需求规模是诱发本地市场效应的唯一因素吗?

张亚斌，冯 迪，张 杨

(湖南大学经济与贸易学院，湖南长沙410079)

一、引言

对消费者问题的研究早已揭示出需求将随着收入水平变化而变化的事实，随着收入的增长，如果消费者改变某些商品的消费比例，则该商品的总需求不仅受到总收入的影响，还取决于收入的分布。Krugman 曾指出，当运输成本较大时，更大的本地市场将使得定位于该地区的企业享有更明显的规模收益，因此一国将倾向于出口那些具有更大本地需求的产品［1］。然而，长期以来，贸易理论家仅仅关注了国际贸易中供给方的规模经济却忽视了需求方的收入差异，从一国需求总量的角度考察了本地市场效应却忽视了需求结构的影响。这是由于贸易理论在需求方大都采用CES－CD 形式的效用函数，而CES－CD 形式的效用函数本身反映的是同位相似的(homothetic)偏好。具有位似偏好的消费者在个人收入增加时其最优化的产品消费结构不发生改变，换句话说，具有位似偏好的消费者对不同产品的需求收入弹性都是相同的。因此，在Krugman 等人的模型中乃至广泛用于国际贸易经验研究的重力方程中，影响本地市场效应的只是需求总量，而不能反映需求结构因素的作用。如果认为收入分布是外生的话，那么在偏好非位似的假设下，不同收入的个体将对不同产品有着不同的收入弹性，因此收入分布将影响本国的需求结构，进而导致不同收入弹性的产品出现本地市场效应。基于上述考虑，本文试图探析收入分布在国际贸易经验研究中到底扮演了怎样的角色，以及需求结构与需求规模如何相互作用并导致了某些贸易品出现了传统比较优势以外的本地市场效应。

二、文献回顾

最早将偏好、需求与国际贸易联系起来的是Linder(1961)，他在文中提出了如下假说:任何国家的企业生产的产品都将迎合占主导地位的本地消费者的偏好，同时将产品卖给世界范围内有同样偏好的人们［2］。Hunter 和Markusen (1988)通过经验分析对位似偏好提出了质疑，认为不同商品应具有不同的需求收入弹性［3］。Hunter(1991)进一步研究认为人均收入将决定总需求，代表性消费者的收入增加将使得奢侈品的预算份额相应的增加，同时也指出，线性收入扩张路径意味着当保持人均收入为常数时，收入的再分配效应对各商品的需求没有影响，因而该文中并没有体现收入分配效应对需求的作用［4］。Flam 和Helpman(1987)，Murphy 和Shleifer(1997)以及Matsuyama(2000)将非位似偏好与产品质量相结合研究贸易模式，他们的研究表明，人均收入更高的国家出口奢侈品或者品质更高的商品，因为高收入国家拥有生产高质量产品的技术优势［5－7］。经验研究方面，将跨国人均收入的变化作为需求结构相似性而引入传统重力方程的研究还有:Arnon 和Weinblatt(1998);Hallak(2006)等。上述研究的主要贡献在于突破了对位似偏好的假设，从而将人均收入作为需求方的重要因素纳入理论与经验分析，但不足之处是尚未进一步考虑收入分布对需求结构的影响［8－9］。

最近的贸易文献，考虑了收入分布对需求结构的影响并将之纳入贸易理论与经验分析中:Mitra 和Trindate (2005)、Dalgin 及Mitra 和Trindate(2007)基于非位似偏好结构说明了收入分布对进口需求的决定作用，对奢侈品的进口需求将随着进口国收入分配的不平等增加而增加，而对必需品的进口需求则与奢侈品恰好相反［10－11］。Choi，Hummels 等(2008)、Bekkers 和Francois 及Manchin(2009)、Pieters(2011)等也分别从不同的市场结构和生产技术讨论了收入分布与进口贸易的关系［12－14］。Hélène Latzer 和Florian Mayneris(2011)考察了收入分布对贸易品质量的影响，同时通过对欧洲25 国的经验分析，发现收入分布的影响依赖于总收入与人均收入［15］。Fajgelbaum 和Grossman 及Helpman(2011)首次在非位似偏好的基础上讨论了国内收入分布对该国出口贸易的影响，论证了收入分布如何通过本地市场效应影响一国出口商品的结构，认为富裕的国家或收入分布更分散的国家倾向于出口更高质量的商品［16］。

对于本地市场效应的研究则相对丰富，自Krugman 首次提出该理论以来，国内外学者从国际贸易学，空间经济学等不同视角对其内涵进行了界定，同时也从经验数据中得到了有力的支持。对此钱学锋、梁琦(2007)做了详细的评述［17］。而然，从经验研究来看，关注的焦点仍然集中在需求规模，尚未有涉及收入分布引致需求结构变化对本地市场效应产生影响的文献。

本文与已有文献的区别及主要贡献在于，(1)对Fajgelbaum Grossman 和Helpman (2011)理论模型中提出的，当需求规模相似的情况下，一国内收入分布情况将导致该国在某些产品上存在本地市场效应的命题进行了经验实证;(2)借鉴Martinez Zarzoso 和Vollmer (2010)，定义了需求结构相似度指标，首次计算了中国与主要发达国家的需求结构相似度［18］;(3)在Dalgin Trindade 和Mitra(2007)经验研究的基础上进行改进，同时结合Schumacher 和Siliverstove(2006)的方法［19］，将收入分布引致的需求结构因素纳入重力方程对本地市场效应进行检验;(4)以本地市场效应为纽带，探寻目前我国收入分布失衡，内需疲软以及粗放式贸易增长方式三大问题的内在逻辑，并给出了相关政策建议。

三、模型构建

我们在Dalgin Trindade 和Mitra(2007)的基础上结合Fajgelbaum Grossman 和Helpman (2011)的研究。在位似且一致的偏好假设下，随着消费者收入的增长，对不同产品的消费同比例的增长。特别的，在产品空间为二维的状态下，收入消费曲线为一条过原点的直线，消费结构不发生改变，因此需求曲线被构造为D =D(P，I)，其中P 为价格因素，是产品单价与价格指数的函数，I 为总收入。然而，当我们假设偏好是非位似的情况时，随着个体收入的变化消费结构也会发生改变，因此需要在考察每个消费者收入情况的基础上进行加总，总需求函数不再是总收入的函数，而是:

同上，P 为价格因素，Ii为个体收入i =1，2，…，n。如此一来，收入在个体间的分配情况将影响对某商品的总需求，由于我们无法得到个体消费者的收入数据，因此我们用收入分布的各阶矩参数作为近似替代。

其中，δ 为控制收入分布函数分散程度的矩参数，用以衡量收入差距。下面我们将视角转移到双边贸易重力方程的构建。注意到:

其中，(GDP/capita)h表示h 国的人均GDP，GDPw表示世界GDP，δh，δw分别表示h 国和世界的收入差距度量指标，h=i，j。我们将φ 和φ 函数近似为一个可分的对数线性函数从而使得我们将j 国家在k 产品上的支出占世界在该产品上总支出的份额的对数写为:

同时将k 产品在i 国GDP 中所占的份额的对数写为:

将式(6)、式(7)代入式(3)，并参照Schumacher 和Siliverstove(2006)进一步拓展为经典的重力方程

式(8)同时决定了两国双边贸易的进、出口贸易量。产品k 在t年由i 从j 国的进口值应该等于，即产品k 在t年由j 到i 国的出口值。因此可以得到:

我们将式(8)与式(9)相减，并由于Dij=Dji，我们得到用以估计是否存在本地市场效应的基准方程①更加准确的描述式(10)还应该加上国家固定效应的虚拟变量，被约去的是时间固定效应的虚拟变量，后文我们加入了表示国家固定效应的虚拟变量进行估计。:

我们看到式(10)与Schumacher 和Siliverstove(2006)，钱学峰、陈六傅(2007)，许统生，涂远芬(2010)，以及祁飞(2011)等对本地市场效应的检验方程相比［19－22］，一方面继承了上述研究的优点，即能够区分本地市场效应与传统比较优势对双边贸易模式的不同影响;更重要的是，基于非位似偏好的视角对本地市场效应进行了分解，具体而言，用需求总体规模与需求结构两个层面的因素综合考察本地市场效应，而非仅使用需求总体规模代表本地市场效应。

四、数据说明及处理

1.贸易数据

本文的贸易数据来自于CEPII－ BACI 数据库，该数据库包含了世界200 多个国家5000 多种产品的双边HS92 的六分位贸易数据(下简称HS6)，我们选取了美国、日本、德国、法国、英国、意大利、加拿大、澳大利亚、韩国、西班牙、荷兰、比利时、瑞典、奥地利、丹麦、希腊、葡萄牙、芬兰以及爱尔兰与我国的双边贸易数据②选取贸易伙伴国时考虑了到相关收入指标的可得性。，时间跨度为1999－2009。由于BACI 的HS6 提供了单位价值的信息，按BEC 消费品V 标准加总后，每一个消费品门类下我们都按照HS6 提供的单位价值信息将之划分为高、中、低3 个质量档次③此处我们用HS6 的单位价值作为产品质量的近似。，如郭庆然(2011)［23］。我们假设不同国家间消费者的偏好是一致且非位似的(identicalandnon－ homothetic)，考虑到消费者偏好可能随时间改变，我们采用如下分类规则:定义一个相对单位价值比:，其中UVs，t表示本文所选国家某一HS6 贸易流在年份t 的单位价值，UVworld，t作为参照，表示本文所选国家所有该HS6 贸易流①此处所指的BEC 目录即112、122、522、51、61、62、63。单位价值的几何加权平均。如果r＜1 则该s 被划分到低档和中档:其中低档所占该笔贸易流的份额为(1－rα)，中档所占该笔贸易流的份额为rα;如果r ＞1 则该s 被划分到中档和高档:其中高档所占该笔贸易流的份额为，中档所占该笔贸易流的份额为;如果r=1 则该s被划分到中档。这样做的好处是避免了简单按照分位数划分产生的门限效应，使得划分更加平滑:α 的微小改变反映了质量分类标准的微小改变，α越小则中档产品所占据的份额越大。接下来将HS6 与BEC.I 分类相对应，把产品进一步局限于消费目的②由于现有基于非位似偏好的贸易理论并未涉及中间产品贸易，故此处为了更好的与理论对接我们将产品局限于最终消费的目的。，把HS6 与BEC 门类下112、122、522、51、61、62、63 对应加总③112:主要用于家庭消费的未加工的食品和饮料;122:主要用于家庭消费的经过加工的食品和饮料;522:非工业用途的交通工具;51的一部分，即家用机动车;61:耐用消费品;62:半耐用消费品;63:非耐用消费品。，如李玲慧(2010)［24］。我们通过调整α 的取值使得对所有的国家而言，高、中、低三个档次的消费品都包含了完整的BEC 消费品门类。同时，这也是我们之所以选取发达国家作为研究对象的原因，经过我们的实验，如果加入发展中国家作为贸易伙伴④如果仅选取发展中国家作为研究对象，则与仅选取发达国家相比，消费品分类标准将存在较大的差异，使得两者不具有可比性。，则很难选取相应的α 使得对于所有的BEC 消费品门类皆包含完整的高、中、低三档产品。最终本文中取α =4 进行计算。表1，表2 分别为中美两国近年来对其他样本国出口消费品按档次的比例情况⑤其他样本国家相关统计分析由于篇幅限制在此略去，有兴趣者可向作者索取。。

表1 中国对其他样本国分档次消费品出口占比统计(1999－2009)

表2 美国对其他样本国分档次消费品出口占比统计(1999－2009)

从表1 中我们可以看出，若排除2008年金融危机的影响，我国高端消费品出口占全部消费品出口的比重近十年来有着显著的提高，从1999年仅占全部消费品出口的13.39%，涨至2007年金融危机前的92.09%。而低档消费品出口占比较低，近十年来未超过3%。从表2 中我们发现，美国消费品出口主要集中在高档产品，近十年来平均占所有消费品出口的73%左右，并且也呈现出逐年增加的趋势，从1999年占全部消费品出口的38.01%增至2008年最高时占比达95.91%。从统计分析看美国高档消费品出口受金融危机影响并不明显。

2.收入数据

本文收入数据主要采用R/P 20%，即按照该国收入等级分，最富有的20%人口所占财富与最贫困的20%人口所占财富的比值，衡量收入分布的分散情况。主要来源于World Development Indicators (WDI)of the World Bank 的五分组收入份额数据，各年联合国发布的人口发展报告，世界收入不公平数据库(WIID)以及各样本国国民统计部门发布的数据，例如:对于中国，我们采用来自国研网的五分组城镇居民人均可支配收入①由于采用的是城镇居民可支配收入分组数据，本文有可能高估我国的收入分布水平，之所以采用该指标是考虑到我国城乡开放水平的巨大差异以及对贸易影响的显著性。，对于美国，我们采用来自美国劳工统计局(US Bureau of Labor Statistics)每年发布消费支出调查(Consumer Expenditure Survey)数据进行加总得到五分组城镇居民人均可支配收入，仍然缺失的数据我们根据该国数据的趋势用移动平均法补全。所有货币单位数据都按2000年本币兑换美元的汇率折算成美元。GDP 和人均GDP 数据来自World Bank 数据库。

根据前文的分析，我们利用收入分布构建另一个指标测度需求结构的相似程度。我们采用World Development Indicators (WDI)of the World Bank、各年联合国发布的人口发展报告以及各国国民统计部门发布的五分组收入份额数据，参照Sala－i－Martin(2006)［23］，运用非参数的Kernel核密度法估计出各国收入分布的密度函数，Kernel 核密度法与前述方法比较之优点在于不依赖于某一固定的分布函数设定，拟合效果与实际情况更为吻合。一般认为，采用的分组数据越少则选择高斯核函数的可能性越大，因此，我们选择高斯核函数进行估计。图1 与图2 分别为中国和美国于1999、2004 以及2009年的收入分布核密度估计。

图1 中国年收入分布核密度函数

图2 美国年收入分布核密度函数

从图中我们可以看出，从1999年至2009年，中国收入分布的密度函数整体向右平移的同时越来越趋于平缓，这意味着，随着收入的增长国内收入差距也在进一步拉大;相比之下，美国的整体收入水平也在增加，但是收入分布的密度函数形态变化不明显，这说明美国国内的收入差距基本趋于稳定。

接下来，我们分别将中国和其他样本国家收入分布的密度函数曲线放在一起，将需求相似度定义为:，即任意两国收入分布密度函数与x 轴围成的面积中重合的部分。由于数据可得性问题，有些国家并未报告五分组收入数据，我们借鉴Martinez Zarzoso 和Vollmer (2010)的方法，采用对数正态分布拟合各国收入分布的密度函数，同时利用基尼系数与收入分布密度函数的关系估计出对数正态分布的模型参数，进而计算贸易伙伴国之间收入分布密度的重合部分，对于基尼系数仍然不可得的国家对，我们参考胡祖光(2004)用最富有的20%人所占收入比重与最贫困的20%人所占收入比重之差作为基尼系数的近似替代。收入分布函数估计方法如下:若X ～N(μ，σ)则Ln(μ，σ)的密度函数为f(x;，对数正态分布的基尼系数，其中Ψ(·)为标准正态分布的分布函数。由此关系可以计算得到。从而得到各国收入分布的密度函数。任意两国的需求相似度同样被定义为dy。φi(y)，φj(y)分别为i 国和j 国收入分布的密度函数。

图3 与图4 分别为1999年以及2009年中美的收入分布密度曲线综合图，其中阴影部分的面积即为Sij，衡量了中美两国需求结构的相似程度。从图中我们可以看出，相比1999年，到2009年时中美两国需求结构相似程度增加明显，直观上来看，导致这一现象的原因主要是(1)中国平均收入水平近年来增长迅速(密度函数位置的变化)，且增速相对更高;(2)中国国内收入差距近年来也出现持续扩大的趋势(密度函数形态的变化)。

Sij反映了中国与其贸易伙伴国需求结构的相似程度，我们运用Kernel 核密度法估算出各国收入分布的密度函数后利用数值积分计算得到Sij值(Sij=Sji)。

图3 中美需求结构相似程度示意图(1999)

图4 中美需求结构相似程度示意图(2009)

表3 中国与其他样本国家需求结构相似度指数(1999－2009)

需要说明的是，基于本文定义的需求结构相似度指标，更合意的做法是分别估计国家i 与余下所有样本国家－i 的收入分布密度，进而根据定义计算国家i 与余下所有样本国家－i 的收入分布密度函数围成的最小面积，用作为的代理变量，衡量两国需求结构的相对相似性。这一变量同时包含了多边需求结构对双边需求结构的不对称影响。但是由于本文估计各国收入分布时所用收入数据并不一致，故无法实施。鉴于此，我们选择第三方国家k①本文选取美国作为参照国。作为参照系，即用作为的近似。同时，注意到由于需求结构相似度指标反映了收入分布密度函数位置和形态的双重相对变化，因此，前文式(8)、式(9)、式(10)中将原本反映需求因素的人均GDP 视为要素禀赋(或相对要素禀赋)的代理变量在估计中不会造成歧义。

五、估计方法

考虑到我们的面板数据中时间序列单元的维度与截面维度相近，应该考虑组内自相关的问题;同时注意到由于我们选取的样本主要是发达国家跨国面板数据，国与国之间同期的经济活动可能相互影响，Pesaran(2006)曾指出在面板回归中，截面相关性将影响估计量的有效性和一致性，基于这两种考虑，我们对所有截面相关性进行检验，首先采用Breusch－Pagan LM 检验(Greene，2003)，结果显示残差相关系数矩阵不可逆，不满足检验的条件，因此我们转而分别采用由Friedman(1937)，Frees(1995，2004)，以及Pesaran(2004)所提出的检验方法，3 种检验的结果均表明强烈拒绝“无截面相关”的原假设，认为存在组间截面相关。同时我们还检测了组间的异方差性，似然比检验(LR)的结果(χ2= 412.78 Prob ＞χ2= 0.000)显示强烈拒绝“组间同方差”的原假设。我们采用能处理组内自相关和组间同期相关的FGLS 方法估计面板数据。依据前文的分类方法，我们首先采用式(10)的设定对加总的高、中、低三档消费品分别进行回归，结果如图6 所示。考虑到Fajgelbaum、Grossman 和Helpman(2011)以及Hélène Latzer 和Florian Mayneris(2011)的理论研究，只有当需求规模相近的情况下，收入分布引起的需求结构因素才会对本地市场效应产生影响，因此我们预期需求结构因素的作用将依赖于相对需求规模的不同取值范围而产生阶段性差异。接下来，我们依据Hansen(2000)提出的门限回归(threshold regression)方法，以相对需求规模为门限变量，考察需求结构因素的这一非线性影响。门限回归方法的优点在于，不同于传统的主观随意的确定门限值，然后以此门限值对样本进行划分，既不对门限值进行参数估计，也不对其显著性进行统计检验，而是以严格的统计推断方法对门限值进行参数估计与假设检验。

对于面板数据我们考察如下门限回归模型:

yit=μi+β'xit(θ)+εit

yit*=β'xit*(θ)+εit*

如果原假设“H0:β1=β2”则不存在门限效应，反之拒绝原假设则认为存在门限效应，接下来进一步对门限值进行检验，即检验“H0:θ=θ0”，我们仍然定义LR 检验统计量:

根据LR(θ)的渐进分布累积分布函数为(1－e－x/2)2，可以算出临界值从而计算θ 的置信区间。

基于此，我们将基准模型(10)设置为如下双门限回归模型:

由于模型将衡量相对收入差距变量作为解释变量，经典贸易理论表明，贸易将通过Stolper－Samuelson 效应对国与国之间的收入差距产生影响，如白积洋(2011)［24］，因此内生性问题不容回避。对此，我们的解释是:(1)由于我们将产品种类局限于消费品，而排除了中间品以及资本品，而对于中国这样一个以加工贸易为主，“两头在外”特征明显的国家而言，与发达国家的消费品贸易额占总贸易额的比重相对较小，事实上，根据历年《海关统计年鉴》资料显示，我国在1996－2002年间，与发达国家消费品出口值占总出口值的比重始终没有超过32%，2003－2009年间与发达国家消费品出口值占总出口值的比重也未超过40%。因此我们预计贸易对收入差距的影响将受到限制;(2)我们对消费品按单位产品价值进一步划分了高、中、低档三档，并对不同分类分别进行估计，在实证中进一步弱化了贸易对收入差距的作用;(3)导致一国收入差距的因素有很多，相关研究表明从总体上看，进出口对于一国内部收入差距的影响较小且不显著，而金融发展程度与教育因素才是影响一国收入差距的重要原因［25］;(4)由于我们进一步构建了基于国内收入分布函数的需求相似度度量指标，将收入结构进一步拓展为需求结构，而贸易通过要素市场影响收入结构进一步传导到需求结构的作用相对较弱。基于以上考虑，我们认为在本文中内生性问题并不严重。

六、估计结果分析

1.对总体估计结果的分析

我们采用式(10)的设定对加总的高、中、低三档消费品分别运用面板FGLS 估计，结果呈现在表6 中，同时采用式(11)的设定运用面板门限法分别进行回归，结果呈现在表7 中。对于(11)我们允许存在0，1，2 个门限，相应的F 统计量以及由自助法(bootstrap)得到的p 值如表4 所示，其中F 统计量与P 值下方两列分别对应于R/P20%和作为的代理变量的检验结果。从表4 中我们可以看出，不论是采取R/P20%还是，都有理由认为对于高中档消费品而言存在单门限，而在低档消费品上不存在门限效应。表5 为单门限值的点估计与置信水平95%的区间估计，其中点估计与区间估计下方两列分别对应于R/P20% 和作为的代理变量的估计结果。

表4 门限效应检验

表5 门限值估计

如表6、表7 所示，对于每一个待估系数而言，都给出两个估计结果，分别为用R/P20%(表中前者)和(表中后者)作为(需求结构)代理变量的估计值。我们发现，表6 所示需求结构因素的影响并不显著，本地市场效应仍主要依赖于需求规模的作用。从表7 所示的门限估计结果看，高档消费品表现出了较显著的本地市场效应，在以相对需求规模为门限变量的情况下，当需求规模相差不大时，需求结构因素进一步强化了高档消费品的本地市场效应。对于中档消费品而言，相对需求规模对需求结构因素的门限约束效应相对高档消费品要强一些，只有当相对需求规模很相近时，需求结构才会对中档消费品本地市场效应产生影响，可能的原因是中档消费品的收入弹性小于高档消费品，因此对需求规模门限的敏感性更高，但我们发现，与高档消费品不同，需求结构因素弱化了中档消费品的本地市场效应。同时比较优势效应也是我国在中档消费品商品国际市场上的主要竞争力来源。而对于低档消费品而言，需求规模与需求结构对本地市场效应的影响方向相反，也就是说，需求结构因素弱化了本地市场效应，同时显著性程度普遍较低，我们认为这是由于低档消费品在我国出口结构中所占份额偏低且变化不明显造成的。

表6 消费品本地市场效应检验(面板FGLS 估计)

表7 消费品本地市场效应检验(门限估计)

2.对细分产品估计结果的分析①对于细分的各档次消费品本地市场效应检验，我们并未采用门限回归，而是采用的面板FGLS，这是因为样本区间的变化会使得门限值发生改变，而本文关注的并非门限值的具体大小。

从表8 中我们可以看出，对于细分的高档消费品，不论是需求规模还是需求结构都未表现出对加总商品估计时一致的正向影响，主要原因是本文调整参数值使得我国与其他所选发达国家在各个BEC 消费品门类的下双边出口都实现了对应，但是在按照BEC 消费品目加总时发现，我国在一些细分高档消费品出口贸易中存在门类分布失衡，甚至在有些门类上存在空缺，而由于合成谬误使得这一问题在进行总体分析时被掩饰。对于本文关注的需求结构因素，当保持相对需求规模与相对禀赋比不变的情况下，需求结构变化对高档消费品本地市场效应的影响比较复杂:对于某些高档消费品，如高档耐用消费品(BEC:61)、高档半耐用消费品(BEC:62)以及高档非耐用消费品(BEC:63)等，相对需求结构趋同，使得这些产品体现了一定的本地市场效应潜力;而对于另外一些高档消费品，如高档未加工食品和饮料(BEC:112)、高档加工食品和饮料(BEC:122)、高档非工业用途交通工具(非机动车)(BEC:522)以及高档家用机动车(BEC:51)等，需求结构趋同反而使得相对出口减少(相对进口增加)。

表8 高档消费品本地市场效应检验

从表9 中我们可以看出，对于细分中档消费品，从需求规模来看我国在中档未加工食品和饮料(BEC:112)、中档耐用消费品(BEC:61)、中档半耐用消费品(BEC:62)以及中档家用机动车(BEC:51)上存在明显的本地市场效应。然而当保持相对需求规模与相对禀赋比不变的情况下，反映需求结构的变量显示中档消费品的本地市场效应被不同程度的弱化了，如中档加工食品和饮料(BEC:112)、中档耐用消费品(BEC:61)、中档半耐用消费品(BEC:62)。同时，我们发现在多种中档消费品上我国仍具有传统比较优势，因为大部分中档消费品属于资本密集型商品，随着我国要素构成的高度化，传统比较优势强化了该类商品的本地市场效应。

表9 中档消费品本地市场效应检验

表10 低档消费品本地市场效应检验

从表10 中我们发现，大部分低档消费品都未出现本地市场效应，仅在低档非耐用消费品(BEC:63)上出现了本地市场效应。同时，我国的低档消费品参与国际市场竞争时，传统比较优势仍然发挥了一定的作用。

通过对3 个表的比较，综合需求规模与需求结构的因素，我们认为在高中档消费品上出现较明显的本地市场效应的原因是:1)我国平均收入水平相对于其他样本国家近年来增长迅速，同时收入差距拉大，高收入人群数量扩张，使得该部分人群的消费组合发生改变，收入弹性偏高的高档消费品在总需求中的占比上升，从而为该类商品的生产实现规模效应提供了内部驱动力。本文的经验研究与 Fajgelbaum Grossman and Helpman(2011)的理论预期相一致，当其他因素受到控制时，收入差距较大的国家更有可能出口高质量的产品。(2)与低档消费品相比，高中档消费品的多样化倾向更加明显，而低档商品则往往具有标准化生产和同质化倾向。根据Bergstrand(1989)以及Feenstra 等(2001)的分析，式(10)中γ1k－γ2k=(σk－τk－2)/(τk+σk)，其中σk为不同供应国家提供的该商品的消费替代弹性，τk为该产品在本国市场与外国市场间的供给替代弹性，当σk给定时，我们希望τk＜σk－2，这要求τk尽可能低，尤其是高档消费品往往具有较鲜明的个体特征，因此满足替代性较低要求，因而本地市场效应更容易出现在高中档消费品上。需要注意的是，中档消费品在某些细分门类上出现了需求规模与需求结构影响的不一致性，由于收入差距引起的需求结构变化使得在这些产品上的本地市场效应受到不同程度的弱化。我们认为，这主要是由于我国区域经济发展失衡、行业垄断等因素导致的居民收入差距扩大，结合近年来房价等不动产价格的上涨，使得中等收入人群消费支出占可支配收入的份额下降，从而导致中等收入人群相对消费需求不足，这也正是我国目前内需疲软的主要原因。同时，我们也发现，在中档消费品上我国仍然具有传统比较优势的特征，可能的原因是:国际分工、国际间产业转移与重组以及国内的产业结构升级使得我国在某些中档消费品上体现出资本密集型的特点。最后，在低档消费品上，与高、中档消费品相比，不论是传统比较优势效应还是本地市场效应都不明显。主要原因我们认为是由于挑选的发达国家作为研究对象，而发达国家对低档消费品的进出口不论从数量还是品种上而言都相对不足同时也相对稳定。

七、结论及相关启示

本文从非位似偏好出发，将收入分布引起的需求结构变化引入重力方程并以此研究本地市场效应，从而使得模型能够分离出需求规模和需求结构两个层面的影响。在经验分析中，通过6 分位贸易数据提供的单位价值信息，对消费品档次进行划分，进而在各档次细分产品上对本地市场效应进行了检验，同时采用面板门限回归方法，察了需求结构随需求规模在不同分布区间上对本地市场效应的差异化影响。研究发现:(1)同一产品门类下不同档次产品的本地市场效应存在差异，总体而言，近年来我国在多个高档消费品门类出现了本地市场效应，同时本文关注的需求结构因素对高档消费品实现本地市场效应的贡献更加明显，而对中低档消费品实现本地市场效应的贡献较小。(2)需求结构因素对本地市场效应的影响依赖于需求规模因素，需求规模是导致产品实现本地市场效应的主因，只有当两国需求规模相近时，需求结构因素才发挥作用。本文的研究，在要素禀赋和规模经济的基础上，通过对产品档次的分类，更新了需求结构视角对本地市场效应的认识。这一认识于我国对外贸易发展具有重要的启示:

首先，注意到，同一产品门类下，高端产品更易于发挥本地市场效应的优势。在劳动力成本不断上升，“人口红利”即将耗尽的今天，应加快对高级生产要素的培育，实现要素结构优化转型，同时也应鼓励本土企业积极适应并探索当前需求结构和消费模式的改变，尽快丰富本土高档消费品的种类，在更广泛的高端产品门类上诱发本地市场效，加入国际竞争。其次，注意到，需求结构因素依赖于需求规模起作用。基于我国经济总规模增速放缓，短期内收入差距持续扩大的现实，需求结构因素在贸易中将发挥愈加重要的作用。因此，应积极发展消费信贷服务，同时控制不动产价格，降低不动产在居民支出结构中的比重，激励并引导消费者向更高端消费模式过渡，从而更好的利用当前既定的收入分布模式，优化需求结构，为我国对外贸易注入新的活力。

［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－homothetic 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，Florian 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］钱学锋，梁 琦.本地市场效应:理论和经验研究的新进展［J］.经济学(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］钱学锋，陈六傅.中美双边贸易中本地市场效应估计——兼论中国的贸易政策取向［J］.世界经济研究，2007(12)．

［21］许统生，涂远芬.中国可贸易产业本地市场效应的估计及其政策启示［J］.经济学动态，2010(7)．

［22］祁 飞.中国对外贸易模式经验研究——“母市场效应”VS 比较优势效应［J］.世界经济研究，2011(1)．

［23］郭庆然.FDI、对外贸易对中部经济增长影响的实证分析［J］.科学决策，2010(9):54－59．

［24］李玲慧.外贸出口对中国经济增长影响分析［J］.科学决策，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］白积洋． 全球生产网络、贸易结构与工资差距:来自中国的证据［J］． 科学决策，2011(4):1－22．

［27］魏 浩，刘 吟.对外贸易与国内收入差距:基于全球125 个国家的实证分析［J］.统计研究，2011(8)．