論述中國(guó)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與國(guó)際貿(mào)易實(shí)證關(guān)系研究

      ［論文摘 要］本文選取1979—2008年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量回歸分析，探討國(guó)際貿(mào)易對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響。結(jié)果表明：出口對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)(以恩格爾系數(shù)表示)的升級(jí)有阻礙作用，進(jìn)口對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級(jí)有促進(jìn)作用。而國(guó)際貿(mào)易對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響不顯著。
　�。坳P(guān)鍵詞］居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)；國(guó)際貿(mào)易；ADF單位根檢驗(yàn)；協(xié)整檢驗(yàn)；格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

　　1 引 言
　　消費(fèi)理論與實(shí)證一直是國(guó)內(nèi)外學(xué)界的一大研究熱點(diǎn)，研究的側(cè)重點(diǎn)和結(jié)論各不相同。近些年來(lái)，學(xué)術(shù)界開(kāi)始有研究分析國(guó)際貿(mào)易對(duì)居民消費(fèi)需求的影響。從總量關(guān)系上看，林永生、張生玲(2006)認(rèn)為，增加進(jìn)口會(huì)對(duì)國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平產(chǎn)生積極影響，并利用我國(guó)1991—2005年度數(shù)據(jù)實(shí)證得出，我國(guó)消費(fèi)品進(jìn)口每增加1個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)提高國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平0.699個(gè)百分點(diǎn)。徐璐(2010)結(jié)合1990—2006年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)居民人均消費(fèi)與進(jìn)出口貿(mào)易的相關(guān)性進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明兩者間存在正相關(guān)關(guān)系。筆者利用OLS估計(jì)法作回歸，由于1979—2008年居民消費(fèi)數(shù)據(jù)與居民可支配收入數(shù)據(jù)、進(jìn)出口量數(shù)據(jù)之間單整的階數(shù)不同，可知各變量的時(shí)間序列非平穩(wěn)，出現(xiàn)偽回歸的可能性較大。
　　在消費(fèi)結(jié)構(gòu)方面，相關(guān)研究并不多。胡延平(2009)通過(guò)廣東1979—2006年的數(shù)據(jù)實(shí)證分析得出，進(jìn)出口變動(dòng)是居民消費(fèi)變動(dòng)的原因，進(jìn)口的作用要大一些。農(nóng)業(yè)居民消費(fèi)對(duì)出口的影響要大于非農(nóng)業(yè)居民消費(fèi)，而非農(nóng)業(yè)居民消費(fèi)對(duì)進(jìn)口的影響要大于農(nóng)業(yè)居民消費(fèi)。
　　國(guó)際貿(mào)易對(duì)中國(guó)居民消費(fèi)需求是否有顯著影響？如果有影響又是通過(guò)何種機(jī)制發(fā)揮作用？這些仍是值得探討的問(wèn)題。本文嘗試對(duì)中國(guó)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與國(guó)際貿(mào)易關(guān)系作初步分析。
　　2 理論與計(jì)量模型框架
　　居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)是指各種形式、各種內(nèi)容的消費(fèi)在總消費(fèi)額中的比重以及它們之間的相互關(guān)系。在本文中，我們用恩格爾系數(shù)來(lái)反映居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)(食品支出占家庭總支出的比重)。恩格爾系數(shù)過(guò)大，必然影響其他消費(fèi)支出，特別是影響資料、享受資料的增加，限制消費(fèi)層次和消費(fèi)質(zhì)量的提高。恩格爾系數(shù)減小，通常表明人民生活水平提高，消費(fèi)結(jié)構(gòu)改善。
　　影響居民消費(fèi)最直接的因素是居民收入水平，其他條件不變，收入的增加會(huì)引起消費(fèi)支出的增加。收入的增加同樣會(huì)對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)有影響，具體表現(xiàn)為高收入家庭的食品支出占總支出的比例較低。
　　進(jìn)出口對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響機(jī)制較復(fù)雜，它們之間互相影響，存在互為因果的關(guān)系。首先，進(jìn)口受一國(guó)居民可支配收入及消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，同時(shí)也會(huì)影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)。例如，隨著中國(guó)居民收入的提高，對(duì)外國(guó)進(jìn)口品，特別是對(duì)高檔品或耐用消費(fèi)品的需求會(huì)增加。有時(shí)，這種消費(fèi)的“示范效應(yīng)”會(huì)很明顯，并逐漸引領(lǐng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。其次，考慮到中國(guó)的出口部門吸收了大量的勞動(dòng)力，出口的增加帶動(dòng)人們收入水平的提高，引起消費(fèi)結(jié)構(gòu)的改變。另外，出口部門生產(chǎn)銷售的優(yōu)質(zhì)產(chǎn)品亦會(huì)產(chǎn)生“外溢效應(yīng)”，從而間接地影響居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)。
　　因此，我們可以構(gòu)建影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的計(jì)量方程。 1 模型假設(shè)
　　ECT表示城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)，ECR表示農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)；DIT表示城鎮(zhèn)居民可支配收入，單位億元，DIR表示農(nóng)村居民收入，單位億元；IM表示進(jìn)口額，單位億元，EX表示出口額，單位億元；C為常數(shù)項(xiàng)。本文的數(shù)據(jù)來(lái)源于《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)年鑒》，計(jì)量分析軟件采用Eviews5.0。由于1979年城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)的統(tǒng)計(jì)缺失，本文以1978年代之。 2 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)
　　使用OLS回歸分析前，為保證回歸的有效性，要求數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，因此我們先對(duì)各變量進(jìn)行單位根的ADF檢驗(yàn)，由于各變量時(shí)間序列均有明顯的變動(dòng)趨勢(shì)，所以檢驗(yàn)時(shí)同時(shí)考慮截距項(xiàng)和線性時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1：

　　從表1的ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明在5%顯著水平下，各變量的檢驗(yàn)t值均大于臨界值，我們不能拒絕有單位根的原假設(shè)，因此變量表現(xiàn)為非平穩(wěn)。而進(jìn)行過(guò)一階差分處理的各變量均通過(guò)了檢驗(yàn)。 3 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)
　　對(duì)變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知，雖然ECT、ECR、InDIT、InDIR、InIM、InEX各自的時(shí)間序列是非平穩(wěn)的，經(jīng)過(guò)一階差分后則可視為平穩(wěn)序列，即I(1)，再進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)：
　　(1)ECT和lnDIT、lnDIR、lnIM、lnEX的協(xié)整檢驗(yàn)
　　將上式的殘差序列單獨(dú)表示出來(lái)，檢驗(yàn)方程為Δφt=αφt-1+ηt，再檢驗(yàn)殘差序列的平穩(wěn)性，利用ADF的單位根進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)類型不帶截距項(xiàng)和常數(shù)項(xiàng)。檢驗(yàn)的零假設(shè)是存在單位根，即殘差系數(shù)為零。檢驗(yàn)結(jié)果表明：1%顯著水平下的t值-2.6471大于ADF統(tǒng)計(jì)值-2.9754，我們拒絕原假設(shè)，認(rèn)為殘差序列是平穩(wěn)的。因此，我們得出結(jié)論，經(jīng)過(guò)一階差分的ECT與lnDIT、lnIM、lnEX之間存在協(xié)整關(guān)系。這表明城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與城鎮(zhèn)居民收入、進(jìn)出口之間存在長(zhǎng)期、穩(wěn)定的均衡關(guān)系。
　　(2)ECR和lnDIR、lnIM、lnEX的協(xié)整檢驗(yàn)
　　由于各變量系數(shù)均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，我們可以認(rèn)為，居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與lnDIR、lnIM、lnEX之間影響不顯著。 4 格蘭杰因果性檢驗(yàn)
　　確定ECT、lnDIT、lnIM、lnEX之間的協(xié)整關(guān)系后，我們?cè)龠M(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，滯后期選3。檢驗(yàn)結(jié)果如表3：
　　3 結(jié) 論
　　1979—2008年，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與居民可支配收入、進(jìn)出口之間存在顯著影響。第一，居民可支配收入的增加對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級(jí)有促進(jìn)作用，lnDIT每增加一個(gè)百分點(diǎn)，ECT降低0.1627個(gè)百分點(diǎn)。結(jié)果符合我們的預(yù)期。第二，進(jìn)口與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)存在顯著影響，但兩者間不存在格蘭杰因果關(guān)系。lnIM增加一個(gè)百分點(diǎn)，ECT降低0.0716個(gè)百分點(diǎn)。這可能是因?yàn)槌擎?zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的改善有一部分是由進(jìn)口結(jié)構(gòu)的變化引起，即非食品占總進(jìn)口的比例不斷增大，我們可以結(jié)合進(jìn)口結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)推出可以驗(yàn)證的假說(shuō)。第三，出口對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)有顯著影響：lnEX增加一個(gè)百分點(diǎn)，ECT增加0.1582個(gè)百分點(diǎn)，且在10%顯著性水平下，lnEX變化是引起ECT變化的格蘭杰原因。
　　由于中國(guó)出口導(dǎo)向型特點(diǎn)，出口對(duì)中國(guó)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響有兩方面：一是出口的增加帶動(dòng)居民收入的增加從而改善消費(fèi)結(jié)構(gòu)，這是“收入”效應(yīng)；二是出口(國(guó)外消費(fèi)需求)對(duì)國(guó)內(nèi)居民消費(fèi)的“擠出”效應(yīng)。從估計(jì)方程來(lái)看，總效應(yīng)表現(xiàn)為出口不利于中國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級(jí)。
　　由于農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)估計(jì)方程各系數(shù)不能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，可以認(rèn)為農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化與農(nóng)村居民收入、進(jìn)出口之間沒(méi)有明顯關(guān)系，即進(jìn)出口貿(mào)易不能顯著影響農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)。這可能與我國(guó)城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)等更深層次的原因有關(guān)。

　�。�
　�。�1］廖成林，青雪梅.基于協(xié)整理論的中國(guó)宏觀消費(fèi)函數(shù)分析［J］.經(jīng)濟(jì)，2005(1)
　　［2］林永生，張生玲.論我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易對(duì)消費(fèi)與投資的促進(jìn)作用［J］.國(guó)際貿(mào)易，2006(5）
　�。�3］胡建平.居民消費(fèi)、國(guó)際貿(mào)易與廣東經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［J］.國(guó)際經(jīng)貿(mào)探索，2009(5)
　　［4］徐璐.我國(guó)居民消費(fèi)支出和進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)性實(shí)證分析［J］.生產(chǎn)力研究，2010(7)

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