論述中國居民消費結構與國際貿易實(shí)證關(guān)系研究
[論文摘 要]本文選取1979—2008年統計數據進(jìn)行計量回歸分析,探討國際貿易對居民消費結構的影響。結果表明:出口對城鎮居民消費結構(以恩格爾系數表示)的升級有阻礙作用,進(jìn)口對城鎮居民消費結構的升級有促進(jìn)作用。而國際貿易對我國居民消費結構的影響不顯著(zhù)。
。坳P(guān)鍵詞]居民消費結構;國際貿易;ADF單位根檢驗;協(xié)整檢驗;格蘭杰因果關(guān)系檢驗
1 引 言
消費理論與實(shí)證一直是國內外學(xué)界的一大研究熱點(diǎn),研究的側重點(diǎn)和結論各不相同。近些年來(lái),學(xué)術(shù)界開(kāi)始有研究分析國際貿易對居民消費需求的影響。從總量關(guān)系上看,林永生、張生玲(2006)認為,增加進(jìn)口會(huì )對國內消費水平產(chǎn)生積極影響,并利用我國1991—2005年度數據實(shí)證得出,我國消費品進(jìn)口每增加1個(gè)百分點(diǎn),會(huì )提高國內消費水平0.699個(gè)百分點(diǎn)。徐璐(2010)結合1990—2006年統計數據,對我國居民人均消費與進(jìn)出口貿易的相關(guān)性進(jìn)行實(shí)證分析,結果表明兩者間存在正相關(guān)關(guān)系。筆者利用OLS估計法作回歸,由于1979—2008年居民消費數據與居民可支配收入數據、進(jìn)出口量數據之間單整的階數不同,可知各變量的時(shí)間序列非平穩,出現偽回歸的可能性較大。
在消費結構方面,相關(guān)研究并不多。胡延平(2009)通過(guò)廣東1979—2006年的數據實(shí)證分析得出,進(jìn)出口變動(dòng)是居民消費變動(dòng)的原因,進(jìn)口的作用要大一些。農業(yè)居民消費對出口的影響要大于非農業(yè)居民消費,而非農業(yè)居民消費對進(jìn)口的影響要大于農業(yè)居民消費。
國際貿易對中國居民消費需求是否有顯著(zhù)影響?如果有影響又是通過(guò)何種機制發(fā)揮作用?這些仍是值得探討的問(wèn)題。本文嘗試對中國居民消費結構與國際貿易關(guān)系作初步分析。
2 理論與計量模型框架
居民消費結構是指各種形式、各種內容的消費在總消費額中的比重以及它們之間的相互關(guān)系。在本文中,我們用恩格爾系數來(lái)反映居民消費結構(食品支出占家庭總支出的比重)。恩格爾系數過(guò)大,必然影響其他消費支出,特別是影響資料、享受資料的增加,限制消費層次和消費質(zhì)量的提高。恩格爾系數減小,通常表明人民生活水平提高,消費結構改善。
影響居民消費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 )引起消費支出的增加。收入的增加同樣會(huì )對消費結構有影響,具體表現為高收入家庭的食品支出占總支出的比例較低。
進(jìn)出口對消費結構的影響機制較復雜,它們之間互相影響,存在互為因果的關(guān)系。首先,進(jìn)口受一國居民可支配收入及消費結構的影響,同時(shí)也會(huì )影響消費結構。例如,隨著(zhù)中國居民收入的提高,對外國進(jìn)口品,特別是對高檔品或耐用消費品的需求會(huì )增加。有時(shí),這種消費的“示范效應”會(huì )很明顯,并逐漸引領(lǐng)居民消費結構升級。其次,考慮到中國的出口部門(mén)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,引起消費結構的改變。另外,出口部門(mén)生產(chǎn)銷(xiāo)售的優(yōu)質(zhì)產(chǎn)品亦會(huì )產(chǎn)生“外溢效應”,從而間接地影響居民消費結構。
因此,我們可以構建影響城鄉居民消費結構的計量方程。 1 模型假設
ECT表示城鎮居民恩格爾系數,ECR表示農村居民恩格爾系數;DIT表示城鎮居民可支配收入,單位億元,DIR表示農村居民收入,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為常數項。本文的數據來(lái)源于《新中國60年統計年鑒》,計量分析軟件采用Eviews5.0。由于1979年城鎮居民恩格爾系數的統計缺失,本文以1978年代之。 2 變量平穩性檢驗
使用OLS回歸分析前,為保證回歸的有效性,要求數據是平穩的,因此我們先對各變量進(jìn)行單位根的ADF檢驗,由于各變量時(shí)間序列均有明顯的變動(dòng)趨勢,所以檢驗時(shí)同時(shí)考慮截距項和線(xiàn)性時(shí)間趨勢項。檢驗結果見(jiàn)表1:
從表1的ADF檢驗結果表明在5%顯著(zhù)水平下,各變量的檢驗t值均大于臨界值,我們不能拒絕有單位根的原假設,因此變量表現為非平穩。而進(jìn)行過(guò)一階差分處理的各變量均通過(guò)了檢驗。 3 協(xié)整關(guān)系檢驗
對變量的平穩性檢驗可知,雖然ECT、ECR、InDIT、InDIR、InIM、InEX各自的時(shí)間序列是非平穩的,經(jīng)過(guò)一階差分后則可視為平穩序列,即I(1),再進(jìn)行協(xié)整檢驗:
(1)ECT和lnDIT、lnDIR、lnIM、lnEX的協(xié)整檢驗
將上式的殘差序列單獨表示出來(lái),檢驗方程為Δφt=αφt-1+ηt,再檢驗殘差序列的平穩性,利用ADF的單位根進(jìn)行檢驗,檢驗類(lèi)型不帶截距項和常數項。檢驗的零假設是存在單位根,即殘差系數為零。檢驗結果表明:1%顯著(zhù)水平下的t值-2.6471大于A(yíng)DF統計值-2.9754,我們拒絕原假設,認為殘差序列是平穩的。因此,我們得出結論,經(jīng)過(guò)一階差分的ECT與lnDIT、lnIM、lnEX之間存在協(xié)整關(guān)系。這表明城鎮居民消費結構與城鎮居民收入、進(jìn)出口之間存在長(cháng)期、穩定的均衡關(guān)系。
(2)ECR和lnDIR、lnIM、lnEX的協(xié)整檢驗
由于各變量系數均未通過(guò)顯著(zhù)性檢驗,我們可以認為,居民消費結構與lnDIR、lnIM、lnEX之間影響不顯著(zhù)。 4 格蘭杰因果性檢驗
確定ECT、lnDIT、lnIM、lnEX之間的協(xié)整關(guān)系后,我們再進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗,滯后期選3。檢驗結果如表3:
3 結 論
1979—2008年,城鎮居民消費結構與居民可支配收入、進(jìn)出口之間存在顯著(zhù)影響。第一,居民可支配收入的增加對居民消費結構的升級有促進(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)。結果符合我們的預期。第二,進(jìn)口與城鎮居民消費結構存在顯著(zhù)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)。這可能是因為城鎮居民消費結構的改善有一部分是由進(jìn)口結構的變化引起,即非食品占總進(jìn)口的比例不斷增大,我們可以結合進(jìn)口結構數據推出可以驗證的假說(shuō)。第三,出口對城鎮居民消費結構有顯著(zhù)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(zhù)性水平下,lnEX變化是引起ECT變化的格蘭杰原因。
由于中國出口導向型特點(diǎn),出口對中國居民消費結構的影響有兩方面:一是出口的增加帶動(dòng)居民收入的增加從而改善消費結構,這是“收入”效應;二是出口(國外消費需求)對國內居民消費的“擠出”效應。從估計方程來(lái)看,總效應表現為出口不利于中國城鎮居民消費結構的升級。
由于農村居民消費結構估計方程各系數不能通過(guò)顯著(zhù)性檢驗,可以認為農村居民消費結構的變化與農村居民收入、進(jìn)出口之間沒(méi)有明顯關(guān)系,即進(jìn)出口貿易不能顯著(zhù)影響農村居民消費結構。這可能與我國城鄉二元經(jīng)濟結構等更深層次的原因有關(guān)。
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。1]廖成林,青雪梅.基于協(xié)整理論的中國宏觀(guān)消費函數分析[J].經(jīng)濟,2005(1)
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