2015收入分配结构对产业内贸易的影响
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　[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。 　　[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(24）;戴枫、耿利敏、孙文远(25）;张重、胡彦(26）等，虽然各自测算的指数略有出入，但反映的趋势高度一致。总体变化为从1993年的约4%到23年接近7%呈现稳定的上升趋势，其中1994年，1997年及21年有所小幅回落，2年为十年来的最高值，在张重和胡彦的测算中，该年的产业内贸易系数高达74.6%。 　　在分析促进中国与东盟产业内贸易的因素时，人均国民收入一直被当作是重要原因之一。然而，人均国民收入往往与一国的经济发展水平、经济意义上的国家规模密切相关。要把收入水平与经济发展阶段对产业内贸易的影响区别开，分别加以计量往往是比较困难的，而分析收入结构对产业内贸易的影响是区别这种情况的方法之一。事实上，人均国民收入的分配方式与产业内贸易有着密切的联系，在国民收入基本相同的经济发展水平较高的国家，其人均收入水平分配越均匀，产业内贸易规模可能就越大。这是因为，均匀的收入分配容易导致相同或相似的需求模式和消费偏好，从而为产业内贸易发展奠定了物质基础和市场条件。对此西方学者如林德(1962）、巴拉萨(1986）、库莱姆和兰德伯格（1986)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。 　　2世纪8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2世纪8年代初期统计贫富差距的基尼系数为.288，1995年是.388，到9年代末21世纪初为.458，已经突破了国际警戒线.4的水平。总人口中2%的最低收入人口占收入的份额仅为4.7%，而总人口中2%的最高收入人口占总收入的份额高达5%，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（24）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。中国与东盟的产业内贸易指数以张重和胡彦(26)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(OLS)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，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-2.931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(199)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（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.9795和.994，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2.4，所以拒绝原假设rk(A)=，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(A)≤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。 转贴于 看准网
　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8%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: 　　[1]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， 25(5) 　　[2]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， 25(7) 　　[3]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，25 转贴于 看准网 """
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金融发展对出口商品贸易结构优化的实证分析
【摘要】：近年来，我国金融中介和金融市场发展迅速，银行体系中股份制商业银行竞争力不断增强，金融机构贷款总额从1994年的39976亿元增加到2011年的547947亿元，金融市场股票筹资额从1994年的326.78亿元增加到2011年的7506.22亿元，为企业发展提供了强有力的资本保障。同时我国的出口商品贸易结构也在不断优化，实现了出口以劳动密集型产品为主到以资本、技术密集型产品为主的转变。在此背景下有必要研究“金融发展是否会促进中国出口商品贸易结构的优化”这一课题。因此本文试图从研究金融发展对中国出口商品贸易结构的影响入手，细致考察金融中介与金融市场对中国出口商品贸易结构的差异化影响。
本文首先回顾了金融发展对出口商品贸易结构影响的文献，发现已有文献中很少用高新技术产品出口占所有商品出口的比重作为衡量出口商品贸易结构优化的指标。同时随着一系列促进高新技术产品出口措施的相继出台，我国高新技术产业快速发展，其出口量占所有商品出口总量的比重不断提高，优化了中国的出口商品贸易结构。另外，高新技术产品因其高附加值及高技术含量，受资本和技术影响较大，对金融发展的敏感度更高。因此，选取高新技术产品出口占所有商品出口的比重作为衡量出口商品贸易结构优化的指标来研究金融发展对出口商品贸易结构优化的影响显得更合理有效。
然后文章分别从金融发展的整体规模，金融中介、金融市场的发展情况来分析我国的金融发展现状，同时从分析高新技术产业近年来的发展情况来反应我国出口商品贸易结构的现状。在描绘金融资产总量、各项金融资产量、金融发展效率以及高新技术产品出口额占所有产品出口额比重每年的增长率时，发现金融资产总量与高新技术产品出口额占所有产品出口额比重有着趋同的走势，它们正在同步发展，并且趋于同一增长比率。这说明金融的发展在数量上与我国高新技术产品的比较优势可能存在着某种联系，从而可能会影响我国出口商品贸易结构的优化。
接着文章分析了金融发展通过资本积累、技术进步与政策导向三个传导机制来改善一国的资源禀赋结构，提高一国高新技术产业的比较优势，从而起到优化贸易结构的作用。
然后，本文分两部分实证检验金融发展对出口商品贸易结构优化的影响：第一部分利用年的时间序列数据进行协整分析，分析结果表明金融发展规模指标、金融中介效率指标、金融市场效率指标和出口商品贸易结构指标之间存在协整关系，即存在长期均衡的状态，并且具有明确的经济意义：从长期来看，金融发展规模指标、金融中介效率指标对出口商品贸易结构的优化有明显的促进作用，然而表示金融市场效率指标的股市发展对出口商品贸易结构优化却是副作用，这可能是由于中国的股市发展不是很完善，投机成分过大，从而使得资本市场的资金配置效用没有充分发挥等原因。分析结果也表明相对于金融发展的效率指标来讲，金融发展的规模指标的影响作用更为显著。这从侧面反映出我国的金融发展过程中存在的问题，金融发展总体规模态势良好，而金融中介和金融市场的效率有待进一步提高。
第二部分利用年的面板数据实证检验了中国金融发展对出口商品贸易结构的影响情况，在10%的显著性水平下，只有个别的省市实证结果比较显著，其他的省市自治区则结果不显著，究其原因，可能是东中西部的经济环境不一样，差别比较大所致，所以接下来将31个省市按照东中西部划分出来，分类进行实证分析。实证结果为：东部地区，中长期贷款所占比重对出口商品贸易结构的影响比较显著，而中长期贷款所占比重反映了各个省市地区的贷款期限结构，属于金融效率方面，也就是说东部沿海地区出口商品贸易结构对于金融效率的提高较为敏感。对于中部地区，虽然各个指标都比较显著，但是金融中介的规模和股市的发展对于出口商品贸易结构的优化起正面促进作用，而金融中介的效率指标则对其起到负面的抑制效果。西部地区的实证结果是信贷规模对出口商品贸易结构影响比较显著，所以出口商品贸易结构对金融中介规模的扩大比较敏感。
最后，得出本论文的主要结论，并给出有针对性的政策建议。
【关键词】：
【学位授予单位】：杭州电子科技大学【学位级别】：硕士【学位授予年份】：2013【分类号】：F752.62;F832【目录】：
摘要5-7ABSTRACT7-12第1章 绪论12-21 1.1 选题背景、研究依据、难点分析12-14
1.1.1 选题背景12-13
1.1.2 研究意义13-14
1.1.3 难点说明14 1.2 文献综述14-19
1.2.1 金融发展理论14-15
1.2.2 出口商品贸易结构优化理论15-16
1.2.3 金融发展与出口商品贸易结构理论：国内外研究成果评述16-19 1.3 本文的研究思路19-20 1.4 可能创新点以及不足20-21第2章 中国金融发展与出口商品贸易结构现状分析21-30 2.1 中国金融发展现状21-24
2.1.1 中国金融资产
年的发展规模现状21-23
2.1.2 金融中介
年发展效率现状23-24
2.1.3 金融市场
年发展效率现状24 2.2 中国出口商品贸易结构优化的现状24-29
2.2.1 高新技术产品的定义25-26
2.2.2 定义划分的优势与问题26
2.2.3 中国出口商品贸易结构优化的现状26-29 2.3 金融发展现状与出口商品贸易结构现状对比分析29-30第3章 金融发展对出口商品贸易结构优化的作用机理30-35 3.1 金融发展对出口商品贸易结构优化影响的传导机制30-33
3.1.1 传导机制一：资本积累30-31
3.1.2 传导机制二：技术进步31-32
3.1.3 传导机制三：政策导向32-33 3.2 中国金融发展对出口商品贸易结构演变的作用表现33-35
3.2.1 中国金融中介发展对出口商品贸易结构演变的作用表现33
3.2.2 中国证券市场发展对出口商品贸易结构演变的作用表现33-35第4章 金融发展对出口商品贸易结构优化影响的实证分析35-42 4.1 指标选取35-37 4.2 金融发展对出口商品贸易结构优化的实证分析37-42第5章 金融发展对出口商品贸易结构优化分地区面板分析42-53 5.1 指标和数据选取42-43 5.2 Panel Data 模型的形式43-44 5.3 2004 年到 2010 年 31 省市面板实证分析44-45 5.4 按照东中西部进行分类实证分析45-53第6章 结论及政策建议53-57 6.1 主要结论53-54 6.2 政策建议54-57
6.2.1 提高金融中介的效率54
6.2.2 提高金融市场资源配置功能54-55
6.2.3 建立东、中、西部金融协调发展机制55
6.2.4 充分发挥政府在金融发展进程中的应有作用55-57参考文献57-61致谢61-62附录62
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刘雨;[D];华东师范大学;2010年
韩娟;[D];天津财经大学;2011年
乔家立;[D];中国青年政治学院;2011年
康一琼;[D];天津财经大学;2011年
王博;[D];浙江大学;2010年
魏瑶;[D];暨南大学;2010年
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