收入分配结构对产业内贸易的影响(1)论文

【论文摘要】 本文通过现代计量经济学的研究方法，对中国收入不平等与中国东盟产业内贸易的关系进行了实证分析，探索二者之间的因果关系。检验的结果显示，以基尼系数表示的中国收入差距的扩大与以产业内贸易指数测度的中国东盟产业内贸易之间存在着长期稳定的关系，收入差距的扩大在一定程度上促进了中国东盟产业内贸易的增长。

【论文关键词】 收♋入分配结构 产业内贸易 影响

一、问题的提出 当前，随着中国与东盟的区域经济一体化的推进，中国与东盟之间的贸易结构正在发生着变化，从基于要素禀赋差异的传统产业间贸易走向基于规模经济和差别产品的产业内贸易，且贸易产品的范围不断扩大，正在形成互补性分工，中国与东盟的产业内贸易得到迅猛发展。测度产业内贸易程度的一个重要指标是产业内贸易指数，已经对中国与东盟产业内贸易指数进行了系统测算的有学者王绢等的研究都已经给予了充分证明。在国民收入水平不同的国家，情况想反，往往收入的不平等分配更有利于产业内贸易的发展。

这是因为，收入分配不平等更容易在收入水平较低的国家形成一个高收入阶层，而这种高收入阶层所具有的与其较高收入水平之贸易伙伴国的相似需求模式和消费偏好，不仅有利于促进高收入水平国家产业向低收入国家流动，同时也促进了低收入国家生产与高收入国相似的产品，进而促进相互间产业贸易的发展。 20世纪80年代以来，中国人均GDP迅速增长，但同时收入分配差距也在日益扩大，世界银行近年发布的一份题为《共享不断提高的收入》的报告中指出，中国在20世纪80年代初期统计贫富差距的基尼系数为0.288，1995年是0.388，到90年代末21世纪初为0.458，已经突破了国际警戒线0.4的水平。

总人口中20%的最低收入人口占收入的份额仅为4.7%，而总人口中20%的最高收入人口占总收入的份额高达50%，突出表现在城乡居民收入差距进一步拉大、东中西部地区居民收入差距过大、高低收入群体差距悬殊等方面。那么中国这种收入分配结构是否对中国对外产业内贸易产生影响，以及产生什么样的影响，国内现有研究较少涉及到该问题，回答好这个问题对加强我国产业内贸易的理论、促进我国外贸事业的发展和建设和谐社会主义都具有重要意义。

下面在实证研究的基础上对此进行初步探析，希望从中得到一些有意的启示。

二、实证研究 1.样本选取 本文的实证研究以我国基尼系数（测度贫富差距）和中国东盟产业内贸易指数作为分析样本。基尼系数（G）以周文兴（2004）计算的基尼系数作为我们的分析依据，后两年来自管理资源网www.earm.cn。

中国与东盟的产业内贸易指数以张重和胡彦根据东盟秘书处数据库数据整理计算的数据为样本。为了降低异方差和时间序列的波动性，在检验过程中，我们分别对G和I两变量取自然对数，采用双对数变换法来消除可能存在的异方差问题，而对变量取对数并不会改变相关序列的特征。

以LNG和LNI代表取对数后的样本值。 2.平稳性检验 宏观经济中的大多数经济变量都具有明显的趋势特征，这些具有趋势特征的经济变量受到冲击时，一般会出现两种情况:

（1）逐渐返回到原来的长期趋势;（

2)呈现出随机游走的状态。在第二种情况下，运用最小二乘法时，高斯—马尔科夫定理就不再成立，所以回归分析可能导致虚假结果ฑ，从而产生伪回归，因为此时随机游的方差不是有限方差，OLS估计量是超一致估计量。

所以，在进行协整检验和格兰杰因果检验之前，应首先考虑两组数据的平稳性。 本文利用单位根检验来确定LNG与LNI的平稳性，具体采取ADF（The Augmented Dickey Fuller Test）方法检验两时间序列的平稳性。

检验结果见表1。 在95%的置信水平下，LNG和LNI的ADF检验其ADF值分别为-2.0931和-2.5742，其绝对值均小于临界值-3.9271的绝对值，没有通过平稳性检验。

而对DLNG和DLNI的ADF检验，其ADF值分别为-4.2131和-3.4455，绝对值分别高于其5%当然临界值-3.2695和-1.9791的绝对值，所以DLNG和DLNI不存在单位根，是平稳序列。因此LNG和LNI是一阶单整序列，即LNG~I

（1）和LNI～I

（1）。 注：表中（c，t，i）分别表示单位根检验方程带有常数项，趋势项和滞后阶数 3.协整关系检验 对非平稳序列进行回归会产生伪回归问 シ题，但是如果两个非平稳序列之间存在协整关系，则这两个非平稳序列之间存在长期稳定关系，从而可以有效地避免伪回归问题。

因此，下面我们对变量进行协整检验。本文采用的是Johansen（1988）和Juselius提出的基于向量自回归（VAR）方法的协整系统检验，同时，根据无约束的VAR模型的残差分析来确定VAR模型的最优滞后期。在EViews5中，使用“Lag Length Criteria”功能对VAR模型的滞后期进行检验，得到的5个评价系统计量的值中，有4个认为应该建立VAR

บ（2）模型，因此建立VAR

（2）模型。估计结果得到的两个可决系数分别达到0.9795和0.9094，说明拟合程度较好。然后以VAR

（2）的结果为基础，采用Johanson提出的迹统计量检验方法进行检验。检验结果说明LNG和LNI之间存在长期稳定的关系，如表2所示。

以rk（A）表示协整关系的个数，当确定95%和99%的置信水平时，迹统计量为38.4945分别大于临界值15.41和20.04，所以拒绝原假设rk=0，即LNG和LNI之间存在协整关系；而迹统计量3.5717分别小于临界值3.67和6.65，所以接受原假设rk≤1，就是说LNG和LNI之间只存在一个协整关系。 4.格兰杰因果关系检验 格兰杰因果关系检验法（Granger Cansality Test）是美国加州大学著名计量经济学家Granger于1969年提出，后又经Hendry、Richard等人的发展完善的一种检验方法。

该方法的含义是：如果两个经济变量X、Y在包含过去信息的条件下对Y的预测效果要好于由于Y的过去信息对Y的预测，即变量X有助于变量Y的预测精度的改善，则称X对Y存在格兰杰因果关系。 根据理论分析，下面检验变量之间的关系，滞后期分别取1—3，检验结果见表3。

注:本表中的概率是零假设成立的概率。 由表3可以看出，当确定99%的置信水平时，滞后期为1和3时，LNG和LNI之间不存在因果关系，滞后期为2时，LNG为LNI的Granger原因，确定95%的置信水平时，滞后期为1时，LNG和LNI之间不存在因果关系，而滞后期为2和3时，LNG是LNI的Granger原因，也就是说，收入不平等是产业内贸易变化的原因之一。

且收入不平等对产业内贸易的影响有一定滞后，收入不平等对当期的产业内贸易的影响并不明显，对下一期的影响达到最大，而后的影响依次变小，这也符合一般的经济逻辑。

三、结束语 从上述的经济计量检验结果可见，以基尼系数表示的中国收入差距的扩大与以产业内贸易指数表示的中国东盟产业内贸易增长之间存在长期稳定的关系。并且在不同的滞后期及置信水平下，LNG是LNI的Granger原因。

这说明中国的收入不平等在一定程度上促进了中国东盟的产业内贸易的增长。因此，我们在分析中国人均GDP的提高促进了中国东盟产业内贸易的同时，也应该注意到，收入不平等在促进产业内贸易的过程中也发挥了重要作用，而不应该让这种作用被其他因素掩盖。

中国收入不平等之所以促进中国东盟产业内贸易，可以从中国东盟产业内贸易的地域分布，产业结构状况等特点找到原因。 中国与东盟的产业内贸易主要集中在经济发展水平较高东盟五国（新加坡、马来西亚、泰国、印度尼西亚、菲律宾），中国与该五国的产业内贸易占了中国与东盟产业内贸易的80%以上。

而与越南、老挝、缅甸、文莱、柬埔寨的贸易则份额较少。从中国内部地区来看，广东、浙江等沿海经济发达地区与东盟的产业内贸易发达，而内地相当有限。

可以说中国与东盟的产业内贸易主要集中在东盟经济相对发达国家和中国经济相对发达地区。从产业内贸易的商品结构来看，工业制成品在产业内贸易中所占的比重呈递增状态，而初级产品的产业内贸易所占比重呈不断下降的趋势。

1993年以来，资本或技术密集型产品的产业内贸易比重呈逐步增长趋势，机电设备及零部件、光学仪器、精密仪器、乐器类、化工制品、交通设备类产品等逐渐发展为以产业内贸易为主，产业间贸易的比重不断下降，造成这种现象的重要原因正是收入不平等形成的一个比较高的收入阶层与其较高收入水平之贸易伙伴国的相似需求模式和消费偏好所致。 本文注意到了我国收入不平等在一定程度上促进了我国与东盟的产业内贸易，但这也正是我国对外产业内贸易的问题所在。

产业内贸易发展不平衡是我国产业内贸易的重要不足之处，首先表现在地区分布不平衡，其次为行业发展不平衡，这表明虽然我国已经加入WTO，并不断地推进区域经济一体化，但还有很多欠发达地区和欠发❧达产业在世界市场上缺乏竞争力，未能充分地参与到经济全球化和一体化的格局中来。可喜的是近年来国家大力投入西部大开发，加强东北老基地建设，十六大也提出了实现“以共同富裕为目标，扩大中等收入者比重，提高低收入者收入水平”的要求，这将有利于更广泛的区域，产业和消费群体参与到产业内贸易中来，从而促进我国产业内分工，优化我国的出口商品结构，提升我国产业的国际竞争力，实现和谐社会的发展目标。

参考文献: 戴枫孙文远:中国与东盟产业内贸易探析[J].世界经济与政治论坛， 2005

王娟:中国东盟产业内贸易的趋势，动因与对策[J].世界经济研究， 2005

强永昌:产业内贸易理论:国际贸易最新理论[M].复旦大学出版社，2005