中國出口貿(mào)易的本地市場效應(yīng)及其作用路徑

代鵬

中圖分類號：F752.7 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

內(nèi)容摘要：根據(jù)偏好相似理論和國家競爭優(yōu)勢理論可知，本地市場需求水平也是促進(jìn)一國出口貿(mào)易的重要因素之一，為了檢驗(yàn)中國出口貿(mào)易的本地市場效應(yīng)及該效應(yīng)作用路徑的存在性，本文以中國1990-2014年數(shù)據(jù)為樣本，就不同貿(mào)易方式下中國出口貿(mào)易的本地市場效應(yīng)及其作用路徑進(jìn)行了實(shí)證分析。實(shí)證結(jié)果表明，對于各貿(mào)易方式而言，中國出口貿(mào)易的本地市場效應(yīng)均顯著存在，且外商直接投資和技術(shù)進(jìn)步是該效應(yīng)得以實(shí)現(xiàn)的重要傳導(dǎo)途徑。

關(guān)鍵詞：本地市場效應(yīng) 出口貿(mào)易 傳導(dǎo)途徑

引言

改革開放以來，中國出口貿(mào)易增長取得了舉世矚目的成績，貿(mào)易出口額由1978年的99.5億美元增加到2014年的2.34萬億美元，36年間增長了235倍，并于 2009年超越德國，躍居世界第一大出口國。隨著中國出口貿(mào)易的快速增長，有關(guān)中國出口貿(mào)易增長的驅(qū)動(dòng)因素研究備受實(shí)踐部門和學(xué)術(shù)界的關(guān)注，國內(nèi)學(xué)者大都從傳統(tǒng)要素稟賦優(yōu)勢視角來分析我國出口。然而，隨著全球價(jià)值鏈分工程度的不斷深化，傳統(tǒng)的勞動(dòng)力和自然資源稟賦已難以繼續(xù)支撐出口的增長。鑒于出口貿(mào)易在中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要地位及國際國內(nèi)經(jīng)濟(jì)貿(mào)易發(fā)展形勢的新變革，探索中國出口持續(xù)增長的動(dòng)力源，并構(gòu)建中國出口競爭新優(yōu)勢直接關(guān)系到我國由貿(mào)易大國向貿(mào)易強(qiáng)國轉(zhuǎn)變的成敗。

近年來從理論和實(shí)證兩個(gè)角度來探討出口貿(mào)易的本地市場效應(yīng)的研究逐漸活躍，盡管大多研究結(jié)論均支持了本地市場效應(yīng)的存在性，但未能對本地市場效應(yīng)影響出口貿(mào)易的內(nèi)在機(jī)理進(jìn)行深入研究。本文試圖回答以下問題：本地市場效應(yīng)在我國是否存在？本地市場效應(yīng)通過那些途徑影響出口貿(mào)易？

文獻(xiàn)綜述

Krugman（1980）和Helpman and Krugman（1985）首先在不完全競爭、規(guī)模報(bào)酬遞增的理論范式下，研究發(fā)現(xiàn)，一國需求規(guī)模的擴(kuò)大，會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)的集聚和產(chǎn)量的增加，這不僅能滿足當(dāng)?shù)厥袌龅男枨?，還會(huì)導(dǎo)致超額產(chǎn)量出口。Melitz （2003）、Baldwin and Okubo（2004）在D-S壟斷競爭模型中證明了本地市場效應(yīng)的存在，Okubo and Rebeyrol（2006）引入規(guī)制成本構(gòu)建新的模型，發(fā)現(xiàn)在企業(yè)異質(zhì)的情況下，當(dāng)規(guī)制成本非常大時(shí)，會(huì)出現(xiàn)本地市場效應(yīng)。Larch （2003）認(rèn)為在跨國公司存在的情況下，本地市場效應(yīng)不是通過產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易而是通過利潤匯回出現(xiàn)的。此外，許多學(xué)者從實(shí)證的視角展開了相關(guān)研究。Davis and Weinstein （1996）首先以O(shè)ECD國家為例展開實(shí)證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)本地市場效應(yīng)的解釋力為5%，在引入市場準(zhǔn)入因素后，Davis and Weinstein（1999）又檢驗(yàn)了日本19 個(gè)制造業(yè)部門，結(jié)果發(fā)現(xiàn)8個(gè)部門呈現(xiàn)本地市場效應(yīng)。Schumacher（2003）利用引力模型所進(jìn)行的實(shí)證分析表明22個(gè)OECD國家的許多制造業(yè)部門存在著本地市場效應(yīng)。此外，還有一部分中國學(xué)者利用面板數(shù)據(jù)模型證明了在中國一些產(chǎn)業(yè)中本地市場效應(yīng)的存在（楊汝岱，2008）

由以上文獻(xiàn)綜述可知本地市場效應(yīng)已成為解釋當(dāng)今貿(mào)易發(fā)展的全新的理論視角，是促進(jìn)我國對外貿(mào)易的另一個(gè)理論基礎(chǔ)，但是也不難發(fā)現(xiàn)，所有這些文獻(xiàn)都是基于本地市場的需求規(guī)模進(jìn)行研究，而忽略了本地市場需求水平對出口貿(mào)易的影響，本文將以此為切入點(diǎn)，通過實(shí)證研究的方法，研究本地市場需求水平對中國出口貿(mào)易的影響。本文所指的“本地市場需求水平”是相對于“本地市場效應(yīng)”中提到的本地市場需求規(guī)模而言，用本地人均市場需求規(guī)模來表示，取自國家競爭優(yōu)勢中需求要素的含義：指某個(gè)行業(yè)產(chǎn)品或服務(wù)的國內(nèi)需求性質(zhì)。

實(shí)證分析

（一）模型設(shè)定

Heckscher-Ohlin 模型認(rèn)為要素稟賦優(yōu)勢是影響一國出口貿(mào)易的主要?jiǎng)右?，國?nèi)許多學(xué)者對我國的出口貿(mào)易影響因素也進(jìn)行了大量的研究（林毅夫、李永軍，1999），發(fā)現(xiàn)要素稟賦優(yōu)勢是促進(jìn)我國出口貿(mào)易的重要原因；同時(shí)，根據(jù)偏好相似及國家競爭優(yōu)勢理論可知，本地市場需求水平同樣是影響一國出口貿(mào)易的重要因素。因此，本文借鑒邵軍和徐康寧（2009）的思路，構(gòu)建了以出口貿(mào)易為因變量，要素稟賦和本地市場需求水平作為解釋變量的實(shí)證模型，具體形式如下：

LnEXPORTi=β0+β1 lnEGDP+β2lnRE+εi （1）

其中， EXPORT表示出口額，EGDP代表本地市場需求水平，RE表示資源稟賦條件。下標(biāo)i代表不同的貿(mào)易方式，具體包一般貿(mào)易出口額、加工貿(mào)易出口額和其他貿(mào)易出口額，εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

在研究出口貿(mào)易的本地市場效應(yīng)存在性的模型基礎(chǔ)上，為研究這種效應(yīng)是如何通過各種傳導(dǎo)途徑來實(shí)現(xiàn)的，本文借鑒了Rajan與Zingales（1998）的方法，利用本地市場需求水平與外商直接投資額、人均受教育水平和科技資本存量乘積項(xiàng)作為解釋變量對出口貿(mào)易額做回歸，如果交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，說明模型解釋的本地市場效應(yīng)的傳導(dǎo)途徑是有效的。具體的模型設(shè)為：

LnEXPORTi=β0+β1lnEGDP+β2·lnRE+β3lnEGDP·lnFDI+β4lnEGDP·lnTRD+β5lnEGDP·lnPED+εi （2）

（二） 變量選取與數(shù)據(jù)說明

本文的變量分為三種，被解釋變量、核心解釋變量和中間傳導(dǎo)變量，對各變量的具體闡述如下：

1.被解釋變量。本文的被解釋變量包括總出口額、一般貿(mào)易出口額、加工貿(mào)易出口額和其他貿(mào)易出口額，其中，用EXPORT來表示我國貿(mào)易總出口額；NEXPORT表示一般貿(mào)易出口額；用PEXPORT來表示加工貿(mào)易出口額；OEXPORT表示其他貿(mào)易出口額。

2.核心解釋變量為要素稟賦變量和本地市場需求水平，其中，表示本地市場需求水平的指標(biāo)主要有兩種，即人均消費(fèi)水平和人均GDP，本文將利用人均GDP來表示本地市場需求水平，要素稟賦變量借鑒王小魯、樊綱等（2009）的研究，用人均固定資產(chǎn)存量來表示。

3.本文的中間傳導(dǎo)變量為外商直接投資額、人均受教育水平和科技資本存量，外商直接投資額（FDI）為各年我國實(shí)際引進(jìn)外商直接投資額；人均受教育水平（PED）是由歷年人力資本存量除以勞動(dòng)年齡人口數(shù)（扣除在校學(xué)生）計(jì)算得到，人力資本存量是根據(jù)從1990年以來歷年從小學(xué)到研究生學(xué)歷的各類學(xué)校入學(xué)人數(shù)、畢業(yè)人數(shù)和退出勞動(dòng)年齡的人口數(shù)計(jì)算得出， 是他們的人數(shù)與受教育年限的乘積。科技資本存量（TRD）是根據(jù)逐年的研究與試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)支出以永續(xù)盤存法計(jì)算得出。

本文使用的人均受教育水平和科技資本存量數(shù)據(jù)來源于王小魯、樊綱等（2009）的《中國經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)換和增長可持續(xù)性》一文。其他的數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒1991-2014》和《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒2014》。

（三）實(shí)證結(jié)果分析

1.本地市場需求水平與中國出口之間的相關(guān)性分析。本文利用本地市場需求水平和中國出口數(shù)據(jù)分別作散點(diǎn)圖來初步分析本地市場需求水平與出口之間的關(guān)系，如圖1、圖2、圖3所示，圖1的縱坐標(biāo)軸為一般貿(mào)易出口額的對數(shù)值，圖2的縱坐標(biāo)軸為加工貿(mào)易出口額的對數(shù)值，圖3的縱坐標(biāo)軸為其他貿(mào)易出口額的對數(shù)值，圖1、圖2、圖3中橫軸均為本地市場需求水平的對數(shù)值。通過對散點(diǎn)圖的觀察和分析可以較明顯地發(fā)現(xiàn)，圖1、圖2中本地市場需求水平同一般貿(mào)易出口和加工貿(mào)易間存在較強(qiáng)的正相關(guān)性，而圖3中顯示的本地市場需求水平同其他貿(mào)易出口之間也具有較強(qiáng)的正相關(guān)性，但其相關(guān)性與圖1、圖2相比稍弱一些。這些分析與本文前面的理論論述基本吻合，證實(shí)了本地市場需求水平對出口貿(mào)易有較大的促進(jìn)作用。

2. 各變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。由于本文研究的各變量均為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，因此在對各變量間進(jìn)行長期趨勢的協(xié)整回歸分析時(shí)必須先對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，否則會(huì)產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象。采用ADF 單位根檢驗(yàn)方法對各變量時(shí)間序列數(shù)據(jù)以及其差分值進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，具體結(jié)果如表1所示。從表1可以看出各變量均為二階單整時(shí)間序列，符合進(jìn)行協(xié)整回歸分析的前提條件。

3.本地市場效應(yīng)存在性的檢驗(yàn)。利用0LS方法對表示本地市場需求水平的人均GDP和表示要素稟賦的人均固定資產(chǎn)存量對總貿(mào)易及其他貿(mào)易做回歸，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

從表2的第2列可知，本地市場需求水平對出口貿(mào)易總體上具有顯著的促進(jìn)作用，人均GDP每增加1%，可促進(jìn)總體出口增加3.55%，這與前文的理論闡述部分相符，證明了本地市場效應(yīng)的存在性。資源稟賦變量在1%顯著性水平上負(fù)向顯著，人均固定資產(chǎn)每增加1%可使我國總體貿(mào)易出口減少1.41%，這說明資本要素稟賦未發(fā)揮促進(jìn)作用，當(dāng)前勞動(dòng)力仍然是我國出口的比較優(yōu)勢，是推動(dòng)我國出口的重要推動(dòng)力量。在對總體貿(mào)易進(jìn)行分析的基礎(chǔ)之上，本文又對這三種貿(mào)易方式下的出口貿(mào)易進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)回歸結(jié)果存在著較大的差異。

表2中回歸結(jié)果第3到第5列數(shù)據(jù)顯示，在三種貿(mào)易方式下，EGDP在1%水平上均顯著，說明本地市場需求水平的出口效應(yīng)都存在，但在不同貿(mào)易方式下，本地市場需求水平對出口的促進(jìn)作用大小不同，其中，對其他貿(mào)易出口的促進(jìn)作用最大，即人均GDP每增加1%可促進(jìn)其他貿(mào)易出口增加6.16%，而對一般貿(mào)易和加工貿(mào)易的促進(jìn)作用分別為0.97%和0.99%，可見，通過提高本國市場需求水平可以促進(jìn)我國出口貿(mào)易的持續(xù)增長。就要素稟賦變量來看，在1%的顯著性水平之上，人均固定資產(chǎn)每增加1%會(huì)使其他貿(mào)易出口減少1.41%，可見在其他貿(mào)易出口的影響因素中，我國的勞動(dòng)力低成本優(yōu)勢發(fā)揮著重要的作用，這也符合我國以往的研究結(jié)論，但是，對于一般貿(mào)易和加工貿(mào)易出口來說，人均固定資產(chǎn)存量每增加1%可以促進(jìn)二者分別增長0.86%和0.77%，這表明，隨著我國固定資產(chǎn)投資量的不斷增加，交通、通信廠房設(shè)備等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的不斷完善，將極大推動(dòng)我國生產(chǎn)成本的降低和產(chǎn)量的增加，進(jìn)而促進(jìn)一般貿(mào)易和加工貿(mào)易出口量的增加。

4.本地市場效應(yīng)的傳導(dǎo)途徑。通過相關(guān)文獻(xiàn)分析可知，本地市場需求水平會(huì)借助于外商直接投資、人均受教育水平和技術(shù)水平來促進(jìn)我國出口貿(mào)易，本文分別以一般貿(mào)易、加工貿(mào)易和其他貿(mào)易為研究對象，來分析本地市場需求水平影響出口的傳導(dǎo)途徑，根據(jù)方程（2）進(jìn)行回歸分析，如表3所示。

回歸結(jié)果表明，對于不同方式的出口貿(mào)易，交互項(xiàng)在1%的顯著性水平下均顯著，但是其作用大小及其作用方向存在差異，本文將對不同貿(mào)易方式的交互項(xiàng)對出口貿(mào)易的回歸結(jié)果進(jìn)行詳細(xì)分析。

第一，本地市場需求水平與外商直接投資。本地市場需求水平與外商直接投資的乘積項(xiàng)在1%的顯著性水平之下均為正，這表明外商直接投資是本地市場需求水平促進(jìn)出口的一種重要途徑，這與前文的理論分析基本相符，但對三種貿(mào)易方式的作用大小不同，對加工貿(mào)易的促進(jìn)作用最大為0.26，而對其他貿(mào)易和一般貿(mào)易的促進(jìn)作用相對較小，分別為0.1和0.03。這是因?yàn)槲覈某隹谫Q(mào)易中加工貿(mào)易占據(jù)較大的比重，而在我國的加工貿(mào)易中，外資企業(yè)一直都占據(jù)主體地位，并且近些年來外資企業(yè)在中國加工貿(mào)易中的地位還在不斷提高，1999年在加工貿(mào)易企業(yè)中，外資企業(yè)所占比重為67.2%，2005年增加到83.4%，可見，我國加工貿(mào)易的快速發(fā)展主要是由于外資企業(yè)的大量進(jìn)入引起，而一般貿(mào)易和其他貿(mào)易方式中外資企業(yè)所占比重則相對較低，所以受外資的影響較小，因此，實(shí)證分析的結(jié)論與我國現(xiàn)實(shí)的情況基本相符。

第二，本地市場需求水平與技術(shù)進(jìn)步?；貧w結(jié)果表明，表示技術(shù)進(jìn)步的變量——科技資本存量也是本地市場需求水平促進(jìn)出口的重要傳導(dǎo)途徑之一，在1%的顯著性水平之下，本地市場需求水平與科技資本存量的乘積項(xiàng)均存在顯著正影響，乘積項(xiàng)每增加1%，能拉動(dòng)其他貿(mào)易增長0.37%，對一般貿(mào)易和加工貿(mào)易的貢獻(xiàn)分別為0.183%、0.046%，即技術(shù)進(jìn)步對其他貿(mào)易作用最大，對加工貿(mào)易影響小，因?yàn)槲覈募庸べQ(mào)易是“兩頭在外”的貿(mào)易形式，即產(chǎn)品研發(fā)和營銷環(huán)節(jié)在國外進(jìn)行，在國內(nèi)完成加工組裝環(huán)節(jié)，而加工組裝環(huán)節(jié)主要是是勞動(dòng)密集型環(huán)節(jié)，因此，豐裕的低成本勞動(dòng)力是推動(dòng)加工貿(mào)易發(fā)展的主要?jiǎng)恿?，而技術(shù)水平和勞動(dòng)力素質(zhì)的提高對我國的加工貿(mào)易的促進(jìn)作用不太顯著。而其他貿(mào)易和一般貿(mào)易主要是由國內(nèi)的企業(yè)來完成，因此，本地需求水平提高會(huì)刺激國內(nèi)企業(yè)不斷進(jìn)行技術(shù)改進(jìn)及創(chuàng)新，從而促進(jìn)本國企業(yè)出口競爭力的提高進(jìn)而我國的一般貿(mào)易和其他貿(mào)易的出口自然就會(huì)隨之快速增長。

第三，本地市場需求水平與人均受教育水平。在三種方式的貿(mào)易中，本地市場需求水平和人均受教育水平的乘積項(xiàng)的作用并不顯著，這說明本地市場需求水平提高并沒有通過人均受教育水平這一路徑來推動(dòng)我國出口的增加，究其原因，我國人均收入水平的增長幅度遠(yuǎn)超過人均受教育水平的增長幅度，1990年到2008年，我國人均受教育水平增長了約1.33倍，而人均收入水平則增長了約13.8倍，后者增長速度明顯快于前者，導(dǎo)致我國人均收入水平對人均受教育水平的影響還較小。再者，我國現(xiàn)階段體制弊端和文化觀念的落后也是導(dǎo)致傳導(dǎo)機(jī)制失效的主要原因：首先，我國居民尤其是農(nóng)村居民的受教育觀念還比較落后；其次我國各種教育法律法規(guī)還尚待進(jìn)一步完善，像教育亂收費(fèi)、教育資源分配不均及不平等的受教育權(quán)利等都是我國亟待解決的教育問題；最后是我國對教育的投入還不足，城鄉(xiāng)家庭尤其是農(nóng)村家庭的受教育負(fù)擔(dān)太重，無法支付學(xué)費(fèi)是制約我國人均受教育水平較低的重要原因。如果這些問題能夠得到改善和解決，這一傳導(dǎo)機(jī)制就能得到有效發(fā)揮。

結(jié)論及政策建議

本文基于我國1990-2008年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)研究中國出口貿(mào)易的本地市場效應(yīng)。首先檢驗(yàn)中國出口貿(mào)易的本地市場效應(yīng)是否存在，然后分析了本地市場效應(yīng)影響出口的傳導(dǎo)途徑。通過研究本文發(fā)現(xiàn)：

總體來看，中國出口貿(mào)易的本地市場效應(yīng)主要存在于其他貿(mào)易之中，在加工貿(mào)易和一般貿(mào)易中相對較小，即本地市場需求水平的提高能有效促進(jìn)其他貿(mào)易出口，而對加工貿(mào)易和一般貿(mào)易的影響能力有限。因此，我國在實(shí)行擴(kuò)大內(nèi)需政策時(shí)，不僅要注重國內(nèi)需求規(guī)模的擴(kuò)大，更要重視需求水平的整體提高，為此，國家應(yīng)該不斷實(shí)行各種行之有效的政策來促進(jìn)國內(nèi)人均收入水平的不斷提高，縮小人均收入差距，進(jìn)而使人均需求水平不斷提高，促進(jìn)出口的增加。

通過對本地市場效應(yīng)的傳導(dǎo)途徑進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)人均收入水平的提高即國內(nèi)人均需求水平的提高能通過外商直接投資和國內(nèi)科技資本投入（技術(shù)進(jìn)步）促進(jìn)出口，因此要提高我國出口產(chǎn)品競爭力，就要進(jìn)一步優(yōu)化外資結(jié)構(gòu)，鼓勵(lì)技術(shù)創(chuàng)新。而人均受教育水平并沒有達(dá)到預(yù)期傳導(dǎo)效果，為此，國家國家應(yīng)該制定及完善各種教育法規(guī)，為我國教育健康、穩(wěn)定、快速發(fā)展提供法律保障，使我國的人均受教育水平能夠與人均收入水平同步提高，進(jìn)而提升我國出口貿(mào)易的本地市場效應(yīng)。

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