计量结果与讨论
本节讨论了贸易开放与贫困减缓的基本回归结果，并用贫困率指标进行了检验，发现贸易开放对降低劳动者贫困率具有显著影响。
（一）基准回归结果
首先，我们以家庭人均日消费量作为被解释变量估计了贸易开放对家庭消费水平的影响，如表4.14所示。第（1）列的结果显示，城市贸易开放程度提高1%，家庭人均消费量可提高约0.14%，在1%的置信水平下显著。我们在第（2）列加入了家庭层面控制变量，在第（3）列加入户主的职业特征变量，包括所属行业和所有制；在第（4）列加入反映城市特征的变量——市场化程度、人均GDP和城市人力资本。
表4.14 贸易开放对家庭人均消费水平的总体影响
●注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。
各控制变量与回归结果和以往研究（夏庆杰等，2010）大体一致，如教育程度、工作经验等对家庭福利均有正向影响；市场化程度和系数显著为正，表明私营经济越发达，越有利于家庭生活水平的提升。城市人力资本系数显著，表明城市劳动力受教育程度对家庭福利有重要作用，显示出人力资本的重要外部性。加入控制变量后，贸易开放程度的系数有所下降，显示贸易开放程度提升1%，家庭人均消费量可增加0.07%左右；这与张全红等（2007）的研究大体一致。张全红等的研究显示，外资进入程度提升1个单位，最低收入的10%人口收入可提升0.12个单位。
除上述控制变量外，仍有许多其他因素影响家庭消费，如习俗、生活方式、价值观等文化和心理因素；而且地区的外资政策、制度安排和历史背景等均会影响外资的进入规模和程度。因此，即使控制了个人、家庭等因素，方程的内生性依旧存在。所以我们借鉴黄玖立、李坤望（2006）的做法，用各城市与海岸线距离的倒数和1998年城市贸易开放程度作为工具变量。其中，城市与海岸线距离的倒数用黄玖立等的方法计算，1998年贸易开放程度由1998年工业企业数据得到。表4.14的第（5）列报告了工具变量法的估计结果。对比第（1）列至第（5）列的估计结果可发现，加入控制变量后，贸易开放程度的估计系数略有变动，但始终显著为正，且系数值变化较小。这表明，贸易开放度对家庭生活水平在总体上有显著且稳健的正向作用。
（二）贸易开放对贫困率的作用
在本节我们使用家庭是否贫困作为因变量，用离散选择模型估计贸易开放程度对贫困率降低的影响大小。为了保证估计结果稳健，我们使用人均日消费1.25美元和2美元的国际标准作为贫困线（人民币与美元汇率按PWT8.0数据计算），结果如表4.15所示。
表4.15 贸易开放对贫困率的影响(https://www.daowen.com)
（续表）
其中，第（1）列和第（3）列报告了probit模型的估计结果，第（2）列和第（4）列报告了以各城市与海岸线距离的倒数和1998年各城市外资进入程度作为工具变量的ivprobit模型估计结果。分别对比第（1）和第（3）列、第（2）和第（4）列的结果可发现，外资变量的估计系数基本接近，均在1%水平上显著；其他变量系数、显著性水平也没有明显变化，表明方程的内生性问题较小。
由于probit模型的估计系数不能直接反映贸易开放对贫困率的影响程度，所以表4.16进一步计算了贸易开放对劳动者贫困减少的边际效应和边际弹性。我们发现，贫困标准为1.25美元时，贸易开放程度每提升1%，贫困率下降0.032个百分点，降幅为0.52%；以2美元为贫困标准时分别为0.06个百分点和0.31%。
表4.16 贸易开放对贫困率的边际影响
（续表）
●注：括号内的数值为边际效应和边际弹性的t统计量。
比较而言，贸易开放的减贫效应与城市私营经济占比大致相同。城市私营经济比重提高1%，贫困率下降0.37%（1.25美元标准）和0.29%（2美元标准）。回归结果同时显示，城市整体人力资本水平的提高对减贫有较强的作用，而在贫困标准为2美元时城市人力资本的减贫作用不再显著。城市人均GDP水平的作用略高于贸易开放和私营经济发展，其边际弹性分别为-0.42和-0.50。家庭变量方面，家庭劳动力数量在1.25美元标准下的减贫效应不显著，而在2美元标准下，劳动力比例提升1个百分点，贫困率可降低1.4个百分点，体现了家庭劳动力数量对减贫的巨大作用。同时，劳动者教育年限、工作经验对贫困减少的作用明显，高于社会资本、家庭资产的作用。这一结果与郭熙保等（2008）的结果较为一致，他们在对省际面板数据进行研究后发现，省份人力资本等的提高对贫困减少的影响较小，经济的增长并不一定能提高贫困群体的生活状况。
