我的男神是帅比i
范文一：异质性
异质性、经济增长与收入不平等
李宾 (北京大学中国经济研究中心)
金一 (美国堪萨斯大学经济学系)
曾志雄 (北京大学中国经济研究中心)
摘要：本文构建了一个劳动供给可变的内生增长模型，在不同消费者之间引入资本拥有量和劳动技能的双重异质性，并导出将这两种异质性与收入不平等联系起来的公式。分析表明，它们对收入不平等的作用方向是相反的；只有在以资本与技能异质性的相对量为条件时，才能得到确定的增长-不平等关系。另外，拓展的模型则考虑了劳动市场不完全性对增长和收入不均等的影响。
关键词：经济增长，收入不平等，异质主体，不完全劳动市场
李宾，北京大学中国经济研究中心，邮编: 100871。电话：86-10-52763115,电子邮件：libin2005@pku.edu.cn。
金一，美国堪萨斯大学经济学系，邮编: 66045。电话：1-785-8642848，传真：1-785-8645270，电子邮件：yjin@ku.edu，个人主页：http://people.ku.edu/~yjin/。
曾志雄，北京大学中国经济研究中心，邮编: 100871。电话：86-10-62767507,传真：86-10-62751474,电子邮件：zxzeng@ccer.pku.edu.cn，个人主页：。
Heterogeneity, Economic Growth and Income Inequality
Li, Bin (China Center for Economic Research, Peking University)
Jin, Yi (Department of Economics, University of Kansas)
Zeng, Zhixiong (China Center for Economic Research, Peking University)
August 2008
Abstract: The paper develops an endogenous growth model with capital and skill heterogeneity across households who endogenously choose their supply of labor. We derive a formula relating a measure of income inequality to measures of the two types of heterogeneity. Our results indicate that capital and skill heterogeneities play exactly opposite roles and that an unambiguous growth-inequality relationship can be obtained only when it is conditioned on the relative magnitude of these two types of heterogeneity. The extension model also examines the consequences of labor-market incompleteness for growth and inequality.
Keywords: economic growth, income inequality, heterogeneous agents, incomplete labor market
JEL Classification: O41, D31
异质性、经济增长与收入不平等
一、引言
经济增长与收入不平等的关系，长期以来一直是理论界所关注的重要课题。随着经济的发展，收入不平等是扩大还是缩小？较大的收入差距是否不利于经济的增长？为了回答这两个基本问题，出现了不少相互竞争的理论，另一方面，经验证据也没能给出明确的结论。
在经验研究中，Kuznets（1955）提出了一个影响深远的假说，即收入不平等是产出的倒U型函数；在发展的前期，收入不平等呈递增之势，到了后期则变为递减。但从Anand 和 Kabur（1993）的综述来看，对这一假说的经验研究结果很不一致。在关于收入不平等怎样影响经济增长的研究中，Alesina和Rodrik（1994）、Persson和Tabellini（1994）、Perotti（1996）在其增长回归中发现收入不平等的系数为负，而Li和Zou（1998）、Forbes（2000）及其他作者在研究中得到正的或者较为不确定的系数。Barro（2000）发现经济增长与收入不平等的关系依赖于一个国家的财富水平：穷国通常为负向关系，富国通常为正向关系。此外，有的文献将增长与收入不平等视为同时受某些共同因素影响的两个变量，如Lundberg和Squire（2003）将社会自由和开放性甄别为在同一方向上影响增长与不平等的两个因素，进而得到一个正向的增长-不平等关系。
在理论层面上，越来越多的文献着手于建立增长-不平等的内在逻辑联系。Alesina和Rodrik（1994）、Persson和Tabellini（1994）在一个各经济主体拥有不同资本数量的模型中考查了不平等对增长的影响。Bertola（1993）用一个劳动供给固定的模型研究了资本的生产率如何同时决定增长和不平等。Garcia-Penalosa和Turnovsky（2006）、Viane和Zilcha（2003）则在劳动供给为内生的一般均衡框架中观察基本面的变化对增长-不平等关系的作用。
本文进行了一个理论层面的工作，在Garcia-Penalosa和Turnovsky（2006）的基础上引入额外的因素，使得我们对倒U形假说的理解有了前进的空间。具体来说，在Garcia-Penalosa和Turnovsky（2006）所构建的增长模型中，经济主体持有不同数量的实物资本并内生地选择劳动供给，经济的增长率和收入分布均被内生
决定，它们受某些共同因素（比如经济基本面的改变和宏观政策的变动）的影响。通过变动总生产率、时间偏好率、跨时替代弹性等基本面因素，它发现总量增长与收入不平等的关系为正。然而我们认为，这一结果并不是稳健的，引入在直觉上和在经验上都重要的其它异质性，可能会改变这一结果。本文除了考虑资本持有量的异质性之外，还加入了人们在劳动技能方面的异质性。由此得出的一个重要结果是，这两种异质性在基本面变化时对收入不平等的作用正好相反。我们证明了：一个家庭的相对收入份额（其收入份额超过平均收入份额的那一部分）是其相对资本分额与技能份额的凸组合；增长与收入不平等的正相关，当且仅当资本异质性的影响超过技能异质性的影响时才成立。②
在平衡增长均衡上，尽管各个家庭存在着资本初始禀赋和技能禀赋的不同，但它们的消费增长率、闲暇增长率和资本拥有量的增长率都是相同的，由此导出的劳动供给函数对于相对资本分额和相对技能份额都是线性的。这一性质大大方便了在各主体之间的加总过程。结果是,总量的决定完全独立于个体特征的分布。再者，给定资本拥有量的初始分布和技能禀赋的分布，诸总量的集合足以决定收入分布的不平等程度。这些结果的重要性在于它们不仅从理论上支持了用代表性家庭的方法来分析经济中的总量行为，而且为以代表性家庭的方法来描述存在于异质家庭之间的收入不平等的大小提供了均衡基础（参见Caselli和Ventura 2000）。
本文分析的主要直觉逻辑如下。假定某一基本面的变化导致了均衡总劳动供给的增加，那么资本的回报率（或者实际利率）也会上升，使得经济增长率上升。同时，总劳动供给的上升放大了每单位资本分额方差所带来的收入份额方差，但缩小了每单位技能份额方差所带来的收入份额方差。因此只有当我们能估计两种异质性的相对重要性时，才能判断增长与不平等的关系是正还是负。
这一理论结果与经验研究文献中得不出稳健结论的状况相一致：跨国家的回归分析会因每个国家的资本、技能异质性的相对重要性不同，而产生不确定的增长-不平等关系。另外，如果拿此文所分析的机制来理解倒U形假说，一个潜在的解释是：在经济发展的初期阶段，资本持有量的异质性更容易发生，它使得增长-不平等①
②① 我们的基准分析将Garcia-Penalosa和Turnovsky（2006）的包含为一个特例。 此时资本分布的方差与技能分布的方差之比超过这两种异质性在相对收入份额公式中的相对权重的倒数。
呈现正向关系，经济的发展伴随着收入不平等的扩大；然而，随着时间的推移，经济的发展促进了社会分工的深化和广化，劳动技能的异质性逐步增强，而各阶层对股市等资本市场的参与可能使得资本持有量的异质性下降；技能异质性的上升和资本异质性的减弱，从本文所分析的结果看，均是使得收入不平等下降，进而收敛于一个经济的长期均衡水平。综合来看，这个转变过程恰好符合一个倒U形的曲线。
除了在基准分析中对总劳动生产率、时间偏好率、跨时替代弹性以及闲暇偏好这些基本面因素进行试验以外，我们还将模型扩展，使之能对另一种更令人感兴趣的基本面变化的作用进行分析，即，劳动市场从不完全到完全的变化怎样影响增长和不平等的共同决定。结果发现，与市场不完全的经济相比，一个市场完全的经济有较高的均衡总劳动供给、较高的实际利率、较高的总增长率和较高的收入不平等。如果劳动市场是不完全的，厂商所使用的劳动的效率就会有不确定性，这导致了较小的均衡总劳动量。市场完全的经济中较高的收入不平等反映了两个方面的收入分布变化。第一，随着劳动市场结构从不完全转变为完全，早先被压制的由技能异质性引致的收入不平等浮现了出来。第二，资本异质性对收入不平等的贡献同时被加大了。将这两方面放在一起，我们发现劳动市场在完全性方面的改进同时导致了较高的增长和较高的收入不平等。上述理论分析提供的额外理解是，如果经济发展过程伴随着劳动市场完全性的提高，而且我们暂且接受Kuznets的倒U形假说，那么劳动市场完全性的提高所导致的正向增长-不平等关系，不足以解释倒U形曲线的形成，从而劳动技能异质性的重要性更为突出了。
本文余下部分安排如下。第二节给出基准模型。第三节进行初步分析并推导出模型的平衡增长路径。第四节讨论由各种基本面变化导致的增长-不平等关系。随后,我们在第五节分析劳动市场不完全性的作用。最后一节为结束语。
二、基准模型
（一）厂商的问题
这些厂商都生产一种同质的考虑一个厂商连续均匀分布于 [0,1] 区间的经济。
最终产品。厂商 j 的生产函数为
(1) Qj=F(LjK,Kj),
其中Qj、Kj和Lj分别为厂商j的产出、资本投入和有效劳动投入。函数F具有增、
凹和一次齐次的性质，并且满足标准的稻田条件。有效劳动为工作时间和劳动效率(用劳动技能代表)之积。厂商的平均资本存量K代表经济中总的知识存量。式(1)可以写为较为方便的“密集型式”：
Qj=KjF(LjK/Kj,1)≡Kjf(LjK/Kj),
假定厂商是对称的，在均衡中就有Kj=K、Lj=L,并有总量生产为K的线性函数：
(2) Q=F(LK,K)=f(L)K.
从每个厂商的利润最大化可以得出劳动(资本)的边际产品与均衡工资率(租用率)的等式 : (3) ?F
?Lj=f'(L)K≡w(L)K, Kj=K,Lj=L
(4) ?F
?Kj=f(L)?Lf'(L)≡r(L). Kj=K,Lj=L
注意我们用w(L)K 表示工资率，它与K 成比例，而租用率 r(L) 则不倚赖于K。
（二）家庭的问题
家庭连续均匀地分布于[0,1] 区间，它们选择消费、劳动供给和资本积累。假设零折旧率，家庭i 的资本存量依下式演化：
=I, (5) Kii
其中Ii为毛投资流量。家庭i 的初始资本拥有量为Ki0。各个家庭有相同的时间禀
赋（其数量为1），但其技能禀赋不同。我们用Ai表示家庭i 的不随时间变化的技
能水平。定义ki≡Ki/K为家庭i的资本份额，ai≡Ai/A为家庭i的技能份额，此中K≡∫Ki和A≡∫Ai分别为总(或平均)资本存量和技能水平。资本份额ki在家庭
间的分布有期望1和方差σ2
k 。相似地，技能份额ai的分布期望为1，方差为σ2a 。
为简单起见，我们假设这两个份额是不相关的，即它们的协方差为σka=0。
在某一时点，家庭i供给hi≤1单位的劳动，向厂商租出资本Ki ，同时将Ii用于投资。其流量预算约束为：
=rK+(wK)(Ah)?C (6) Kiiiii
其中Ci为家庭i的消费。
令β为时间偏好率，家庭i在(6)的约束下求解如下问题： (7) max∫∞
0(Cl)γii1ηγe?βtdt, ?∞<><1, η="">0, 1>γ(1+η).
这里li≡1?hi表示家庭i的闲暇时间。
令λi为当期值汉密尔顿函数里约束(6)的乘子, 则最优一阶条件为：
(8) Ciγ?1liηγ=λi
(9) ηCiγliηγ?1=λiwKAi
(10) rλi=βλi?λi
横截性条件为
(11) limt→∞λiKie?βt=0.
（三）市场出清条件
令l≡∫Alii为总“有效闲暇”， L≡∫Aihi为总有效劳动。劳动市场出清要求
∫
资本市场出清当 Lj=L=A?l.
∫
最后,产品市场出清条件为 Kj=K.
∫(C+I)=Q≡∫iiQj.
三、初步分析
（一）个体增长率和总增长率
引理1：在均衡中，所有家庭的资本影子价格的增长率相同，其消费和闲暇增长率也相同，即 λ λ C l il jl λCCjjii(12) ==, ==, ==, ?i,j, λiλjλCiCjCliljl
其中λ≡∫λi, C≡∫Ci。
证明：首先(10)显示各个家庭的资本影子价格是相同的: λ(13) i=β?r. λi
现在证明家庭间消费和闲暇的增长率也是相同的。将(9)式除以(8)式得 (14) Ci1K. =wAliiKiηKi
求(8)和(14)式的时间导数并用(13)式，得：
Cl ii(15) (γ?1)+ηγ=β?r, Cili
l ?w'lC(16) i?i=Ciliw l K+, lK
其中w'表示w对L的导数。由这两个方程连同1>γ(1+η)的假设得出(12)中的第二、三式。证毕。
式(6)和(14)给出单个家庭的资本存量的增长率： KK(17) ψi≡i=r+wKiKi??11A?l?Al()iii?. ?iη??
由式(14)可知，总消费-资本比为 (18)
对式(6)进行加总并用式(18)，得： C1=wl. Kη
KK?1?(19) ψ≡=r+w?(A?l)?l?. η?KKi?
（二）平衡增长路径
引理2：在模型经济的均衡中必有 (20) limt→∞l>ηA. 1+η
/λ=λ /λ,?i得 证明：由(11)及λii
(21) limt→∞λKe?βt=0.
式(21)成立当且仅当limt→∞(ψ?r)<0>
??1+η??????limt→∞??r+w?A?l???r?<0.>
故均衡中必有式(20)成立。证毕。 我们现在分析总有效闲暇的行为。由式(16)得：
?w'l?l C=?1??+ψ . C?w?l
将此式代入(15)得
??l ?w'l??(γ?1)?1?w?+ηγ?l=β?r?(γ?1)ψ. ????
所以有
G(l)l =, Hl其中
G(l)≡f(A?l)?(A?l)f'(A?l)?β1r?β?ψ=+lf'(A?l), 1?γ1?γη
H(l)≡
1?γ(1+η)1f''(A?l)w?w'lηγ。 ?=?wll1?γ1?γlf'A?l
引理3：在所有时点上均衡总有效闲暇为l=，为满足下式的唯一值： (22) G()=0,
且 (23) >
证明：容易导出 ηA。 1+η
?1??11l?G'(l)=?1+?f'(L)+f''(L)L???. ?η??1?γηA?l?
当l>ηA，G'(l)>0。如果在某一时点l>，则limt→∞l=∞，这是不可行的。如1+η
ηA。这就违反了式(20)。所以总有效闲暇的唯一1+η果在某一时点l<>
均衡过程为在所有时点上l=。证毕。
命题1：本模型经济的唯一均衡为一平衡增长路径，在每一时点上l=，并且对所有家庭i ，其li和ki在所有时点上不变。
证明：由引理1和引理3可知对所有i 来说li在所有时点上为常数。欲证对所
=0，我们需要先得出相对资本分额的微分方程。取式(19)和(17)有i在所有时点上ki
之差并将结果乘以ki得： =w?A?1+ηAl??w?A?1+ηl?k. (24) kii?i?ηii?η?????
引理3表明ki的系数为正并且不依赖于ki。因为ki是有限的，所有不可能存在
>0，否则此k将会爆炸。又因为k=1，所以对於所有i任一i在任一时点上kii∫i
=0。证毕。 和所有时点ki
（三）相对劳动供给函数
=0或ψ=ψ出发，从k我们可以推导出一个相对劳动供给函数。在式(24)中设ii
=0 可得有效闲暇的需求函数： ki
?ηA?η(25) Al=?+lkAi. ii??i++1η1η??
将此式加总，得到均衡的总有效闲暇需求：
?ηA?ηl=?l?A. ?+++1η1η??
因此家庭i的相对闲暇时间需求为 ?ηA?η(26) Alllk1?=??+()(Ai?A). ii??i11ηη++??
将li=1?hi和l=A?L代入式(26)，我们得到相对劳动供给函数： ??ηA?ηA?(27) Aihi?L=??l?kA?+?1()?i??(ai?1). 1+η??1+η??
由式(25)和(27)可知一家庭的相对有效劳动供给随其资本份额ki的增加而减少，随其技能份额ai的增加而增加。也就是说，资本拥有量高于平均水平的家庭供
给较少数量的有效劳动，而技能水平高于平均的家庭供给较多的有效劳动。 最后，式(15)、(16)和(12)表明：
C K CKr?βii. ====ψ=CiCKiK1?γ
（四）对收入不平等的衡量
家庭i的收入Yi包括了资本收入和工资收入：
(28) Yi=rKi+(wK)(Aihi)
将式(28)加总，得总收入为：
Y=rK+(wK)L.
因此家庭i的收入份额，以yi表示，为
(29) yi≡YirKi+wKAihi. =YrK+wKL
这个收入份额在家庭间的差异程度就是我们对收入不平等的衡量。yi的期望值为1，方差为σ2
y。
引理4：家庭i的相对收入份额是其相对资本份额和相对技能份额的加权平均：
(30) yi?1=(1?ρ)(ki?1)+ρ(ai?1),
其中
(31) ρ≡
如果均衡增长为正，则ρ<>
相对劳动供给函数式(27)，及w和r的式子(3)和(4) 。证明：用yi的定义式(29)，
很明显，ρ>0。从式(19)和(3)-(4) 可知，ψ>0意味着
?1?1r+w?L?l?=f(L)?f'(L)l>0. η?η?AwAf'(L)=>0。 1+ηr+wL1+ηfL由引理3中的式(23)，我们进而得到：
f(L)>Af'(L) 1+η
这意味着ρ<>
由式(30)得
(32) σ2
y=(1?ρ)σ2
k+ρ2σ2a.
虽然资本和劳动技能异质性都对收入不平等有正的贡献，它们的相对重要性取决于(1?ρ)和ρ的比率。重要的是，给定σ2
k和σ2a，任何改变ρ的基本面变化必然
在相反的方向上改变这两种异质性对收入不平等的贡献。注意若其它条件相等，则总有效劳动L的增加将使技能异质性的权重ρ减小。这是因为由相对技能份额变动引起的相对劳动供给的变动是独立于总有效劳动的。因此L的上升增加了总劳动收2
入而不影响相对劳动收入的分散程度。相反地，L的上升增加了资本异质性的权重。原因仍然如前——由相对资本份额的变动引起的(负方向的)相对劳动供给的变动同样不依赖于总有效劳动。
四、增长-不平等关系
我们现在可以通过让模型经济受各种基本面变化的影响来导出增长与不平等的均衡关系。我们将强调两种异质性所扮演的不同角色。
命题2：(i)总劳动效率A的增加，或时间偏好率β的减小，或常相对风险嫌恶系数1?γ的减小，或闲暇偏好η的减小，都使增长率上升，即 (33) dψdψdψdψ<0,>0, <0.>0, dβdγdηdA
如果F是科布-道格拉斯的，f(L)=Lα, 0<><>
(ii) β或η的上升使收入不平等增大，当且仅当技能异质性压倒资本异质性 ： σ2
kρ(34) <(=,>)0, <(=,>)0 ? 2>(=,<).>
当且仅当资本异质性压倒技能异质性， (iii) A或γ的上升使收入不平等增大，dσ2ydσ2y
σ2
kρ(35) >(=,<)0 ?="" 2="">(=,<).>(=,<)0,>
(iv) 资本异质性σ2
k或技能异质性σ2
a的增加使收入不平等σ2
y增加，但不改变
总增长率。
证明：见附录。
我们在这里讨论一下命题2背后的机制（注意 (ii)和(iii)中有关A和η的结果并不仅仅适用于科布-道格拉斯函数，而是适用于任何增、凹及一次齐性的生产函数）。这个机制的核心是随经济的基本面变化而内生变化的总有效劳动量。总有效①dσ2ydσ2y① 感兴趣的读者可向作者索取详细证明过程。
劳动量的变化影响到资本的报酬率以及经济增长率，同时也影响到两种异质性对收入不平等的相对贡献。
考虑总劳动效率A的增大带来的影响。正如附录中详细说明的，A的增大使得均衡的总有效劳动和总有效闲暇都增加。总有效劳动L的增加导致了资本报酬率r的提高，从而使总增长率ψ=(r?β)/(1?γ)增大。同时，A的增大降低了技能异质性对收入不平等的相对贡献（dρ/dA<0）并提高了资本异质性的相对贡献。这意味着总劳动效率的提高如何影响收入不平等取决于两种异质性的相对程度。当资本异质性压倒技能异质性时,>
k/σ2
a>ρ/(1?ρ)，收入不平等会扩大。反之，当
技能异质性为压倒性因素时，收入不平等会缩小。将增长和收入不平等的变化放在一起，我们不能得到一个明确为正或明确为负的增长-不平等关系。事实上，对这一关系的预测只能以两种异质性的相对程度为条件。若资本异质性是占优的，则增长的加大会与不平等的扩大相关联，若技能异质性是主导因素，则增长的加快会与不平等的缩小相关联。其它基本因素(β,γ,η)的变化可以用相似的方法分析。重要的是命题2的(i)-(iii) 部分中考虑的每一种基本变化都会导致相同符号的以资本、技能异质性的相对程度为条件的增长-不平等关系。
最后，从本文第三节的分析出发应不难理解命题2中的 (iv) 部分。σ2
k和σ2
a
都不影响总增长率ψ，它们都不进入l,ψ和ρ的决定中。式(32)意味着
?σ2
y/?σ2
k>0和?σ2
y/?σ2
a>0。
五、劳动市场不完全性
在本节中我们考虑另一种基本性变化，即一个经济从不完全劳动市场结构变动为完全劳动市场结构。在市场完全的经济中，对每一类劳动（以其效率Ai区分）存
在着一个市场。相应地，对每一类劳动都有一个价格。或者等价地说，存在着一个统一的关于有效劳动的市场，在这个市场上对有效劳动量有一个统一的工资率。相反地，对于市场不完全的经济，我们假定只存在着一个关于劳动时数的市场，在这个市场上有一个统一的劳动时数工资率，这一工资率独立于劳动的类型（效率）。
进一步假设，在这样一个不完全市场的经济中，厂商在每一时期都从这个单一劳动市场中购买劳动，而在购买时他们无法事先辨别所雇工人的劳动效率。假定工人的技能水平随机地分布于厂商中。令相应的分布函数Φ为非退化的。这样,厂商在事前就面临对它们所雇劳动的平均质量的不确定性。令厂商j 所雇佣的劳动的事后平
?Aj??=A。我们在下面会看到,关于Aj的不确定性使得均效率为Aj，Aj的期望为E?
厂商面临其资本和劳动的边际产品的不确定性。
为不为简化起见，假设生产函数为科布-道格拉斯型f(L)=Lα，0<><>
为工资率为这一经济中的劳动时数工资率（w完全市场经济中的资本租借率，wKA
除以总资本存量K和总有效劳动A）。 厂商j选择劳动Hj和资本投入量Kj以使其期望利润最大化：
maxHj,Kj
这一问题的一阶条件为 ?E?Kjf???K?? )Hj?rK j. ?(wKAAH??jjKj???????
?Kαα?1??(36) αE?Aj?Hj??K?j????α?1 K=wKA
?Kαα?AH(37) (1?α)E??j?j??K?j? . =r???α
因为所有厂商事前都是一样的，所以在对称的均衡中Hj=H，Kj=K，?j。
令L=E??Aj??H=AH为总有效劳动。将这些式子代入(36)和(37)得：
(L)=ζw(L), w
(L)=ζr(L), r
其中，
w(L)≡f'(L)=αLα?1,
r(L)≡f'(L)?Lf'(L)=(1?α)Lα,
为完全市场经济中的(每单位资本)工资率和租用率函数。另外,
αα?ζ≡E?A/A<1 (jensen不等式)="" 。="">
除了预算约束要作如下修改外，家庭的优化问题与第二节中的相同：
=rK i+(wKA )hi?Ci. (38) Ki
不难证明不完全市场经济中的均衡条件对应于将w、r、ψ、G（视作l的函
和A替代的完全市场经济中的均衡条件，其中 、G 、ψ 、r数）和Ai分别用w
≡ζψ=ψ ?βr, 1?γ
?β?r?β (l)≡r =ζ?G?ψ?ψ??. 1?γ?1?γ?1?γ
还有，相对劳动供给函数和相对收入份额变为
?ηA?Aihi?L=??l??(ki?1), η1+??
和
yi?1=(1?ρ)(ki?1)
其中ρ如式(31)所定义。相对收入的方差为
2 2(39) σy=(1?ρ)σk. 2
命题3：给定σ2
k>0和σ2
a>0，与劳动市场不完全的经济比较，劳动市场完全
的经济有较大的均衡总有效劳动量、较高的实际利率、较高的总增长率和较高的收入不平等程度。
=ζ?r?ψ??β=0决定了不完全市场经济中的均衡总有效证明：首先，G???1?γ?1?γ
'=ζG'>0对所有l>ηA，所以l >l或L>L 。并且， 闲暇，l 。因为0<><>
α=r , r=(1?α)Lα>ζ(1?α)L
ψ= ?βr?βr , >=ψ1?γ1?γ
及
ρ(L)=AαAα . <>
上面最后一行表明完全市场经济中的相对收入份额的方差大于不完全市场中的相应方差，见式(32)和(39)。证毕。
完全市场经济中之所以有较高的总增长，是因为这个经济中有较高的均衡总有效劳动和较高的均衡资本报酬率。而在不完全市场经济中，厂商面临它们所雇佣的劳动的质量的不确定性。这导致了较小的劳动需求和较小的有效劳动使用量。完全市场中的较高的收入不平等反映了两个方面的变化。第一，随着劳动市场从不完全结构转换为完全结构，原先受到压制的由技能异质性引起的收入不平等呈现了出来。其次，资本异质性对收入不平等的贡献增大了。总的来说，劳动市场完全性的改进同时造成了较高的经济增长和较大的收入不平等。
六、结束语
本文构建了一个家庭间存在着资本拥有量和技能水平异质性的内生增长模型，导出了将这两种异质性与收入不平等联系在一起的公式。该公式表明，资本和技能的异质性在决定基本面变化如何影响经济增长的同时又影响收入不平等方面，起着完全相反的作用。增长-不平等关系是否为正取决于哪一种异质性为主导性因素。如果跨国回归分析样本中的各个国家的两种异质性的相对程度不同，那么这种分析就难以确定增长-不平等关系。我们的模型指出，只有将两种异质性的相对程度当作条件变量，才能发现明确的收入-不平等关系。这为理解Kuznets（1955）的倒U形假说，提供了一条潜在的研究线索。
本文中的模型较为抽象，因此尚不适于用来描述具体经济体（比如转型经济）的增长-不平等经历。尽管如此，我们的理论有助于理解这些经济体在转型前和转型后的增长-不平等记录。这体现在文中所强调的几个基本面变化上。第一，转型经济中可能出现因激励机制或产业组织改变而导致的总生产率变化。第二，市场的不完
全性可能得到改进。如第五节中分析的，劳动市场之趋于完全会导致正的增长-不平等关系，而这一关系是作为均衡现象出现的。第三，可能有因产权结构变化或受教 育机会变化而引起的资本或技能异质性的增大。最后，这些基本面的变化很可能是同时出现的。本文的模型对如何分析这些变化的效应将有所裨益。
参考文献:
[1] Alesina and Rodrik. Distributive Politics and Economic Growth. Quarterly Journal of Economics, 1994, Vol. 109: 465-490.
[2] Anand, S. and S. Kanbur. The Kuznets Process and the Inequality-Development Relationship. Journal of Development Economics, 1993, Vol. 40 (1): 25-52.
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范文二：异质性
异质性、选择偏差与教育回报: 基于中国微观数据的实证研究
*
李雪松 詹姆斯·海克曼**
摘 要
本文根据2000年中国的微观数据，运用现代微观计量经济学的分析方法，在考虑异质性和选择偏差的基础上，估计了20世纪末中国的教育回报。研究结果表明：与受教育水平相关的收益在人们中间存在显著的异质性；在当今中国的劳动力市场上存在一种重要的实证现象，即人们根据比较优势原理对教育水平进行选择。传统的普通最小二乘法以及工具变量法都难以对这种选择做出合理的估计，我们的分析框架弥补了上述两种方法的缺陷。2000年中国6个省区城镇青年大学教育的平均回报率为43%(年均近11%)。中国在经历二十多年的市场经济改革后，较之80年代及90年代初期，教育的平均回报有了显著提高，中国的教育和劳动力市场已经开始发挥重要作用。
一、引言
微观数据有两个基本特征：异质性以及缺少与实际相反的状况。由于存在未被观测到的异质性，即使在所有可以被观测到的方面都相同的人们仍然会做出不同的决策、获得不同的收入、选择不同的投资组合。缺少与实际相反的状况引发了数据缺失问题，如果某人实际选择了一种状况，我们就不可能观测到他(她)做出其他选择时的结果。如果我们观测到某大学毕业生的当前收入水平，我们就不可能同时观测到假使他(她)高中毕业就参加工作的当前收入水平。
过去，解决选择和数据缺失问题的方法大多没有考虑异质性，他们一般都假设不同的个人具有同质性。本文的研究充分考虑了个人之间显著的异质性。我们根据中国城镇居民家庭收入与支出调查（CUHIES2000）所公布的横截面微观数据，估计了中国高等教育的异质性回报。对学历做出不同选择的人们有着各自不同的教育回报率。本文的工作建立在由Heckman和Vytlacil (1999, 2000, 2001)，Carneiro, Heckman和Vytlacil (2001)以及Carneiro(2002)等研究所形成的半参数分析框架基础之上。边际政策效应(MTE)是这些文献的核心概念，这个概念是由Bjorklund和Moffitt (1987)首先提出的。边际政策效应是指，处于接受或不接受教育临界状态的人最终选择接受教育时的平均回报。这些人根据未被观测到的自身特征选择接受教育的不同水平。
我们的研究结果表明：对于2000年中国6省区(广东、辽宁、四川、陕西、浙江和北京)的城镇居民来说，大学4年教育的平均政策效应（ATE）―随机挑选任何一个人接受大学教育后其*
本文发表在《经济研究》2004年第4期。 **
作者单位：李雪松，中国社会科学院数量经济与技术经济研究所；詹姆斯·赫克曼(James J. Heckman)，美国芝加哥大学经济系。
一生收入将增长43%(即每年大学教育带来近11%的回报率)。而用另外两种方法-普通最小二乘法(OLS)和工具变量法(IV)-对ATE做出的估计结果分别为29%和56%（即每年大学教育分别带来约7%和14%的回报率）。总体中存在着显著的回报异质性，估算出的选择偏差达到了-22%。我们的发现与Carneiro, Heckman和Vytlacil (2001)相似：人们根据比较优势原理对教育水平进行选择。最小二乘法(OLS)对真实的平均政策效应(ATE)给出了一个下偏的估计，而工具变量法(IV)则给出了一个上偏的估计。
在经历了二十多年以市场为导向的经济改革后，中国的平均教育回报较之80年代和90年代初期有了较大幅度的提高。中国的教育和劳动力市场已经开始发挥作用，技能获得的回报也比以前更多了。
本文的余下内容是这样安排的：第二部分描述考虑和不考虑异质性时的收入模型；第三部分对选择偏差、边际政策效应（MTE）进行定义，并给出估计MTE的理论框架；第四部分是中国数据的实证分析结果；第五部分进行简要地总结。
二、考虑和不考虑异质性时的模型
考虑如下明瑟尔（Mincer）方程，其参数为常数，这是假设不存在异质性时的传统教育回报模型。
lnYi=βSi+γXi+Ui (1)
其中i表示不同的个人(i=1, 2, L , n)， lnYi为收入的对数形式，Si表示受教育水平，Xi为解释变量向量，比如工作年限、工作年限的平方、以及性别、地区、产业、企业所有制等虚拟变量，Ui是期望为零的随机误差项，β为教育回报率，γ为系数向量。
直接运用普通最小二乘法（OLS）对方程（1）进行估计存在一个问题：该模型可能遗漏了个人能力变量Ai，它被包含在误差项Ui之中。许多实证分析认为Cov(Ai, Si)≠0，因此
E(UiSi)≠0。此时最小二乘法只能得出有偏、非一致的估计量。Griliches(1977)阐述了对该
问题的经典看法。
可是，在现实生活中，大多数数据并不包括对个人能力的度量。于是不少经济学家想方设法运用一些变通的方法，试图来消除或减弱个人能力偏差。许多学者采用工具变量（IV）法，找出另外一些学者采用固定效应方法，假设双胞胎、一个与Si高度相关但与Ui不相关的工具变量Ii；
兄弟姐妹具有相近的个人能力，对他们进行成对比较；还有一些学者使用个人能力的代理变量，并把这些代理变量作为解释变量包含在Xi中。
由于大多数数据并不具备采用固定效应方法所需的足够信息，而且使用该方法还需满足误差项可分离的条件，这种比较可能会使误差更趋严重。找到满意的工具变量也很困难，事实上，大
量有关教育回报和收益问题的文献中普遍使用的工具变量都是无效的，它们往往与被遗漏的个人能力相关(Carneiro 与Heckman(2002)以及 Carneiro(2002))。
许多实证分析表明：家庭背景往往与个人能力关系密切，良好的家庭氛围通常有助于提高个人能力(Carneiro 和Heckman，2003)。本文在实证分析过程中使用父母收入作为个人能力的代理变量。
设想一种比模型（1）更为普遍的形式，它考虑了教育的异质性回报，用随机系数的形式表示如下：
lnYi=βiSi+γXi+Ui (2)
其中βi表示存在异质性时的教育回报率，因人而异。Xi是由其他解释变量组成的向量，该模型在一种更为普遍的条件下对个人能力偏差进行了校正。
本文着重讨论两种教育水平的选择：高中和大学。令Si=1表示大学学历，Si=0表示高中学历（没有接受大学教育）。显然存在多种学历选择，我们的分析则是对实际情况的一种简化，这种简化普遍存在于文献中。大量证据表明，在多数情况下，教育回报与受教育年限并不成线性关系，使用传统的收入对数对于学历的回归系数将导致对教育回报率估计的严重偏差。(Heckman, Lochner 和 Todd, 2003)。
两种潜在的选择结果(lnY0i, lnY1i)可以表示为： ?
?lnY0i= γ0Xi+U0i (当Si=0时) (3a)
?lnY1i=γ1Xi+U1i ( 当Si=1时) (3b)
对总体而言，E(U0iXi)=0，E(U1iXi)=0。
由于存在数据缺失问题，在横截面上想同时获知一个人的lnY0i和lnY1i通常是不可能的。我们仅仅可以确定分布F(lnY0iXi, Si=0)和F(lnY1iXi, Si=1)，而不可能确定分布F(lnY0iXi)和F(lnY1iXi)。由于异质性及选择问题的普遍存在，我们不可能再使用诸如OLS和IV的传统方法来估计参数。
对结果进行整理，有：
lnYi=SilnY1i+(1?Si)lnY0i (4a)
=[(γ1?γ0)Xi]Si+γ0Xi+[U0i+(U1i?U0i)Si] (4b) =[(γ1?γ0)Xi+(U1i?U0i)]Si+γ0Xi+U0i (4c)
=βiSi+γ0Xi+U0i (4d)
其中
βi=(γ1?γ0)Xi+(U1i?U0i) (5)
表示个体i的异质性教育回报。当γ1≠γ0（即存在观测到的异质性(γ1?γ0)Xi），或U1i≠U0i(即存在未观测到的异质性(U1i?U0i))时，βi在总体中是一个变量，教育回报是一个服从于一定分布的随机变量。在给定X的条件下，βi的平均值为：
=E(βiXi)=E[(γ1?γ0)Xi] (6) 假设人们根据下述选择规则来决定是否进入大学学习：
Si*=Pi(Zi)?Usi
*
??1 当Si≥0时
(7) Si=?*
??0 当Si<>
其中Si*为隐藏变量，代表入学的净收益，Zi是可观测到的变量向量(Zi可能包含部分Xi)。
Pi=Pi(Zi)表示参与或接受政策(比如进入大学学习)的概率，它可用概率模型或逻辑模型估计
出来。Usi表示个体i在政策选择过程中未被观测到的异质性。
不失一般性，假设Usi在[0,1]区间上服从均匀分布(Heckman和 Vytlacil, 1999)，对于个体i来说，是否进入大学学习完全取决于观测到的异质性Pi(Zi)与未被观测到的异质性Usi之间的比较。Usi越小，则进入大学学习的可能性越大。
三、选择偏差与边际政策效应
令?i=lnY1i?lnY0i表示某项政策使个体i从Si=0转变到Si=1时的经济收益。根据方程(3a)、(3b)及(5)，?i=βi。根据方程(3a)、(3b)及(6)，普通最小二乘法（OLS）估计量的概率极限为：
?)=E(lnYX,S=1)?E(lnYX,S=0)plim(βOLSiiiiii
=E(γ1Xi+U1iXi,Si=1)?E(γ0Xi+U0iXi,Si=0) = +[E(U1iSi=1)?E(U0iSi=0)] (ATE) (偏差)
其中，平均政策效应ATE表示随机挑选一个具有特征X的个体所具有的教育回报的均值，定义如下：
ATE=E(?iXi)=E(βiXi)= (9)
(8)
如果人们很清楚各自的Usi且依据(U0i,U1i)采取行动，那么Si将与U0i及U1i相关，方程(8)的第二项将不为零。因此普通最小二乘法OLS是对ATE的有偏估计量。注意到方程(8)也可表示为：
?)=E(lnYX,S=1)?E(lnYX,S=0)plim(βOLSiiiiii
=E(βiXi,Si=1)+[E(U0iSi=1)?E(U0iSi=0)] (10） (TT) (选择偏差)
其中参与者的平均政策效应TT表示那些政策参与者（比如进入大学学习）与假设他们没有参与该政策（比如没有接受大学教育）时相比所获得的效应的均值，定义为：
TT=E(?iXi,Si=1) =E(βiXi,Si=1)
=+E(U1i?U0iSi=1)
(11)
=ATE+E(U1i?U0iSi=1)] (分类效应)
选择偏差E(U0iSi=1)-E(U0iSi=0)表示事实上的政策参与者（比如进入大学学习）假设他们未参加项目时的不可观测变量与真正未参加项目者（比如未接受大学教育）的不可观测变量之差的均值，也即大学毕业生如果他们高中毕业就参加工作的当前收入与真正高中毕业生的当前收入之间的不可观测变量差异的均值。
分类效应E(U1i?U0iSi=1)表示那些政策参与者（比如进入大学学习）基于他们自身不可观测变量所带来的平均效应。分类效应与选择偏差之和构成了(8)式中的偏差。
在存在异质性和选择偏差的情况下，传统的IV估计方法通常不能正确估计这些参数。找出与Si相关但与U0i甚至U1i?U0i不相关的工具Ii并不足以确定,因为：
?=plimβIV
Cov(Ii, Ylni)Cov(Ii, U0i)Cov[Ii, (U1i?U0i)Si]
=++
Cov(Ii, Si)Cov(Ii, Si)Cov(Ii, Si)
(1i?U0i)Si=1]PiCov[Ii, U(1i?U0i)Si]Cov[Ii, U
=+
Cov(Ii, Si)Cov(Ii, Si)
(12)
=+
其中Pi=Pr(Si=1)是政策的参与率。在异质性和选择偏差都存在时U1i≠U0i，U1i?U0i依
?)≠赖于Si，方程(12)中的第二项不为零，所以plim(βIV
以致IV不是一致估计量。只有在
U1i?U0i=0(即未观测到的异质性和选择偏差都不存在)或U1i≠U0i但U1i?U0i独立于Si(即存
在不可观测到的异质性，但不存在选择偏差)等一些非常特殊的情况下，方程(12)的第二项才为零。此时，IV才可能成为的一致估计量(Heckman, 1997；Heckman、Navarro-Lozano, 2003)。
因此，当存在异质性和选择问题时，普通最小二乘法OLS和工具变量法IV都难以对教育回
报率给出一致的估计。可是，在一定的假设条件下（Heckman和Vytlacil (1999, 2000, 2001), Carneiro, Heckman和Vytlacil (2001), Carneiro (2002)和Navarro-Lozano (2002)），仍可根据边际政策效应(MTE)来确定教育的异质性回报。其中MTE能采用局部工具变量(LIV)法，
是在Xi及未观测到的异质性Usi给定的情况下对lnY1i(与lnY0i相比)的平均支付意愿(WTP)，
定义如下：
MTE(Xi=x,Usi=us)=E(?iXi=x,Usi=us)=E(βiXi=x,Usi=us) =(γ1?γ0)x+E(U1i?U0iUsi=us) .
(13)
MTE运用下式进行估计，其中局部工具变量LIV可以通过推广了的半参数方法进行计算
(Heckman，2001)：
MTE(Xi=x, Usi=Pi=p)=LIV(Xi=x, Pi=p)=
?E(lnYiXi=x, Pi=p)
?p
(14)
为了表达的方便，在下面公式中我们隐去以X为条件的表述，Heckman、Vytlacil (1999, 2000, 2001)、Carneiro (2002)建立了一套通过MTE来计算其他政策效应的方法：
1 ATE=∫0MTE(us)dus
(平均政策效应)
(参与者的平均政策效应)
1 TT=∫0MTE(us)hTT(us)dus
1 TUT=∫0MTE(us)hTUT(us)dus
(未参与者的平均政策效应)
其中各个权数如下： hATE(us)=1
1
1?FP(us)∫usf(p)dp
hTT(us)= =
E(Pi)E(Pi)
uFP(us)∫0sf(p)dp
=. hTUT(us)=
E(1?Pi)E(1?Pi)
未参与者的平均政策效应(TUT)是指没有参与该政策的人们（比如没有进入大学学习）与假如他们参与（比如进入大学）时相比所产生的政策效应的均值，定义如下：
TUT=E(?iXi,Si=0)=E(βiXi,Si=0) =+E(U1i?U0iSi=0).
(15)
四、中国数据的实证分析结果
我们使用的2000年中国城镇居民家庭收支调查(CUHIES)数据来源于国家统计局城镇经济社会调查总队。这项调查包含1992－2003年一系列横截面数据，目前还在继续，城镇数据由城镇居民总体随机抽取构成。
我们有2000年中国6个省区城镇地区的数据，这6个省区为：广东、辽宁、四川、陕西、浙江和北京。2000年北京、广东、浙江三个省区的居民平均收入高于全国的平均水平，四川、辽宁、陕西三省低于全国的平均水平。6个省区城镇居民平均收入为7627元，高于全国平均水平的6280元。
6个省区样本规模为4250个家庭。数据提供户主、配偶、子女、父母等每一位家庭成员丰富的信息，包括年龄、性别、受教育程度、产业、企业所有制情况、职业、工龄、年收入等。样本中的受教育程度有7种选择：大学、大专、职业培训学校、高中、初中、小学及其他。
为便于研究，我们把6个省区每个家庭具有大学或大专学历以及高中学历的子女列出。他们在2000年必须有工作，而且取得一定的收入。这样处理后样本由587个群体（331名男性，256名女性）组成，其中273人拥有大学本科或大专文凭，其余314人为高中学历。样本的平均年龄为26.3岁，主要是青年人，因此，我们的分析是中国新锐一代在其生命周期早期的收入水平和教育回报。
表1. 估计出的明瑟尔模型
普通最新二乘法OLS
变量
系数
截距
大学4年教育e 工龄 工龄平方
以千元为单位的父母收入 男性
居住于广东省 居住于辽宁省 居住于四川省 居住于北京市 居住于浙江省 在国有企业工作 在集体企业工作 在私营企业工作 在IND_CON*产业工作 在TRA_COM*产业工作 在SPO_SOC*产业工作 在FIN_INS*产业工作
8.3189 0.2929 0.0380 -0.0016 0.0117 0.1537 0.7543 0.2693 0.2278 0.7246 0.6241 -0.3679 -0.4786 -0.4649 -0.2793 -0.4512 -0.2880 -0.3220
标准差 0.1493 0.0630 0.0194 0.0010 0.0020 0.0602 0.1255 0.1085 0.1181 0.1241 0.1297 0.0855 0.1288 0.1179 0.0788 0.1762 0.0900 0.1050
系数 8.3040 0.5609 0.0196 -0.0007 0.0098 0.1439 0.7908 0.3142 0.2759 0.7775 0.6739 -0.3873 -0.5890 -0.5304 -0.3048 -0.4645 -0.3106 -0.3327
标准差 0.1552 0.1695 0.0202 0.0010 0.0023 0.0607 0.1267 0.1092 0.1192 0.1256 0.1314 0.0868 0.1298 0.1179 0.0792 0.1779 0.0905 0.1061
工具变量法IV#
注*:IND_CON表示工业、地质勘测和人口普查、建筑产业；TRA_COM表示交通、运输、邮政电信、商业、家政、材料供应产业；SPO_SOC表示卫生、体育和社会福利产业；FIN_INS表示金融和保险产业。 注#:使用大学教育的概率作为接受四年大学教育的工具变量。
普通最小二乘法OLS和工具变量法IV的估计结果见表1。我们使用进入大学的概率作为工具变量。两种方法估计出的教育回报分别为29%和56%，年均教育回报率分别为7.25%和14%。OLS估计量比起由邹至庄（CHOW，2001）报告的早些时期（20世纪80年代和90年代早期）OLS估计值要大。收入方程中的变量包括：工作年限、工作年限的平方、个人能力代理变量（在本文中，我们使用父母收入作为代理变量），以及诸如性别、居住省区、企业所有制形式、产业等虚拟变量。
用逻辑模型对大学入学概率进行估计的结果见表2，逻辑模型的一般形式及根据它导出的边际效应定义如下：
Pr(S=1|X)=
exp(β′X)1+exp(β′X)
=Λ(β′X) (16)
边际效应=
?Pr(S=1X)
?X
=Λ(β′X)[1?Λ(β′X)]β
表2. 接受高等教育的逻辑模型
变量 截距
父亲受教育年限 母亲受教育年限
以千元为单位的父母收入 生于1964年之前 生于1964年 生于1965年 生于1966年 生于1967年 生于1968年 生于1969年 生于1970年 生于1971年 生于1972年 生于1973年 生于1974年 生于1975年 生于1976年 生于1977年 生于1978年 生于1979年
系数 -4.7370 0.1017 0.0605 0.0190 2.0008 1.7285 3.3423 3.1813 1.8455 2.9030 2.2569 1.5076 3.0771 2.6424 2.5395 2.7740 2.7931 2.8634 2.5890 2.5572 1.3631
标准差 0.7305 0.0297 0.0342 0.0069 0.7969 0.9189 0.8257 0.8552 1.1126 0.8161 0.7941 0.7534 0.7138 0.7183 0.6809 0.6753 0.6763 0.6669 0.6672 0.6656 0.7636
平均边际效应
- 0.0211 0.0126 0.0040 0.4159 0.3593 0.6947 0.6613 0.3836 0.6034 0.4691 0.3134 0.6396 0.5492 0.5279 0.5766 0.5806 0.5952 0.5381 0.5315 0.2833
在逻辑模型中，我们使用父母双方的教育水平、父母收入以及个人出生年份作为大学入学概率的解释变量。表2的最后一列是各个解释变量的平均边际效应。图1给出了估计出的大学入学概率的密度函数Pr(S=1)。
f(P)
0.0
0.2
0.4
P0.6
0.8
1.0
图1. P(S=1)的密度分布
表3和图2是采用半参数方法对边际政策效应MTE的估计结果。我们在收入方程中使用父母收入来对个人能力进行代理。表3包含了由局部线形回归估计出的方程(3a)和(3b)中的系数。图2是估计出的边际政策效应MTE，它是未观测到的异质性us的函数。MTE随us增大而减小。这表明：us值较小的个人（即根据决策规则（7）更有可能进入大学）拥有较高的教育边际回报。us值最大、最没有可能进入大学的个人拥有最低的教育边际回报。图2表明中国教育回报存在着显著的异质性。递减的MTE曲线还表明，匹配法、传统的OLS、IV方法都难以正确估计有关的政策效应。
表4给出了不同政策效应参数的对比。ATE为43%（每年近11%），表示随机抽取的个人四年大学教育的平均回报。OLS估计值为29%（每年约7%），是对ATE的下偏估计。中国的实证分析结果表明：IV>ATE>OLS。选择偏差在估计中国教育回报过程中是非常重要的，达到了-22%。TT，参与者的政策效应与TUT，未参与者的政策效应分别为51%和36%。分类收益为8%，是一个较大的正数，表明了比较优势的存在。分类收益还可表示为：
分类收益 = E(βi?Xi, Si=1)=E(βiXi, Si=1)?=TT?ATE (17)
表3. 局部线形回归估计结果 （高斯核估计，带宽=0.4）
高中
变量 工龄 工龄平方
以千元为单位的父母收入 男性
居住于广东省 居住于辽宁省 居住于四川省 居住于北京市 居住于浙江省 在国有企业工作 在集体企业工作 在私有企业工作 在IND_CON*产业工作 在TRA_COM*产业工作 在SPO_SOC*产业工作 在FIN_INS*产业工作
大学
标准差 0.0225 0.0011 0.0038 0.0723 0.1961 0.1263 0.1364 0.1695 0.1551 0.1188 0.2065 0.1511 0.0821 0.1318 0.1282 0.1560
γ0
0.0360 -0.0013 0.0188 0.1365 0.5712 0.1901 0.2612 0.7122 0.6930 -0.3368 -0.6060 -0.4205 -0.2297 -0.3527 -0.3702 -0.3345
γ1
0.0141 -0.0009 0.0077 0.1913 0.8853 0.3929 0.2296 0.7971 0.5461 -0.4471 -0.5868 -0.6256 -0.3978 -0.5040 -0.3040 -0.3543
标准差 0.0278 0.0013 0.0038 0.0777 0.1590 0.1049 0.1081 0.1301 0.1744 0.1093 0.1771 0.1677 0.0990 0.1557 0.1202 0.1331
注*:IND_CON表示工业、地质勘测和人口普查、建筑产业；TRA_COM表示交通、运输、邮政电信、商业、家政、材料供应产业；SPO_SOC表示卫生、体育和社会福利产业；FIN_INS表示金融和保险产业。
MTE
0.0
0.2
0.4
Us
方程中包含父母收入作为个人能力代理变量，带宽＝0.4
0.60.81.0
图2. 边际政策效应
表4. 不同参数比较
参数
OLS
IV1
ATE
TT
TUT
偏差2
选择偏差3
分类收益4
1估计值 0.2929 0.5609 0.4336 0.5149 0.3630 -0.1407 -0.2220 0.0813 注:使用大学入学概率作为工具变量
2
3偏差=OLS?ATE 选择偏差=OLS?TT
分类收益=TT?ATE 4
表4和图2都反映出，2000年中国6省区城镇青年大学教育平均回报相当可观，但个体间存在着显著的异质性、存在着正的分类收益以及负的选择偏差。
2.0
MTE1.5
1.0
0.5
0.00.20.4
Us0.60.81.0
方程中不含父母收入变量，带宽＝0.33
图3. 边际政策效应
为了检验将个人能力代理变量引入收入方程的重要性，我们在去除收入方程中父母收入一项后，重新估计了政策效应。结果在图3中。MTE随us递增，且平均值也明显高于图2。由此可
见，忽略个人能力（或其代理变量）将导致对边际政策效应以及估计出的教育回报的上偏。如果不引入个人能力（父母收入）代理变量，教育回报估计值将上升到令人难以置信的较高水平，同时也改变了估计出的MTE的曲线形状。这些与Carneiro (2002)运用美国数据得到的结论基本一致。
五、结束语
本文使用微观数据来估计中国的高等教育回报。我们揭示了考虑异质性和选择偏差的重要性。忽略这两点将导致有偏、不一致的估计值（比如在使用OLS、IV参数法时就出现了此种情况）。我们还揭示出在收入方程中使用个人能力代理来识别教育回报的重要性。忽略这一点将导致不真实的对教育回报的过高估计。
2000年，对于中国6省区的城镇青年来说，大学四年教育平均回报为43%（即每年近11%）。对于大学生来说，该回报值更高。这些结果高于明瑟尔模型中传统的OLS估计值，同时也高于早些时候其他一些文献的OLS估计值。这些结果表明，在经历了二十多年的以市场为导向的经济改革后，中国的平均教育回报较之20世纪80年代和90年代早期有了显著提高。
主要参考文献:
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范文三：异质性贸易
文章编号：１００１-１４８Ｘ（２０１６）０７-００９３-０９
出口学习能力与我国制造业企业升级
———基于企业异质性贸易理论的实证分析
周 云，唐 晓
（华中科技大学经济学院，武汉 ４３００７４）
摘要：通过将出口学习能力引入异质性企业贸易模型，分析出口学习能力对制造业企业升级的内在影响机制，并利用中国工业企业数据库２００５-２００７年的平衡面板数据进行实证分析，研究表明：出口学习能力对制造业企业升级的积极影响始终是稳健的，出口学习能力通过“技术创新效应”促进了制造业企业的升级；“技术创新效应”确实存在企业规模差异性，表现为小型企业的“技术创新效应”要显著大于大中型企业。关键词：学习能力；制造业企业升级；企业异质性中图分类号：Ｆ７５２.６ 文献标识码：Ａ
境中保持竞争优势以及促进企业转型升级方面十分重要。很多研究支持这一观点，即企业生产效率的提高以及行业生产效率水平的提升与企业学习能力的提升息息相关（２００２）
［４］
［３］
一、引言
中国加入ＷＴＯ以来，世界分工形势逐渐发生了变化，同一条价值链上的不同生产工序或者生产环节发生空间上的分离，这一分工趋势最典型的特征就是最终产品的生产或者中间产品的分配由多国的生产要素共同参与。而我国制造业嵌入国际分工体系的程度也在不断加深，不仅表现在贸易规模的扩张方面，国家统计局的数据显示，２０００-２０１４年期间我国工业制成品对外贸易年均增速高达２１.５８％；同时也表现在对外贸易的质量方面，我国出口产品的技术含量和品质有所提高，而且还在持续提升
［１-２］
。同样ＪａｓｏｎＺ.Ｙｉｎ
［５］
以及Ａｌｅｇｒｅ和Ｃｈｉｖａ（２００８）的研究也
认为企业的学习能力对于企业的成长和发展至关重要，特别是对于企业进行技术创新和产品创新方面的影响，能够提升企业的经济效益，进而促进企业的转型升级。中共十八大报告也指出，未来我国实体经济是发展的重点，因此应该制定实施有利于实体经济发展的政策措施，以推动我国战略性新兴产业的发展，促进我国制造业企业的升级。本文将以制造业企业升级为出发点，研究出口学习能力与制造业企业转型升级的关系，对于促进我国制造企业转型升级、加快经济增长方式转型、贸易政策的完善等具有理论和现实意义。
关于出口学习能力的文献主要集中于对企业生产率或绩效提升的探讨。“学习能力”是组织学习过程中的能力体现，对于组织学习起到积极的促进作用
［６］
。在当前复杂多变的国内外环
境下，我国制造业有必要抓住要素分工的机遇，积极探索影响其转型升级的关键因素，提升在全球价值链中的地位，实现我国由“制造大国”向“制造强国”转变。特别是“一带一路”战略背景下，未来先进技术的消化再吸收很大程度上取决于企业出口学习能力，即企业在出口之后获得国际技术溢出的能力，也是衡量是否能改善自身生产率行为的能力，对于企业在复杂多变的市场环 收稿日期：２０１６-０４-１５
。高章存和汤书昆（２００８）认为企业
的学习能力以一定的知识存量为基础，是一种保
作者简介：周云（１９６４-），男，湖北荆州人，华中科技大学经济学院副教授，研究方向：国际贸易理论和政策；唐
晓（１９９０-），女，湖北荆门人，华中科技大学经济学院研究生，研究方向：国际贸易学。
· ９４·
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持竞争优势的能力
［７］
；蔡莉和尹苗苗（２００９）利
用组织学习理论，从资源整合的视角研究了企业的学习能力对企业绩效的影响，并利用结构方程模型研究发现，在影响企业创新绩效的众多因素中，学习能力是最重要的影响因素
［８］
；谢洪明等
（２０１２）构建了网络关系强度、企业学习能力和技术创新三者之间的关系理论模型，并以广东省企业作为调查对象进行了实证研究
［９］
；赵永亮等
（２０１４）分析了企业在“双重成长环境”下的学习能力与生产率的关系，研究发现集聚学习和出口学习使得企业生产率趋于同质化
［１０］
。
关于制造业企业升级的研究，吴家曦和李华燊（２００９）通过发放问卷对浙江省中小企业进行调研发现，浙江省有２０.２％的中小企业通过创新实现升级
［１１］
；叶振宇和叶素云（２０１０）的研究发现，要素价格上涨对中国制造业技术效率有显著的正向效应
［１２］
；ＫａｒｉｎａＦｅｒｎａｎｄｅｚ-Ｓｔａｒｋ等（２０１２）
认为，以迅速有效的方式提升和促进劳动力的技能以适应全球价值链升级的需要，是促进发展中国家产业升级的关键
［１３］
；孔伟杰（２０１２）提出，
出口企业自身为获得或保持出口竞争优势，必须通过技术创新和管理创新提高标准化水平，这就促使企业实施转型升级战略
［１４］
；赵昌文和许召元
（２０１３）认为，研发投入、商标和品牌建设、人力资源培养、先进管理技术应用和管理能力提升等是影响企业转型升级的主要因素
［１５］
；戴翔和张雨
（２０１３）针对开放条件下影响本土企业升级的因素进行了研究，作者通过对企业的调查数据进行实证分析，认为企业的配套行为、出口密度以及集聚效应都对企业的升级具有促进作用
［１６］
。
通过对国内外的文献进行梳理，发现以往的研究存在以下两点不足：（１）从企业自身出口学习能力的视角来探讨与企业转型升级的文献并不多见，其微观机理也没有得到详细总结和解读；（２）关于制造业企业升级的研究，大多文献采用调研数据，少有文献将出口学习能力与制造业企业转型升级纳入统一的分析框架并利用中国工业企业数据库进行实证研究。鉴于此，本文将从以下两个方面进行拓展：（１）理论方面借鉴Ｍｅｌｉｔｚ
（２００３）
［１７］
异质性企业贸易理论的分析范式，从微
观企业的视角分析出口学习能力影响制造业企业升级的微观理论机制；（２）实证方面利用中国工业企业数据库２００５-２００７年的平衡面板数据，对
出口学习能力影响制造业企业转型升级内在机制进行经验验证。
二、理论模型及作用机制分析
不管是企业出口之前需要了解国外市场、联络购买商等还是出口之后获得国际技术溢出，都和企业自身拥有的高技能人力资本禀赋有关，因为这意味着较高的学习能力。然而，在国际贸易中，不确定性较多，如贸易保护主义、契约的不完全性、信息的不对称性等，这些不确定性会对企业的调整成本产生重要影响，进而影响企业的出口行为。因此，本文认为学习能力高的企业在与国外进口商、中间商进行联络时能够及时有效的调整生产，降低调整成本，促进制造业企业的转型升级。借鉴Ｍｅｌｉｔｚ（２００３）的分析范式，本文将调整成本作为出口学习能力的函数融入Ｍｅｌｉｔｚ的分析框架，并对企业出口学习能力与可变利润之间的关系进行讨论。
（一）出口学习能力影响制造业企业转型升级的理论推导
１．消费。与Ｍｅｌｉｔｚ（２００３）假定不同的是，在需求方面，消费者同时消费同质和异质性产品，而且两类产品生产部门具有规模报酬不变的性质，且投入产出系数为１。其余假定保持不变，即存在两个对称国家（本国和外国）、外国相关变量用*表示、经济中只存在劳动这一种生产要素且数量为Ｌ。
本文假定消费者偏好为ＣＥＳ效用函数，如（１）式所示：
１U＝q
１-κ
０
∫
q（ω）ρ
dρ
（１）
ω∈Ω
式中，U代表效用函数，q０、q（ω）分别表示消费者对同质产品和异质产品ω的需求量，Ω表示异质性产品消费集合。ρ为时间贴现率，可以表示为ρ＝σ-１／σ，σ表示消费者消费的任何两种异质性产品的替代弹性且σ＞１。κ表示消费者在异质性产品上的支出比重。我们假定同质性产品的价格为１，那么国内市场消费者价格指数可以表示１为：P∫
p（ω）
１-σ
d１-σ
，p（ω）为异质性产品的
价格。那么，根据Ｍｅｌｉｔｚ（２００３）的分析框架，异质性产品的消费数量可以表示为：
总第４７１期
周 云：出口学习能力与我国制造业企业升级
· ９５·
q（ω）＝κL
-σ
P
１-σ
（２）
那么，企业的总收入可以表示为：１-σ
r（ω）＝κL［
p（ω）
］２．生产。目前关于企业升级的研究俨然已经细化到产品层面，可以表现为产品出口技术含量的升级，而产品层面的出口技术含量可以刻画为产品属性的种类
［１８］
。举例来说，如果一个企业出
口衬衫这种产品到不同的国际市场，而衬衫具有多种属性，假如有m种属性，包括棉、麻、涤纶、蚕丝、羊毛等不同类型那么该衬衫的出口技术复杂度为m。另外，在实际的进出口业务往来中，进口方与我国出口企业签订的一般是确定合同。确定合同指的就是双方按照各自的要求比如对于出口的产品类型、交易的时间和地点、交易的价格、采取何种贸易术语、贸易风险等问题会在合同中会明确表明。一般情况下双方不签订“或然”合同，这也是本文的假定。
事实上，企业在进行差异化最终产品生产时，每一类型的产品都对应于一个特定的最优中间产品投入。也就是说，m种不同属性的产品对应m种中间投入
［１９］
。借鉴王永进等（２０１０）
［２０］
的研究思
路，与产品属性数相对应，经济环境也存在m种状态，每一种状态下都有特定的最优中间产品投入。然而，如果签订合同之后，出口方正在按照进口方要求组织生产要素进行生产时，此时社会经济环境发生了不可抗力的变化，那么先前谈判时签订的合同就会丧失效力。比如，发生经济环境变化前，进口方要求是购买棉质衬衫，但在签订合同后由于其他不确定事件，进口方要求更换涤纶质衬衫。这种情况下，对于出口企业而言，就会面临一定的风险。我们假定在m种经济环境中，不发生任何状态的概率为υ，００，即企业出口学习能力越高，
其出口数量反而越高。进一步，对（４）式关于m２
求二阶偏导可得
抄E（qe（x））
抄η抄m
＞０，即对于技术复
杂度更高的产品而言，影响更大。由此可以看出，对于已经选择出口的企业而言，如果企业出口学习能力越高，其出口数量反而越多，而且其所在行业技术复杂度越高，这一影响更大。由此得到如下命题１：
命题１：出口企业的出口数量随着企业自身学习能力的提高而增加，而且这一影响程度与企业所在行业的出口技术复杂度成正比。
同时，我们将（４）式代入（３）式，可以得到：
· ９６·
商业研究
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E（πe（x））＝［υm
＋（１
-υm）S（η）
１
-σ
］１-σ
κL
*
（στ
σ-１*
σ
-fe
（５）
根据Ｍｅｌｉｔｚ（２００３）可知，存在生产率的某一临界点x１，使E（πe（x））＝０。整理可得，xσ-１
σ
１
＝
１
κL*
（στ１-σfeυm＋（１-υm）S（η）１-σ
σ-１P*
（６）
企业生产率只有高于x１才会选择出口。对（６）式S（η）１-σ（与η正相关）求一阶偏导，可得：（１）
抄xσ-１
１
抄S（η）
１-σ
０，产品种类
越多，较高的学习能力降低了企业的临界点生产率，从而更多的企业选择出口，即企业出口参与度增加。由此得到如下命题２：
命题２：企业出口学习能力的提升，能降低企业出口的临界点生产率，从而更多的企业选择出口。对于那些技术复杂度越高的产品来说，这一影响更为明显。
新新贸易理论得出的一个重要结论就是一个国家在对外贸易中福利的增长来源于两个方面：一是出口企业出口数量的增长，即集约边际（ｉｎ-ｔｅｎｓｉｖｅ产品种类的增多ｍａｒｇｉｎ）；，二是出口企业数量的扩张和出口即扩展边际（ｅｘｔｅｎｓｉｖｅｍａｒｇｉｎ）。
根据命题１和命题２，出口学习能力越高的企业一方面可以提高企业的出口数量，另一方面可以提高企业的出口参与，同时，对那些技术复杂度越高的产品而言，这一影响更大。出口学习能力高的企业能够从出口深度和出口广度两个方面促进企业出口技术含量升级。因此，得出本文的第一个理论假说。
理论假说１：企业出口学习能力的增强有利于出口学习效应的更好发挥，从而有利于企业的转型升级。
（二）出口学习能力影响制造业企业转型升级的作用机制
事实上，企业学习能力的大小与企业技术创新绩效紧密相连。学习能力是企业高素质领导者或者高技能人力资本禀赋的综合反映，这也意味着学习能力高的企业具有完善的经营管理模式以及比较高的研发强度和创新绩效。这种影响其实在知识密集型行业中更为明显。技术创新行为就是企业利用现有的高技能人力资本投入产品的研发、设计以及生产、销售等阶段，贯穿新产品创新的整个过程。学习能力高的企业在新产品生产的过程中一方面可以提供生产所需的技术，另一方面也可以促成产品的创新。因此，企业的学习能力增强了企业的产品创新绩效，从而实现产品的升级，进而实现企业层面的升级
［２１］
。另外，较高的
学习能力不仅体现为内部的研发创新，也可以表现为获得外界的技术溢出。一方面企业出口之后，较高学习能力的企业可以获得出口市场最新的技术前沿，从而获得技术溢出，进而应用到自身企业
的新产品生产或者创新中，促进企业的升级；另一方面较高学习能力的企业向优秀出口企业学习的能力也就越强，从而能获得更加先进的生产和创新理念，更好地为本企业服务，促进企业的转型升级
［２２］
。因此，企业学习能力的强弱对于企业的技
术创新具有重要的影响，进而关乎企业的转型升级。由此，本文得出如下理论假说２。
理论假说２：出口学习能力强的企业，进行新产品技术创新的能力就强，实现转型升级的能力也就越强。即出口学习能力可以通过“技术创新效应”促进企业的转型升级。
事实上，出口学习能力的异质性决定了不同规模企业的技术创新绩效是不同的，因此出口学习能力通过技术创新效应对制造业企业转型升级的影响也是存在企业规模异质性的。一般情况下，大型企业由于具备素质较高的领导者、技能较高的劳动力以及先进的机器设备等固定资产，使得大中型企业的学习能力比小型企业的学习能力要强，技术创新绩效要比小型企业大，进而大中型企业的技术创新效应要高于小型企业。
一直以来，企业的规模大小是否促进了企业的自主创新一直是众多学者和企业管理者研究的重点。实际上，技术创新随着企业规模的变化并不是一成不变的，在创新的资源获得、创新驱动方式等方面会表现出明显的差异性
［２３］
。本文认为，大
中型企业和小型企业相比，其所占的市场份额较大，这一巨大的市场势力允许其将创新回报据为己有，从而为其提供了技术创新再投资的动机。技
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周 云：出口学习能力与我国制造业企业升级
· ９７·术创新虽然涉及很高的风险，而且道德风险的存在使得风险很难得到消除。然而从这一层面上来说，大中型企业经营逐渐呈现多元化，更容易冒险和接受风险，而且大中型企业比小型企业创新执行力更强。因此，和小型企业相比，大中型企业由于丰富的资源、市场优势以及人力资源优势，学习能力更强，创新绩效也就更大，从而转型升级也就越容易。由此，本文得出如下理论假说３。
理论假说３：出口学习能力影响制造业企业升级的技术创新效应存在企业规模差异性，相比较于小型企业，大中型企业技术创新效应更强，实现升级更容易。
三、模型构建及数据说明
（一）模型设定
为验证理论假说１，本文建立如下（７）式计量模型：
Yit＝α＋α０ELAit＋α１EXit＋α２＋αｌｎRDit＋α３ｌｎ４Manageit＋
εit（７）
SCit
其中，i代表企业，t代表年份；Yit表示企业转型升级变量；ELAit表示企业的出口学习能力；EXit表示出口密集度；RDit表示技术创新变量；SCit表示企业规模变量；Manageit代表企业的管理水平；εit表示独立同分布的随机误差项。
为验证理论假说２，在基准模型（７）式的基础上引入出口学习能力与技术创新的交互项，建立如下（８）式计量模型：
Yit＝α＋α０ELAit＋βELAit·ｌｎRDit＋α１EXit＋α２ｌｎSCit＋α３Manageit＋
εit（８）
其中，ELAit·RDit表示出口学习能力与技术创
新的交互项，代表出口学习能力影响制造业转型升级的“技术创新效应”。
（二）变量测度
１．企业升级。目前学术界关于升级能力的衡量尚未有统一的指标，特别是企业层面的升级指标。关于产业升级，现有的文献给出了众多运用比较普遍的方法，比如三次产业结构比重指标、高新技术产业发展程度指标、霍夫曼比例指标、技术集约化程度指标等，然而这些指标均不符合本文研究的企业升级变量的分析需要。鉴于数据的可得性，企业升级用企业新产品产值占企业销售收入的比重来衡量
［２４］
。制造业企业不管采取何种升级
路径，也不管在哪一个环节上进行升级，其最终形
式都必然表现为产品层面的升级［１６］
。因此，本文
的指标选取相对合理。
２．出口学习能力。出口学习能力是衡量出口学习效应最核心的指标，而且出口学习效应是出口学习能力的综合反映。因此，本文在衡量出口学习能力变量时采用出口学习效应指标。目前使用ＴＦＰ的方法
来测度企业生产率依然是一种合理且普遍使用［２５］
。本文采取ＬＰ方法进行全要素生产率的
估计，预期符号为正。
３．控制变量。出口密集度（ＥＸ）。其与出口中学习及接触到的先进知识、技术以及管理经验等密切相关，从而可以促进本土出口企业的生产率提升，促进产业转型升级；采用出口交货值在企业销售收入中的比重衡量，预期符号为正。企业进行的技术创新（ＲＤ）。其反映企业的创新活动，用研究与开发费用衡量，研发费用与新产品开发正相关，促进企业转型升级，预期符号为正。企业规模（ＳＣ）。一般来说，规模较大的企业研发、营销、管理等方面的能力更强，更加能够影响企业的升级；考虑到估计结果的稳健性特征，本文将采用企业销售收入（ＳＣ１）、固定资产总额（ＳＣ２）以及员工总数（ＳＣ３）三个指标衡量。企业管理水平（Ｍａｎａｇｅ）。同类企业之间的差距实质上就是内部管理水平和管理能力上的差距，企业的任何一次升级都源于管理层面上的变革；本文使用企业主营业务收入在企业资产总额中的比重衡量［２６］
，预
期符号为正。
４．样本选取。本文数据均来自于２００５-２００７年的中国工业企业数据库。选择这一时间段是基于以下两个因素的考虑：一是挑选出连续经营的企业数量以２００５-２００７年最多，约占总数的２２％，这样使得经验研究的结论更加稳健和可靠；二是工业企业数据库中样本数较多，即使剔除了部分数据，还依然剩余很大的样本容量。这有利于克服在计量分析中产生的异方差、多重共线性以及自相关等缺陷。
根据本文的研究目的，为减少统计口径的误差、样本的错漏以及考虑指标异常等问题，参照现有文献的处理方式，删除符合下列条件的企业：建立时间模糊、标识号缺失；工业增加值小于等于零；出口交货值小于零；雇员人数小于１０人；流动资产大于总资产；固定资产年均净值小于等于零；研究开发费用缺失。另外，对于工业增加值、
· ９８·
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固定资产年均净值变量，还要根据企业所在省份的工业品出厂价格指数、固定资产投资价格指数进行平减，其余变量采用消费者价格指数进行平减，均以２００５年为基期。最后，本文得到４７２６家样本企业，１４１７８个观测样本。 四、实证结果及分析
（一）模型（１）回归结果及分析
由于本文为平衡面板数据，通过Ｆ检验和Ｈａｕｓｍａｎ之后，最终确定采用固定效应模型检验分别对混合效应与随机效应进行甄别。另外，本文在
回归模型中引入了时间固定效应，以控制时间因素的影响。模型（１）的回归结果见表１。表１
模型（１）回归结果
解释变量被解释变量：Ｙ０．０５４１***０．０２９０***０．０３０１***
（１１．２０）（６．４８）（６．６９）ＥＸ０．３５７９***０．３７９０***０．３７７９***（４８．５６）（５２．２０）（５２．００）ＬｎＲＤ０．０１２２
***
０．０１０５
***
０．０１０６
***
（８．９４）（７．６５）（７．７４）Ｍａｎａｇｅ０．００５２*-０．００４５-０．００３２（１．８７）（-１．６０）
（-１．１５）
ＬｎＳＣ１-０．１０１５***（-１３．３１）
ＬｎＳＣ２-０．０１３８**（-２．５２）
ＬｎＳＣ３-０．０２６５***（-３．４１）常数项
１．０６３１***０．１７９８***０．１９１３***
（１３．０６）
（２．８４）（３．５７）时间固定效应ＹｅｓＹｅｓＹｅｓ０．２３７００．２３７４固定效应Ｒ２
０．２５０５Ｆ检验４５０．９７***４１９．０１***４１９．９９***随机效应ＬＭ检验３５７８．１９***３３４０．８***３５１１．５４***
Ｈａｕｓｍａｎ３１８．９８***
３５１．０９***
Ｏｂｓ检验
４５５．２１***
１４１７８１４１７８１４１７８ 注：（）内表示ｔ值，*、**和***分别表示１０％、５％和１％的
显著性水平（下同）。
从表１可以看出无论选取哪一个指标来衡量企业规模，出口学习能力对制造业企业升级的影响均显著为正（系数大小分别为０.０５４１、０.０２６７、０.０２７４）。这说明了模型估计结果的稳健性，从而验证了假说１。出口密集度与研发投入的符号与预
期相符，但企业管理水平仅在企业销售收入指标衡量时显著为正。其余两种估计均与理论预期不符，可能的原因在于当前我国大部分制造业企业经营的现实决定了企业的经营管理水平低下，比如，企业的成本管理、库存管理、质量管理、财务管理、生产线管理等方面都存在一定的问题，这些问题一方面制约了我国制造业企业的生产效率，另一方面也限制了制造业企业的升级。不同指标衡量的企业规模（ｌｎＳＣ）对企业转型升级的影响均显著为负，与理论预期不符。这一估计结果表明，企业规模越大，企业升级能力越弱。由此可以看出，企业无序扩张规模的结果不仅不会带来规模经济，甚至会限制企业的转型升级。具体的讨论将在企业分类实证中介绍。
（二）模型（２）回归结果分析
模型（２）的估计步骤和模型（１）的估计步
骤相同，不同指标衡量企业规模的模型（２）均采用固定效应模型进行估计，结果如表２所示。表２
模型（２）回归结果
解释变量被解释变量：Ｙ０．０４３９***
０．０２０５***０．０２１３***
（８．７５）（４．３３）（４．５１）ＥＬＡ*ｌｎＲＤ
０．００１６***
０．００１４***０．００１４***
（８．０９）（６．８９）（６．９７）ＥＸ
０．３５８４***０．３７９２***０．３７８２***（４８．５９）（５２．２０）（５２．００）Ｍａｎａｇｅ０．００５４
*
-０．００４３-０．００３１（１．９０）（-１．５３）
（-１．１０）
ＬｎＳＣ１-０．１００５***（-１３．１７）
ＬｎＳＣ２-０．０１３５**（-２．４７）
ＬｎＳＣ３-０．０２６０***（-３．３５）
常数项
１．１２６７***０．２４０５***０．２５３２***
（１３．６１）
（３．７９）（４．７２）时间固定效应ＹｅｓＹｅｓＹｅｓＲ２
０．２４９４０．２３６１０．２３６５固定效应Ｆ检验４４８．２３***４１６．９５***４１７．９１***随机效应ＬＭ检验３５２３．２５***３２９３．１３***３４５９．６１***
Ｈａｕｓｍａｎ检验
４４２．３１***
３０５．２３***
２４０．５９***
Ｏｂｓ１４１７８１４１７８１４１７８ 从表２总样本模型（２）的估计结果可以看出，在三种估计下，交互项的系数均显著为正，说
总第４７１期
周 云：出口学习能力与我国制造业企业升级
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明出口学习能力通过“技术创新效应”促进了制造业企业的转型升级，验证了假说２。从其他变量来看，正负号与显著性均与模型（１）的估计结果差别不大，同时这一结果也说明了模型估计的稳健性特征。
（三）不同类型企业的回归结果分析
为了验证出口学习能力影响制造业企业升级的“技术创新效应”存在的企业规模差异性，本表３
解释变量ＥＬＡＥＬＡ*ｌｎＲＤ
ＥＸＭａｎａｇｅＬｎＳＣ１ＬｎＳＣ２ＬｎＳＣ３常数项
１．３２９８***（９．６３）
时间固定效应
Ｒ２
固定效应Ｆ检验随机效应ＬＭ检验Ｈａｕｓｍａｎ检验
Ｏｂｓ
Ｙｅｓ０．３３４０２４８．７６***
０．３３４０***（３．５３）Ｙｅｓ０．３１８３２３１．６１***
０．０５４８***（５．７５）０．００３８***（７．２３）０．３４２５***（３４．３０）０．００７２（１．５９）-０．１３８９***（-９．４９）
-０．０２７３***（-２．８４）
-０．０４１０***（-２．８２）０．２７８２***（３．４４）Ｙｅｓ０．３１８２２３１．５８***
０．９０４４***（６．７３）Ｙｅｓ０．１５９９９０．３３***６４５．３５***２０７．４３***
４９９５小型企业０．０２０５**（２．２９）０．００３３***（６．３０）０．３６９９***（３８．３４）-０．００５９（-１．３１）
０．０２２６**（２．５２）０．００３３***（６．３０）０．３６８４***（３８．０７）-０．００３０（-０．６８）
０．０２７７***（３．４９）０．００１６***（５．０３）０．４７８３***（２２．４２）０．０００１（０．０２）-０．０７７０***（-６．１９）
文首先对全体样本按照企业员工人数进行了分类，根据工业企业统计分类的标准，将员工人数小于等于３００人的归类为小型企业，将员工人数大于３００小于１０００人的归类为中型企业，将员工人数大于等于１０００人的归类为大型企业，得到本文的分类企业验证样本。因此，为验证理论假说３，本文对分类后的企业在模型（２）的基础上分别进行了“技术创新效应”的实证分析，结果如表３所示。
不同类型企业的“技术创新效应”实证结果
被解释变量：Ｙ中型企业０．０１００（１．３４）０．００１４***（４．２０）０．４９６０***（２３．３３）-０．００７９（-１．５０）
０．０１０５（１．４０）０．００１４***（４．３７）０．４９５６***（２３．３０）-０．００８９*（-１．７０）
０．０２６９***（３．９１）０．０００４*（１．８４）０．２２２３***（７．４８）０．００９３（１．２４）-０．０７９７***（-７．３１）
０．０１１５（１．３６）
-０．００８８（-０．７）
-０．０００６（-０．０１）Ｙｅｓ０．１５０７８４．２０***６２４．９２***１６３．２***
４９９５０．１７０６**（１．９７）Ｙｅｓ０．１５０３８３．９８***６２９．８６***１７２．８１***
４９９５１．１６６３***（８．２１）Ｙｅｓ０．０５８９２３．５６***２８１．３７***１３１．６***
３９６３０．３２９２**（２．５３）Ｙｅｓ０．０４０２１５．７８***２７１．７６***８６．９３***
３９６３-０．０１０８（-１．１１）
-０．０２４５**（-２．０９）０．３８１２***（３．７２）Ｙｅｓ０．０４１４１６．２４***２９９．５１***１１１．１０***
３９６３大型企业０．０１３０*（１．７７）０．０００２（１．１０）０．２５４４**（８．５７）-０．００４８（-０．６４）
０．０１３３*（０．０７）０．０００３（１．２）０．２５３３***（８．５４）-０．００２９（-０．４０）
１９５４．４７***１８２５．１６***１８５５．５５***１８０．０４***
５２２０１２１．０３***
５２２０１１０．４８***
５２２０ 从表３分类样本的实证结果可以看出，不同类型企业的“技术创新效应”的确存在异质性。可以明显地看到，不管采用何种指标衡量企业规模变量，小型企业的“技术创新效应”（交互项ｌｎｔｆｐ*ｌｎＲＤ系数）始终最大，中型企业次之，大型企业最小。表现为：０.００３８＞０.００１６＞０.０００４，０.００３２９＞０.００１４＞０.０００２，０.００３３＞０.００１４＞０.０００３。虽然这与本文的理论假说３不相符合，但是却验证了本文计量模型（１）、（２）中企业规模对企业转型升级的影响，即企业规模对企业的升级存在消极的影响；同时也说明了模型（１）、（２）
估计结果的稳健性。为什么小型企业的“技术创新效应”要高于大型企业和中型企业？事实上，与众多小型企业相比，许多大中型企业在经营过程中存在一定的“技术依赖”以及“低端锁定”特征，这往往是由于他们自身的企业规模和在行业中的地位决定的。大中型企业由于自身的资源优势、人才优势、技术优势、市场优势等因素导致他们往往存在低端技术依赖和技术锁定且懒于创新，导致大中型企业缺乏转型升级的意愿。一方面，从国家现实层面而言，我国大型企业家或者大型企业的经营者的心智模式并不能适应当前的市
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商业研究
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场经济环境，主要表现为企业管理中的家族化、亲情化以及关系化等现象严重，导致需要花费成本但效益缓慢的技术创新活动难以有效开展，最后导致企业在产品创新、提升产品技术含量及产品附加值方面显得不足，甚至有些大型企业认为技术创新没有必要。另一方面，从企业自身层面而言，他们依赖自身的资源、规模、技术等优势，使得这些企业即使进行技术方面的创新，也会导致创新成果不能真正转化成生产力，这主要是因为研发部门对于他们来说只是一种摆设，即使研发也忽视在产品研发方面的投入，而且尚未形成完整的产品研发技术创新链条，导致企业的自主创新能力无从谈起，因此这些企业实现转型升级困难。然而对于小型企业而言，最近几年国家对小型企业的发展特别重视，不仅给予了政策优惠，更是给予了大量的银行融资支持；另一方面，激烈的市场竞争环境使得小型企业不得不进行技术层面的革新以维持和占有新的市场份额，比如加大研发力度进行新产品的创新、更新更具技术含量的机器设备从而促进了小型企业的升级。因此，和大中型企业相比，小型企业的“技术创新效应”要显著高于大中型企业，其转型升级也相对比较容易。 五、结论和政策启示
本文借鉴Ｍｅｌｉｔｚ（２００３）异质性企业贸易理论的分析范式，在国际贸易不确定的环境下，将企业调整成本作为出口学习能力的函数，分析了出口学习能力对制造业企业转型升级的积极影响，进而分析了学习能力影响制造业企业转型升级的内在作用机制并对理论假说进行了实证分析，得出以下基本结论：（１）出口学习能力对制造业企业升级具有积极影响；（２）出口学习能力通过“技术创新效应”促进了企业的升级；（３）“技术创新效应”存在企业规模差异性，表现为小型企业的“技术创新效应”要显著大于大中型企业。
本文的研究结论具有重要的政策含义：首先，影响学习能力发挥的最关键因素始终是人才，因此要提高人才的综合素质，进而提升企业的出口学习能力，强化出口学习能力在制造业企业转型升级中的重要作用。因而必须加大教育事业投入，改善人才的培养方式。加强专业技能培训力度，提高劳动者知识技能水平，努力培养一批符合行业特点、熟悉行业发展状况、具有全球化视野的专业
性人才，增加人力资本存量。从国家层面来说，国家应增加对高等教育和职业技术培训的资金供给，以此提高高等院校和职业技术院校的教育水平和教学质量。同时，应积极调整各院校的教学科目和专业设置，优化教育资源的配置，提高教育和培训效率，增加个人知识存量，提升人力资本产出效率和质量；从企业层面来说，企业在大力引进高技术人才的同时，应加大对职工进行专业化培训的力度，努力培养一批符合行业特点、熟悉行业发展状况、具有全球化视野的专业性人才，扩充企业人力资本。此外，还应充分调动高技能人才的积极性，充分发挥其创造性，同时打通人才晋升通道，增加企业间人才的交流学习，加大技术溢出强度。其次，在新的分工背景下，“出口”不仅仅是简单的量的扩张，显然，这一内涵已经发生了本质上的改变。因此，为了确保参与国际分工的正常运行，就应该坚持依托出口促进升级战略，通过“出口中学习”不断提升我国制造业企业的全球价值链地位。同时也要考虑到，要适应极度复杂的国内外市场环境，我国出口企业也要不断地加强技术创新，培养自主创新能力。要加大科技研发资金的投入，增强科技研发力度，形成符合国际市场要求的自主核心科技。同时还要注重技术引进和自主创新的协同发展。通过对国外先进技术的研究，可以汲取先进思想，从而提升企业自主创新的能力。反过来，自主创新能力的增强，又可以加深对引进技术的理解，进一步提高技术溢出效应。最后，对于企业而言，在规模扩张、追求经济效益的同时，也要注意改变企业的经营模式，注重企业经营管理水平的提升。不能盲目的扩张企业规模，要在适度的规模上进行技术创新，注重改善管理水平，提升管理者和从业人员的学习能力，从而促进企业的转型升级。从政府层面来说，在新的经济形势下，应该充分发挥市场经济的调节作用，减少政府对企业管理不必要的干预，同时也要解决政府内部职能错位等新问题，完善市场竞争机制，积极引导企业提升生产效率，提高产品质量，加强科技创新，增加产品科技含量，注重国际和国内市场的协同发展。同时，政府还应进一步健全和完善相关的法律法规，如对自主知识产权的保护和对转型升级项目的监督核查，为企业提供良好的外部经营环境和创新发展环境。另外，政府也应该对企业的资产进行重组或者进行结构性调整，提高新兴产业
总第４７１期
周 云：出口学习能力与我国制造业企业升级
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和战略性新兴产业在所有产业中的规模比重，引导经济资源的流向，实现资源更加合理的配置，从而提升企业和整个社会的经济效益。参考文献：
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ＬＥＩＨｕｉ，ＨＵＡＮＧＸｉａｏ-ｂａｏ
（SchoolofBusinessAdministration，HunanUniversity，Changsha４１００８２，China）
Ａｂｓｔｒａｃｔ：ＴｈｅｐａｐｅｒｕｓｅｄｔｈｅＢＰｎｅｕｒａｌｎｅｔｗｏｒｋｔｏａｎａｌｙｚｅｔｈｅｉｎｆｌｕｅｎｃｅｏｆｃｈａｉｎｄｉｒｅｃｔｏｒ′ｓｓｔｒａｔｅｇｉｃｉｎｖｏｌｖｅｍｅｎｔｏｎｔｈｅｌｅｖｅｌｏｆｖｅｒｔｉｃａｌｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎｆｒｏｍｔｈｅｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅｏｆｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐａｎｄｓｔｒｕｃｔｕｒａｌｅｍｂｅｄｄｅｄｎｅｓｓ．Ｂａｓｅｄｏｎｓｏｃｉａｌｎｅｔｗｏｒｋａ-ｎａｌｙｓｉｓａｎｄｇｒａｐｈｔｈｅｏｒｙ，ｉｎｔｅｒｌｏｃｋｉｎｇｄｉｒｅｃｔｏｒａｔｅｓｐｒｏｐｏｒｔｉｏｎｗａｓｔａｋｅｎａｓｔｈｅｐｒｏｘｙｏｆｔｈｅｑｕａｎｔｉｔｙｏｆｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｉｎｔｅｒｎａｌｒｅｓｏｕｒｃｅｓ，ｄｅｇｒｅｅｃｅｎｔｒａｌｉｔｙ，ｂｅｔｗｅｅｎｎｅｓｓｃｅｎｔｒａｌｉｔｙａｎｄｅｉｇｅｎｖｅｃｔｏｒｃｅｎｔｒａｌｉｔｙｗｅｒｅｅｍｐｌｏｙｅｄｔｏｃａｐｔｕｒｅｔｈｅｆｅａｔｕｒｅｓｏｆ
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（责任编辑：严元）
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ＥｘｐｏｒｔＬｅａｒｎｉｎｇＡｂｉｌｉｔｙａｎｄＣｈｉｎｅｓｅＭａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇＦｉｒｍｓ′Ｕｐｇｒａｄｉｎｇ———ＡｎＥｍｐｉｒｉｃａｌＳｔｕｄｙｂａｓｅｄｏｎｔｈｅＴｒａｄｅＴｈｅｏｒｙｏｆＨｅｔｅｒｏｇｅｎｅｏｕｓＥｎｔｅｒｐｒｉｓｅ
（SchoolofEconomics，HuazhongUniversityofScienceandTechnology，Wuhan４３００７４，China）Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｂｙｉｎｔｒｏｄｕｃｉｎｇｅｘｐｏｒｔｌｅａｒｎｉｎｇａｂｉｌｉｔｙｉｎｔｏｔｈｅｔｒａｄｅｔｈｅｏｒｙｏｆｈｅｔｅｒｏｇｅｎｅｏｕｓｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅ，ｔｈｉｓｐａｐｅｒａｎａｌｙｚｅｓｔｈｅｉｎｔｅｒｎａｌｍｅｃｈａｎｉｓｍｏｆｉｎｆｌｕｅｎｃｅｏｆｅｘｐｏｒｔｌｅａｒｎｉｎｇａｂｉｌｉｔｙｏｎｔｈｅｍａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓ′ｕｐｇｒａｄｉｎｇ．Ｏｎｔｈｉｓｂａｓｉｓ，ｔｈｅｐａｐｅｒｕｓｅｓｂａｌａｎｃｅｄｐａｎｅｌｄａｔａｏｆＣｈｉｎｅｓｅｉｎｄｕｓｔｒｉａｌｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓｄａｔａｂａｓｅ２００５-２００７ｔｏｅｍｐｉｒｉｃａｌｌｙｔｅｓｔｔｈｅｉｍｐａｃｔｏｆｅｘ-ｐｏｒｔｌｅａｒｎｉｎｇａｂｉｌｉｔｙｏｎｍａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇｆｉｒｍｓ′ｕｐｇｒａｄｉｎｇ．Ｒｅｓｕｌｔｓｓｈｏｗｔｈａｔｔｈｅｉｍｐａｃｔｏｆｅｘｐｏｒｔｌｅａｒｎｉｎｇａｂｉｌｉｔｙｏｎｍａｎｕ-ｆａｃｔｕｒｉｎｇｆｉｒｍｓ′ｕｐｇｒａｄｉｎｇｉｓａｌｗａｙｓｐｏｓｉｔｉｖｅ，ａｎｄｅｘｐｏｒｔｌｅａｒｎｉｎｇａｂｉｌｉｔｙｐｒｏｍｏｔｅｓｔｈｅｕｐｇｒａｄｉｎｇｏｆｍａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇｆｉｒｍｓｓｍａｌｌｆｉｒｍｓｉｓｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｌｙｇｒｅａｔｅｒｔｈａｎｔｈａｔｏｆｌａｒｇｅａｎｄｍｅｄｉｕｍ-ｓｉｚｅｄｆｉｒｍｓ．
ｔｈｒｏｕｇｈ“ｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙｉｎｎｏｖａｔｉｏｎｅｆｆｅｃｔ”；“ｔｅｃｈｎｏｌｏｇｉｃａｌｉｎｎｏｖａｔｉｏｎｅｆｆｅｃｔ”ｉｓｄｉｆｆｅｒｅｎｔｂｅｔｗｅｅｎｆｉｒｍｓ，ａｎｄｔｈｅｅｆｆｅｃｔｏｆＫｅｙｗｏｒｄｓ：ｌｅａｒｎｉｎｇａｂｉｌｉｔｙ；ｍａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇｆｉｒｍｓ′ｕｐｇｒａｄｉｎｇ；ｆｉｒｍｈｅｔｅｒｏｇｅｎｅｉｔｙ
（责任编辑：李江）
ＺＨＯＵＹｕｎ，ＴＡＮＧＸｉａｏ
范文四：消费者异质性
消费者异质性、制度变迁与房产财富效应的实证分析
防轰学…慨…悯咙。，
摘要：利用我国东中西部１４个省、自治区、直辖市１９９８年至２００７年城镇居民房产价格和城镇居民消费的面板数据，使用固定效应模型和随机效应模型检验了５个不同收入阶层在不同制度背景下的房产财富效应。结果显示：房价缓慢上涨，居民的财富效应较大；房价过快上涨，居民的财富效应较小。房价涨幅缓慢时，居民收入水平与财富效应负相关；房价涨幅剧烈时，财富效应大小与收入之间呈“Ｕ”型关系。根据房产财富效应的差异性，房地产调控政策应当有保有压、区别对待。
关键词：房地产；财富效应；消费者异质性中图分类号：Ｆ０１４．５
文献标识码：Ａ‘
文章编号：１００８－２５０６（２００９）０３．００６５．０５
一、问题的提出与文献综述
，
“有限理性经济人”是传统经济学的分析框架。在这个分析框架内，人是“同质”
的，人与人之间具有完全的可替代性。因此，“有限理性经济人”所代表的同质人的行为、性质或特征就是整个人类的行为、性质或特征。然而“同质”的“有限理性经济人”假设是不符合现实的，现实中的人既有共性又有差异性。作为经济主体的人由于遗传
基因、教育和外部环境等因素的差异，人的素质进而人的能力（或智力）是不同的，即人
是异质的…。人的异质性将导致人在行为上存在个体差异，因此也必然导致人在房产财富效应方面存在自身特征Ⅲ。
目前，在异质性消费者的框架下国外学者开始对房产的财富效应做进一步研究。
已有的研究成果集中在两个方面：一是研究消费群体因自身异质性而表现出不同的房产财富效应。Ｅｎｇｅｌｈａｒｄｔ运用ＰＳＩＤ数据，分析ｒ美国住宅价格波动与居民储蓄之间的相互关系，发现中等收入家庭房产财富效应为０．１４，而低收入家庭房产财富效应为０．０３。Ｃａｍｐｂｅｌｌ等人的研究发现，年纪大的自有住房者对住房价格变化比较敏感，而年
轻租房者对住房价格的变化不敏感悼ｐ９１制７。二是国外学者发现消费环境的改变对消
费者的财富效应具有显著影响，突出表现为房产财富效应在不同时间、不同空间卜具有不同表现。在时间方面，Ｌｕｄｖｉｇｓｏｎ与Ｓｔｅｉｎｄｅｌ收集了１９５３年一１９９７年的样本数据，发现房产财富效应为Ｏ．０４，但是如果从大样本中分别提取两个子样本，子样本的时间段分别为１９７６年一１９８５年和１９８６年～１９９７年，则其财富效应分别为０．１和０．０２ｂＪ。在空间方面，Ｃａｍｐｂｅｌｌ通过分析１９８８年～２０００年间英国居民房产财富效应，发现不同的
■收稿日期．＇２００９．０５－０５
■基金项目：教育部人文社会科学项目（０８ＪＡ７９００２６），广东商学院引进人才科研启动资助项目（０７ＹＪＲＣＩＩ）一作者简介：李政（１９７３．１．男．湖南衡阳人，广东商学院金融学院讲师，博士。
①据，确定了最低收入家庭购买或租赁由政府或单位提供廉租房、中低收入家庭购买经济适用房的制度。然而经济适用房建设不仅被边缘化，还存在各种违规现象。－－Ｚ面ｆ臣收Ａ阶层难以购买到经济
适用房，另一方面存在着经济适用房被出租或进入黑市交易等现象，最终导致廉租房的建设几乎处于停建状态。
层的财富效应显著大于ｌ。五、政策建议
外部经济不景气使我国经济发展面临重大挑战。鉴于房地产业能带动众多相关产业发展，因此应结合消费者的异质性实施相应的调控政策，在拉动居民购房需求的同时，力求释放居民的其他需求，从而提高对房地产业的调控效率。
调控措施可以从以下三方面进行：
１．挤压普通住宅价格中的泡沫。根据建设部
公布的（２００５年城镇房屋概况统计公报》，２００５年
我国城镇居民人均住宅建筑面积２６．１ｌ平方米，住宅私有率８１．６２％。目前大部分城镇居民只有
一套住房，出于改善居住环境所产生的购房需要
和首次置业的购房需求数量十分庞大。但由于房价过高，这些“刚性”需求压抑为潜在需求。王艳（２００７）¨３Ⅲ２发现高收入户及以下的城镇居民住房的价格弹性绝对值均在ｌ以上，说明他们对住房价格的变动是敏感的，价格的上涨会更大程度地压制住房消费额的增加。我国居民对住房需求的愿望强烈，因此当房价过高时，消费者不仅不会购房，同时将进一步压缩其他方面的消费支出，积累更多的财富，增加未来购房的可能性。尤其是在国际经济环境恶化、国内经济增速下滑、居民对未来收入预期不乐观的情况下，消费者对房屋的心理价位进一步走低。因此让普通住宅的价格回落到普通城镇居民可以接受的水平，不仅能释放居民购房需求，同时能带动诸如装修、家电等与购房相关的其他需求。
２．保持高端住宅价格的稳定。由于最高收入阶层拥有较多的高端住宅，从２００３年开始，房价逐年快速攀升，最高收入阶层通过前期压缩消费而增购的房产迅速增值，同时前期为了积累资金购置房产而被压缩的消费得到释放，使得最高收入阶层的财富效应显著大于ｌ。随着房产泡沫越来越严重，高端住宅也面临着房价下滑的压力。但与其他收入阶层不同的是，最高收入户对住房价格不敏感，价格上涨会使其住房需求下降，但需求下降幅度与价格上涨的幅度几乎相等，因此总消费金额与价格上涨前基本持平（王艳，２００７）¨３］２４６。同时，房价大幅下跌将使最高收入阶层出现负的财富效应。因此调控房价应突出高端
住宅的稀缺性，减缓高端住宅价格下滑的速度，从而减缓最高收入阶层消费支出缩减的幅度。
３．保障中低收入阶层的住房需求。从理论和实践看，在市场经济条件下，中低收入家庭难以通过提高家庭收入来显著提高购房能力。因此，基本居住权的保障，购房能力社会差距的调节需要政府发挥住房政策的作用。如通过加大廉租房的建设，解决低收入阶层和中等收入阶层的住房需求。廉租房是以“租”的方式来解决低收入人群的住房问题，它不具备保值增值的功能，但能有效解决资格审查的难题，并减少权力寻租现象，更适合我国国情。
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（下转第８５页）
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其次，应大力压缩行政管理事、№费支出。该类支出主要是用于地方政府消费的支出，这些费用对于构建和谐社会无益，也不利于和谐社会所倡导的节俭、环保和为人民服务等理念的推广和深入。但是，其中稳定国家安全和维护社会治安的支出项目，则需要保持一定的投入甚至应有所增加，例如公检法支出和同防支出。但由于行政事、Ｉｐ管理费支出中的各类支出项目涉及到同家体制的编制和规模，因此具有较大的刚性，要进行有效的压缩比
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（ＳｃｈｏｏｌｏｆＴａｘａｔｉｏｎ＆ＰｕｂｌｉｃＦｉｎａｎｃｅ，ＧｕａｎｇｄｏｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＢｕｓｉｎｅｓｓＳｔｕｄｉｅｓ，Ｇｕａｎｇｚｈｏｕ５１０３２０，Ｃｈｉｎａ）Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ａｃｃｏｒｄｉｎｇ
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ａｎａｌｙｓｉｓ，ｔｈｅｐｒｉｎｃｉｐｌｅｓａｎｄｓｕｇｇｅｓｔｉｏｎｓｗｉｔｈｗｈｉｃｈｓｈｏｕｌｄｐｌｙｗｉｔｈ
Ｋｅｙ
ａｒｅ
ｔｈｅ删ｕｓｔｍｅｎｔ
ｏｆｖａｒｉｏｕｓＬｏｃａｌＦｉｓｃａｌＥｘｐｅｎｄｉｔｕｒｅｓｔｒｕｃｔｕｒｅ
ｆｏｒｍｕｌａｔｅｄｉｎｔｈｉｓｐａｐｅｒ．
ｗｏｒｄｓ：ｈａｒｍｏｎｉｏｕｓｓｏｃｉｅｔｙ；ｌｏｃａｌｆｉｓｃａｌ；ｅｘｐｅｎｄｉｔｕｒｅｓｔｒｕｃｔｕｒｅ；ｇｏｖｅｒｎｍｅｎｔｆｕｎｃｔｉｏｎｓ
（上接第６９页）
ＡｎＥｍｐｉｒｉｃａｌＡｎａｌｙｓｉｓｏｆｔｈｅＨｅｔｅｒｏｇｅｎｅｉｔｙＡｍｏｎｇＣｏｎｓｕｍｅｒｓ，
ＩｎｓｔｉｔｕｔｉｏｎａｌＣｈａｎｇｅａｎｄＨｏｕｓｉｎｇ
ＬＩＺｈｅｎｇ
（ＳｃｈｏｏｌｏｆＦｉｎａｎｃｅ，ＧｕａｎｇｄｏｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＢｕｓｉｎｅｓｓＳｔｕｄｉｅｓ，Ｇｕａｎｇｚｈｏｕ５１０３２０，Ｃｈｉｎａ）
Ｗｅａｌｔｈ
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ｔｈｅｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｂｅｔｗｅｅｎｈｏｕｓｉｎｇｗｅａｌｔｈｅｆｆｅｃｔａｎｄｉｎｅｌｅｖｅｌｉｓＵｔｙｐｅ．Ｂｅｃａｕｓｅｏｆｔｈｉｓｂａｃｋｇｒｏｕｎｄ，ｔｈｅｐａ—
ｐｅｒｐｏｉｎｔｓｏｕｔｔｈａｔｔｈｅｈｏｕｓｅｐｒｏｐｅｒｔｙｒｅｇｕｌａｔｉｏｎｓｓｈｏｕｌｄｉｎｓｉｓｔｔｈｅｐｒｉｎｃｉｐｌｅｏｆｔａｋｉｎｇｄｉｆｆｅｒｅｎｔａｐｐｒｏａｃｈｅｓｔｏｄｉｆ－
ｆｅｒｅｎｔｓｉｔｕａｔｉｏｎｓａｎｄｅｎｃｏｕｒａｇｉｎｇｔｈｅｇｒｏｗｔｈｏｆｓｏｍｅｓｅｃｔｏｒｓｗｈｉｌｅｄｉｓｃｏｕｒａｇｉｎｇｔｈｅｅｘｐａｎｓｉｏｎｏｆｏｔｈｅｒｓ．
Ｋｅｙ
ｗｏｒｄｓ：ｒｅａｌｅｓｔａｔｅ；ｗｅａｌｔｈｅｆｆｅｃｔｓ；ｔｈｅｈｅｔｅｒｏｇｅｎｅｉｔｙａｍｏｎｇｃｏｎｓｕｍｅｒｓ
８５
消费者异质性、制度变迁与房产财富效应的实证分析
作者：作者单位：刊名：英文刊名：年，卷(期)：引用次数：
李政， LI Zheng
广东商学院,金融学院,广东,广州,510320
广东商学院学报
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相似文献(10条)
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2.学位论文 贺识翔 基于VECM对我国房地产和股市财富效应的比较研究 2009
现代消费理论认为，消费水平不仅与消费者当期可支配收入有关，而且与居民财富水平有关。而且财富资产类别不同，对消费水平影响方向和程度都各有差别。随着我国经济快速发展，居民拥有的财富资产类别不断增加。在现阶段，房地产和股票是我国居民最重要的两种资产。近十年来我国房地产和股票市场迅速膨胀，关于两市场是否存在财富效应的问题存在许多争论。
2006年至2008年房地产和股票市场经历价格飙升，居民持有的股票资产和房地产资产增速惊人，市场乐观情绪蔓延，带动社会消费热情高涨，出现明显的经济过热现象。因此，房地产和股票市场的财富效应吸引了许多学者的关注。然而，国际金融环境风云突变。随着2007年美国“次贷危机"的爆发，我国房地产市场和股票市场承受了巨大的负面影响。上证综指从2007年的6200的高点一路跌落至2000点以下，如今仍在2600点左右徘徊。一、二线城市房价从高峰跌落，其中深圳房价在2009年3月降幅达12.2％。房地产和股票市场价格的快速下跌对消费的负面影响是否会引起经济的进一步下滑同样引
重要的也是比重最大的非金融财富。由此可见，研究房地产市场和股票市场的财富效应对于制定政策制定有着重要的理论和实践意义。
本文基于向量误差修正模型(VECM)对房地产和股票资产的涨跌能否对居民消费的产生实质影响、影响方向、以及影响程度有何区别进行比较研究。论文的第一章首先从消费函数理论的角度引出财富效应问题，认为财富效应是随着消费理论的发展而出现的。接着回顾了国内外学者关于股市和房地产财富效应的相关研究成果，并总结当前研究中的深化方向并提出主要不足。然后，针对已有文献中的不足之处，提出本文不同于现有研究的创新之处。最后，说明本文研究中尚待改进之处。第二章为定性研究部分。主要从房地产与股票资产的特性、房地产与股票资产财富效应特征以及房地产市场与股票市场财富效应的传导机制三个方面进行比较，说明区分房地产和股票市场财富效应的必要性。第三章利用计量经济学方法对理论进行实证检验。考虑到我国于1998年着手进行房地产改革和数据的时效性，本文采用为1998年第一季度至2008年第四季度的季度数据进行实证研究，以社会消费品零售总额(C)作为被解释变量，城镇居民可支配收入(I)、股市流通市值(S)以及全国商品房平均年销售额(H)作为解释变量对我国房地产市场和股票市场的财富效应进行对比实证分析。首先，通过ADF单位根检验、Johansen协整检验和格兰杰因果检验，得出协整方程、证明各变量存在长期的均衡关系并确定各变量间的因果联系。接着，建立向量误差修正模型(VECM)对我国房地产市场股票市场的财富效应进行了详细的定量比较，将短期变化和长期均衡都纳入模型考虑。本文实证研究结果表明：1.房地产资产价格变化对居民消费有反方向的影响，财富效应较股票市场显著。2.股票市场财富对居民消费的正向效应，但是刺激消费作用较弱。3.人均可支配收入仍是决定社会消费的主要原因，扩大内需的根本途径仍是千方百计地提高人均可支配收入。由于本文得出的结论与理论分析不完全一致，第三章的第二节重点对实证研究结果进行详细解析。从实证研究和理论角度分析得出房地产市场反向财富效应结论的原因。从替代效应和股票市场固有的制度缺陷解释股票市场的弱财富效应。本文的第四章针对我国房地产市场与股票市场的发展现状与实证研究结论，为支持经济的良性运行提出了相关的政策建议。第五章为本文的研究过程和结果做出总结，并展望未来研究方向。
3.期刊论文 黄平 我国房地产『财富效应』与货币政策关系的实证检验 -上海金融2006,""(6)
本文以房地产"财富效应"作为切入点,分析了房地产"财富效应"传导货币政策的机制,以及房地产"财富效应"对货币政策可能产生的影响,并结合中国数据对我国的房地产财富效应作了初步检验,结果显示我国房地产市场存在微弱的财富效应.最后,对当前我国货币政策是否应该考虑房地产价格信息作一初步探讨.
4.学位论文 陈煜 房地产市场财富效应研究——以上海市为例 2009
随着房地产市场在我国的迅速发展，房地产对经济的影响日益突出，甚至对社会和文化等也产生了重要的影响。很多学者展开了对房地产市场的研究，其中房地产市场的财富效应备受关注。由于房地产价格的上涨或下跌导致房地产所有者的财富增长或者减少，从而居民的资产组合价值将增加或者减少，进而增加或减少消费，影响短期边际消费倾向，以此促进或抑制经济增长，这就是房地产财富效应。目前房地产市场的财富效应已经成为许多学者研究的重点。
上海作为我国经济发展的前沿城市，其房地产市场的发展也走在全国前列，上海房地产市场的迅速发展是否也发挥了财富效应，带动了消费的增长？产生这种财富效应的原因是什么？什么因素可能会影响上海房地产财富效应的发挥？应该采取什么样的政策促使上海市房地产市场财富向更好的方向发展？对房地产市场化程度和金融体系健全程度都处于全国前列的上海，通过实证分析上海房地产财富效应的状况，并对这一状况进行深层次的原因探讨，找出主要影响因素，提出建议对策，无论是对于上海还是对其他区域性房地产市场财富效应的研究都有典型意义。
本文的主要研究思路和逻辑框架是：首先，阐述房地产财富效应的概念和一般理论，在借鉴国内外学者研究结论的基础上，确定实证分析模型，运用定量和定性手段判断了上海房地产财富效应的情况；在分析房地产财富效应的主要传导渠道的基础上，结合上海市房地产发展的实际情况找出影响上海房地产财富效应的主要因素，对实证结论做出解释。最后，文章提出了一些发挥房地产财富效应的政策性建议，旨在更好的发挥上海或者我国房地产市场的财富效应，促进居民消费。
通过全文的阐述分析和研究，文章得出三个主要结论：
（1）上海房地产市场存在财富效应，但影响作用或者说效果不是很明显，长期来看，上海住房价格指数每增加（或减少）1％，将会引起居民消费增加（或减少）0．102851％。上海房地产价格变化是居民消费变动的格兰杰原因；
（2）影响上海房地产市场财富效应的发挥的内在因素主要为消费者替代效应和信心因素。通过分析可以得出上海房价每上涨1％，那么非必需品占总消费支出的比例就将下降0．253％的结论。上海的高房价超出大多数消费者的承受力，同时上海住房自主性需求仍然比较强，因此在大多数消费者为了购房或购房之后，在预算约束和替代效应的作用下，消费者减少了当期非必需品的消费，因此，抑制并削弱了上海房地产财富效应的发挥；消费者信心对于消费支出的影响可以看作为上海房地产市场间接的财富效应影响。房地产价格的上升导致消费者对未来经济发展的预期向好，消费者的信心增加，从而消费支出出现增加的效应。消费者信心因素是上海市房地产市场出现正向作用的重要原因之一。
（3）上海市房地产市场“打压型”的宏观调控政策在短期内对财富效应的发挥起到抑制作用；上海房地产市场秩序的不规范及上海市金融市场发展的不健全也在一定程度上影响着上海房地产财富效应作用的发挥。
5.期刊论文 刘建江.杨玉娟.袁冬梅 从消费函数理论看房地产财富效应的作用机制 -消费经济2005,21(2)
众多研究表明,房地产财富效应比股市财富效应有更强的影响力.由于房地产价格、居民收入和利率波动的不确定性及居民资产的多元性,要定量分析房地产对消费的影响存在较多困难.通过持久收入理论和生命周期理论的分析,可从不同角度体现房地产财富效应的作用,通过LC-PIH模型可对此进行更为全面的诠释,即持续上涨的房地产市场,既增加公众财富,又增强市场信心,扩大短期边际消费倾向,促进消费扩张,进而推动经济增长.当然,持续下跌的房地产所形成的负财富效应也会对经济增长产生副作用.
6.学位论文 汪琼 我国房地产财富效应研究 2006
本文研究的主要内容为，我国房地产市场的财富效应，即房地产市场发展对居民消费水平的影响。本文在第二部分进行了理论综述，介绍了前人的主要研究方法和成果，在此基础上进行了总结，并有所创新，主要表现在以下三个方面：首先，本文对房地产财富进行了明确的界定；其次，本文在第三部分的理论描述中，较详细得介绍了房地产财富的消费理论模型，以此来介绍房地产财富效应的作用机制，并阐述了本文对房地产财富效应的理解；最后，本文分别从时间序列数据和面板数据两个方面进行了检验，从全国和区域两个角度进行了分析，所以在整体上是比较全面的。
经过多次检验，发现在长期中，房价的变化会对居民的消费产生正的影响，房产的财富效应的确存在；在短期中，房价变化对消费的影响为负，即替代效应。同时这种影响在房价变化后的半年里才会显现出来。并且房价上升对消费的影响与消费对房价的影响是相互的，对于各大区域的研究会发现，房地产的财富效应在全国三个地区都是存在的，并且影响为正，呈现由东向西逐渐递减的趋势。
本文提出相应的政策建议：第一，促进金融市场发展，包括加强货币政策调控与促进资本市场发展；第二，促进房地产市场健康发展，加强宏观调控，控制房价过高，加大税收政策调控，缩小收入差距。
7.期刊论文 黄洁霞 房地产财富效应的研究 -经济研究导刊2009,""(28)
房地产是中国国民经济支柱产业之一,和财富有着天生的紧密联系,具有极强的创造财富特点.通过对房地产财富效应的界定,分析了房地产价格对财富效应的影响,调研了中国房地产财富效应的状况,最后提出了中国房地产市场发展的政策建议.
8.学位论文 高涓 我国房地产财富效应研究 2007
资产价格的剧烈波动是中国近些年经济运行的又一特征。尤其是房地产市场和资本市场，引起了国内外的广泛关注。从1997年住房体制改革以来，房地产价格连续十年上涨，无论是房地产销售价格指数还是销售面积等指标都达到了相当高的水平，房地产业俨然成为一个爆利行业。广大居民对住房问题的满意度在急剧下降，理论界和实界也对此纷纷表示忧虑，问题的焦点也集中在泡沫存在与否，结构问题，建立预警机制，是否应当以及如何进行宏观调控等方面。
本文则试图在消费和房地产价格之间建立某种联系，以说明目前房地产价格的波动是否能够增加或者减少总消费的支出，进一步是否促进了经济的增长，也就是房地产市场的财富效应是否存在。离清这个问题是我们讨论其他一切问题，并进一步采取政策措施的基础。具体的检验方法是“简约式”的实证研究，即有输入有输出但是没有结构分析。之所以没有采用更复杂的结构分析是因为影响房地产财富效应的因素复杂不容易建立有效的模型，比如预期等影响因素又没有太好的数据和方法来衡量，因而本文在总量指标进行实证研究后，重点分析了传导机制和影响因素，作为对实证结果的补充说明。具体的研究方法包括协整分析和格兰杰因果分析等。
文章的主要内容分为六个部分：第一部分是前言，介绍了选题背景、研究意义、研究思路和研究方法、研究现状和文章的创新点；第二部分是理论
财富效应对房地产的传导机制，帮助我们理解实证分析的结果；第四部分为具体的实证研究进行研究假设和研究设计；第五部分输出实证研究的结果，即财富效应存在比较明显的负效应；第六部分是对前面得出结果的总结和进一步分析，即分析我国房地产市场存在负的财富效应的原因是什么，有什么政策意义。
具体运用理论分析、模型构建、实证研究、和对策探讨等多种方法，论证中国房地产市场的财富效应是否存在?财富效应到底有多大?探讨房地产市场财富效应与消费需求和经济增长之间存在什么关系?房地产财富效应对经济的积极影响和负面影响如何?与货币政策关系如何?房地产财富效应能否配合主要经济政策作为政策工具加以利用。计量经济学方法包括协整分析，格兰氏因果分析。
9.期刊论文 周建军.鞠方.ZHOU Jian-jun.JU Fang 中国房地产价格波动财富效应的理论与实证研究 -财经理论与实践2009,30(5)
总结和借鉴前人理论,结合我国房地产市场的现状,采用协整理论、误差修正模型和Granger因果关系检验,对中国房地产市场与消费增长之间的关系进行实证分析.结论表明:中国同西方主要发达国家一样,房地产市场表现出了显著的财富效应,这种财富效应将随着时间的推移而增强.
10.期刊论文 王子龙.许箫迪.徐浩然.WANG Zi-long.XU Xiao-di.XU Hao-ran 中国房地产财富效应测度的实证研究
-财贸研究2009,20(2)
中国居民的财富特征与发达国家居民的财富特征明显不同.利用中国1996-2007年房地产价格和居民消费的季度数据,建立房地产财富效应模型,对中国房地产财富效应进行测度,计算结果表明:随着中国经济增长和居民收入的增加,房地产财富对居民消费的影响不断增强.房地产价格变化是居民消费增加的Granger原因,居民消费的增加是城镇居民可支配收入上升的Granger原因.无论从长期还是短期分析,中国房屋价格变动都会给居民消费带来财富效应.通过脉冲响应函数分析可知,房地产价格的正向冲击将对居民消费产生正效应,导致居民消费增加,从而验证了中国房地产财富效应的存在.
本文链接：http://d.wanfangdata.com.cn/Periodical_gdsxyxb200903009.aspx
下载时间：2010年5月26日
范文五：肿瘤异质性简介
转自：曾庆平的博客
【新闻背景】 9月19日出版的《自然》杂志“视点”栏目刊载了关于“肿瘤异质性”的系列文章，从遗传与环境两个方面剖析了肿瘤异质性的起源，并站在临床角度探讨了肿瘤个体化治疗的可行性及其前景。
早在1976年，Peter Nowell就提出了肿瘤异质性起源的“克隆演化”理论，他认为连续多轮克隆选择是导致肿瘤基因及其他分子变异的根本原因。“克隆”是指无性繁殖，克隆演化只涉及体细胞，不涉及性细胞。
再往前回溯至1930年代，就有人注意到肿瘤功能及表型的异质性，因为发现小鼠肿瘤的某些细胞经过移植可以长出新的肿瘤，但移植另一些肿瘤细胞却不会导致新肿瘤形成。然而，迄今为止对于肿瘤细胞的起源仍无定论，而肿瘤异质性的确认并未降低肿瘤治疗的难度。
【点评】 肿瘤干细胞还是肿瘤起始细胞？
近年来，随着肿瘤干细胞或称癌干细胞（CSC）假说的提出及其模型的建立，人们似乎倾向于认为肿瘤起源于干细胞，而肿瘤干细胞正是肿瘤发生的“罪魁祸首”。如果不清除肿瘤干细胞，即使经过化疗消灭了大部分肿瘤细胞，最终还是会复发和转移，并对化疗产生耐药性。于是，“擒贼先擒王”和“斩草除根”成为最先进和最有创意的肿瘤治疗理念。
为了把抗肿瘤药物这支“箭”更准确地射向肿瘤干细胞这个“靶”，人们争相寻找其区别于普通干细胞及其他正常细胞的分子标记。然而，经过多年努力，某些肿瘤的特异标记倒是找到不少，但所有肿瘤的共同标记却很少发现。有些标记则是先肯定而后否定，如脑瘤的CD133、黑素瘤的CD271、乳腺癌的CD44等。
尽管如此，肿瘤异质性依然客观存在，肿瘤中的确既有致瘤细胞也有非致瘤细胞。至于致瘤细胞是否肿瘤干细胞以及它们如何起源，一种观点认为，致瘤细胞既有可能起源于干细胞或祖细胞，也有可能起源于具有分裂能力的普通体细胞。为此，建议将肿瘤干细胞改称肿瘤起始细胞或肿瘤原始细胞。
肿瘤异质性的概念
所谓肿瘤异质性包括肿瘤间异质性（不同肿瘤细胞之间的基因与表型不同）和肿瘤内异质性（相同肿瘤细胞以内的基因与表型也不同），其中肿瘤内异质性又有空间异质性（相同肿瘤不同区域不同）与时间异质性（原初肿瘤与次生肿瘤不同）之分。实际上，肿瘤异质性的基因结构与形态表现取决于遗传与环境的相互作用，肿瘤异质性的本质在于“外因”（环境）对“内因”（基因）的定型与重塑。
简而言之，肿瘤异质性指肿瘤内既有致瘤细胞亚群，也有非致瘤细胞亚群。同时，它也指肿瘤既起因于遗传不稳定性，也起因于表观遗传不稳定性。此外，它还应该涵盖良性肿瘤与恶性肿瘤的概念。除极个别情况外，肿瘤发生通常只
涉及体细胞而不涉及性细胞。因此，人体的绝大多数肿瘤都不会遗传给后代，但种系基因缺陷所致肿瘤遗传倾向例外。
肿瘤异质性的起源
一旦发生肿瘤，是否可以肯定发生过基因突变？基因突变是否一定是良性肿瘤与恶性肿瘤的“分水岭”？对于前一个问题，现在的说法是基因组不稳定性导致肿瘤发生，也就是肿瘤既可能源于遗传上的基因突变，也可能源于表观遗传上的基因修饰（如甲基化、乙酰化等）。对于后一个问题，答案是无论良性肿瘤还是恶性肿瘤都存在各种基因突变或DNA甲基化修饰。
肿瘤异质性来自环境因素分布及作用的不均一性与基因突变的随机性。正是因为有环境因素不均一性的存在，所以才会有肿瘤“微环境”的说法。基因突变的随机性一方面体现在突变位点的多样性上，另一方面也体现在突变后是否致瘤上。比如，两个不同的细胞遭遇同样的诱变因素，突变可以发生在完全不同的基因组位点上，而且一个细胞的突变可能发生于核基因组，而另一个细胞的突变则可能发生于线粒体基因组。更重要的是，一个细胞的基因突变可致癌，而另一个细胞的基因突变后却不致癌。
基因组不稳定性因素
造成基因组不稳定性的因素至少有以下4种：碱基和核苷酸切除修复异常——脱氨基胞嘧啶、嘧啶二聚体等DNA损伤修复相关基因缺陷可引起结肠息肉和皮肤癌；错配修复异常——碱基错配及重复序列插入和缺失修复必需的MSH2和MLH1基因缺陷将导致多发性突变和随体（微卫星）不稳定；端粒保持异常——端粒损耗或完全丧失可出现“断裂-融合-桥”循环而使染色体不稳定；双链切口修复异常——双链切口（DSB）检测及单链替换功能缺陷也会引起染色体不稳定，导致染色体结构重排及点突变。
造成基因组更大不稳定性的因素还有：DNA复制异常——可能的功能缺陷包括致癌基因激活、肿瘤抑制基因丢失或失活、DNA聚合酶抑制、核苷失衡、阻断复制的DNA损伤、复制叉与正在进行的转录相碰撞；染色体分离异常——异常染色体-纺锤体黏连、后期染色单体错误分离、非整倍体子细胞形成等可直接由分裂核查点、姊妹染色体结合、纺锤体定位、纺锤体动态变化等功能缺陷所致。间接分离缺陷则可源于复制应激、缺陷修复和端粒融合引起的分裂前染色体结构重排。此外，胞质分裂或异常复制与微核片段形成过程中也会出现染色体错误分离现象。
肿瘤发生假说
肿瘤发生的过程非常复杂，致瘤原因至今还是一个谜，有关导致基因组不稳定性的因素仍未揭晓。过去认为，肿瘤的起因是癌基因被活化或抑癌基因被钝化。然而，肿瘤细胞的遗传变异实际上可能呈现出更大幅度及深度的基因组变异。基因突变及基因修饰是良性肿瘤与恶性肿瘤的共同特征，只不过良性肿瘤的基因组不稳定性还没有大到足以令其发生侵袭和转移的地步。
众所周知，环境中存在各种外源性致癌因素，包括物理诱变剂（如紫外线）、化学诱变剂（如吖啶）和生物诱变剂（如黄曲霉素），它们都应该是某些癌症的“元凶”。除此之外，身体内是否还存在某些内源性致癌因素呢？早就有人
关注炎症与肿瘤的关系，而慢性炎症激发一氧化氮诱导缺氧致瘤的假说，可能有助于部分解释内源性因素致癌的分子机理。
靶向肿瘤微环境 除了靶向攻击肿瘤干细胞外，人们也开始考虑靶向攻击肿瘤微环境因素，正在开展的临床试验涉及针对基质成纤维细胞、免疫细胞和血管形成机制的靶向治疗等。从已经取得的临床数据来看，基质蛋白酶抑制剂及Hedgehog信号通路抑制剂已被证明无效。2010年美国食品药品监管局（FDA）批准开展一项称为Provenge（sipuleucel-T）的免疫细胞治疗临床试验，用于前列腺癌治疗，但该疗法未缩小肿瘤体积，病人生存期仅延长4个月。Bevacizumab已成为第一个获得FDA批准用于进展期非小细胞肺癌及转移性结肠癌治疗的人源化抗血管内皮细胞生长因子A（VEGFA）单抗。FDA还批准了多个VEGF受体2（VEGFR2）抑制剂和受体酪氨酸激酶抑制剂用于各种类型的肿瘤治疗，似乎呈现出一派欣欣向荣的喜人景象，但疗效如何仍需拭目以待。
