周申 何冰

摘 要：文章探討了中國(guó)貿(mào)易自由化進(jìn)程對(duì)犯罪活動(dòng)的影響及其發(fā)生作用的機(jī)制。研究基于中國(guó)產(chǎn)品層面的關(guān)稅數(shù)據(jù)，構(gòu)建差異性的地區(qū)貿(mào)易保護(hù)指標(biāo)，衡量各地區(qū)貿(mào)易自由化程度，進(jìn)而利用2000—2011年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用固定效應(yīng)模型與工具變量法實(shí)證檢驗(yàn)貿(mào)易自由化與犯罪率之間的關(guān)系及潛在人口流動(dòng)的影響機(jī)制。結(jié)果表明：中國(guó)加入WTO后，貿(mào)易自由化顯著推升了犯罪率水平，且貿(mào)易自由化程度越深入的省份，犯罪率提升程度越高，地區(qū)效應(yīng)顯著;貿(mào)易自由化主要通過(guò)增加外來(lái)人口流入等渠道推升了犯罪活動(dòng)。因而，中國(guó)在進(jìn)一步對(duì)外開(kāi)放過(guò)程中，要注重處理好貿(mào)易自由化帶來(lái)的負(fù)面效應(yīng)和由此產(chǎn)生的額外社會(huì)成本，更加注重流動(dòng)人口權(quán)益的保障，消除勞動(dòng)力市場(chǎng)扭曲，最小化貿(mào)易自由化可能帶來(lái)的不利影響。

關(guān)鍵詞：貿(mào)易自由化;人口流動(dòng);犯罪率

文章編號(hào)：2095-5960（2019）01-0001-12;中圖分類(lèi)號(hào)：F061.5;文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

一、引言

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)歷了高速的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但在發(fā)展過(guò)程中也伴隨著犯罪率不斷攀升的社會(huì)現(xiàn)象，中國(guó)的犯罪率在20世紀(jì)80年代以來(lái)呈現(xiàn)著明顯的增長(zhǎng)趨勢(shì)，尤其無(wú)論是侵財(cái)犯罪數(shù)還是刑事犯罪數(shù)在2000年左右有一個(gè)十分明顯的跳躍，犯罪率這一顯著的上升現(xiàn)象被稱(chēng)為中國(guó)的“第五次犯罪高峰”（章元等，2011）。[1]根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論和確鑿的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展相當(dāng)程度上得益于我國(guó)的對(duì)外開(kāi)放政策，尤其是中國(guó)在2001年加入WTO后的貿(mào)易自由化，這期間進(jìn)出口貿(mào)易都得到了迅速的發(fā)展。我們發(fā)現(xiàn)中國(guó)的第五次犯罪高峰在時(shí)間上與中國(guó)加快對(duì)外開(kāi)放、加入WTO具有較強(qiáng)的一致性，那么我國(guó)貿(mào)易自由化進(jìn)程的加快與犯罪高峰的出現(xiàn)是簡(jiǎn)單時(shí)間上的重合還是具有因果關(guān)系，顯然是值得我們深入研究的重要課題。經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)犯罪活動(dòng)的效應(yīng)還沒(méi)有統(tǒng)一的結(jié)論，且這種效應(yīng)的影響機(jī)制更是較少被研究（Dix-Carneiro et al.，2017）。[2]關(guān)于貿(mào)易自由化與犯罪率的關(guān)系的研究方面，Iyer& Topalova（2014）[3]，Dix-Carneiro et al.（2017）[2]利用巴西貿(mào)易自由化作為外生的經(jīng)濟(jì)沖擊，研究均發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化提升了犯罪率水平，且貿(mào)易自由化程度越深入的地區(qū)，犯罪率提升程度越大，他們認(rèn)為貿(mào)易自由化通過(guò)影響勞動(dòng)力市場(chǎng)條件變動(dòng)作用于犯罪活動(dòng)。國(guó)內(nèi)目前對(duì)這一問(wèn)題還沒(méi)有專(zhuān)門(mén)的研究，僅有少數(shù)研究犯罪率相關(guān)問(wèn)題時(shí)加入開(kāi)放程度這一控制變量（謝旻荻和賈文，2006;陳屹立，2008）。[4][5]考慮到貿(mào)易自由化程度在一國(guó)內(nèi)由于各地區(qū)優(yōu)勢(shì)不同而存在發(fā)展不均的狀況，貿(mào)易自由化的這種一國(guó)內(nèi)部程度不均的狀況會(huì)引起勞動(dòng)力自發(fā)的再配置，勞動(dòng)力會(huì)自發(fā)地向更具比較優(yōu)勢(shì)的行業(yè)、地區(qū)流動(dòng)，貿(mào)易的這種再配置效應(yīng)首先體現(xiàn)在勞動(dòng)力的遷移上。中國(guó)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明，經(jīng)濟(jì)開(kāi)放，特別是貿(mào)易開(kāi)放對(duì)國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力流動(dòng)具有正向作用，推動(dòng)了人口城鄉(xiāng)轉(zhuǎn)移、由內(nèi)陸地區(qū)向沿海地區(qū)轉(zhuǎn)移的城市化進(jìn)程（易苗和周申，2011;郭東杰和王曉慶，2013）。[6][7]而相關(guān)研究表明，流動(dòng)人口可能與犯罪率具有正向的因果關(guān)系。有學(xué)者發(fā)現(xiàn)大規(guī)模人口流動(dòng)是犯罪率提升與犯罪率地區(qū)間差異的原因（陳剛、李樹(shù)和陳屹立，2009;程建新、劉軍強(qiáng)和王軍，2016）;[8][9]王同益，（2016）[10]利用1997—2013年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)：在存在制度扭曲的條件下，外來(lái)人口比重增加會(huì)提高刑事犯罪率，若放松戶籍管制，可有效地降低刑事犯罪率。

本文測(cè)算的中國(guó)國(guó)內(nèi)不同地區(qū)貿(mào)易自由化程度存在的差異，以此為基礎(chǔ)探究不同地區(qū)貿(mào)易自由化程度對(duì)犯罪率是否存在影響。圖1顯示2000—2006年地區(qū)貿(mào)易自由化變動(dòng)程度和犯罪率變動(dòng)程度，圖1中左邊顯示2000到2006年中國(guó)加入WTO完成入世關(guān)稅削減承諾后各省加權(quán)關(guān)稅保護(hù)變動(dòng)情況，顏色越淺代表貿(mào)易自由化程度越深入，從圖中可以看出沿海地區(qū)貿(mào)易自由化程度最高;圖1中右邊顯示2000到2006年中國(guó)各省犯罪率變動(dòng)情況，顏色越深代表犯罪率變動(dòng)越大，即犯罪率在2006年相對(duì)于2000年提升程度越大，由圖可以看出，沿海地區(qū)犯罪率變動(dòng)同樣較大。由圖1我們可以看出，我國(guó)各省貿(mào)易自由化程度與犯罪率均存在異質(zhì)性，且貿(mào)易自由化程度越深入的地區(qū)，犯罪率提升越多。這種貿(mào)易自由化與犯罪率程度的同方向的變動(dòng)是否具有因果關(guān)系，且貿(mào)易自由化的地區(qū)差異是否是犯罪活動(dòng)也存在地區(qū)差異的一個(gè)重要原因？倘若我國(guó)貿(mào)易自由化與犯罪率之間存在某種因果關(guān)系，那么其內(nèi)在機(jī)制是什么？目前國(guó)外研究貿(mào)易自由化與犯罪率的文獻(xiàn)還相對(duì)缺乏，國(guó)內(nèi)僅有少量研究犯罪率的文獻(xiàn)將貿(mào)易水平作為控制變量引入，尚缺乏關(guān)于中國(guó)貿(mào)易自由化與犯罪率之間的關(guān)系的系統(tǒng)實(shí)證研究。

有鑒于此，本文利用2000—2011年中國(guó)30個(gè)?。ㄊ?、自治區(qū)）的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，試圖為以下三個(gè)層面的問(wèn)題提供較為系統(tǒng)可靠的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)：（1）貿(mào)易自由化與犯罪率有什么關(guān)系？（2）貿(mào)易自由化在我國(guó)內(nèi)部地區(qū)間的差異是否導(dǎo)致了犯罪率也存在地區(qū)差異？（3）貿(mào)易自由化通過(guò)何種機(jī)制影響我國(guó)犯罪率？本文的邊際貢獻(xiàn)可能體現(xiàn)在，首先，已有關(guān)于中國(guó)貿(mào)易自由化與犯罪率之間關(guān)系的研究還相對(duì)缺乏，本文的研究可在一定程度上填補(bǔ)這一空白;其次，本文采用減弱內(nèi)生性的方法構(gòu)建貿(mào)易自由化指標(biāo)，并利用雙向固定效應(yīng)模型和工具變量法有效克服可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，提升了貿(mào)易自由化與“第五次犯罪高峰”之間的關(guān)系分析以及相關(guān)影響機(jī)制研究的結(jié)論的可靠性。此外，本文的研究主題和結(jié)論，對(duì)于相關(guān)的政策與防治措施的制定和實(shí)施具有較為重要的借鑒意義。

二、理論機(jī)制分析

貿(mào)易自由化導(dǎo)致了包括勞動(dòng)力在內(nèi)的生產(chǎn)要素的區(qū)域再配置和集聚，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)高度集聚區(qū)域犯罪活動(dòng)的潛在收益率會(huì)有所上升。我國(guó)在改革開(kāi)放后，尤其是加入WTO后，農(nóng)村人口向城市轉(zhuǎn)移、內(nèi)陸地區(qū)人口向沿海開(kāi)放地區(qū)轉(zhuǎn)移，這種勞動(dòng)力要素的大規(guī)模流動(dòng)推動(dòng)的城鎮(zhèn)化進(jìn)程無(wú)疑會(huì)對(duì)地區(qū)間的福利以及外來(lái)居民和本地居民的福利產(chǎn)生極大的影響，犯罪作為福利的一種衡量必然也受到貿(mào)易自由化的影響。由于區(qū)位優(yōu)勢(shì)，貿(mào)易開(kāi)放程度在中國(guó)地區(qū)間存在差異，沿海地區(qū)的開(kāi)放程度要遠(yuǎn)大于內(nèi)陸地區(qū)，大城市集聚了更多非法獲利機(jī)會(huì)，犯罪潛在的收益更高（Glaeser&Sacerdote，1999）。[11]

（一）國(guó)內(nèi)要素市場(chǎng)扭曲導(dǎo)致貿(mào)易自由化推動(dòng)的城鎮(zhèn)化過(guò)程“量高質(zhì)低”，可能助推流動(dòng)人口犯罪活動(dòng)的增加

由于沿海地區(qū)存在開(kāi)放的先發(fā)優(yōu)勢(shì)，通過(guò)高工資水平和就業(yè)需求吸引勞動(dòng)力流入。農(nóng)村人口與外地人口的流入，會(huì)推高城市化進(jìn)程，然而由于戶籍制度的限制，貿(mào)易自由化引起的城市化是低質(zhì)量的城市化。大部分流動(dòng)人口，尤其是農(nóng)村人口進(jìn)入城市，但他們只是常住在城市而不是在地“市民化”，低質(zhì)量的城市化沒(méi)有為吸納大規(guī)模的外來(lái)人口做好準(zhǔn)備，在本地居民與外來(lái)人口中實(shí)行差別化的福利體系。大量的犯罪經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)表明城市化會(huì)導(dǎo)致犯罪率的提高，伴隨著大規(guī)模城市化而來(lái)的流動(dòng)人口是犯罪活動(dòng)增加的主要原因，歧視性的制度會(huì)使外來(lái)人口犯罪的預(yù)期收益增加，降低犯罪成本，助推犯罪率的提升。

城市化過(guò)程中流動(dòng)人口與犯罪聯(lián)系起來(lái)主要是流動(dòng)人口與當(dāng)?shù)鼐用衩媾R不同的勞動(dòng)力市場(chǎng)條件，普遍的觀點(diǎn)認(rèn)為，移民較當(dāng)?shù)鼐用駚?lái)說(shuō)面臨的勞動(dòng)力市場(chǎng)環(huán)境更加惡劣，他們的就業(yè)機(jī)會(huì)更少而工資水平更低（Borjas，1998）。[12]中國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)，尤其是加入WTO后，大量鄉(xiāng)村人口和農(nóng)業(yè)人口持續(xù)向城鎮(zhèn)部門(mén)和非農(nóng)部門(mén)遷移，內(nèi)陸地區(qū)人口持續(xù)向沿海發(fā)達(dá)地區(qū)遷移。這種人口的高流動(dòng)性和向大城市集聚性以及戶籍制度的限制，促使中國(guó)城市內(nèi)部出現(xiàn)了新的“二元分割”。勞動(dòng)力市場(chǎng)上存在的各種制度性歧視可以解釋流動(dòng)人口與當(dāng)?shù)鼐用窆べY差距的絕大部分（Meng&Zhang，2001）[13]，另外排除流動(dòng)人口在外的福利體系更加增大了當(dāng)?shù)鼐用衽c流動(dòng)人口之間的福利差距。根據(jù)Becker（1968）[14]的犯罪經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，流動(dòng)人口面臨的這種更差的勞動(dòng)力市場(chǎng)條件，降低了流動(dòng)人口犯罪的機(jī)會(huì)成本，流動(dòng)人口與當(dāng)?shù)鼐用耖g的收入差距的擴(kuò)大同時(shí)也提高了流動(dòng)人口的犯罪的預(yù)期收益。此外，流動(dòng)人口與當(dāng)?shù)鼐用窬哂胁煌纳鐣?huì)網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)，由于城市內(nèi)部二元結(jié)構(gòu)的存在，大部分為農(nóng)民工的流動(dòng)人口，一般生活聚集在“城中村”，流動(dòng)人口缺乏對(duì)當(dāng)?shù)爻鞘械恼J(rèn)同，這也不利于流動(dòng)人口社會(huì)融入，因此流動(dòng)人口往往具有內(nèi)向型社會(huì)網(wǎng)絡(luò)。內(nèi)向型的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)致使其流動(dòng)性具有自發(fā)性，往往依靠熟人介紹、老鄉(xiāng)幫帶等形式尋找工作機(jī)會(huì)，自發(fā)性產(chǎn)生的流動(dòng)過(guò)度集中于大城市，尤其是特大城市，使城市超負(fù)荷運(yùn)轉(zhuǎn)，“大城市病”日益顯著（辜勝阻等，2006）。[15]一方面封閉的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)不利于流動(dòng)人口獲得合法工作的信息而降低了他們的合法收入，這也可能增加他們的犯罪傾向;另一方面也意味著流動(dòng)人口面臨的社區(qū)監(jiān)督和控制也更為寬松，這也可能通過(guò)降低其犯罪行為被受害人或其他社區(qū)居民發(fā)現(xiàn)的概率及犯罪后受到的非正式社區(qū)懲罰等渠道增加其犯罪傾向（陳剛、李樹(shù)和陳屹立，2009）。[8]因此，流動(dòng)人口的增加會(huì)推高犯罪率。

另外，根據(jù)Merton（1938）[16]的犯罪的壓力理論，伴隨著中國(guó)改革開(kāi)放和城鎮(zhèn)化而來(lái)的大量農(nóng)村轉(zhuǎn)移人口和城市流動(dòng)人口，他們離開(kāi)熟悉的社會(huì)環(huán)境和生產(chǎn)方式，尤其對(duì)于農(nóng)民工他們離開(kāi)傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)社會(huì)，進(jìn)入現(xiàn)代社會(huì)和工業(yè)生產(chǎn)方式當(dāng)中，幾乎是在一夜之間經(jīng)歷了社會(huì)價(jià)值和準(zhǔn)則的巨大變動(dòng)，必然會(huì)遭遇劇烈的社會(huì)心理變化以及由此而來(lái)的精神壓力（張丹丹等，2015）。[17]尤其是流動(dòng)人口呈現(xiàn)出大城市集聚的特征，大城市貿(mào)易開(kāi)放程度更高，外來(lái)文化沖擊更劇烈，會(huì)對(duì)傳統(tǒng)的思想文化產(chǎn)生更激烈的沖擊，面臨的誘惑也更多，容易引發(fā)犯罪活動(dòng)的上升。流動(dòng)人口面臨著更多的誘惑以及與當(dāng)?shù)鼐用竦母＠町悾捎谧陨項(xiàng)l件的限制，在非正規(guī)部門(mén)就業(yè)面臨著不穩(wěn)定性與激烈的競(jìng)爭(zhēng)，更容易感到不公平，更容易產(chǎn)生自卑情緒，導(dǎo)致心理失衡。這種情況下，他們有可能利用非法途徑期望快速獲得更多的財(cái)富來(lái)維持自尊自信等。

（二）貿(mào)易自由化在驅(qū)動(dòng)人口遷移和集聚過(guò)程中，對(duì)集聚地本地人口帶來(lái)了較大壓力，可能導(dǎo)致本地居民犯罪率上升

除了考慮貿(mào)易自由化過(guò)程中人口大量流動(dòng)引起的外來(lái)人口犯罪增加的現(xiàn)象外，外來(lái)人口的增加還會(huì)對(duì)本地居民的福利狀況造成影響。首先，由于資源約束的限制，外來(lái)人口在城市的過(guò)度集聚，超過(guò)城市本身的承載能力，造成對(duì)本地居民生活空間的擠占。城市人口的快速增長(zhǎng)，對(duì)有限資源的競(jìng)爭(zhēng)會(huì)促使居民間競(jìng)爭(zhēng)加劇，可能會(huì)引起犯罪率的上升。此外，相關(guān)研究認(rèn)為城市外來(lái)勞動(dòng)力與本地勞動(dòng)力之間存在一定的相互替代關(guān)系。目前中國(guó)流動(dòng)人口中大多為低技能水平的非熟練勞動(dòng)力的流動(dòng)，外來(lái)非熟練勞動(dòng)力的沖擊會(huì)對(duì)本地低收入居民造成較大的沖擊，非熟練外來(lái)勞動(dòng)力的流入使得城市低收入群體的工資性相對(duì)收入下降，進(jìn)而拉大城市內(nèi)部收入差距（邵宜航等，2016）[18]。由于外來(lái)人口的競(jìng)爭(zhēng)，本地低收入群體的工資會(huì)下降，甚至?xí)顺鼍蜆I(yè)市場(chǎng)，部分低收入居民福利狀況惡化，降低了其犯罪成本，犯罪傾向也會(huì)相應(yīng)增加。最后，由于外來(lái)人口往往缺乏信息搜索、辨別和篩選的能力，易于“上鉤”;且流動(dòng)人口往往處在社會(huì)底層，與易犯罪人群相互接觸的頻率較高，處在復(fù)雜的環(huán)境中，犯罪分子易于得手和方便逃匿，給不法分子可乘之機(jī)，部分不法分子針對(duì)流動(dòng)人口的犯罪活動(dòng)也日益增加。相關(guān)統(tǒng)計(jì)表明，流動(dòng)人口面臨著流動(dòng)人口與常住人口的雙重夾擊，無(wú)論在侵財(cái)犯罪還是暴力犯罪中，流動(dòng)人口都是絕對(duì)的受害人（童敏，2013）。[19]

三、指標(biāo)與數(shù)據(jù)

（一）指標(biāo)構(gòu)建與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文計(jì)量模型中的被解釋變量是各省的刑事犯罪率。參照現(xiàn)有關(guān)于犯罪率方面的研究，本文采用“每萬(wàn)人中檢察機(jī)關(guān)批準(zhǔn)逮捕人數(shù)”來(lái)作為各省的犯罪率的衡量，并在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分匯報(bào)了使用“每萬(wàn)人中檢察機(jī)關(guān)決定起訴人數(shù)”作為被解釋變量的結(jié)果。檢察機(jī)關(guān)批準(zhǔn)逮捕人數(shù)、檢察機(jī)關(guān)決定起訴人數(shù)來(lái)源于相應(yīng)年份的《中國(guó)檢察年鑒》，個(gè)別缺失數(shù)據(jù)利用移動(dòng)平均法補(bǔ)齊;常住人口數(shù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的“國(guó)家數(shù)據(jù)”網(wǎng)站①①常住人口數(shù)據(jù)網(wǎng)址：http：//data.stats.gov.cn/easyquery.htm？cn=E0103 。

本文的核心解釋變量，地區(qū)貿(mào)易自由化指標(biāo)，借鑒Topalova（2007，2010）[20][21]，周申和何冰（2017）[22]的方法，利用產(chǎn)品層面的關(guān)稅數(shù)據(jù)計(jì)算我國(guó)細(xì)分行業(yè)的關(guān)稅稅率

②②根據(jù)眾多文獻(xiàn)的做法，不可貿(mào)易行業(yè)的關(guān)稅稅率按照零作處理。 ，由于不同的地區(qū)最初的行業(yè)分布具有異質(zhì)性，利用不同地區(qū)初始行業(yè)結(jié)構(gòu)作為權(quán)重計(jì)算地區(qū)層面的貿(mào)易保護(hù)程度指標(biāo)，地區(qū)貿(mào)易保護(hù)程度削減得越多表明該地區(qū)貿(mào)易自由化程度越深入。省級(jí)貿(mào)易保護(hù)程度測(cè)度公式如下式（1）：

tariffdt代表的是d省在t年的貿(mào)易保護(hù)程度，tariffjt代表行業(yè)j在t年的行業(yè)關(guān)稅，Workerdj2000代表d省j行業(yè)在加入WTO前一年的初始行業(yè)就業(yè)人數(shù)，Total Workerd2000代表d省在2000年的所有行業(yè)總就業(yè)人數(shù)（包括可貿(mào)易部門(mén)和不可貿(mào)易部門(mén)）。本文通過(guò)世界銀行的WITS數(shù)據(jù)庫(kù)獲得了中國(guó)HS8位碼的產(chǎn)品歷年進(jìn)口關(guān)稅數(shù)據(jù)。本文需要將HS8位碼的進(jìn)口關(guān)稅數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為GB/T2002二位碼行業(yè)數(shù)據(jù)。由于HS8位碼進(jìn)口關(guān)稅數(shù)據(jù)所基于的協(xié)調(diào)編碼版本不一致，首先，我們根據(jù)聯(lián)合國(guó)統(tǒng)計(jì)司提供的轉(zhuǎn)換表，將產(chǎn)品層面的進(jìn)口關(guān)稅數(shù)據(jù)統(tǒng)一轉(zhuǎn)換為HS2002版本。然后根據(jù)Upward et al.（2010）[23]提供的HS2002產(chǎn)品層面8位碼與GB/T2002行業(yè)轉(zhuǎn)換表，將產(chǎn)品層面的關(guān)稅數(shù)據(jù)運(yùn)用算數(shù)平均計(jì)算兩位碼細(xì)分行業(yè)關(guān)稅。各地區(qū)面臨相同的行業(yè)關(guān)稅水平，不具有異質(zhì)性，但是由于地區(qū)所具有的行業(yè)結(jié)構(gòu)存在異質(zhì)性，以地區(qū)行業(yè)結(jié)構(gòu)作為全國(guó)層面行業(yè)關(guān)稅的權(quán)重計(jì)算地區(qū)層面的關(guān)稅保護(hù)水平，即地區(qū)貿(mào)易保護(hù)程度。這里的行業(yè)結(jié)構(gòu)用地區(qū)的行業(yè)就業(yè)來(lái)表示，本文選取《中國(guó)第二次基本單位普查資料匯編》提供的各省行業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算，該資料提供的是2001年的各省各行業(yè)的就業(yè)數(shù)據(jù)。考慮到一個(gè)省份連續(xù)的兩年內(nèi)，行業(yè)層面的勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生大幅度改變的可能性較小，本文用2001年的就業(yè)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)來(lái)代替2000年的就業(yè)結(jié)構(gòu)。

關(guān)于本文使用的貿(mào)易指標(biāo)。由于中國(guó)加入WTO，需要按照相關(guān)的標(biāo)準(zhǔn)削減關(guān)稅、非關(guān)稅壁壘，關(guān)稅的變動(dòng)是外生的，且全國(guó)層面的行業(yè)關(guān)稅不受地區(qū)指標(biāo)的影響，但tariffdt的計(jì)算方法意味著對(duì)非貿(mào)易部門(mén)人口比重十分敏感，可能有與貿(mào)易自由化無(wú)關(guān)的因素影響地區(qū)犯罪率的混淆結(jié)果（曾國(guó)彪和姜凌，2014）[24]，tariffdt可能是內(nèi)生變量。因此，利用可貿(mào)易行業(yè)作為權(quán)重計(jì)算的地區(qū)關(guān)稅保護(hù)水平Trtariffdt作為tariffdt的工具變量，考慮到初始關(guān)稅水平越高，加入WTO后下降幅度越大，同時(shí)也用地區(qū)初始關(guān)稅水平tariffd2000與加入WTO后的時(shí)間虛擬變量的交互項(xiàng)作為工具變量。

本文在研究時(shí)考慮人口流動(dòng)因素可能作為貿(mào)易自由化影響犯罪率的中間機(jī)制，因此構(gòu)建以下中間機(jī)制變量：人口流動(dòng)指標(biāo)，分別用外來(lái)人口比重、暫住人口比重衡量人口流動(dòng)情況。其中外來(lái)人口比重=（暫住人口數(shù)+遷入人口數(shù)）/常住人口，暫住人口比重=暫住人口數(shù)/常住人口。在研究人口流動(dòng)作為中間機(jī)制影響犯罪率時(shí)，我們還引入戶籍人口遷入率、遷出率等指標(biāo)考察戶籍人口流動(dòng)的影響，人口流動(dòng)指標(biāo)數(shù)據(jù)來(lái)自于歷年《全國(guó)分縣市人口統(tǒng)計(jì)資料》、《全國(guó)暫住人口資料匯編》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

本文實(shí)證除以上變量外，基于已有犯罪率相關(guān)文獻(xiàn)還引入影響犯罪率的其他控制變量：城鄉(xiāng)收入差距、15—64歲人口比重、性別比、教育水平①①本文以6歲及6歲以上人口的平均受教育年限來(lái)度量教育水平，本文把小學(xué)、初中、高中和大專(zhuān)及以上的受教育年限分別記為6年、9年、12年和16年，則各省教育水平的計(jì)算公式為：H=6PRI+9MID+12HIG+16JUN。其中，PRI為受小學(xué)教育程度的人口占比，MID為受初中教育程度的人口占比，HIG為受高中教育程度的人口占比，JUN為受大專(zhuān)及以上教育程度的人口占比，數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》 。 和人均福利支出。數(shù)據(jù)分別來(lái)自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（二）統(tǒng)計(jì)性描述

圖2顯示中國(guó)大陸地區(qū)31個(gè)?。ㄊ?、自治區(qū)）分別在2000年、2006年、2009年和2011年面臨的關(guān)稅保護(hù)水平，由圖2可以看出各?。ㄊ?、自治區(qū)）面臨的關(guān)稅保護(hù)水平具有差異性。加入WTO后，相對(duì)加入WTO前的2000年各省、市的關(guān)稅保護(hù)程度在2006年有大幅度的削減，到2009年還有小幅度的削減，2011年各地區(qū)的關(guān)稅保護(hù)水平基本與2009年保持一致。由圖2可以發(fā)現(xiàn)加入WTO后，關(guān)稅削減到2011年基本達(dá)到穩(wěn)定的程度，這也是本文選擇2000—2011年面板數(shù)據(jù)做實(shí)證分析的原因。

由于西藏?cái)?shù)據(jù)的缺失，本文的實(shí)證利用30個(gè)?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的2000—2011年的面板數(shù)據(jù)。表1提供了后文實(shí)證分析中的相關(guān)變量的定義以及統(tǒng)計(jì)性描述。為了直觀起見(jiàn)，本文報(bào)告的描述性統(tǒng)計(jì)均未取對(duì)數(shù)。

四、貿(mào)易自由化與犯罪率的關(guān)系

（一）基準(zhǔn)回歸

為了檢驗(yàn)貿(mào)易自由化對(duì)犯罪率的影響，我們建立如下式（2）的計(jì)量模型：

關(guān)于估計(jì)方法，由于各?。ㄊ?、自治區(qū)）之間存在異質(zhì)性，且犯罪率也受時(shí)間趨勢(shì)的影響，本文的基準(zhǔn)回歸采用雙向固定效應(yīng)模型，地區(qū)效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)控制了不可觀測(cè)的制度和文化等因素對(duì)犯罪率的影響。為了結(jié)果的穩(wěn)健性，本文同時(shí)采取隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表2所示。從表2中第（1）列、第（2）列的回歸結(jié)果可以看出，當(dāng)分別采用固定效應(yīng)模型和雙向固定效應(yīng)模型控制住地區(qū)效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)后，關(guān)稅保護(hù)水平tariff的系數(shù)為負(fù)，且雙向固定效應(yīng)模型的系數(shù)相對(duì)于固定效應(yīng)模型變大，并在001的水平下顯著。這表明整體來(lái)說(shuō)，中國(guó)加入WTO后的貿(mào)易自由化對(duì)犯罪率的提升有推動(dòng)作用，且貿(mào)易自由化程度越深入的地區(qū)，犯罪率提升的程度越大。第（3）列隨機(jī)效應(yīng)模型①①Hausman檢驗(yàn)中，p=00060，拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型，選擇雙向固定效應(yīng)模型。 的估計(jì)結(jié)果的主要解釋變量系數(shù)的大小與顯著性與雙向固定效應(yīng)結(jié)果非常類(lèi)似，這也說(shuō)明本文得到結(jié)論的穩(wěn)健性。表2中同時(shí)展現(xiàn)了各控制變量的系數(shù)及其統(tǒng)計(jì)顯著性，第（2）、（3）列結(jié)果顯示收入差距、性別比、15—65歲人口比重、省級(jí)平均受教育水平以及人均福利支出對(duì)犯罪率的影響非常有限。

（二）工具變量法

由于地區(qū)關(guān)稅保護(hù)程度指標(biāo)的計(jì)算方法，地區(qū)貿(mào)易自由化程度會(huì)受到非貿(mào)易部門(mén)的影響較大，如果地區(qū)非貿(mào)易部門(mén)比重較大則會(huì)對(duì)地區(qū)貿(mào)易自由化程度的度量產(chǎn)生較大的偏差，可能會(huì)產(chǎn)生與貿(mào)易自由化無(wú)關(guān)的因素影響犯罪率的混淆結(jié)果。因此為了解決這種測(cè)量性誤差，我們利用各地區(qū)可貿(mào)易部門(mén)細(xì)分行業(yè)結(jié)構(gòu)作為細(xì)分行業(yè)關(guān)稅的權(quán)重構(gòu)建指標(biāo)Trtariff，作為tariff的工具變量。同時(shí)，我們知道加入WTO后，地區(qū)關(guān)稅保護(hù)水平受到初始地區(qū)關(guān)稅保護(hù)水平的影響，鑒于中國(guó)加入WTO的時(shí)點(diǎn)為2001年12月，因此，利用時(shí)間虛擬變量post與2000年初始關(guān)稅保護(hù)水平的交互項(xiàng)作為tariff的工具變量。其中post為虛擬變量，若年份在2002年及以后記為1，反之記為0。

鑒于中國(guó)加入WTO后，在2000—2006年間關(guān)稅、非關(guān)稅壁壘經(jīng)歷大規(guī)模的削減，到2011年關(guān)稅削減基本結(jié)束。因此本文分別對(duì)2000—2006年的面板數(shù)據(jù)和2000—2011年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，探究不同時(shí)期貿(mào)易自由化對(duì)犯罪率的影響，回歸結(jié)果如表3所示。表3中工具變量法回歸結(jié)果顯示，第（1）列、第（2）列回歸結(jié)果均通過(guò)弱工具變量檢驗(yàn)和過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)。地區(qū)貿(mào)易保護(hù)程度的系數(shù)無(wú)論是對(duì)于2000—2006年的面板數(shù)據(jù)還是2000—2011年的面板數(shù)據(jù)，回歸結(jié)果均為負(fù)且在1%的水平下顯著，這表明在考慮到內(nèi)生性和測(cè)量誤差的情況下，本文的回歸結(jié)果仍然穩(wěn)健。這表明貿(mào)易自由化對(duì)犯罪率具有顯著的推動(dòng)作用，且貿(mào)易自由化越深入的地區(qū)，犯罪率的提升越大。通過(guò)對(duì)比第（1）列和第（2）列回歸系數(shù)的絕對(duì)值，可以發(fā)現(xiàn)，第（2）列系數(shù)絕對(duì)值要大于第（1）列系數(shù)的絕對(duì)值，這說(shuō)明貿(mào)易自由化對(duì)犯罪率的正向影響不僅發(fā)生在2000—2006年間，而且一直持續(xù)到2011年。

五、貿(mào)易自由化影響犯罪的潛在人口流動(dòng)機(jī)制檢驗(yàn)

（一）貿(mào)易自由化與人口流動(dòng)

為了檢驗(yàn)貿(mào)易自由化與人口流動(dòng)之間的關(guān)系，我們建立如下計(jì)量模型（3）：

其中l(wèi)nYdt分別代入外來(lái)人口比重的對(duì)數(shù)、暫住人口比重的對(duì)數(shù)、戶籍人口遷入率的對(duì)數(shù)、戶籍人口遷出率的對(duì)數(shù)，其他設(shè)置與（2）式相同。

表4回歸結(jié)果顯示了貿(mào)易自由化與人口流動(dòng)情況的關(guān)系，檢驗(yàn)了貿(mào)易自由化對(duì)中國(guó)人口流動(dòng)的作用。表4中的第（1）和（2）列為雙向固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，第（3）和第（4）列為工具變量法的回歸結(jié)果，實(shí)證結(jié)果顯示，無(wú)論是利用外來(lái)人口還是暫住人口衡量的人口流動(dòng)情況均顯示，貿(mào)易自由化提升了人口流動(dòng)比率，貿(mào)易自由化程度越深入的地區(qū)，流動(dòng)人口比重越大。由文中圖1中國(guó)貿(mào)易自由化進(jìn)程在沿海地區(qū)較為深入，表明沿海地區(qū)的貿(mào)易自由化進(jìn)程的深入是吸引外來(lái)人口的主要原因，這可能是由于個(gè)人的遷移選擇主要受工資水平和就業(yè)機(jī)會(huì)的影響。得益于開(kāi)放的“先發(fā)優(yōu)勢(shì)”，沿海地區(qū)較高的工資水平和就業(yè)需求吸引了大量的內(nèi)地勞動(dòng)力，提高了沿海地區(qū)流動(dòng)人口比率（郭東杰、王曉慶，2013）。[7]

表5回歸結(jié)果顯示了貿(mào)易自由化與戶籍人口流動(dòng)的關(guān)系，實(shí)證結(jié)果顯示，無(wú)論是對(duì)于戶籍人口流入還是戶籍人口的流出，貿(mào)易自由化并不影響戶籍人口的流動(dòng)。這可能是因?yàn)椋捎诖嬖谥鴳艏苤?，戶口指?biāo)長(zhǎng)期遵循“總量控制”的原則，沒(méi)有隨著外來(lái)人口規(guī)模的擴(kuò)大而成比例地增加，外來(lái)人口獲得當(dāng)?shù)貞艨诘母怕试絹?lái)越小（王同益，2016）。[10]貿(mào)易自由化進(jìn)程的推進(jìn)，由于戶籍制度的限制，并沒(méi)有影響戶籍人口的流動(dòng)，這也間接表明貿(mào)易自由化不是通過(guò)影響戶籍人口的流動(dòng)而影響犯罪率的變動(dòng)的。

（二）貿(mào)易自由化影響犯罪率的人口流動(dòng)中間機(jī)制檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證貿(mào)易自由化影響犯罪率的人口流動(dòng)潛在機(jī)制，我們建立如下計(jì)量模型式（4）：

式（4）中因變量是犯罪率的對(duì)數(shù)，為了檢驗(yàn)貿(mào)易自由化是否通過(guò)人口流動(dòng)來(lái)影響犯罪率，設(shè)置自變量EcoCondt分別代入外來(lái)人口比重的對(duì)數(shù)和暫住人口比重的對(duì)數(shù)，并引入貿(mào)易保護(hù)水平與相應(yīng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)條件交互項(xiàng)，來(lái)分析貿(mào)易自由化影響犯罪率的人口流動(dòng)流動(dòng)機(jī)制。控制變量與式（2）中相同，估計(jì)方法采用雙向固定效應(yīng)模型和工具變量法。

貿(mào)易自由化影響犯罪率的人口流動(dòng)機(jī)制檢驗(yàn)的回歸結(jié)果如表6所示。表6中第（1）和第（3）列是分別用外來(lái)人口比率和暫住人口比率衡量的人口流動(dòng)情況的雙向固定效應(yīng)回歸結(jié)果，第（2）列和第（4）列是相應(yīng)的工具變量法的回歸結(jié)果，我們主要關(guān)注工具變量法的回歸結(jié)果。實(shí)證結(jié)果表明，無(wú)論是以外來(lái)人口還是暫住人口衡量的流動(dòng)人口比率都顯示流動(dòng)人口比重的提升會(huì)推升犯罪率水平。產(chǎn)生這種結(jié)果的原因是由于戶籍制度的限制，城市內(nèi)部的“二元結(jié)構(gòu)”促使流動(dòng)人口相較于本地居民無(wú)論是在收入還是福利待遇上都具有顯著的差異，心理上和待遇上的差別導(dǎo)致流動(dòng)人口進(jìn)而提升了犯罪率水平。對(duì)比表6中第（2）和第（4）列與表3中第（2）列的主要解釋變量地區(qū)貿(mào)易保護(hù)程度的系數(shù)與顯著性，在控制了人口流動(dòng)因素后，地區(qū)貿(mào)易保護(hù)程度的系數(shù)絕對(duì)值變小，顯著性水平也下降。結(jié)合表4的回歸結(jié)果，這表明貿(mào)易自由化確實(shí)通過(guò)推動(dòng)人口流動(dòng)推升了我國(guó)犯罪率水平。一方面貿(mào)易自由化程度越深入的地區(qū)吸引更多的人口流動(dòng)，而由于我國(guó)戶籍制度的限制，大部分流動(dòng)人口面臨惡劣的工作與生活條件，社會(huì)保障缺失，流動(dòng)人口更加脆弱，從而提高犯罪傾向;另一方面，中國(guó)加入WTO后，貿(mào)易自由化進(jìn)程的加快，吸納了更多的流動(dòng)人口進(jìn)入沿海開(kāi)放地區(qū)，進(jìn)一步加強(qiáng)了流動(dòng)人口向沿海地區(qū)集聚的效應(yīng)，但開(kāi)放地區(qū)并未做好相應(yīng)的準(zhǔn)備，城市人口的快速增長(zhǎng)伴隨的是低質(zhì)量的城市化和制度的缺失并超過(guò)大城市的承載力，更多的人口為了有限的資源進(jìn)行競(jìng)爭(zhēng)，從而推升犯罪率。進(jìn)一步觀察交互項(xiàng)的系數(shù)，無(wú)論何種方式衡量的人口流動(dòng)與地區(qū)貿(mào)易保護(hù)程度的交互項(xiàng)的系數(shù)均為負(fù)，且在1%的水平下顯著，這表明存在人口流動(dòng)影響貿(mào)易自由化與犯罪率關(guān)系的調(diào)節(jié)機(jī)制，在流動(dòng)人口規(guī)模更大的地區(qū)，貿(mào)易自由化推升犯罪率的程度更高，這也進(jìn)一步表明貿(mào)易自由化與人口流動(dòng)影響犯罪率的交互機(jī)制的存在。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到直轄市與少數(shù)民族自治區(qū)地區(qū)的特殊性，本文采取排除直轄市、少數(shù)民族地區(qū)對(duì)基準(zhǔn)回歸進(jìn)行重新檢驗(yàn)，另外，用萬(wàn)人起訴率代替逮捕率作為犯罪率的衡量重新進(jìn)行穩(wěn)健性回歸?；貧w結(jié)果如下表7所示。表7中第（1）、（2）列為排除直轄市與少數(shù)民族自治區(qū)地區(qū)的實(shí)證回歸結(jié)果，表7中第（3）、（4）列為用起訴率衡量的犯罪率的回歸結(jié)果，兩種穩(wěn)健性檢驗(yàn)的實(shí)證結(jié)果均表明貿(mào)易自由化提升了犯罪率水平，且貿(mào)易自由化程度越深入的地區(qū)，犯罪率提升程度越大這一結(jié)論的穩(wěn)健性。

六、結(jié)論與政策建議

本文利用中國(guó)加入WTO這一特殊事件形成的外生沖擊，研究貿(mào)易自由化對(duì)犯罪率的影響，并且探究貿(mào)易自由化是否通過(guò)影響城市化過(guò)程中的人口流動(dòng)進(jìn)而影響犯罪率這一機(jī)制。借助中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，利用固定效應(yīng)模型和工具變量法進(jìn)行實(shí)證分析。本文得出以下結(jié)論：貿(mào)易自由化進(jìn)程的深入推升了犯罪率，且貿(mào)易自由化對(duì)犯罪率的這種正向作用具有地區(qū)效應(yīng)，即貿(mào)易自由化程度越深入的地區(qū)，犯罪率的提升越大;貿(mào)易自由化對(duì)犯罪的這種正向效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)會(huì)通過(guò)城市化過(guò)程中人口流動(dòng)這一中間機(jī)制進(jìn)行影響，沿海地區(qū)貿(mào)易自由化程度較高，因此吸納更多的外來(lái)人口，外來(lái)人口的集聚以及戶籍制度的限制都是推升犯罪率的原因。

對(duì)外開(kāi)放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有拉動(dòng)作用，但犯罪率的攀升也是發(fā)展過(guò)程中付出的社會(huì)成本，因此，要處理好對(duì)外開(kāi)放、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與社會(huì)和諧之間的關(guān)系，根據(jù)本文的結(jié)論，我們提出以下幾方面的政策建議：首先，中、西部地區(qū)具有相對(duì)充裕的勞動(dòng)力，人口凈流出省份也主要集中在中西部地區(qū)，打破貿(mào)易自由化地區(qū)發(fā)展程度不均的局面，借助“一帶一路”的契機(jī)，積極推進(jìn)“離土不離鄉(xiāng)”的勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移政策，發(fā)展中西部地區(qū)對(duì)外貿(mào)易既能吸引流出人口回流、又能吸引農(nóng)村剩余勞動(dòng)力，對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也具有正向的作用;其次，積極推進(jìn)戶籍制度改革，健全農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口落戶制度，有序推進(jìn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化，保障以農(nóng)民工為主體的流動(dòng)人口享有與當(dāng)?shù)鼐用裣嗤母＠w系;再次，打破城鎮(zhèn)化發(fā)展不平衡的局面，加快新型城市化建設(shè)，培育發(fā)展中西部地區(qū)城市群，著力發(fā)展小城市，提高城市化質(zhì)量。最后，增強(qiáng)和完善我國(guó)公民的誠(chéng)信記錄體系并實(shí)現(xiàn)全國(guó)范圍內(nèi)的共享，對(duì)流動(dòng)人口中易于犯罪的個(gè)體勞動(dòng)者加強(qiáng)教育、監(jiān)督和全方位犯罪預(yù)防。

參考文獻(xiàn)：

[1]章元，劉時(shí)菁，劉亮.城鄉(xiāng)收入差距、民工失業(yè)與中國(guó)犯罪率的上升[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011（2）：59-72.

[2]Dix-Carneiro R，Soares R R，Ulyssea G.Economic Shocks and Crime：Evidence from the Brazilian Trade Liberalization[J].American Economic Journal：Applied Economics，2018，10（4）：158-95.

[3]Iyer L，Topalova P B.Poverty and Crime：Evidence from Rainfall and Trade Shocks in India[R].Business Scho- ol BGIE Unit Working Paper No.14-067.

[4]謝旻荻，賈文.經(jīng)濟(jì)因素對(duì)犯罪率影響的實(shí)證研究[J].中國(guó)人民公安大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2006（1）：114-120.

[5]陳屹立.中國(guó)犯罪率的實(shí)證研究[D].山東大學(xué)，2008.

[6]易苗，周申.經(jīng)濟(jì)開(kāi)放對(duì)國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力流動(dòng)影響的新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)解析[J].現(xiàn)代財(cái)經(jīng)（天津財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)），2011（3）：6-14.

[7]郭東杰，王曉慶.經(jīng)濟(jì)開(kāi)放與人口流動(dòng)及城鎮(zhèn)化發(fā)展研究[J].中國(guó)人口科學(xué)，2013（5）：78-86，127.

[8]陳剛，李樹(shù)，陳屹立.人口流動(dòng)對(duì)犯罪率的影響研究[J].中國(guó)人口科學(xué)，2009（4）：52-61，111-112.

[9]程建新，劉軍強(qiáng)，王軍.人口流動(dòng)、居住模式與地區(qū)間犯罪率差異[J].社會(huì)學(xué)研究，2016（3）：218-241，246

[10]王同益.外來(lái)人口、戶籍制度與刑事犯罪[J].人口研究，2016（2）：63-74.

[11]Glaeser E L，Sacerdote B.Why is there More Crime in Cities？[J].Journal of Political Economy，1999，107（S6）：S225-S258.

[12]Borjas G J.The Economic Progress of Immigrants[R].NBER Working Paper No.6506.

[13]Meng X，Zhang J.The Two-Tier Labor Market in Urban China：Occupational Segregation and Wage Differentials between Urban Residents and Rural Migrants in Shanghai[J].Journal of Comparative Economics，2001，29（3）：485-504.

[14]Becker G S.Crime and Punishment：An Economic Approach[J].Journal of Political Economy，1968，76（2）：169-217.

[15]辜勝阻，易善策，鄭凌云.基于農(nóng)民工特征的工業(yè)化與城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展研究[J].人口研究，2006（5）：1-8.

[16]Merton R K.Social Structure and Anomie[J].American Sociological Review，1938，3（5）：672-682.

[17]張丹丹，王也，Xin Meng，Lisa Cameron.農(nóng)民工犯罪類(lèi)別的決定因素——基于監(jiān)獄調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2015（1）：83-112.

[18]邵宜航，汪宇娟，劉雅南.勞動(dòng)力流動(dòng)與收入差距演變：基于我國(guó)城市的理論與實(shí)證[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2016（1）：33-41.

[19]童敏.流動(dòng)人口刑事被害人及被害預(yù)防[J].犯罪研究，2013（3）：48-54.

[20]Topalova P.Trade Liberalization，Poverty and Inequality：Evidence from Indian districts[M].Globalization and Poverty.University of Chicago Press，2007：291-336.

[21]Topalova P.Factor Immobility and Regional Impacts of Trade Liberalization：Evidence on Poverty from India [J].American Economic Journal：Applied Economics，2010，2（4）：1-41.

[22]周申，何冰.貿(mào)易自由化對(duì)中國(guó)非正規(guī)就業(yè)的地區(qū)效應(yīng)及動(dòng)態(tài)影響——基于微觀數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2017（11）：13-24.

[23]Upward R，Wang Z，Zheng J.Weighing Chinas Export Basket：The Domestic Content and Technology Inten- Sity of Chinese Exports[J].Journal of Comparative Economics，2013，41（2）：527-543.

[24]曾國(guó)彪，姜凌.貿(mào)易開(kāi)放、地區(qū)收入差距與貧困：基于CHNS數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2014（3）：72-85.