收入分配結(jié)構(gòu)對產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的影響

收入分配結(jié)構(gòu)對產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的影響

[摘要]本文通過現(xiàn)代計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究方法，對中國收入不平等與中國東盟產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，探索二者之間的因果關(guān)系。檢驗的結(jié)果顯示，以基尼系數(shù)表示的中國收入差距的擴(kuò)大與以產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)測度的中國東盟產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，收入差距的擴(kuò)大在一定程度上促進(jìn)了中國東盟產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的增長。

[關(guān)鍵詞]收入分配結(jié)構(gòu)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易影響

一、問題的提出

當(dāng)前，隨著中國與東盟的區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的推進(jìn)，中國與東盟之間的貿(mào)易結(jié)構(gòu)正在發(fā)生著變化，從基于要素稟賦差異的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易走向基于規(guī)模經(jīng)濟(jì)和差別產(chǎn)品的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易，且貿(mào)易產(chǎn)品的范圍不斷擴(kuò)大，正在形成互補(bǔ)性分工，中國與東盟的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易得到迅猛發(fā)展。測度產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易程度的一個重要指標(biāo)是產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)，已經(jīng)對中國與東盟產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)進(jìn)行了系統(tǒng)測算的有學(xué)者王絹(2004）;戴楓、耿利敏、孫文遠(yuǎn)(2005）;張重、胡彥(2006）等，雖然各自測算的指數(shù)略有出入，但反映的趨勢高度一致?？傮w變化為從1993年的約40%到2003年接近70%呈現(xiàn)穩(wěn)定的上升趨勢，其中1994年，1997年及2001年有所小幅回落，2000年為十年來的最高值，在張重和胡彥的測算中，該年的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易系數(shù)高達(dá)%。

在分析促進(jìn)中國與東盟產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的因素時，人均國民收入一直被當(dāng)作是重要原因之一。然而，人均國民收入往往與一國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)意義上的國家規(guī)模密切相關(guān)。要把收入水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段對產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的影響區(qū)別開，分別加以計量往往是比較困難的，而分析收入結(jié)構(gòu)對產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的影響是區(qū)別這種情況的方法之一。事實(shí)上，人均國民收入的分配方式與產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易有著密切的聯(lián)系，在國民收入基本相同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的國家，其人均收入水平分配越均勻，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易規(guī)?？赡芫驮酱?。這是因為，均勻的收入分配容易導(dǎo)致相同或相似的需求模式和消費(fèi)偏好，從而為產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易發(fā)展奠定了物質(zhì)基礎(chǔ)和市場條件。對此西方學(xué)者如林德(1962）、巴拉薩(1986）、庫萊姆和蘭德伯格和中國東盟產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)作為分析樣本?；嵯禂?shù)以周文興計算的基尼系數(shù)作為我們的分析依據(jù),后兩年來自管理資源網(wǎng)。中國與東盟的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)以張重和胡彥(2006)根據(jù)東盟秘書處數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)整理計算的數(shù)據(jù)為樣本。為了降低異方差和時間序列的波動性，在檢驗過程中，我們分別對G和I兩變量取自然對數(shù)，采用雙對數(shù)變換法來消除可能存在的異方差問題，而對變量取對數(shù)并不會改變相關(guān)序列的特征。以LNG和LNI代表取對數(shù)后的樣本值。平穩(wěn)性檢驗

宏觀經(jīng)濟(jì)中的大多數(shù)經(jīng)濟(jì)變量都具有明顯的趨勢特征，這些具有趨勢特征的經(jīng)濟(jì)變量受到?jīng)_擊時，一般會出現(xiàn)兩種情況:逐漸返回到原來的長期趨勢;方法檢驗兩時間序列的平穩(wěn)性。檢驗結(jié)果見表1。

在95%的置信水平下，LNG和LNI的ADF檢驗其ADF值分別為-和-，其絕對值均小于臨界值-的絕對值，沒有通過平穩(wěn)性檢驗。而對DLNG和DLNI的ADF檢驗，其ADF值分別為-和-，絕對值分別高于其5%當(dāng)然臨界值-和-的絕對值，所以DLNG和DLNI不存在單位根，是平穩(wěn)序列。因此LNG和LNI是一階單整序列，即LNG~I和LNI～I(xiàn)。

注：表中分別表示單位根檢驗方程帶有常數(shù)項，趨勢項和滯后階數(shù)協(xié)整關(guān)系檢驗

對非平穩(wěn)序列進(jìn)行回歸會產(chǎn)生偽回歸問題，但是如果兩個非平穩(wěn)序列之間存在協(xié)整關(guān)系，則這兩個非平穩(wěn)序列之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，從而可以有效地避免偽回歸問題。因此，下面我們對變量進(jìn)行協(xié)整檢驗。本文采用的是Johansen和Juselius(1990)提出的基于向量自回歸方法的協(xié)整系統(tǒng)檢驗，同時，根據(jù)無約束的VAR模型的殘差分析來確定VAR模型的最優(yōu)滯后期。在EViews5中，使用“LagLengthCriteria”功能對VAR模型的滯后期進(jìn)行檢驗，得到的5個評價系統(tǒng)計量的值中，有4個認(rèn)為應(yīng)該建立VAR模型，因此建立VAR模型。估計結(jié)果得到的兩個可決系數(shù)分別達(dá)到和，說明擬合程度較好。然后以VAR的結(jié)果為基礎(chǔ)，采用Johanson提出的跡統(tǒng)計量檢驗方法進(jìn)行檢驗。檢驗結(jié)果說明LNG和LNI之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，如表2所示。以rk表示協(xié)整關(guān)系的個數(shù)，當(dāng)確定95%和99%的置信水平時，跡統(tǒng)計量為分別大于臨界值和，所以拒絕原假設(shè)rk(A)=0，即LNG和LNI之間存在協(xié)整關(guān)系；而跡統(tǒng)計量分別小于臨界值和，所以接受原假設(shè)rk(A)≤1，就是說LNG和LNI之間只存在一個協(xié)整關(guān)系。

格蘭杰因果關(guān)系檢驗

格蘭杰因果關(guān)系檢驗法是美國加州大學(xué)著名計量經(jīng)濟(jì)學(xué)家Granger于1969年提出，后又經(jīng)Hendry、Richard等人的發(fā)展完善的一種檢驗方法。該方法的含義是：如果兩個經(jīng)濟(jì)變量X、Y在包含過去信息的條件下對Y的預(yù)測效果要好于由于Y的過去信息對Y的預(yù)測，即變量X有助于變量Y的預(yù)測精度的改善，則稱X對Y存在格蘭杰因果關(guān)系。

根據(jù)理論分析，下面檢驗變量之間的關(guān)系，滯后期分別取1—3，檢驗結(jié)果見表3。

注:本表中的概率是零假設(shè)成立的概率。

由表3可以看出，當(dāng)確定99%的置信水平時，滯后期為1和3時，LNG和LNI之間不存在因果關(guān)系，滯后期為2時，LNG為LNI的Granger原因，確定95%的置信水平時，滯后期為1時，LNG和LNI之間不存在因果關(guān)系，而滯后期為2和3時，LNG是LNI的Granger原因，也就是說，收入不平等是產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易變化的原因之一。且收入不平等對產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的影響有一定滯后，收入不平等對當(dāng)期的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的影響并不明顯，對下一期的影響達(dá)到最大，而后的影響依次變小，這也符合一般的經(jīng)濟(jì)邏輯。

三、結(jié)束語

從上述的經(jīng)濟(jì)計量檢驗結(jié)果可見，以基尼系數(shù)表示的中國收入差距的擴(kuò)大與以產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)表示的中國東盟產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易增長之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。并且在不同的滯后期及置信水平下，LNG是LNI的Granger原因。這說明中國的收入不平等在一定程度上促進(jìn)了中國東盟的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的增長。因此，我們在分析中國人均GDP的提高促進(jìn)了中國東盟產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的同時，也應(yīng)該注意到，收入不平等在促進(jìn)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的過程中也發(fā)揮了重要作用，而不應(yīng)該讓這種作用被其他因素掩蓋。中國收入不平等之所以促進(jìn)中國東盟產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易，可以從中國東盟產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的地域分布，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況等特點(diǎn)找到原因。

中國與東盟的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易主要集中在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高東盟五國，中國與該五國的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易占了中國與東盟產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的80%以上。而與越南、老撾、緬甸、文萊、柬埔寨的貿(mào)易則份額較少。從中國內(nèi)部地區(qū)來看，廣東、浙江等沿海經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)與東盟的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易發(fā)達(dá)，而內(nèi)地相當(dāng)有限。可以說中國與東盟的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易主要集中在東盟經(jīng)濟(jì)相對發(fā)達(dá)國家和中國經(jīng)濟(jì)相對發(fā)達(dá)地區(qū)。從產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的商品結(jié)構(gòu)來看，工業(yè)制成品在產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易中所占的比重呈遞增狀態(tài)，而初級產(chǎn)品的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易所占比重呈不斷下降的趨勢。1993年以來，資本或技術(shù)密集型產(chǎn)品的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易比重呈逐步增長趨勢，機(jī)電設(shè)備及零部件、光學(xué)儀器、精密儀器、樂器類、化工制品、交通設(shè)備類產(chǎn)品等逐漸發(fā)展為以產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易為主，產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易的比重不斷下降，造成這種現(xiàn)象的重要原因正是收入不平等形成的一個比較高的收入階層與其較高收入水平之貿(mào)易伙伴國的相似需求模式和消費(fèi)偏好所致。

本文注意到了我國收入不平等在一定程度上促進(jìn)了我國與東盟的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易，但這也正是我國對外產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的問題所在。產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易發(fā)展不平衡是我國產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的重要不足之處，首先表現(xiàn)在地區(qū)分布不平衡，其次為行業(yè)發(fā)展不平衡，這表明雖然我國已經(jīng)加入WTO，并不斷地推進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化，但還有很多欠發(fā)達(dá)地區(qū)和欠發(fā)達(dá)產(chǎn)業(yè)在世界市場上缺乏競爭力，未能充分地參與到經(jīng)濟(jì)全球化和一體化的格局中來?？上驳氖墙陙韲掖罅ν度胛鞑看箝_發(fā)，加強(qiáng)東北老基地建設(shè)，十六大也提出了實(shí)現(xiàn)“以共同富裕為目標(biāo)，擴(kuò)大中等收入者比重，提高低收入者收入水平”的要求，這將有利于更廣泛的區(qū)域，產(chǎn)業(yè)和消費(fèi)群體參與到產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易中來，從而促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)