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摘 要：文章基于劳动力异质性的基本假设，引致出不同种类劳动力的消费结构异质性，从消费的角度探讨了消费异质性对经济部门的影响。研究结果表明，消费结构异质性因素影响着经济增长，提高异质性劳动力在生产和消费中的比例，提高劳动力的异质性程度，可以实现规模报酬递增，推动社会经济的增长。
关键词：消费异质性；经济增长
一、消费异质性
假定劳动力存在异质性，即由于劳动者受到的教育、培训不同，劳动者拥有的知识也不同，因此他们在生产中创造财富的能力，以及最终贡献也不同。为简单起见，我们假设社会中只有2种劳动力：一类是异质性劳动力，其人数为L1；一类是初级劳动力，其人数为L2，则L=L1+L2。两类劳动者由于能力不同，收入存在差距，消费品位和消费倾向也不同。
假设区域1内存在两种不同的产业部门：农业部门和工业部门。其中，2类劳动力均在本地区就业和消费。农业部门是完全竞争，规模收益不变，生产同质产品，并且仅仅使用初级劳动力作为生产要素。工业部门是垄断竞争且规模收益递增，生产差异化产品，同时使用2种劳动力。
由于2种劳动力的消费品位是不同的，初级劳动力的效用函数U1和异质性劳动力的效用函数U2分别为：
（1）
（2）
其中，CM为地区1消费者对工业品组合的消费量，CA表示农产品的消费量，为地区1消费者对第i种工业品的消费量。为任两种工业品之间的替代弹性。这里b>a，相对于初级劳动力，异质性劳动力更偏好差异化产品。
消费者效用最大化的问题可以分两步处理，第一步考虑消费者消费某工业品组合CM时，其支出要最小，即：
（3）
（4）
其中，。反映消费者的多样化偏好强度，越接近于1，消费者的多样性偏好强度越弱，越接近于0，消费者的多样化偏好强度越强。
为此，建立拉格朗日函数：
（5）
然后对c（i）求导并令其为0，得到消费者对于第i种工业品的消费决策，即：（6）
同理可以得到消费者对于第j种工业品的消费决策，即：
（7）
从式（6）、（7）可以得到不同工业品的消费量与其价格之间的关系：（8）
公式（8）进一步转化为：（9）
把式（9）带入约束式，则
故，（10）
（10）式就是地区1差异化的工业品j的间接需求函数。消费者消费差异化工业品j时的支出额为，我们可以得出消费者对工业品的总支出，
因此，（11）
从上式可以看出，消费者对工业品的支出相当于消费者以的价格购买了单位的工业品组合，前面的系数称为工业品组合的价格指数，即为Krugman引入的价格指数形式。
（12）
第二步考虑初级劳动者在农产品和工业品组合之间的选择，即：（13）
代表初级劳动力的收入，建立拉格朗日函数：
（14）
然后分别求并令其等于零，则可得到消费者的消费决策，即：
整理可得：，（15） （16）
将（16）式带入（10）并入（12）可得初级劳动力对当地工业品的消费量为：
同理，异质性劳动力对工业品需求为：
所以，当地工业品需求总量
由于b>a，异质性劳动力对工业品有着更大的差异化需求。当异质性劳动力数量上升，即增加时，工业品的需求量将会上升，需求的上升使得区域1中厂商数量增加，产品种类增多，使得地区1中的工业经济规模增加。
二、结论
基于劳动力异质性角度，本分析了消费结构异质性对经济增长的作用机理，主要结论是：劳动力的消费异质性对经济主体中的工业部门存在不同影响，异质性劳动力的消费结构对工业部门的影响更大。当异质性劳动力总量增加，即异质性劳动力占比增加时，对工业部门产生更大影响，进而推动工业部门的发展和产业升级，推动经济增长；当异质性劳动力消费异质性偏好不断扩大时，有利于推动工业部门规模扩大，推动产业创新、升级和进步，促进社会社会经济发展。
作者简介：王焱（1991.01—），男，汉族，河南人，硕士，重庆大学公共管理学院，研究方向：产业经济学。单位出口商品废气排放量、单位出口商品废水排放量和单位出口工业固体废物产生量来衡量。商品维度中，选用工业制成品占出口的比重；市场结构中，选用进出口量前10位国家所占比重来进行衡量。
我国外贸增长方式评价指标的计算采用主成分分析法，通过SPSS进行主成分分析，前三个主成分的以涵盖90%以上的信息量，则3个主成分的表达式为：
F1=0.9x1+0.836x2+0.929x3-0.916x4-0.04x5+0.625x6+0.979x7+0.915x8+0.983x9+0.88x10
F2=0.085x1-0.169x2-0.199x3+0.143x4+0.686x5+0.726x6-0.105x7+0.892x8+0.025x9-0.161x10
F3=0.366x1+0.489x2-0.091x3+0.242x4+0.558x5-0.146x6-0.085x7-0.382x8+0.114x9-0.311x10
根据1995-2011年数据计算得出的前三个成分值，利用主成分F1、F2、F3做线性组合，并以每个主成分的方差贡献率作为权数构造一个综合评价函数：y=6.341F1+1.927F2+1.036F3
最后得到的整体评价指标见表1。该成分大致是逐年增加的，从1995-2011年间，我国外贸增长方式在不断向着集约型方向发展，但2008年以来受到国际金融危机欧洲主权债务危机的巨大拖累。 表1 整体评价指标
年份 指标值 年份 指标值 年份 指标值 年份 指标值
2011 222.8466 2006 210.8096 2001 -123.735 1996 -198.168
2010 241.0768 2005 171.7528 2000 -101.756 1995 -173.972
2009 72.97333 2004 89.51462 1999 -235.785
2008 251.9201 2003 -1.72675 1998 -186.554
2007 253.5477 2002 -70.6393 1997 -55.8985
二、影响我国外贸增长方式因素的实证分析
本文研究外贸增长方式和GDP、有效汇率、就业人员数量、平均工资、利率、资本存量、FDI、出口量、进口量之间的关系。
资料来源：1996-2012年《中国统计年鉴》、中国人民银行官网、《中国贸易外经统计年鉴》
采用ADF单位根检验，并对不平稳变量的差分进行检验，除了利率与GDP为平稳序列外，其他的序列都存在单位根，是非平稳的。除评价指标和FDI为一阶单整序列外，其余的为二阶单整序列，因此分别用工资增加额W1、新增就业人数L1、资本增加额K1、进口增加额IM1、出口增加额EX1，汇率E1变动值来替代工资W、就业人数L、资本K、进口IM、出口EX和汇率E。更换变量后，新增工资和新增就业都为稳定序列，新增出口和进口为一阶单整序列，资本为二阶单整序列，在对汇率的变化寻找稳定时失败。
分别检验外贸增长方式和新增进口、外贸增长方式和新增出口、外贸增长方式和实际利用外商投资之间有无协整关系。结果表明影响外贸增长方式的因素有新增进口额、新增出口额、FDI，就业、工资、资本、汇率与我国现在的外贸增长方式之间不存在长期稳定的关系。
将外贸增长方式和新增出口、FDI、新增进口放在一起，构建VECM模型，选择一期滞后，进行回归。从结果可知，虽然这些变量和外贸增长方式之间都存在长期稳定关系，它们对外贸增长方式的影响都不是非常明显。从Granger因果检验的结果可知，外贸增长方式是进口增加额IM1和出口增加额EX1的Granger因果关系的原因，这说明外贸增长方式是进口增加IM1和出口增加EX1的先行指标。其他Granger因果关系检验在统计上都不显著。
三、结论
本文构建了衡量我国外贸增长方式的指标体系，并对可能影响外贸增长方式的因素进行了理论和实证分析。FDI并不是外贸增长方式的Granger原因，有必要对利用外资的作用进行重新评估。GDP不是外贸增长方式的Granger原因，外贸增长方式并不会随着经济规模的扩大自发地“变好”。外贸增长方式的转变也不能显著地引起GDP增长，这说明追求外贸质量有可能与追求经济高增长的政绩观念产生矛盾。本文实证研究表明，影响外贸增长方式的因素往往是复杂和综合的，单一宏观经济变量对外贸增长方式都没有显著的线性影响。这也解释了外贸增长方式往往不随经济的发展自然而然的“变好”，在一定条件下还有可能“变坏”。
参考文献：
[1] 陈庆景. 2009.中国价格贸易条件的变动及影响因素分析[D].厦门大学硕士学位论文.
[2] 来特，王国顺. 2006.对外贸易评价体系的构建及我国对外贸易关系现状评析[J].对外经济贸易大学学报（3）：11-18.
作者简介：盛星（1989.05—），女，土家族，湖北人，硕士，重庆大学公共管理学院，研究方向：国际贸易学。
关键词：消费异质性；经济增长
一、消费异质性
假定劳动力存在异质性，即由于劳动者受到的教育、培训不同，劳动者拥有的知识也不同，因此他们在生产中创造财富的能力，以及最终贡献也不同。为简单起见，我们假设社会中只有2种劳动力：一类是异质性劳动力，其人数为L1；一类是初级劳动力，其人数为L2，则L=L1+L2。两类劳动者由于能力不同，收入存在差距，消费品位和消费倾向也不同。
假设区域1内存在两种不同的产业部门：农业部门和工业部门。其中，2类劳动力均在本地区就业和消费。农业部门是完全竞争，规模收益不变，生产同质产品，并且仅仅使用初级劳动力作为生产要素。工业部门是垄断竞争且规模收益递增，生产差异化产品，同时使用2种劳动力。
由于2种劳动力的消费品位是不同的，初级劳动力的效用函数U1和异质性劳动力的效用函数U2分别为：
（1）
（2）
其中，CM为地区1消费者对工业品组合的消费量，CA表示农产品的消费量，为地区1消费者对第i种工业品的消费量。为任两种工业品之间的替代弹性。这里b>a，相对于初级劳动力，异质性劳动力更偏好差异化产品。
消费者效用最大化的问题可以分两步处理，第一步考虑消费者消费某工业品组合CM时，其支出要最小，即：
（3）
（4）
其中，。反映消费者的多样化偏好强度，越接近于1，消费者的多样性偏好强度越弱，越接近于0，消费者的多样化偏好强度越强。
为此，建立拉格朗日函数：
（5）
然后对c（i）求导并令其为0，得到消费者对于第i种工业品的消费决策，即：（6）
同理可以得到消费者对于第j种工业品的消费决策，即：
（7）
从式（6）、（7）可以得到不同工业品的消费量与其价格之间的关系：（8）
公式（8）进一步转化为：（9）
把式（9）带入约束式，则
故，（10）
（10）式就是地区1差异化的工业品j的间接需求函数。消费者消费差异化工业品j时的支出额为，我们可以得出消费者对工业品的总支出，
因此，（11）
从上式可以看出，消费者对工业品的支出相当于消费者以的价格购买了单位的工业品组合，前面的系数称为工业品组合的价格指数，即为Krugman引入的价格指数形式。
（12）
第二步考虑初级劳动者在农产品和工业品组合之间的选择，即：（13）
代表初级劳动力的收入，建立拉格朗日函数：
（14）
然后分别求并令其等于零，则可得到消费者的消费决策，即：
整理可得：，（15） （16）
将（16）式带入（10）并入（12）可得初级劳动力对当地工业品的消费量为：
同理，异质性劳动力对工业品需求为：
所以，当地工业品需求总量
由于b>a，异质性劳动力对工业品有着更大的差异化需求。当异质性劳动力数量上升，即增加时，工业品的需求量将会上升，需求的上升使得区域1中厂商数量增加，产品种类增多，使得地区1中的工业经济规模增加。
二、结论
基于劳动力异质性角度，本分析了消费结构异质性对经济增长的作用机理，主要结论是：劳动力的消费异质性对经济主体中的工业部门存在不同影响，异质性劳动力的消费结构对工业部门的影响更大。当异质性劳动力总量增加，即异质性劳动力占比增加时，对工业部门产生更大影响，进而推动工业部门的发展和产业升级，推动经济增长；当异质性劳动力消费异质性偏好不断扩大时，有利于推动工业部门规模扩大，推动产业创新、升级和进步，促进社会社会经济发展。
作者简介：王焱（1991.01—），男，汉族，河南人，硕士，重庆大学公共管理学院，研究方向：产业经济学。单位出口商品废气排放量、单位出口商品废水排放量和单位出口工业固体废物产生量来衡量。商品维度中，选用工业制成品占出口的比重；市场结构中，选用进出口量前10位国家所占比重来进行衡量。
我国外贸增长方式评价指标的计算采用主成分分析法，通过SPSS进行主成分分析，前三个主成分的以涵盖90%以上的信息量，则3个主成分的表达式为：
F1=0.9x1+0.836x2+0.929x3-0.916x4-0.04x5+0.625x6+0.979x7+0.915x8+0.983x9+0.88x10
F2=0.085x1-0.169x2-0.199x3+0.143x4+0.686x5+0.726x6-0.105x7+0.892x8+0.025x9-0.161x10
F3=0.366x1+0.489x2-0.091x3+0.242x4+0.558x5-0.146x6-0.085x7-0.382x8+0.114x9-0.311x10
根据1995-2011年数据计算得出的前三个成分值，利用主成分F1、F2、F3做线性组合，并以每个主成分的方差贡献率作为权数构造一个综合评价函数：y=6.341F1+1.927F2+1.036F3
最后得到的整体评价指标见表1。该成分大致是逐年增加的，从1995-2011年间，我国外贸增长方式在不断向着集约型方向发展，但2008年以来受到国际金融危机欧洲主权债务危机的巨大拖累。 表1 整体评价指标
年份 指标值 年份 指标值 年份 指标值 年份 指标值
2011 222.8466 2006 210.8096 2001 -123.735 1996 -198.168
2010 241.0768 2005 171.7528 2000 -101.756 1995 -173.972
2009 72.97333 2004 89.51462 1999 -235.785
2008 251.9201 2003 -1.72675 1998 -186.554
2007 253.5477 2002 -70.6393 1997 -55.8985
二、影响我国外贸增长方式因素的实证分析
本文研究外贸增长方式和GDP、有效汇率、就业人员数量、平均工资、利率、资本存量、FDI、出口量、进口量之间的关系。
资料来源：1996-2012年《中国统计年鉴》、中国人民银行官网、《中国贸易外经统计年鉴》
采用ADF单位根检验，并对不平稳变量的差分进行检验，除了利率与GDP为平稳序列外，其他的序列都存在单位根，是非平稳的。除评价指标和FDI为一阶单整序列外，其余的为二阶单整序列，因此分别用工资增加额W1、新增就业人数L1、资本增加额K1、进口增加额IM1、出口增加额EX1，汇率E1变动值来替代工资W、就业人数L、资本K、进口IM、出口EX和汇率E。更换变量后，新增工资和新增就业都为稳定序列，新增出口和进口为一阶单整序列，资本为二阶单整序列，在对汇率的变化寻找稳定时失败。
分别检验外贸增长方式和新增进口、外贸增长方式和新增出口、外贸增长方式和实际利用外商投资之间有无协整关系。结果表明影响外贸增长方式的因素有新增进口额、新增出口额、FDI，就业、工资、资本、汇率与我国现在的外贸增长方式之间不存在长期稳定的关系。
将外贸增长方式和新增出口、FDI、新增进口放在一起，构建VECM模型，选择一期滞后，进行回归。从结果可知，虽然这些变量和外贸增长方式之间都存在长期稳定关系，它们对外贸增长方式的影响都不是非常明显。从Granger因果检验的结果可知，外贸增长方式是进口增加额IM1和出口增加额EX1的Granger因果关系的原因，这说明外贸增长方式是进口增加IM1和出口增加EX1的先行指标。其他Granger因果关系检验在统计上都不显著。
三、结论
本文构建了衡量我国外贸增长方式的指标体系，并对可能影响外贸增长方式的因素进行了理论和实证分析。FDI并不是外贸增长方式的Granger原因，有必要对利用外资的作用进行重新评估。GDP不是外贸增长方式的Granger原因，外贸增长方式并不会随着经济规模的扩大自发地“变好”。外贸增长方式的转变也不能显著地引起GDP增长，这说明追求外贸质量有可能与追求经济高增长的政绩观念产生矛盾。本文实证研究表明，影响外贸增长方式的因素往往是复杂和综合的，单一宏观经济变量对外贸增长方式都没有显著的线性影响。这也解释了外贸增长方式往往不随经济的发展自然而然的“变好”，在一定条件下还有可能“变坏”。
参考文献：
[1] 陈庆景. 2009.中国价格贸易条件的变动及影响因素分析[D].厦门大学硕士学位论文.
[2] 来特，王国顺. 2006.对外贸易评价体系的构建及我国对外贸易关系现状评析[J].对外经济贸易大学学报（3）：11-18.
作者简介：盛星（1989.05—），女，土家族，湖北人，硕士，重庆大学公共管理学院，研究方向：国际贸易学。