需求規(guī)模是誘發(fā)本地市場效應的唯一因素嗎?

張亞斌，馮 迪，張 楊

(湖南大學經(jīng)濟與貿(mào)易學院，湖南長沙410079)

一、引言

對消費者問題的研究早已揭示出需求將隨著收入水平變化而變化的事實，隨著收入的增長，如果消費者改變某些商品的消費比例，則該商品的總需求不僅受到總收入的影響，還取決于收入的分布。Krugman 曾指出，當運輸成本較大時，更大的本地市場將使得定位于該地區(qū)的企業(yè)享有更明顯的規(guī)模收益，因此一國將傾向于出口那些具有更大本地需求的產(chǎn)品［1］。然而，長期以來，貿(mào)易理論家僅僅關注了國際貿(mào)易中供給方的規(guī)模經(jīng)濟卻忽視了需求方的收入差異，從一國需求總量的角度考察了本地市場效應卻忽視了需求結構的影響。這是由于貿(mào)易理論在需求方大都采用CES－CD 形式的效用函數(shù)，而CES－CD 形式的效用函數(shù)本身反映的是同位相似的(homothetic)偏好。具有位似偏好的消費者在個人收入增加時其最優(yōu)化的產(chǎn)品消費結構不發(fā)生改變，換句話說，具有位似偏好的消費者對不同產(chǎn)品的需求收入彈性都是相同的。因此，在Krugman 等人的模型中乃至廣泛用于國際貿(mào)易經(jīng)驗研究的重力方程中，影響本地市場效應的只是需求總量，而不能反映需求結構因素的作用。如果認為收入分布是外生的話，那么在偏好非位似的假設下，不同收入的個體將對不同產(chǎn)品有著不同的收入彈性，因此收入分布將影響本國的需求結構，進而導致不同收入彈性的產(chǎn)品出現(xiàn)本地市場效應。基于上述考慮，本文試圖探析收入分布在國際貿(mào)易經(jīng)驗研究中到底扮演了怎樣的角色，以及需求結構與需求規(guī)模如何相互作用并導致了某些貿(mào)易品出現(xiàn)了傳統(tǒng)比較優(yōu)勢以外的本地市場效應。

二、文獻回顧

最早將偏好、需求與國際貿(mào)易聯(lián)系起來的是Linder(1961)，他在文中提出了如下假說:任何國家的企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品都將迎合占主導地位的本地消費者的偏好，同時將產(chǎn)品賣給世界范圍內(nèi)有同樣偏好的人們［2］。Hunter 和Markusen (1988)通過經(jīng)驗分析對位似偏好提出了質疑，認為不同商品應具有不同的需求收入彈性［3］。Hunter(1991)進一步研究認為人均收入將決定總需求，代表性消費者的收入增加將使得奢侈品的預算份額相應的增加，同時也指出，線性收入擴張路徑意味著當保持人均收入為常數(shù)時，收入的再分配效應對各商品的需求沒有影響，因而該文中并沒有體現(xiàn)收入分配效應對需求的作用［4］。Flam 和Helpman(1987)，Murphy 和Shleifer(1997)以及Matsuyama(2000)將非位似偏好與產(chǎn)品質量相結合研究貿(mào)易模式，他們的研究表明，人均收入更高的國家出口奢侈品或者品質更高的商品，因為高收入國家擁有生產(chǎn)高質量產(chǎn)品的技術優(yōu)勢［5－7］。經(jīng)驗研究方面，將跨國人均收入的變化作為需求結構相似性而引入傳統(tǒng)重力方程的研究還有:Arnon 和Weinblatt(1998);Hallak(2006)等。上述研究的主要貢獻在于突破了對位似偏好的假設，從而將人均收入作為需求方的重要因素納入理論與經(jīng)驗分析，但不足之處是尚未進一步考慮收入分布對需求結構的影響［8－9］。

最近的貿(mào)易文獻，考慮了收入分布對需求結構的影響并將之納入貿(mào)易理論與經(jīng)驗分析中:Mitra 和Trindate (2005)、Dalgin 及Mitra 和Trindate(2007)基于非位似偏好結構說明了收入分布對進口需求的決定作用，對奢侈品的進口需求將隨著進口國收入分配的不平等增加而增加，而對必需品的進口需求則與奢侈品恰好相反［10－11］。Choi，Hummels 等(2008)、Bekkers 和Francois 及Manchin(2009)、Pieters(2011)等也分別從不同的市場結構和生產(chǎn)技術討論了收入分布與進口貿(mào)易的關系［12－14］。Hélène Latzer 和Florian Mayneris(2011)考察了收入分布對貿(mào)易品質量的影響，同時通過對歐洲25 國的經(jīng)驗分析，發(fā)現(xiàn)收入分布的影響依賴于總收入與人均收入［15］。Fajgelbaum 和Grossman 及Helpman(2011)首次在非位似偏好的基礎上討論了國內(nèi)收入分布對該國出口貿(mào)易的影響，論證了收入分布如何通過本地市場效應影響一國出口商品的結構，認為富裕的國家或收入分布更分散的國家傾向于出口更高質量的商品［16］。

對于本地市場效應的研究則相對豐富，自Krugman 首次提出該理論以來，國內(nèi)外學者從國際貿(mào)易學，空間經(jīng)濟學等不同視角對其內(nèi)涵進行了界定，同時也從經(jīng)驗數(shù)據(jù)中得到了有力的支持。對此錢學鋒、梁琦(2007)做了詳細的評述［17］。而然，從經(jīng)驗研究來看，關注的焦點仍然集中在需求規(guī)模，尚未有涉及收入分布引致需求結構變化對本地市場效應產(chǎn)生影響的文獻。

本文與已有文獻的區(qū)別及主要貢獻在于，(1)對Fajgelbaum Grossman 和Helpman (2011)理論模型中提出的，當需求規(guī)模相似的情況下，一國內(nèi)收入分布情況將導致該國在某些產(chǎn)品上存在本地市場效應的命題進行了經(jīng)驗實證;(2)借鑒Martinez Zarzoso 和Vollmer (2010)，定義了需求結構相似度指標，首次計算了中國與主要發(fā)達國家的需求結構相似度［18］;(3)在Dalgin Trindade 和Mitra(2007)經(jīng)驗研究的基礎上進行改進，同時結合Schumacher 和Siliverstove(2006)的方法［19］，將收入分布引致的需求結構因素納入重力方程對本地市場效應進行檢驗;(4)以本地市場效應為紐帶，探尋目前我國收入分布失衡，內(nèi)需疲軟以及粗放式貿(mào)易增長方式三大問題的內(nèi)在邏輯，并給出了相關政策建議。

三、模型構建

我們在Dalgin Trindade 和Mitra(2007)的基礎上結合Fajgelbaum Grossman 和Helpman (2011)的研究。在位似且一致的偏好假設下，隨著消費者收入的增長，對不同產(chǎn)品的消費同比例的增長。特別的，在產(chǎn)品空間為二維的狀態(tài)下，收入消費曲線為一條過原點的直線，消費結構不發(fā)生改變，因此需求曲線被構造為D =D(P，I)，其中P 為價格因素，是產(chǎn)品單價與價格指數(shù)的函數(shù)，I 為總收入。然而，當我們假設偏好是非位似的情況時，隨著個體收入的變化消費結構也會發(fā)生改變，因此需要在考察每個消費者收入情況的基礎上進行加總，總需求函數(shù)不再是總收入的函數(shù)，而是:

同上，P 為價格因素，Ii為個體收入i =1，2，…，n。如此一來，收入在個體間的分配情況將影響對某商品的總需求，由于我們無法得到個體消費者的收入數(shù)據(jù)，因此我們用收入分布的各階矩參數(shù)作為近似替代。

其中，δ 為控制收入分布函數(shù)分散程度的矩參數(shù)，用以衡量收入差距。下面我們將視角轉移到雙邊貿(mào)易重力方程的構建。注意到:

其中，(GDP/capita)h表示h 國的人均GDP，GDPw表示世界GDP，δh，δw分別表示h 國和世界的收入差距度量指標，h=i，j。我們將φ 和φ 函數(shù)近似為一個可分的對數(shù)線性函數(shù)從而使得我們將j 國家在k 產(chǎn)品上的支出占世界在該產(chǎn)品上總支出的份額的對數(shù)寫為:

同時將k 產(chǎn)品在i 國GDP 中所占的份額的對數(shù)寫為:

將式(6)、式(7)代入式(3)，并參照Schumacher 和Siliverstove(2006)進一步拓展為經(jīng)典的重力方程

式(8)同時決定了兩國雙邊貿(mào)易的進、出口貿(mào)易量。產(chǎn)品k 在t年由i 從j 國的進口值應該等于，即產(chǎn)品k 在t年由j 到i 國的出口值。因此可以得到:

我們將式(8)與式(9)相減，并由于Dij=Dji，我們得到用以估計是否存在本地市場效應的基準方程①更加準確的描述式(10)還應該加上國家固定效應的虛擬變量，被約去的是時間固定效應的虛擬變量，后文我們加入了表示國家固定效應的虛擬變量進行估計。:

我們看到式(10)與Schumacher 和Siliverstove(2006)，錢學峰、陳六傅(2007)，許統(tǒng)生，涂遠芬(2010)，以及祁飛(2011)等對本地市場效應的檢驗方程相比［19－22］，一方面繼承了上述研究的優(yōu)點，即能夠區(qū)分本地市場效應與傳統(tǒng)比較優(yōu)勢對雙邊貿(mào)易模式的不同影響;更重要的是，基于非位似偏好的視角對本地市場效應進行了分解，具體而言，用需求總體規(guī)模與需求結構兩個層面的因素綜合考察本地市場效應，而非僅使用需求總體規(guī)模代表本地市場效應。

四、數(shù)據(jù)說明及處理

1.貿(mào)易數(shù)據(jù)

本文的貿(mào)易數(shù)據(jù)來自于CEPII－ BACI 數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫包含了世界200 多個國家5000 多種產(chǎn)品的雙邊HS92 的六分位貿(mào)易數(shù)據(jù)(下簡稱HS6)，我們選取了美國、日本、德國、法國、英國、意大利、加拿大、澳大利亞、韓國、西班牙、荷蘭、比利時、瑞典、奧地利、丹麥、希臘、葡萄牙、芬蘭以及愛爾蘭與我國的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)②選取貿(mào)易伙伴國時考慮了到相關收入指標的可得性。，時間跨度為1999－2009。由于BACI 的HS6 提供了單位價值的信息，按BEC 消費品V 標準加總后，每一個消費品門類下我們都按照HS6 提供的單位價值信息將之劃分為高、中、低3 個質量檔次③此處我們用HS6 的單位價值作為產(chǎn)品質量的近似。，如郭慶然(2011)［23］。我們假設不同國家間消費者的偏好是一致且非位似的(identicalandnon－ homothetic)，考慮到消費者偏好可能隨時間改變，我們采用如下分類規(guī)則:定義一個相對單位價值比:，其中UVs，t表示本文所選國家某一HS6 貿(mào)易流在年份t 的單位價值，UVworld，t作為參照，表示本文所選國家所有該HS6 貿(mào)易流①此處所指的BEC 目錄即112、122、522、51、61、62、63。單位價值的幾何加權平均。如果r＜1 則該s 被劃分到低檔和中檔:其中低檔所占該筆貿(mào)易流的份額為(1－rα)，中檔所占該筆貿(mào)易流的份額為rα;如果r ＞1 則該s 被劃分到中檔和高檔:其中高檔所占該筆貿(mào)易流的份額為，中檔所占該筆貿(mào)易流的份額為;如果r=1 則該s被劃分到中檔。這樣做的好處是避免了簡單按照分位數(shù)劃分產(chǎn)生的門限效應，使得劃分更加平滑:α 的微小改變反映了質量分類標準的微小改變，α越小則中檔產(chǎn)品所占據(jù)的份額越大。接下來將HS6 與BEC.I 分類相對應，把產(chǎn)品進一步局限于消費目的②由于現(xiàn)有基于非位似偏好的貿(mào)易理論并未涉及中間產(chǎn)品貿(mào)易，故此處為了更好的與理論對接我們將產(chǎn)品局限于最終消費的目的。，把HS6 與BEC 門類下112、122、522、51、61、62、63 對應加總③112:主要用于家庭消費的未加工的食品和飲料;122:主要用于家庭消費的經(jīng)過加工的食品和飲料;522:非工業(yè)用途的交通工具;51的一部分，即家用機動車;61:耐用消費品;62:半耐用消費品;63:非耐用消費品。，如李玲慧(2010)［24］。我們通過調整α 的取值使得對所有的國家而言，高、中、低三個檔次的消費品都包含了完整的BEC 消費品門類。同時，這也是我們之所以選取發(fā)達國家作為研究對象的原因，經(jīng)過我們的實驗，如果加入發(fā)展中國家作為貿(mào)易伙伴④如果僅選取發(fā)展中國家作為研究對象，則與僅選取發(fā)達國家相比，消費品分類標準將存在較大的差異，使得兩者不具有可比性。，則很難選取相應的α 使得對于所有的BEC 消費品門類皆包含完整的高、中、低三檔產(chǎn)品。最終本文中取α =4 進行計算。表1，表2 分別為中美兩國近年來對其他樣本國出口消費品按檔次的比例情況⑤其他樣本國家相關統(tǒng)計分析由于篇幅限制在此略去，有興趣者可向作者索取。。

表1 中國對其他樣本國分檔次消費品出口占比統(tǒng)計(1999－2009)

表2 美國對其他樣本國分檔次消費品出口占比統(tǒng)計(1999－2009)

從表1 中我們可以看出，若排除2008年金融危機的影響，我國高端消費品出口占全部消費品出口的比重近十年來有著顯著的提高，從1999年僅占全部消費品出口的13.39%，漲至2007年金融危機前的92.09%。而低檔消費品出口占比較低，近十年來未超過3%。從表2 中我們發(fā)現(xiàn)，美國消費品出口主要集中在高檔產(chǎn)品，近十年來平均占所有消費品出口的73%左右，并且也呈現(xiàn)出逐年增加的趨勢，從1999年占全部消費品出口的38.01%增至2008年最高時占比達95.91%。從統(tǒng)計分析看美國高檔消費品出口受金融危機影響并不明顯。

2.收入數(shù)據(jù)

本文收入數(shù)據(jù)主要采用R/P 20%，即按照該國收入等級分，最富有的20%人口所占財富與最貧困的20%人口所占財富的比值，衡量收入分布的分散情況。主要來源于World Development Indicators (WDI)of the World Bank 的五分組收入份額數(shù)據(jù)，各年聯(lián)合國發(fā)布的人口發(fā)展報告，世界收入不公平數(shù)據(jù)庫(WIID)以及各樣本國國民統(tǒng)計部門發(fā)布的數(shù)據(jù)，例如:對于中國，我們采用來自國研網(wǎng)的五分組城鎮(zhèn)居民人均可支配收入①由于采用的是城鎮(zhèn)居民可支配收入分組數(shù)據(jù)，本文有可能高估我國的收入分布水平，之所以采用該指標是考慮到我國城鄉(xiāng)開放水平的巨大差異以及對貿(mào)易影響的顯著性。，對于美國，我們采用來自美國勞工統(tǒng)計局(US Bureau of Labor Statistics)每年發(fā)布消費支出調查(Consumer Expenditure Survey)數(shù)據(jù)進行加總得到五分組城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，仍然缺失的數(shù)據(jù)我們根據(jù)該國數(shù)據(jù)的趨勢用移動平均法補全。所有貨幣單位數(shù)據(jù)都按2000年本幣兌換美元的匯率折算成美元。GDP 和人均GDP 數(shù)據(jù)來自World Bank 數(shù)據(jù)庫。

根據(jù)前文的分析，我們利用收入分布構建另一個指標測度需求結構的相似程度。我們采用World Development Indicators (WDI)of the World Bank、各年聯(lián)合國發(fā)布的人口發(fā)展報告以及各國國民統(tǒng)計部門發(fā)布的五分組收入份額數(shù)據(jù)，參照Sala－i－Martin(2006)［23］，運用非參數(shù)的Kernel核密度法估計出各國收入分布的密度函數(shù)，Kernel 核密度法與前述方法比較之優(yōu)點在于不依賴于某一固定的分布函數(shù)設定，擬合效果與實際情況更為吻合。一般認為，采用的分組數(shù)據(jù)越少則選擇高斯核函數(shù)的可能性越大，因此，我們選擇高斯核函數(shù)進行估計。圖1 與圖2 分別為中國和美國于1999、2004 以及2009年的收入分布核密度估計。

圖1 中國年收入分布核密度函數(shù)

圖2 美國年收入分布核密度函數(shù)

從圖中我們可以看出，從1999年至2009年，中國收入分布的密度函數(shù)整體向右平移的同時越來越趨于平緩，這意味著，隨著收入的增長國內(nèi)收入差距也在進一步拉大;相比之下，美國的整體收入水平也在增加，但是收入分布的密度函數(shù)形態(tài)變化不明顯，這說明美國國內(nèi)的收入差距基本趨于穩(wěn)定。

接下來，我們分別將中國和其他樣本國家收入分布的密度函數(shù)曲線放在一起，將需求相似度定義為:，即任意兩國收入分布密度函數(shù)與x 軸圍成的面積中重合的部分。由于數(shù)據(jù)可得性問題，有些國家并未報告五分組收入數(shù)據(jù)，我們借鑒Martinez Zarzoso 和Vollmer (2010)的方法，采用對數(shù)正態(tài)分布擬合各國收入分布的密度函數(shù)，同時利用基尼系數(shù)與收入分布密度函數(shù)的關系估計出對數(shù)正態(tài)分布的模型參數(shù)，進而計算貿(mào)易伙伴國之間收入分布密度的重合部分，對于基尼系數(shù)仍然不可得的國家對，我們參考胡祖光(2004)用最富有的20%人所占收入比重與最貧困的20%人所占收入比重之差作為基尼系數(shù)的近似替代。收入分布函數(shù)估計方法如下:若X ～N(μ，σ)則Ln(μ，σ)的密度函數(shù)為f(x;，對數(shù)正態(tài)分布的基尼系數(shù)，其中Ψ(·)為標準正態(tài)分布的分布函數(shù)。由此關系可以計算得到。從而得到各國收入分布的密度函數(shù)。任意兩國的需求相似度同樣被定義為dy。φi(y)，φj(y)分別為i 國和j 國收入分布的密度函數(shù)。

圖3 與圖4 分別為1999年以及2009年中美的收入分布密度曲線綜合圖，其中陰影部分的面積即為Sij，衡量了中美兩國需求結構的相似程度。從圖中我們可以看出，相比1999年，到2009年時中美兩國需求結構相似程度增加明顯，直觀上來看，導致這一現(xiàn)象的原因主要是(1)中國平均收入水平近年來增長迅速(密度函數(shù)位置的變化)，且增速相對更高;(2)中國國內(nèi)收入差距近年來也出現(xiàn)持續(xù)擴大的趨勢(密度函數(shù)形態(tài)的變化)。

Sij反映了中國與其貿(mào)易伙伴國需求結構的相似程度，我們運用Kernel 核密度法估算出各國收入分布的密度函數(shù)后利用數(shù)值積分計算得到Sij值(Sij=Sji)。

圖3 中美需求結構相似程度示意圖(1999)

圖4 中美需求結構相似程度示意圖(2009)

表3 中國與其他樣本國家需求結構相似度指數(shù)(1999－2009)

需要說明的是，基于本文定義的需求結構相似度指標，更合意的做法是分別估計國家i 與余下所有樣本國家－i 的收入分布密度，進而根據(jù)定義計算國家i 與余下所有樣本國家－i 的收入分布密度函數(shù)圍成的最小面積，用作為的代理變量，衡量兩國需求結構的相對相似性。這一變量同時包含了多邊需求結構對雙邊需求結構的不對稱影響。但是由于本文估計各國收入分布時所用收入數(shù)據(jù)并不一致，故無法實施。鑒于此，我們選擇第三方國家k①本文選取美國作為參照國。作為參照系，即用作為的近似。同時，注意到由于需求結構相似度指標反映了收入分布密度函數(shù)位置和形態(tài)的雙重相對變化，因此，前文式(8)、式(9)、式(10)中將原本反映需求因素的人均GDP 視為要素稟賦(或相對要素稟賦)的代理變量在估計中不會造成歧義。

五、估計方法

考慮到我們的面板數(shù)據(jù)中時間序列單元的維度與截面維度相近，應該考慮組內(nèi)自相關的問題;同時注意到由于我們選取的樣本主要是發(fā)達國家跨國面板數(shù)據(jù)，國與國之間同期的經(jīng)濟活動可能相互影響，Pesaran(2006)曾指出在面板回歸中，截面相關性將影響估計量的有效性和一致性，基于這兩種考慮，我們對所有截面相關性進行檢驗，首先采用Breusch－Pagan LM 檢驗(Greene，2003)，結果顯示殘差相關系數(shù)矩陣不可逆，不滿足檢驗的條件，因此我們轉而分別采用由Friedman(1937)，F(xiàn)rees(1995，2004)，以及Pesaran(2004)所提出的檢驗方法，3 種檢驗的結果均表明強烈拒絕“無截面相關”的原假設，認為存在組間截面相關。同時我們還檢測了組間的異方差性，似然比檢驗(LR)的結果(χ2= 412.78 Prob ＞χ2= 0.000)顯示強烈拒絕“組間同方差”的原假設。我們采用能處理組內(nèi)自相關和組間同期相關的FGLS 方法估計面板數(shù)據(jù)。依據(jù)前文的分類方法，我們首先采用式(10)的設定對加總的高、中、低三檔消費品分別進行回歸，結果如圖6 所示?？紤]到Fajgelbaum、Grossman 和Helpman(2011)以及Hélène Latzer 和Florian Mayneris(2011)的理論研究，只有當需求規(guī)模相近的情況下，收入分布引起的需求結構因素才會對本地市場效應產(chǎn)生影響，因此我們預期需求結構因素的作用將依賴于相對需求規(guī)模的不同取值范圍而產(chǎn)生階段性差異。接下來，我們依據(jù)Hansen(2000)提出的門限回歸(threshold regression)方法，以相對需求規(guī)模為門限變量，考察需求結構因素的這一非線性影響。門限回歸方法的優(yōu)點在于，不同于傳統(tǒng)的主觀隨意的確定門限值，然后以此門限值對樣本進行劃分，既不對門限值進行參數(shù)估計，也不對其顯著性進行統(tǒng)計檢驗，而是以嚴格的統(tǒng)計推斷方法對門限值進行參數(shù)估計與假設檢驗。

對于面板數(shù)據(jù)我們考察如下門限回歸模型:

yit=μi+β'xit(θ)+εit

yit*=β'xit*(θ)+εit*

如果原假設“H0:β1=β2”則不存在門限效應，反之拒絕原假設則認為存在門限效應，接下來進一步對門限值進行檢驗，即檢驗“H0:θ=θ0”，我們?nèi)匀欢xLR 檢驗統(tǒng)計量:

根據(jù)LR(θ)的漸進分布累積分布函數(shù)為(1－e－x/2)2，可以算出臨界值從而計算θ 的置信區(qū)間。

基于此，我們將基準模型(10)設置為如下雙門限回歸模型:

由于模型將衡量相對收入差距變量作為解釋變量，經(jīng)典貿(mào)易理論表明，貿(mào)易將通過Stolper－Samuelson 效應對國與國之間的收入差距產(chǎn)生影響，如白積洋(2011)［24］，因此內(nèi)生性問題不容回避。對此，我們的解釋是:(1)由于我們將產(chǎn)品種類局限于消費品，而排除了中間品以及資本品，而對于中國這樣一個以加工貿(mào)易為主，“兩頭在外”特征明顯的國家而言，與發(fā)達國家的消費品貿(mào)易額占總貿(mào)易額的比重相對較小，事實上，根據(jù)歷年《海關統(tǒng)計年鑒》資料顯示，我國在1996－2002年間，與發(fā)達國家消費品出口值占總出口值的比重始終沒有超過32%，2003－2009年間與發(fā)達國家消費品出口值占總出口值的比重也未超過40%。因此我們預計貿(mào)易對收入差距的影響將受到限制;(2)我們對消費品按單位產(chǎn)品價值進一步劃分了高、中、低檔三檔，并對不同分類分別進行估計，在實證中進一步弱化了貿(mào)易對收入差距的作用;(3)導致一國收入差距的因素有很多，相關研究表明從總體上看，進出口對于一國內(nèi)部收入差距的影響較小且不顯著，而金融發(fā)展程度與教育因素才是影響一國收入差距的重要原因［25］;(4)由于我們進一步構建了基于國內(nèi)收入分布函數(shù)的需求相似度度量指標，將收入結構進一步拓展為需求結構，而貿(mào)易通過要素市場影響收入結構進一步傳導到需求結構的作用相對較弱?；谝陨峡紤]，我們認為在本文中內(nèi)生性問題并不嚴重。

六、估計結果分析

1.對總體估計結果的分析

我們采用式(10)的設定對加總的高、中、低三檔消費品分別運用面板FGLS 估計，結果呈現(xiàn)在表6 中，同時采用式(11)的設定運用面板門限法分別進行回歸，結果呈現(xiàn)在表7 中。對于(11)我們允許存在0，1，2 個門限，相應的F 統(tǒng)計量以及由自助法(bootstrap)得到的p 值如表4 所示，其中F 統(tǒng)計量與P 值下方兩列分別對應于R/P20%和作為的代理變量的檢驗結果。從表4 中我們可以看出，不論是采取R/P20%還是，都有理由認為對于高中檔消費品而言存在單門限，而在低檔消費品上不存在門限效應。表5 為單門限值的點估計與置信水平95%的區(qū)間估計，其中點估計與區(qū)間估計下方兩列分別對應于R/P20% 和作為的代理變量的估計結果。

表4 門限效應檢驗

表5 門限值估計

如表6、表7 所示，對于每一個待估系數(shù)而言，都給出兩個估計結果，分別為用R/P20%(表中前者)和(表中后者)作為(需求結構)代理變量的估計值。我們發(fā)現(xiàn)，表6 所示需求結構因素的影響并不顯著，本地市場效應仍主要依賴于需求規(guī)模的作用。從表7 所示的門限估計結果看，高檔消費品表現(xiàn)出了較顯著的本地市場效應，在以相對需求規(guī)模為門限變量的情況下，當需求規(guī)模相差不大時，需求結構因素進一步強化了高檔消費品的本地市場效應。對于中檔消費品而言，相對需求規(guī)模對需求結構因素的門限約束效應相對高檔消費品要強一些，只有當相對需求規(guī)模很相近時，需求結構才會對中檔消費品本地市場效應產(chǎn)生影響，可能的原因是中檔消費品的收入彈性小于高檔消費品，因此對需求規(guī)模門限的敏感性更高，但我們發(fā)現(xiàn)，與高檔消費品不同，需求結構因素弱化了中檔消費品的本地市場效應。同時比較優(yōu)勢效應也是我國在中檔消費品商品國際市場上的主要競爭力來源。而對于低檔消費品而言，需求規(guī)模與需求結構對本地市場效應的影響方向相反，也就是說，需求結構因素弱化了本地市場效應，同時顯著性程度普遍較低，我們認為這是由于低檔消費品在我國出口結構中所占份額偏低且變化不明顯造成的。

表6 消費品本地市場效應檢驗(面板FGLS 估計)

表7 消費品本地市場效應檢驗(門限估計)

2.對細分產(chǎn)品估計結果的分析①對于細分的各檔次消費品本地市場效應檢驗，我們并未采用門限回歸，而是采用的面板FGLS，這是因為樣本區(qū)間的變化會使得門限值發(fā)生改變，而本文關注的并非門限值的具體大小。

從表8 中我們可以看出，對于細分的高檔消費品，不論是需求規(guī)模還是需求結構都未表現(xiàn)出對加總商品估計時一致的正向影響，主要原因是本文調整參數(shù)值使得我國與其他所選發(fā)達國家在各個BEC 消費品門類的下雙邊出口都實現(xiàn)了對應，但是在按照BEC 消費品目加總時發(fā)現(xiàn)，我國在一些細分高檔消費品出口貿(mào)易中存在門類分布失衡，甚至在有些門類上存在空缺，而由于合成謬誤使得這一問題在進行總體分析時被掩飾。對于本文關注的需求結構因素，當保持相對需求規(guī)模與相對稟賦比不變的情況下，需求結構變化對高檔消費品本地市場效應的影響比較復雜:對于某些高檔消費品，如高檔耐用消費品(BEC:61)、高檔半耐用消費品(BEC:62)以及高檔非耐用消費品(BEC:63)等，相對需求結構趨同，使得這些產(chǎn)品體現(xiàn)了一定的本地市場效應潛力;而對于另外一些高檔消費品，如高檔未加工食品和飲料(BEC:112)、高檔加工食品和飲料(BEC:122)、高檔非工業(yè)用途交通工具(非機動車)(BEC:522)以及高檔家用機動車(BEC:51)等，需求結構趨同反而使得相對出口減少(相對進口增加)。

表8 高檔消費品本地市場效應檢驗

從表9 中我們可以看出，對于細分中檔消費品，從需求規(guī)模來看我國在中檔未加工食品和飲料(BEC:112)、中檔耐用消費品(BEC:61)、中檔半耐用消費品(BEC:62)以及中檔家用機動車(BEC:51)上存在明顯的本地市場效應。然而當保持相對需求規(guī)模與相對稟賦比不變的情況下，反映需求結構的變量顯示中檔消費品的本地市場效應被不同程度的弱化了，如中檔加工食品和飲料(BEC:112)、中檔耐用消費品(BEC:61)、中檔半耐用消費品(BEC:62)。同時，我們發(fā)現(xiàn)在多種中檔消費品上我國仍具有傳統(tǒng)比較優(yōu)勢，因為大部分中檔消費品屬于資本密集型商品，隨著我國要素構成的高度化，傳統(tǒng)比較優(yōu)勢強化了該類商品的本地市場效應。

表9 中檔消費品本地市場效應檢驗

表10 低檔消費品本地市場效應檢驗

從表10 中我們發(fā)現(xiàn)，大部分低檔消費品都未出現(xiàn)本地市場效應，僅在低檔非耐用消費品(BEC:63)上出現(xiàn)了本地市場效應。同時，我國的低檔消費品參與國際市場競爭時，傳統(tǒng)比較優(yōu)勢仍然發(fā)揮了一定的作用。

通過對3 個表的比較，綜合需求規(guī)模與需求結構的因素，我們認為在高中檔消費品上出現(xiàn)較明顯的本地市場效應的原因是:1)我國平均收入水平相對于其他樣本國家近年來增長迅速，同時收入差距拉大，高收入人群數(shù)量擴張，使得該部分人群的消費組合發(fā)生改變，收入彈性偏高的高檔消費品在總需求中的占比上升，從而為該類商品的生產(chǎn)實現(xiàn)規(guī)模效應提供了內(nèi)部驅動力。本文的經(jīng)驗研究與 Fajgelbaum Grossman and Helpman(2011)的理論預期相一致，當其他因素受到控制時，收入差距較大的國家更有可能出口高質量的產(chǎn)品。(2)與低檔消費品相比，高中檔消費品的多樣化傾向更加明顯，而低檔商品則往往具有標準化生產(chǎn)和同質化傾向。根據(jù)Bergstrand(1989)以及Feenstra 等(2001)的分析，式(10)中γ1k－γ2k=(σk－τk－2)/(τk+σk)，其中σk為不同供應國家提供的該商品的消費替代彈性，τk為該產(chǎn)品在本國市場與外國市場間的供給替代彈性，當σk給定時，我們希望τk＜σk－2，這要求τk盡可能低，尤其是高檔消費品往往具有較鮮明的個體特征，因此滿足替代性較低要求，因而本地市場效應更容易出現(xiàn)在高中檔消費品上。需要注意的是，中檔消費品在某些細分門類上出現(xiàn)了需求規(guī)模與需求結構影響的不一致性，由于收入差距引起的需求結構變化使得在這些產(chǎn)品上的本地市場效應受到不同程度的弱化。我們認為，這主要是由于我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展失衡、行業(yè)壟斷等因素導致的居民收入差距擴大，結合近年來房價等不動產(chǎn)價格的上漲，使得中等收入人群消費支出占可支配收入的份額下降，從而導致中等收入人群相對消費需求不足，這也正是我國目前內(nèi)需疲軟的主要原因。同時，我們也發(fā)現(xiàn)，在中檔消費品上我國仍然具有傳統(tǒng)比較優(yōu)勢的特征，可能的原因是:國際分工、國際間產(chǎn)業(yè)轉移與重組以及國內(nèi)的產(chǎn)業(yè)結構升級使得我國在某些中檔消費品上體現(xiàn)出資本密集型的特點。最后，在低檔消費品上，與高、中檔消費品相比，不論是傳統(tǒng)比較優(yōu)勢效應還是本地市場效應都不明顯。主要原因我們認為是由于挑選的發(fā)達國家作為研究對象，而發(fā)達國家對低檔消費品的進出口不論從數(shù)量還是品種上而言都相對不足同時也相對穩(wěn)定。

七、結論及相關啟示

本文從非位似偏好出發(fā)，將收入分布引起的需求結構變化引入重力方程并以此研究本地市場效應，從而使得模型能夠分離出需求規(guī)模和需求結構兩個層面的影響。在經(jīng)驗分析中，通過6 分位貿(mào)易數(shù)據(jù)提供的單位價值信息，對消費品檔次進行劃分，進而在各檔次細分產(chǎn)品上對本地市場效應進行了檢驗，同時采用面板門限回歸方法，察了需求結構隨需求規(guī)模在不同分布區(qū)間上對本地市場效應的差異化影響。研究發(fā)現(xiàn):(1)同一產(chǎn)品門類下不同檔次產(chǎn)品的本地市場效應存在差異，總體而言，近年來我國在多個高檔消費品門類出現(xiàn)了本地市場效應，同時本文關注的需求結構因素對高檔消費品實現(xiàn)本地市場效應的貢獻更加明顯，而對中低檔消費品實現(xiàn)本地市場效應的貢獻較小。(2)需求結構因素對本地市場效應的影響依賴于需求規(guī)模因素，需求規(guī)模是導致產(chǎn)品實現(xiàn)本地市場效應的主因，只有當兩國需求規(guī)模相近時，需求結構因素才發(fā)揮作用。本文的研究，在要素稟賦和規(guī)模經(jīng)濟的基礎上，通過對產(chǎn)品檔次的分類，更新了需求結構視角對本地市場效應的認識。這一認識于我國對外貿(mào)易發(fā)展具有重要的啟示:

首先，注意到，同一產(chǎn)品門類下，高端產(chǎn)品更易于發(fā)揮本地市場效應的優(yōu)勢。在勞動力成本不斷上升，“人口紅利”即將耗盡的今天，應加快對高級生產(chǎn)要素的培育，實現(xiàn)要素結構優(yōu)化轉型，同時也應鼓勵本土企業(yè)積極適應并探索當前需求結構和消費模式的改變，盡快豐富本土高檔消費品的種類，在更廣泛的高端產(chǎn)品門類上誘發(fā)本地市場效，加入國際競爭。其次，注意到，需求結構因素依賴于需求規(guī)模起作用?；谖覈?jīng)濟總規(guī)模增速放緩，短期內(nèi)收入差距持續(xù)擴大的現(xiàn)實，需求結構因素在貿(mào)易中將發(fā)揮愈加重要的作用。因此，應積極發(fā)展消費信貸服務，同時控制不動產(chǎn)價格，降低不動產(chǎn)在居民支出結構中的比重，激勵并引導消費者向更高端消費模式過渡，從而更好的利用當前既定的收入分布模式，優(yōu)化需求結構，為我國對外貿(mào)易注入新的活力。

［1］Krugman，Paul R..Scale Economies，Product Differentiation，and the Pattern of Trade［J］.American Economic Review，1980，70:5，950－959．

［2］Linder，Staan Burenstam.An Essay on Trade and Transformation［M］.Stockholm:Almqvist and Wiksell，1961．

［3］Hunter，Linda，Markusen，James R.Per－capita Income as a Determinant of Trade［M］// Robert C Feenstra:Empirical Methods for International Trade． Cambridge:MIT Press，1988:89－109．

［4］Hunter Linda.The Contribution of Non－h(huán)omothetic Preferences to Trade［J］.Journal of International Economics，1991，30:3－4，345－358．

［5］Flam Harry，Helpman，Elhanan.Vertical Product Differentiation and North－ South Trade［J］.American Economic Review，1987，77:5，810－822．

［6］Murphy，Kevin M，Shleifer，Andrei.Quality and Trade［J］.Journal of Development Economics，1997，53:1，1－15．

［7］Matsuyama，Kiminori.A Ricardian Model with a Continuum of Goods under Nonhomothetic Preferences:Demand Complementarities，Income Distribution，and North－South Trade［J］.Journal of Political Economy，2000，108:6，1093－1120．

［8］Arnon A，Weinblatt J.Linder's Hypothesis Revisited:Income Similarity Effects for Low Income Countries［J］． Applied Economic Letters，1998，5:607－611．

［9］Juan Carlos Hallak.A Product－ Quality View of the Linder Hypothesis［J］.The Review of Economics and Statistics，2010，92(3):453－466.

［10］Mitra，Devashish，Trindade，Vitor.Inequality and Trade［J］.Canadian Journal of Economics，2005，38:4，1253－1271．

［11］ Dalgin Muhammed， Trindade Vitor， Mitra Devashish.Inequality，Non－ homothetic Preferences，and Trade:A Gravity Approach［J］.Southern Economic Journal，2007，74:3，747－774．

［12］Choi Yo Chul，Hummels David，Xiang，Chong.Explaining Import Quality:The Role of the Income Distribution［J］.Journal of International Economics，2009，77:2，265－275．

［13］Bekkers E，G J Francois，M Manchin.Import Prices，Income，and Inequality［Z］.Johannes Kepler University of Linz，Unpublished Manuscript，2009．

［14］Pieters G.Within－Country Inequality and Trade［Z］.Working Paper，2011．

［15］Hélène Latzer，F(xiàn)lorian Mayneris.Trade in Quality and Income distribution:An Analysis of the Enlarged EU Market［Z］． Working Papers of BETA 2011－21，Bureau d'Economie Théorique et Appliquée，UDS，Strasbourg.

［16］Fajgelbaum P，G M Grossman，E Helpman.Income Distribution，Product Quality，and International Trade［J］.Journal of Political Economy，2011，119:721－765．

［17］錢學鋒，梁 琦.本地市場效應:理論和經(jīng)驗研究的新進展［J］.經(jīng)濟學(季刊)，2007(2)．

［18］Inmaculada Martínez－ Zarzoso，Sebastian Vollmer.Bilateral Trade Flows and Income－distribution Similarity［Z］.Working Papers，2010 10－ 06，Asociación Espa?ola de Economíay Finanzas Internacionales.

［19］Schumacher D，Boriss Siliverstovs.Home－ market and Factor－Endowment Effects in a Gravity Approach［J］.Review of World Economics，2006，142:2，330－353．

［20］錢學鋒，陳六傅.中美雙邊貿(mào)易中本地市場效應估計——兼論中國的貿(mào)易政策取向［J］.世界經(jīng)濟研究，2007(12)．

［21］許統(tǒng)生，涂遠芬.中國可貿(mào)易產(chǎn)業(yè)本地市場效應的估計及其政策啟示［J］.經(jīng)濟學動態(tài)，2010(7)．

［22］祁 飛.中國對外貿(mào)易模式經(jīng)驗研究——“母市場效應”VS 比較優(yōu)勢效應［J］.世界經(jīng)濟研究，2011(1)．

［23］郭慶然.FDI、對外貿(mào)易對中部經(jīng)濟增長影響的實證分析［J］.科學決策，2010(9):54－59．

［24］李玲慧.外貿(mào)出口對中國經(jīng)濟增長影響分析［J］.科學決策，2010(3):10－22．

［25］Xavier Sala－i－Martin.The World Distribution of Income:Falling Poverty and Convergence，Period［J］.The Quarterly Journal of Economics，2006，121(2):351－397.

［26］白積洋． 全球生產(chǎn)網(wǎng)絡、貿(mào)易結構與工資差距:來自中國的證據(jù)［J］． 科學決策，2011(4):1－22．

［27］魏 浩，劉 吟.對外貿(mào)易與國內(nèi)收入差距:基于全球125 個國家的實證分析［J］.統(tǒng)計研究，2011(8)．