02 中國東盟貿易商品結構研究報告(關聯經濟的應用案例)

m.買粉絲。中國與東盟的產業內貿易指數以張重和胡彥(2006)根據東盟秘書處數據庫數據整理計算的數據為樣本。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，采用雙對數變換法來消除可能存在的異方差問題，而對變量取對數并不會改變相關序列的特征。以LNG和LNI代表取對數后的樣本值。

2.平穩性檢驗

宏觀經濟中的大多數經濟變量都具有明顯的趨勢特征，這些具有趨勢特征的經濟變量受到沖擊時，一般會出現兩種情況:（1）逐漸返回到原來的長期趨勢;（2)呈現出隨機游走的狀態。在第二種情況下，運用最小二乘法(OLS)時，高斯—馬爾科夫定理就不再成立，所以回歸分析可能導致虛假結果，從而產生偽回歸，因為此時隨機游的方差不是有限方差，OLS估計量是超一致估計量。所以，在進行協整檢驗和格蘭杰因果檢驗之前，應首先考慮兩組數據的平穩性。

本文利用單位根檢驗來確定LNG與LNI的平穩性，具體采取ADF（The Augmented Dickey Fuller Test）方法檢驗兩時間序列的平穩性。檢驗結果見表1。

在95%的置信水平下，LNG和LNI的ADF檢驗其ADF值分別為-2.0931和-2.5742，其絕對值均小于臨界值-3.9271的絕對值，沒有通過平穩性檢驗。而對DLNG和DLNI的ADF檢驗，其ADF值分別為-4.2131和-3.4455，絕對值分別高于其5%當然臨界值-3.2695和-1.9791的絕對值，所以DLNG和DLNI不存在單位根，是平穩序列。因此LNG和LNI是一階單整序列，即LNG~I（1）和LNI～I（1）。

注：表中（c,t,i）分別表示單位根檢驗方程帶有常數項，趨勢項和滯后階數

3.協整關系檢驗

對非平穩序列進行回歸會產生偽回歸問題，但是如果兩個非平穩序列之間存在協整關系，則這兩個非平穩序列之間存在長期穩定關系，從而可以有效地避免偽回歸問題。因此，下面我們對變量進行協整檢驗。本文采用的是Johansen（1988）和Juselius(1990)提出的基于向量自回歸（VAR）方法的協整系統檢驗，同時，根據無約束的VAR模型的殘差分析來確定VAR模型的最優滯后期。在EViews5中，使用“Lag Length Criteria”功能對VAR模型的滯后期進行檢驗，得到的5個評價系統計量的值中，有4個認為應該建立VAR（2）模型，因此建立VAR（2）模型。估計結果得到的兩個可決系數分別達到0.9795和0.9094，說明擬合程度較好。然后以VAR（2）的結果為基礎，采用Johanson提出的跡統計量檢驗方法進行檢驗。檢驗結果說明LNG和LNI之間存在長期穩定的關系，如表2所示。以rk（A）表示協整關系的個數，當確定95%和99%的置信水平時，跡統計量為38.4945分別大于臨界值15.41和20.04，所以拒絕原假設rk(A)=0，即LNG和LNI之間存在協整關系；而跡統計量3.5717分別小于臨界值3.67和6.65，所以接受原假設rk(A)≤1，就是說LNG和LNI之間只存在一個協整關系。

4.格蘭杰因果關系檢驗

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

根據理論分析，下面檢驗變量之間的關系，滯后期分別取1—3，檢驗結果見表3。

注:本表中的概率是零假設成立的概率。

由表3可以看出，當確定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，收入不平等是產業內貿易變化的原因之一。且收入不平等對產業內貿易的影響有一定滯后，收入不平等對當期的產業內貿易的影響并不明顯，對下一期的影響達到最大，而后的影響依次變小，這也符合一般的經濟邏輯。

三、結束語

從上述的經濟計量檢驗結果可見，以基尼系數表示的中國收入差距的擴大與以產業內貿易指數表示的中國東盟產業內貿易增長之間存在長期穩定的關系。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了中國東盟的產業內貿易的增長。因此，我們在分析中國人均GDP的提高促進了中國東盟產業內貿易的同時，也應該注意到，收入不平等在促進產業內貿易的過程中也發揮了重要作用，而不應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中國東盟產業內貿易，可以從中國東盟產業內貿易的地域分布，產業結構狀況等特點找到原因。

中國與東盟的產業內貿易主要集中在經濟發展水平較高東盟五國（新加坡、馬來西亞、泰國、印度尼西亞、菲律賓），中國與該五國的產業內貿易占了中國與東盟產業內貿易的80%以上。而與越南、老撾、緬甸、文萊、柬埔寨的貿易則份額較少。從中國內部地區來看，廣東、浙江等沿海經濟發達地區與東盟的產業內貿易發達，而內地相當有限。可以說中國與東盟的產業內貿易主要集中在東盟經濟相對發達國家和中國經濟相對發達地區。從產業內貿易的商品結構來看，工業制成品在產業內貿易中所占的比重呈遞增狀態，而初級產品的產業內貿易所占比重呈不斷下降的趨勢。1993年以來，資本或技術密集型產品的產業內貿易比重呈逐步增長趨勢，機電設備及零部件、光學儀器、精密儀器、樂器類、化工制品、交通設備類產品等逐漸發展為以產業內貿易為主，產業間貿易的比重不斷下降，造成這種現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易伙伴國的相似需求模式和消費偏好所致。

本文注意到了我國收入不平等在一定程度上促進了我國與東盟的產業內貿易，但這也正是我國對外產業內貿易的問題所在。產業內貿易發展不平衡是我國產業內貿易的重要不足之處，首先表現在地區分布不平衡，其次為行業發展不平衡，這表明雖然我國已經加入WTO，并不斷地推進區域經濟一體化，但還有很多欠發達地區和欠發達產業在世界市場上缺乏競爭力，未能充分地參與到經濟全球化和一體化的格局中來。可喜的是近年來國家大力投入西部大開發，加強東北老基地建設，十六大也提出了實現“以共同富裕為目標，擴大中等收入者比重，提高低收入者收入水平”的要求，這將有利于更廣泛的區域，產業和消費群體參與到產業內貿易中來，從而促進我國產業內分工，優化我國的出口商品結構，提升我國產業的國際競爭力，實現和諧社會的發展目標。

參考文獻:

[1]戴楓孫文遠:中國與東盟產業內貿易探析[J].世界經濟與政治論壇, 2005(5)

[2]王娟:中國東盟產業內貿易的趨勢,動因與對策[J].世界經濟研究, 2005(7)

[3]強永昌:產業內貿易理論:國際貿易最新理論[M].復旦大學出版社,2005

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