定效应 YES YES YES
观测值 3420 3420 3420
R2 0.349 0.350 0.349
从结果来看，无论是按照什么区域划分，变量FTZ的系数始终为负，并都在1%的置信区间上显著，这说明自由贸易试验区的设立确实降低了城乡居民收入差距。

3.6 机制分析

上述实证结果为自由贸易试验区的设立能够降低城乡收入差距提供了充分的证据。但这些证据还不能解释为什么自由贸易试验区的设立就能起到降低城乡收入差距的作用。为此，本文进一步从分工卷入程度上给出解释，从分工的市场范围扩大和参与分工的人数增多来考察。

3.6.1 分工的市场范围扩大

自由贸易试验区的设立之所以能降低城乡收入差距，很重要的原因是自由贸易试验区的设立提高了当地的技术水平。根据刘帷韬等的研究[47]，将国外先进技术与管理理念融入国内市场和企业中，有助于形成FDI技术溢出效应，进而提升地区的分工水平。同时，自由贸易试验区的设立主要增加了本地与国外市场的商品交换。为了满足国外市场的商品需求和供给，越来越多的商品或者农产品进入自贸试验区，这将导致国内偏远地区的居民能够享受到分工经济的好处，从而提升了居民的收入水平。此外，自由贸易区的设立主要增加了本地与国外市场的商品交换。
进一步，以城市化率作为分工市场范围的代理变量为因变量，对外开放进程作为自变量进行回归。同样，为确保实证结果的准确性，在控制了城市固定效应与时间固定效应的基础上，采用不加入控制变量与加入控制变量的方式得到回归结果（表6）。结果表明，对外开放水平的提高明显促进了分工市场范围的扩大。
表6 自由贸易试验区设立对分工的市场范围的影响

Tab.6 Impact of the establishment of the pilot free trade zones on the market scope of the division of labor

变量 （1） （2）
FTZ 0.025***（0.010） 0.027***（0.010）
控制变量 NO YES
城市固定效应 YES YES
年份固定效应 YES YES
观测值 3420 3420
R2 0.571 0.592

3.6.2 参与分工的人数增加

自贸试验区的设立除了能够带来贸易量的增加外，还能够吸引更多的外资企业在中国投资建厂。由于我国的户籍制度严苛，限制了农村劳动力的流动，特别是对跨省流动的人员。东部地区文化程度高、拥有技术的城镇工人得到外资进入所提供的劳动岗位的概率较大，而对中部和西部地区的影响则偏弱，这就可能造成发达地区与欠发达地区之间的城乡收入不平等程度逐渐增大。随着外资进入对劳动力的需求提升和分工市场范围的扩大，长江三角洲和珠江三角洲地区涌入大量的农村劳动者，特别是中西部地区的农村劳动者。与此同时，大量农民工进厂也带动了当地的个体经营户等就业岗位，从而获得了比务农收入高得多的就业岗位，这十分有助于农村劳动者收入的快速增长。
该实证以城镇私营企业和个体从业人员的总数作为因变量，并重新估计了方程（1）。同样，为确保实证结果的准确性，在控制了城市固定效应与时间固定效应的基础上，采用不加入控制变量与加入控制变量的方式得到了表7的结果，其估计系数都在5%的水平上显著。具体来说，自由贸易试验区的设立明显提升了城市的就业人数，导致更多的偏远地区劳动者卷入分工市场，从而分享分工经济的好处。
表7 自由贸易试验区设立对城镇就业人数的影响

Tab.7 Impact of the establishment of the pilot free trade zones on the urban employment

变量 （1） （2）
FTZ 29.370**（12.321） 28.543**（12.487）
控制变量 NO YES
城市固定效应 YES YES
年份固定效应 YES YES
观测值 3420 3420
R2 0.091 0.095

4 结论与建议

4.1 结论

本文把“自由贸易试验区设立”视为一项政策冲击，基于2010—2021年中国285个地级及以上城市的样本数据，构建了自由贸易试验区设立对城乡居民收入差距影响的实证模型，并通过渐进双重差分法验证了自由贸易区的设立对城乡居民收入差距的缩小效应。主要结论如下：①设立自由贸易试验区作为高水平开放发展的重要举措，能够进一步提高内陆与乡村地区参与国际国内分工的卷入程度，具有推动收入分配差距越过“拐点”形成“倒U”型的作用；②设立自由贸易试验区，提高交易效率，进一步将农村及偏远地区纳入市场范围，提高分工卷入程度，具有缩小城乡收入差距的重要作用；③发展自由贸易试验区，建设产生的一系列就业岗位，拓展了农村人口进城就业方式，包括农民工在内的城市就业人数增加在自由贸易试验区与降低城乡收入差距中起到的机制作用显著。

4.2 建议

习近平总书记明确指出，市场资源是我国的巨大优势，必须充分利用和发挥这个优势，不断巩固和增强这个优势，形成构建新发展格局的雄厚支撑[48]。对外开放与区域协调发展是新时代经济健康发展的重要理念，积极深化内陆开放水平，能够缓解各区域开放水平不平衡不充分的现象。为此，国家需要不断深化内陆地区开放水平并全力建设全国统一大市场，通过提高内陆地区交易效率，扩大交易市场，将内陆城乡地区各类经济主体卷入广阔的分工体系中，增加自身收入缩小城乡收入差距。据此并结合上述结论，本文提出以下政策建议：①提高内陆地区的制度与市场交易效率。较之沿海发达地区，内陆地区在运输成本和要素流动方面处于劣势，因此，更需要以开放促改革，提高中西部内陆地区的制度交易效率；更需要加强现代基础设施建设，提高中西部内陆地区的市场交易效率。这样才能提高中西地区综合比较优势，更好地参与“一带一路”建设，提高国内国际分工卷入程度。②建设国家战略腹地和关键产业备份。中西部地区应积极对接国家战略腹地和关键产业备份建设，增加产业产品种类，扩大产业产品规模，提高产业产品效率，形成区域经济协调发展新格局，将更多中西部乡村地区卷入分工市场范围，为农村居民提供更多就业机会，以进一步缩小地区及城乡居民收入差距。③在区域及城乡协调发展基础上打造超大规模市场。超大规模市场能够把广大内陆地区更深地卷入国民经济分工体系中，有利于降低单位产品成本发挥规模经济效应，能够提高技术利润回报产生技术创新效应，在容纳多样化需求形成产品产业多样化经济效应的同时，促进创造品质品牌效应的形成和提高安全保障效应。为此应强化市场基础制度规则统一、推进市场设施高标准联通、打造统一要素和资源市场、推进商品和服务市场高水平统一、推进市场监管公平统一、进一步规范不当市场竞争和市场干预行为等。最终通过全国统一大市场的形成在一定程度上畅通国民经济循环、逐步提升城乡交易效率，促进全体人民共同富裕。

References

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[1]
习近平. 高举中国特色社会主义伟大旗帜为全面建设社会主义现代化国家而团结奋斗——在中国共产党第二十次全国代表大会上的报告[M]. 北京: 人民出版社, 2022.

[2]
习近平. 扎实推进共同富裕[J]. 求是, 2021(20):4-8.

[3]
Savvides A. Trade policy and income inequality:New evidence[J]. Economics Letters, 1998, 61(3):365-377.

[4]
王少瑾. 对外开放与我国的收入不平等——基于面板数据的实证研究[J]. 世界经济研究, 2007(4):16-20,9,87.

[5]
魏浩, 耿园. 对外贸易与中国的城乡收入差距[J]. 世界经济研究, 2015(7):89-99,129.

[6]
杨永兵, 雷昭明. 产业结构、对外开放度与城乡收入差距[J]. 企业经济, 2012, 31(11):53-56.

[7]
李振, 王开玉, 向鹏飞. 贸易开放和劳动力迁移对中国地区收入不平等的影响——基于省际面板数据的实证研究[J]. 宏观经济研究, 2015(5):47-57.

[8]
赵莹. 中国的对外开放和收入差距[J]. 世界经济文汇, 2003(4):55-70.

[9]
Krugman P R. Trade and wages,reconsidered[J]. Brooking Papers on Economic Activity, 2008(1):103-154.

[10]
Spilimbergo A, Londoño J L, Székely M. Income distribution,factor endowments and trade openness[J]. Journal of Development Economics, 1999, 59(1):77-101.

[11]
徐水安. 贸易自由化与中国收入分配的演变[J]. 世界经济文汇, 2003(4):44-54.

[12]
Fujita M, Krugman P, Venables A J. The spatial Economy:Cities,Regions,and International Trade[M]. Massachusetts: MIT Press, 2001.

[13]
胡超. 对外贸易与收入不平等——基于我国的经验研究[J]. 国际贸易问题, 2008(3):22-27.

[14]
袁冬梅, 魏后凯, 杨焕. 对外开放、贸易商品结构与中国城乡收入差距——基于省际面板数据的实证分析[J]. 中国软科学, 2011(6):47-56.

[15]
安礼伟, 张二震. 新时代我国开放型经济发展的几个重大理论问题[J]. 经济学家, 2020(9):23-31.

[16]
向国成, 刘晶晶, 罗曼怡. 劳动分工充分发展促进全体人民共同富裕:基于超边际分析[J]. 湖南科技大学学报:社会科学版, 2022(1):63-72.

[17]
刘晶晶. 分工发展与城乡收入差距演变趋势研究[D]. 长沙: 湖南科技大学, 2022.

[18]
王鹏, 郑靖宇. 自由贸易试验区的设立如何影响贸易方式转型——基于广东自由贸易试验区的实证研究[J]. 国际贸易问题, 2017(6):71-82.

[19]
曾帅, 罗长远, 司春晓. 产业政策是否有效——基于外商投资产业指导目录调整的研究[J]. 南开经济研究, 2022(9):82-97.

[20]
Yao D Q, Whalley J. The Yuan and Shanghai Pilot Free Trade Zone[J]. Journal of Economic Integration, 2015, 30(4):591-615.

[21]
王厚芹, 何精华. 中国政府创新扩散过程中的政策变迁模式——央地互动视角下上海自贸区的政策试验研究[J]. 公共管理学报, 2021, 18(3):1-11,168.

[22]
李蕊, 敖译雯, 李智轩. 自由贸易区设立对外商直接投资影响的准自然实验研究[J]. 世界经济研究, 2021(8):91-106,137.

[23]
[英]亚当·斯密. 国富论·上卷[M]. 王亚南,译. 北京: 商务印书馆, 1972.

[24]
Stigler G J. The division of labor is limited by the extent of the market[J]. Journal of Political Economy, 1951, 59(3):185-193.

[25]
Young A A. Increasing returns and economic progress[J]. The Economic Journal, 1928, 38(152):527-542.

[26]
中共中央马克思恩格斯列宁斯大林著作编译局. 马克思恩格斯全集[M]. 北京: 人民出版社, 1958.

[27]
Yang X K, Ng Y K. Specialization and Economic Organization:A New Classical Microeconomic Framework[M]. Amsterdam: Elsevier Science Publishers B.V, 1993.

[28]
Yang X K, Robert R. An equilibrium model endogenizing the emergence of a dual structure between the urban and rural sectors[J]. Journal of Urban Economics, 1994, 35(3):346-368.

[29]
张小溪, 刘同山. 经济开放对城乡收入差距的影响研究——基于省级面板数据的实证分析[J]. 重庆社会科学, 2020(11):64-73.

[30]
吴浜源, 王亮. 发展中国家的贸易条件与贸易收支——基于S曲线假说与动态面板模型的检验[J]. 世界经济研究, 2014(11):42-48,88.

[31]
吴杨伟, 王胜. 中国贸易优势培育与重释[J]. 经济学家, 2017(5):36-43.

[32]
Bertrand M, Duflo E, Mullainathan S. How much should we trust differences-in-differences estimates[J]. The Quarterly Journal of Economics, 2004, 199(1):249-275.

[33]
陆铭, 陈钊. 城市化、城市倾向的经济政策与城乡收入差距[J]. 经济研究, 2004(6):50-58.

[34]
刘冲, 周黎安. 高速公路建设与区域经济发展:来自中国县级水平的证据[J]. 经济科学, 2014(2):55-67.

[35]
刘晓光, 张勋, 方文全. 基础设施的城乡收入分配效应:基于劳动力转移的视角[J]. 世界经济, 2015(3):145-170.

[36]
张军, 闫东升, 冯宗宪, 等. 自贸区设立能够有效促进经济增长吗?——基于双重差分方法的动态视角研究[J]. 经济问题探索, 2018(11):125-133.

[37]
左思明. 自贸区建设对外商直接投资的影响——基于倾向得分匹配和双重差分法[J]. 制度经济学研究, 2018(2):215-228.

[38]
郭凯明, 罗敏. 有偏技术进步、产业结构转型与工资收入差距[J]. 中国工业经济, 2021(3):24-41.

[39]
陈斌开, 张鹏飞, 杨汝岱. 政府教育投入、人力资本投资与中国城乡收入差距[J]. 管理世界, 2010(1):36-43.

[40]
陈斌开, 林毅夫. 发展战略、城市化与中国城乡收入差距[J]. 中国社会科学, 2013(4):81-102,206.

[41]
万佳彧, 周勤, 肖义. 数字金融、融资约束与企业创新[J]. 经济评论, 2020(1):71-83.

[42]
Jacobson L S, LaLonde R J, Sullivan D G. Earnings losses of displaced workers[J]. American Economic Review, 1993, 83(4):685-709.

[43]
Chetty R, Looney A, Kroft K. Salience and taxation:Theory and evidence[J]. American Economy Review, 2009, 99(4):45-77.

[44]
Ferrara E L, Chong A, Duryea S. Soap operas and fertility:Evidence from Brazil[J]. American Economic Journal:Applied Economics, 2012, 4(4):1-31.

[45]
Li P, Lu Y, Wang J. Does flattening government improve economic performance? Evidence from China[J]. Journal of Development Economics, 2016,123:18-37.

[46]
蓝庆新, 刘昭洁. “一带一路”战略对我国吸引外资的影响与促进措施[J]. 青海社会科学, 2017(2):53-58.

[47]
刘帷韬, 刘德学. 外商投资产业政策对外资溢出效应的影响——基于中国制造业行业的面板检验[J]. 国际经贸探索, 2017, 33(3):96-112.

[48]
习近平. 深入贯彻新发展理念,加快构建新发展格局[J]. 求是, 2021(9):35-39.

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