行業(yè)貿(mào)易開放與行業(yè)產(chǎn)出波動的關(guān)系
——基于中國制造業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析

楊曉云，鄧曉霞

（重慶三峽學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，重慶 404000）

行業(yè)貿(mào)易開放與行業(yè)產(chǎn)出波動的關(guān)系
——基于中國制造業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析

楊曉云，鄧曉霞

（重慶三峽學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，重慶 404000）

利用1999—2010年中國制造業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)，采用固定效應(yīng)模型探討了中國制造業(yè)行業(yè)的貿(mào)易開放度與產(chǎn)出波動的關(guān)系。實(shí)證結(jié)果表明：貿(mào)易開放對行業(yè)產(chǎn)出波動具有抑制作用。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，上述結(jié)果不受關(guān)鍵指標(biāo)選取和樣本極端值的影響，且在控制了內(nèi)生性問題后依然成立。最后指出：平抑產(chǎn)出波動是貿(mào)易開放的重要利得，我國制造業(yè)制定發(fā)展戰(zhàn)略時(shí)仍需積極貫徹?cái)U(kuò)大開放的思路，同時(shí)倡導(dǎo)多樣性的發(fā)展道路，其中產(chǎn)品多樣性較市場多樣性更為重要。

貿(mào)易開放；產(chǎn)出波動；制造業(yè)

1 研究背景

宏觀經(jīng)濟(jì)波動反映了一國面臨的沖擊（規(guī)模和頻率）及其應(yīng)對沖擊的能力［1］。經(jīng)濟(jì)波動在多個(gè)方面影響經(jīng)濟(jì)運(yùn)行結(jié)果：經(jīng)濟(jì)波動對長期經(jīng)濟(jì)增長［2-4］和福利［5-6］有負(fù)面作用，對貧困和收入分配造成持續(xù)的不利影響［7］。自20世紀(jì)80年代以來，全球主要國家的經(jīng)濟(jì)波動已大幅降低，2005年實(shí)際人均GDP增長率的標(biāo)準(zhǔn)差平均僅是1985年的60%，而貿(mào)易開放度（以貿(mào)易依存度衡量）的中位數(shù)則從1975年的48%上升至2005年的77%［8］。貿(mào)易開放度與和經(jīng)濟(jì)波動幅度同期變動引發(fā)了經(jīng)濟(jì)學(xué)界對兩者關(guān)系的研究興趣。

貿(mào)易開放對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用已得到廣泛的理論證明和經(jīng)驗(yàn)驗(yàn)證。貿(mào)易開放有助于資源有效配置［9］，促進(jìn)技術(shù)溢出和推動創(chuàng)新［10］，并提高生產(chǎn)率［11］。那么，貿(mào)易在推動經(jīng)濟(jì)增長的過程中是否以高波動性為代價(jià)？學(xué)者們對該問題的探討尚未形成一致結(jié)論。Cavallo發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開放減弱了經(jīng)濟(jì)增長的波動幅度［12］。Calderón和Schmidt-Hebbe以及Haddad、Lim和Pancaro認(rèn)為，對于出口結(jié)構(gòu)充分多樣化（產(chǎn)品多樣化或市場多元化）的經(jīng)濟(jì)體，貿(mào)易開放有助于平抑經(jīng)濟(jì)增長的波動［8，13］。Buch、D?pke和Strotmann發(fā)現(xiàn)，出口狀態(tài)（與非出口企業(yè)相比）和出口占產(chǎn)出比重的提高降低了產(chǎn)出的波動性［14］。然而，di Giovanni和Levchenko發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易開放提高了集聚層面的產(chǎn)出波動性［15-16］。Bejan認(rèn)為，高開放度加劇了發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)波動，但抑制了發(fā)達(dá)國家的產(chǎn)出波動［17］。除了研究結(jié)論外，上述文獻(xiàn)的研究方法和研究對象不盡相同，如Calderón和Schmidt-Hebbe以及Cavallo采用跨國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)［8，12］，而di Giovanni和Levchenko分析了行業(yè)數(shù)據(jù)［15］，Buch、D?pke和Strotmann則使用了德國的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)［14］。

貿(mào)易開放是一國（尤其是小國）擴(kuò)大市場規(guī)模、推動國內(nèi)生產(chǎn)要素充分就業(yè)、彌補(bǔ)國內(nèi)市場相對不足的有效途徑。貿(mào)易開放程度間接地與國內(nèi)產(chǎn)出波動程度相關(guān)聯(lián)，在某些條件下甚至成為決定后者的最關(guān)鍵因素。但是，貿(mào)易開放對產(chǎn)出波動的影響效應(yīng)并未在理論上形成定論，其影響渠道包括如下四個(gè)方面。

首先，行業(yè)的貿(mào)易開放度越高，行業(yè)產(chǎn)出對外部市場的依賴程度越大，外部市場的波動將對國內(nèi)行業(yè)產(chǎn)出產(chǎn)生沖擊。如果該行業(yè)是本國擁有比較優(yōu)勢的專業(yè)化分工行業(yè)，其國外市場份額相對較大，那么當(dāng)外部沖擊發(fā)生時(shí)該行業(yè)的產(chǎn)出波動會更加顯著。例如，初級產(chǎn)品的生產(chǎn)高度專業(yè)化的出口國家易遭受國際市場貿(mào)易條件惡化的沖擊［1］。其次，Tornell、Westermann和Martínez認(rèn)為，貿(mào)易開放通常伴隨著金融開放，而金融開放與金融脆弱性相關(guān)，因此，對于發(fā)展中國家而言，貿(mào)易開放往往意味著GDP增長具有高波動性［18］。再次，一個(gè)行業(yè)通過出口將產(chǎn)出分散到不同市場中，只要各市場所遭遇的不是系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，產(chǎn)生沖擊的源泉無論是國內(nèi)市場還是國外單個(gè)經(jīng)濟(jì)體或地區(qū)，通過產(chǎn)出在不同目的地之間相互替代，貿(mào)易開放都明顯發(fā)揮著分散風(fēng)險(xiǎn)的作用。最后，產(chǎn)出波動對經(jīng)濟(jì)沖擊的反應(yīng)程度還受到投入要素的供給彈性和需求彈性的影響。例如，貿(mào)易開放通過從多源市場進(jìn)口產(chǎn)品來補(bǔ)給國內(nèi)要素匱乏導(dǎo)致的供應(yīng)不足，從供給角度保證了產(chǎn)出的平穩(wěn)增長。由此可見，貿(mào)易開放對行業(yè)產(chǎn)出波動的影響是客觀的，并且存在雙向抵消機(jī)制，其凈效應(yīng)具有不確定性。將發(fā)展程度和市場規(guī)模不同的國家作為研究對象，可能得到不同的結(jié)論，因此對該問題的探討應(yīng)有的放矢。

本文采用1999—2010年中國制造業(yè)的行業(yè)數(shù)據(jù)，驗(yàn)證行業(yè)的貿(mào)易開放對行業(yè)產(chǎn)出波動的影響，研究結(jié)論對于我國對外貿(mào)易政策的制定具有借鑒意義。本文所選行業(yè)均為可貿(mào)易行業(yè)，與服務(wù)業(yè)相比，其產(chǎn)出與貿(mào)易開放具有更直接的聯(lián)系。

2 理論模型

本文引入Buch、D?pke和Strotmann［14］的理論模型來說明貿(mào)易開放程度不同的行業(yè)所面臨的沖擊類型和應(yīng)對沖擊的方式不同，從而導(dǎo)致產(chǎn)出波動不同。

設(shè)國內(nèi)行業(yè)i在t期的產(chǎn)出為Yit，所使用的國內(nèi)勞動為Lit、資本為Kit，生產(chǎn)函數(shù)如下：

式（1）中：α表示勞動份額，0＜α＜1；At表示技術(shù)參數(shù)。該行業(yè)在國外市場的銷售份額為λi，在國內(nèi)市場的銷售份額為1-λi?？蓪⑿袠I(yè)的利潤函數(shù)表示為：

式（2）中：ct是t期出口的單位成本；p為出口產(chǎn)品在t期的國內(nèi)（國外）定價(jià)。短期內(nèi)假定價(jià)格、出口比例和資本存量不變，則實(shí)現(xiàn)利潤最大化的勞動投入量可由一階條件給出：

式（6）中：cov是技術(shù)、需求與資本之間的協(xié)方差；上標(biāo)∧表示增長率。式（6）表明影響行業(yè)產(chǎn)出波動的因素有3個(gè)：第一，開放度不同的行業(yè)具有不同的勞動需求彈性（ηD）和勞動供給彈性（ηs），從而具有不同的應(yīng)對沖擊方式，因此β1、β2和β3的取值不同；第二，開放度不同的行業(yè)具有不同的國內(nèi)和國外市場份額，以市場份額為權(quán)重加權(quán)平均的需求條件也不同，即σ2（ln d∧）不同；第三，國內(nèi)外需求沖擊之間的相關(guān)性影響總沖擊的程度，因此具有不同開放度的行業(yè)具有不同的協(xié)方差項(xiàng)cov。當(dāng)各國的經(jīng)濟(jì)沖擊不完全相關(guān)時(shí)，開放度高的行業(yè)可通過發(fā)揮分散效應(yīng)弱化產(chǎn)出波動。

3 實(shí)證過程

3.1 模型框架與數(shù)據(jù)說明

為了驗(yàn)證貿(mào)易開放度對行業(yè)產(chǎn)出波動性的影響，本文建立以下計(jì)量模型：

式（7）中：下標(biāo)i和t分別表示行業(yè)和時(shí)間；OUTPUTVOL表示行業(yè)產(chǎn)出波動；OPEN表示行業(yè)貿(mào)易開放度①與上述理論模型不同的是，實(shí)證模型中的行業(yè)的貿(mào)易開放度隨時(shí)間推移而變化。；X表示相關(guān)控制變量；α表示不可觀測的行業(yè)固定效應(yīng)；ε表示隨機(jī)擾動項(xiàng)。

3.1.1 被解釋變量

本文采用現(xiàn)有文獻(xiàn)的標(biāo)準(zhǔn)做法［19-20］，以增速的滾動標(biāo)準(zhǔn)差（rolling standard deviation）表示被解釋變量——行業(yè)產(chǎn)出波動（OUTPUTVOL）?，F(xiàn)有文獻(xiàn)常用的窗口期為5年或10年?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，本文選取5年為窗口期，則行業(yè)產(chǎn)出增速的5年期滾動標(biāo)準(zhǔn)差為：

式（8）中：yit為行業(yè)i在t期的產(chǎn)出；git為行業(yè)i在t期的產(chǎn)出增速；為行業(yè)i在5年窗口期的平均行業(yè)產(chǎn)出增速，計(jì)算所用的樣本期為t-4～t，即從第t期開始向后倒推4年。

此外，本文還構(gòu)造了另一個(gè)衡量行業(yè)產(chǎn)出波動的指標(biāo)OUTPUTVOL1。構(gòu)造方法為：對實(shí)際銷售產(chǎn)值的自然對數(shù)做HP濾波處理，再以5年為窗口期對濾波的殘差項(xiàng)取標(biāo)準(zhǔn)差，以消除實(shí)際銷售產(chǎn)值的趨勢對刻畫經(jīng)濟(jì)波動的影響。

3.1.2 核心解釋變量

行業(yè)的貿(mào)易開放表現(xiàn)在多個(gè)方面：從國外購買中間投入品；出口產(chǎn)品；設(shè)立國外分支機(jī)構(gòu)進(jìn)行生產(chǎn)或銷售；外資進(jìn)入。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文選取行業(yè)的出口強(qiáng)度（EXPORT）和外資進(jìn)入水平（FDI）兩個(gè)狹義的開放指標(biāo)。用行業(yè)出口交貨值與行業(yè)銷售產(chǎn)值的比值表示行業(yè)出口強(qiáng)度，用行業(yè)港澳臺資本和外商資本占行業(yè)實(shí)收資本的比值表示行業(yè)外資進(jìn)入水平。

3.1.3 其他控制變量

影響行業(yè)產(chǎn)出波動的其他因素包括：行業(yè)規(guī)模（SCALE），用行業(yè)實(shí)際銷售產(chǎn)值的自然對數(shù)表示，理論上行業(yè)產(chǎn)出波動與行業(yè)規(guī)模成反比，即小規(guī)模行業(yè)的產(chǎn)出波動程度大；行業(yè)資本密集度（KL），用人均固定資產(chǎn)的自然對數(shù)表示，即用行業(yè)固定資產(chǎn)與行業(yè)全部從業(yè)人員平均數(shù)的比值的自然對數(shù)表示；負(fù)債率（LEV），用負(fù)債與所有者權(quán)益的比值表示，負(fù)債率是衡量信貸市場摩擦的指標(biāo)之一（負(fù)債率與信貸市場摩擦成反比），高信貸市場摩擦?xí)岣咄顿Y的波動率［21］，因此模型中負(fù)債率系數(shù)的預(yù)期符號為負(fù)。

3.1.4 數(shù)據(jù)說明

本文所使用的1999—2010年中國制造業(yè)分行業(yè)的銷售產(chǎn)值、出口交貨值、固定資產(chǎn)、實(shí)收資本、外商資本、港澳臺資本、全部從業(yè)人員平均數(shù)、負(fù)債和所有者權(quán)益的數(shù)據(jù)源于2000—2011年歷年的《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、2004年《中國經(jīng)濟(jì)普查年鑒》以及國研網(wǎng)工業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中全部國有及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)的主要經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)；固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)、工業(yè)行業(yè)分工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)和工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)來源于2000—2011年歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。本文對所有數(shù)據(jù)均以1999年為基期進(jìn)行平減：利用工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)對2000—2001年各行業(yè)的銷售產(chǎn)值數(shù)據(jù)進(jìn)行平減，利用工業(yè)行業(yè)分工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)對2002—2010年各行業(yè)的銷售產(chǎn)值數(shù)據(jù)進(jìn)行平減；利用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)對固定資產(chǎn)數(shù)據(jù)進(jìn)行平減。我國標(biāo)準(zhǔn)的制造業(yè)行業(yè)為30個(gè)。由于2004年制造業(yè)行業(yè)國家統(tǒng)計(jì)分類標(biāo)準(zhǔn)發(fā)生變動，因此，為了保持統(tǒng)計(jì)口徑的一致性，本文剔除“工藝品及其他制造業(yè)”和“廢棄資源與廢舊材料回收加工業(yè)”；同時(shí)，鑒于“煙草制造業(yè)”具有高度壟斷性和高保護(hù)性，也一并剔除。最后，用于回歸分析的制造業(yè)行業(yè)共27個(gè)。主要變量說明和其描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 主要變量說明和描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

本文通過Pearson檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)計(jì)算各變量間的相關(guān)系數(shù)。結(jié)果顯示，除了SALE與KL的相關(guān)系數(shù)值為0.68外，其他變量間的相關(guān)系數(shù)值均低于0.34。繼續(xù)考察方差膨脹因子（variance inflation factor，VIF），可得所有解釋變量的方差膨脹因子均小于3，低于經(jīng)驗(yàn)法則值10，因此各變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

3.1.5 面板單位根檢驗(yàn)

為了避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，本文在對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析前首先對變量的時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)以驗(yàn)證時(shí)間序列的平穩(wěn)性。LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)和Fisher-ADF檢驗(yàn)的結(jié)果見表2。由表2可知，所有變量序列為平穩(wěn)序列。

3.2 估計(jì)結(jié)果

3.2.1 初步估計(jì)結(jié)果

在計(jì)量模型即式（7）中，αi是不可觀測的行業(yè)效應(yīng)，無論αi與其他解釋變量是否相關(guān)，固定效應(yīng)模型的估計(jì)量總是一致的。但是，當(dāng)αi與其他解釋變量不相關(guān)時(shí)，隨機(jī)效應(yīng)模型的估計(jì)量更好。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果在1%的顯著性水平下拒絕了固定效應(yīng)模型與隨機(jī)效應(yīng)模型不存在統(tǒng)計(jì)差異的零假設(shè)，因此固定效應(yīng)模型比隨機(jī)效應(yīng)模型更有效。F檢驗(yàn)結(jié)果表明，固定效應(yīng)模型優(yōu)于混合OLS（ordinary least squares regression）模型。

表2 面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表3列示了固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果。分別對比第（2）列和第（3）列與第（1）列的Adj R2值可發(fā)現(xiàn)，行業(yè)出口強(qiáng)度和行業(yè)外資進(jìn)入水平都對行業(yè)產(chǎn)出波動具有解釋力。具體而言：行業(yè)出口強(qiáng)度的系數(shù)值為-0.29，且在1%的顯著水平下顯著；行業(yè)外資進(jìn)入水平的系數(shù)值為-0.027，且在10%的顯著水平下顯著。從系數(shù)值來看，兩者都起到了平抑行業(yè)產(chǎn)出波動的作用，即出口強(qiáng)度高或外資進(jìn)入水平高的行業(yè)的產(chǎn)出波動幅度小。

在此基礎(chǔ)上，分別加入時(shí)間固定效應(yīng)，以捕捉不隨個(gè)體變化的時(shí)間效應(yīng)、考察宏觀經(jīng)濟(jì)變動的影響，其結(jié)果報(bào)告在第（4）列和第（5）列。筆者發(fā)現(xiàn)，考慮了時(shí)間效應(yīng)后的回歸結(jié)果仍然穩(wěn)健——出口強(qiáng)度和外資進(jìn)入水平的系數(shù)值僅發(fā)生了細(xì)微變化，其顯著性并沒有改變。

第（6）列報(bào)告了同時(shí)考慮行業(yè)出口強(qiáng)度和外資進(jìn)入水平的回歸結(jié)果。與第（2）列和第（3）列的Adj R2值比，同時(shí)考慮出口強(qiáng)度和外資進(jìn)入水平時(shí)的解釋力度大于分別考慮兩者時(shí)的解釋力度，出口強(qiáng)度和外資進(jìn)入水平的系數(shù)估計(jì)值和顯著性水平均未發(fā)生變化。

第（7）列報(bào)告了在第（6）列的基礎(chǔ)上加入時(shí)間效應(yīng)的回歸結(jié)果。可見，Adj R2略有提高，出口強(qiáng)度的系數(shù)值發(fā)生微弱變化，外資進(jìn)入水平的系數(shù)值不變，兩者系數(shù)的顯著性均未改變。在控制變量方面，行業(yè)規(guī)模的系數(shù)估計(jì)值為負(fù)，在各列中均顯著，說明行業(yè)規(guī)模越大、產(chǎn)出波動越小。行業(yè)資本密集度的系數(shù)值雖為負(fù)，但與0非常接近，說明行業(yè)資本密集度對行業(yè)產(chǎn)出波動的影響并不明顯。負(fù)債率的系數(shù)值為負(fù)，在各列中均顯著。行業(yè)的負(fù)債率低說明行業(yè)在信貸市場上融資困難，因此投資的波動性大，從而產(chǎn)出波動也大，這符合理論預(yù)期。

表3 初步回歸結(jié)果

3.2.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)和內(nèi)生性處理

1）穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

表4中第（1）～（3）列是針對上述初步估計(jì)結(jié)果所做的穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果。

首先用銷售產(chǎn)值經(jīng)HP濾波后殘差項(xiàng)5年標(biāo)準(zhǔn)差（OUTPUTVOL1）作為銷售產(chǎn)值增長率5年標(biāo)準(zhǔn)差（OUTPUTVOL）的替代變量，表4中的第（1）列為估計(jì)結(jié)果?？梢姡袠I(yè)出口強(qiáng)度和外資進(jìn)入水平的系數(shù)均通過了顯著性檢驗(yàn)，兩者的系數(shù)值為負(fù)——這與初步估計(jì)結(jié)果一致，說明用銷售產(chǎn)值增長率5年標(biāo)準(zhǔn)差衡量行業(yè)經(jīng)濟(jì)波動是合理的。其次，由于不同行業(yè)的開放度存在較大差異（見表2），為了檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果是否受樣本極端值的影響，本文采取如下兩種做法：一是直接剔除出口強(qiáng)度和外資進(jìn)入水平最高和最低的行業(yè)后進(jìn)行回歸①分別是飲料制造業(yè)，文教體育用品制造業(yè)，皮革、毛皮、羽毛（絨）及其制品業(yè)和橡膠制品業(yè)。，該做法的缺點(diǎn)是會損失樣本量；二是采用“縮尾”方法，對出口強(qiáng)度或外資進(jìn)入水平高于第98百分位數(shù)和低于第2百分位數(shù)的取值直接賦值為第98百分位數(shù)和第2百分位數(shù)的取值，然后進(jìn)行回歸。相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果見表4中第（2）列和第（3）列。我們發(fā)現(xiàn)：采用第一種方法時(shí)所得的系數(shù)值與初始估計(jì)系數(shù)值雖有一定差距，但在顯著性水平、系數(shù)值符號上仍保持一致；采用第二種做法時(shí)所得的估計(jì)結(jié)果與初始估計(jì)結(jié)果具有高度的一致性。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明，本文所研究的行業(yè)開放度對行業(yè)產(chǎn)出波動的影響不受關(guān)鍵變量選取和樣本極端點(diǎn)的影響，行業(yè)出口強(qiáng)度和外資進(jìn)入水平的提高有助于平抑行業(yè)產(chǎn)出波動。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果和內(nèi)生性問題處理結(jié)果

2）內(nèi)生性處理。

驗(yàn)證行業(yè)貿(mào)易開放度與行業(yè)產(chǎn)出波動的關(guān)系時(shí)不能忽視內(nèi)生性問題。我們用于表示貿(mào)易開放度的兩個(gè)指標(biāo)中，出口強(qiáng)度指標(biāo)可能具有內(nèi)生性，行業(yè)出口強(qiáng)度與行業(yè)產(chǎn)出波動之間可能存在雙向因果關(guān)系：一方面，出口強(qiáng)度影響產(chǎn)出波動性；另一方面，產(chǎn)出波動性強(qiáng)的行業(yè)亦希望通過出口分散產(chǎn)出市場以抑制產(chǎn)出波動。同時(shí)，高產(chǎn)出波動性也可能導(dǎo)致低出口強(qiáng)度。如果政策制定者視出口為產(chǎn)出波動產(chǎn)生的源泉，那么在行業(yè)產(chǎn)出波動較高的情況下會刻意降低出口強(qiáng)度［22］。我們認(rèn)為，外資進(jìn)入水平是一個(gè)外生變量，外資進(jìn)入的決策者是外方，雖然本國政策制定者或行業(yè)主導(dǎo)者能推動和影響這一過程，但卻不擁有主導(dǎo)權(quán)，并且行業(yè)產(chǎn)出波動性并不是影響FDI決策的主要因素。為了處理出口強(qiáng)度的內(nèi)生性問題，本文首先在模型中納入出口強(qiáng)度的一階滯后項(xiàng)。這是因?yàn)椋撼隹趶?qiáng)度的當(dāng)期值可能與干擾項(xiàng)相關(guān)，但其滯后項(xiàng)不會與當(dāng)期干擾項(xiàng)相關(guān)，相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果報(bào)告在表4的第（4）列?？梢?，雖然出口強(qiáng)度的系數(shù)值有所變化，但是基本結(jié)論仍不變。此外，如果能找到出口強(qiáng)度的工具變量，就能用兩階段最小二乘法緩解內(nèi)生性問題，并得到出口強(qiáng)度系數(shù)的無偏估計(jì)值。有效的工具變量需要滿足兩個(gè)條件：工具變量與內(nèi)生變量相關(guān)（相關(guān)性），且與誤差項(xiàng)無關(guān)（外生性）。大量現(xiàn)有文獻(xiàn)采用引力模型中決定貿(mào)易量的地理因素作為貿(mào)易開放度的工具變量［23］。由于本文的研究對象不涉及多個(gè)國家或省份，因此難以利用“地理”工具變量。本文需要反映行業(yè)特征的工具變量，因此采用出口強(qiáng)度的滯后一期和外資進(jìn)入水平作為工具變量進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的兩階段最小二乘（two-stage least square，2SLS）估計(jì)，其結(jié)果報(bào)告在表4的第（5）列②Anderson正則相關(guān)檢驗(yàn)的概率值為0．00，檢驗(yàn)結(jié)果顯示拒絕工具變量識別不足的原假設(shè)。使用Stock和Yogo于2005年提出的方法檢驗(yàn)弱工具變量問題，檢驗(yàn)結(jié)果顯示拒絕弱工具變量的原假設(shè)。采用Sargam檢驗(yàn)進(jìn)行過度識別檢驗(yàn)，概率值為0．398，表明工具變量是外生的。。與此前的估計(jì)結(jié)果相比，2SLS估計(jì)結(jié)果中出口強(qiáng)度的系數(shù)絕對值變大，說明內(nèi)生性問題的存在使得利用最小二乘法進(jìn)行估計(jì)低估了出口對行業(yè)產(chǎn)出波動的抑制作用。系數(shù)值變化不明顯，說明此處的內(nèi)生性問題并不嚴(yán)重①Haddad、Lim和Pancaro也認(rèn)為，在分析貿(mào)易開放對行業(yè)產(chǎn)出波動的影響時(shí)，雖然內(nèi)生性問題存在，但是它的影響不如分析貿(mào)易開放對經(jīng)濟(jì)增長影響問題時(shí)那么突出［22］。。

4 簡要結(jié)論和政策建議

本文認(rèn)為，貿(mào)易開放除了推動中國經(jīng)濟(jì)增長、促進(jìn)就業(yè)和技術(shù)進(jìn)步外，還起到了平抑制造業(yè)行業(yè)的產(chǎn)出波動的作用。這是一種新的貿(mào)易利得來源，并為繼續(xù)保持?jǐn)U大開放的政策基調(diào)奠定了理論基礎(chǔ)并提供了實(shí)證依據(jù)。認(rèn)識到這一作用有利于我們深入理解貿(mào)易開放的意義。從實(shí)現(xiàn)產(chǎn)出平穩(wěn)增長的角度看，我國制造業(yè)在制定發(fā)展戰(zhàn)略時(shí)仍需積極貫徹?cái)U(kuò)大開放的思路。特別是在2008年以來全球金融危機(jī)發(fā)生后，在探討中國是否對外部市場產(chǎn)生過度依賴的各種聲音中，對貿(mào)易開放的作用保持清醒認(rèn)識顯得尤為必要。

既然行業(yè)貿(mào)易開放對行業(yè)產(chǎn)出波動的平抑作用源于產(chǎn)品和市場多樣性的風(fēng)險(xiǎn)分散作用，那么中國制造業(yè)就需要積極倡導(dǎo)多樣性的發(fā)展道路。從目前來看，產(chǎn)品多樣性較市場多樣性更重要，也更有實(shí)施難度。過去單純的出口導(dǎo)向可能導(dǎo)致高度產(chǎn)品專業(yè)化的發(fā)展路徑，因此政策制定者應(yīng)通過多種有效途徑鼓勵(lì)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)造新產(chǎn)品，而不是僅局限于出口現(xiàn)有產(chǎn)品。

當(dāng)前關(guān)于中國貿(mào)易開放對產(chǎn)出波動影響的研究還極為有限，未來研究可從以下兩個(gè)方面展開：第一，引入多樣性指標(biāo)，探討產(chǎn)品和市場的多樣性對產(chǎn)出波動的影響；第二，以微觀企業(yè)為研究視角，探討企業(yè)的貿(mào)易開放性對產(chǎn)出波動的影響。如果能將微觀企業(yè)視角與多樣性視角相結(jié)合，則研究結(jié)論將更具有意義。

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Relationship between Industrial Trade Openness and Output Fluctuation：Evidence Analysis Based on Data of China's Manufacturing Sectors

Yang Xiaoyun，Deng Xiaoxia
（School of Economics and Management，Chongqing Three Gorges University，Chongqing 404000，China）

Using the data of China's manufacturing sectors during 1999-2010，this paper explores the relationship between sector's trade openness and output volatility.The empirical result indicates that trade openness could alleviate output volatility.The alleviation result shows that the above empirical result is not affected by the selection of key indicators and the extreme value of sample，and is still tenable after controlling endogenous problem.It points out as follows：stabilizing output fluctuation is another important trade gain；China's manufacturing sectors still need to follow out the thinking of expanding opening-up actively and the development road when making the development strategy，and the diversity of products is more important than the diversity of markets.

trade openness；output fluctuation；manufacturing sector

F74

A

1002-980X（2014）01-0118-07

2013-10-28

楊曉云（1980—），女，四川成都人，重慶三峽學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院講師，東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士研究生，研究方向：國際貿(mào)易理論與政策；鄧曉霞（1971—），女，重慶萬州人，重慶三峽學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院副院長、教授，博士，研究方向：國際金融。