內(nèi)需的擴大是增加還是減少出口？——基于異質(zhì)企業(yè)視角的理論模型和實證研究

唐宜紅 林發(fā)勤

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內(nèi)需的擴大是增加還是減少出口？——基于異質(zhì)企業(yè)視角的理論模型和實證研究

唐宜紅 林發(fā)勤

摘 要：中國的貿(mào)易失衡表現(xiàn)為巨大的貿(mào)易順差，有一種觀點認為擴大內(nèi)需可以減少出口，降低貿(mào)易失衡。本文在考慮企業(yè)異質(zhì)性的基礎(chǔ)上，對中國制造企業(yè)內(nèi)需能否促進出口的作用進行了理論和實證分析。理論模型預(yù)測，如果企業(yè)生產(chǎn)率足夠高，可以進行貿(mào)易，企業(yè)內(nèi)需的增加總能促進出口數(shù)量和出口額的增加，且貿(mào)易成本的減小會促進這種效應(yīng)。我們運用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)對這一推論進行了實證研究。我們首先利用半?yún)?shù)估計的Olley 和Pakes（OP）方法估計企業(yè)生產(chǎn)率，然后控制企業(yè)生產(chǎn)率、企業(yè)要素稟賦、行業(yè)固定效應(yīng)、地區(qū)固定效應(yīng)和企業(yè)所有制的影響進行計量分析。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，出口企業(yè)內(nèi)需的擴大顯著促進了企業(yè)的出口，而且處于規(guī)模經(jīng)濟行業(yè)的企業(yè)的這種作用更為顯著，東部地區(qū)企業(yè)和國有企業(yè)的國內(nèi)銷售對出口的作用也高于其他地區(qū)和其他企業(yè)。另外，本文對不同出口規(guī)模的企業(yè)應(yīng)用分位數(shù)回歸方法發(fā)現(xiàn)，企業(yè)出口規(guī)模越大，企業(yè)內(nèi)需對出口的作用越顯著。

關(guān)鍵詞：企業(yè)生產(chǎn)率；內(nèi)需；出口；OP方法；分位數(shù)回歸

一、引言與文獻綜述

改革開放30多年來，中國對外貿(mào)易發(fā)展迅速，1978～2011年出口年平均增長達到了18．1%。自1994年以來，中國已經(jīng)連續(xù)18年出現(xiàn)貿(mào)易順差，其中2009年出口達12,016億美元，成為世界第一大出口國。2012年，雖然中國的出口增長率只有7．9%，但是中國的貿(mào)易順差達到了2,311．09億美元。在這一背景下，很多觀點認為，在中國經(jīng)濟規(guī)模和貿(mào)易規(guī)模都已經(jīng)位居世界前列的情況下，中國外貿(mào)增長勢必對世界經(jīng)濟和全球貿(mào)易產(chǎn)生重大影響，甚至可能對世界市場供需平衡關(guān)系造成嚴重沖擊，從而引發(fā)劇烈的貿(mào)易摩擦。

與此同時，中國高速增長的出口貿(mào)易也面臨著一系列現(xiàn)實問題，如能源和資源約束日益嚴峻、環(huán)境責(zé)任日益加重等等，尤其是本輪全球金融危機沖擊對中國開放型經(jīng)濟造成巨大影響。不少學(xué)者認為，危機充分暴露了中國“外需拉動型”經(jīng)濟發(fā)展模式的脆弱性，應(yīng)該改變原來外向型發(fā)展模式，采取以內(nèi)需為主導(dǎo)的發(fā)展模式，擴大內(nèi)需可以降低中國的出口和減少貿(mào)易失衡。但是，當(dāng)2008年經(jīng)濟危機爆發(fā)時,中國出臺了擴大內(nèi)需的一系列調(diào)控措施，盡管中國的出口增長率有所下降，但是中國的貿(mào)易順差和出口貿(mào)易占世界貿(mào)易的比重還在繼續(xù)上升，貿(mào)易失衡現(xiàn)象并沒有得到明顯好轉(zhuǎn)。因此，內(nèi)需的擴大到底會增加還是降低出口呢？

從理論上分析，Krugman（1980, 1991）的“本地市場效應(yīng)”理論認為，在存在運輸成本的前提下，一國內(nèi)需的增加將會促使具有規(guī)模經(jīng)濟的產(chǎn)業(yè)以超過本國消費的比例形成集聚從而增加產(chǎn)出，帶來出口的增加。但是在實證上結(jié)論也不完全一致，Davis和Weinstein（1996）結(jié)合比較優(yōu)勢理論和新貿(mào)易理論，運用國家層面數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，在OECD國家這種“本地市場效應(yīng)”只能解釋10%的出口變化，而比較優(yōu)勢能夠解釋90%。后來Davis和Weinstein（1999）運用行業(yè)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，在日本19個制造業(yè)中只有8個行業(yè)具有這種效應(yīng)，Davis和Weinstein（2003）也運用行業(yè)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)OECD國家制造業(yè)上存在顯著的“本地市場效應(yīng)”。Hanson和Chong（2004）發(fā)現(xiàn)，“本地市場效應(yīng)”的存在與否取決于產(chǎn)業(yè)運輸成本，成本越高，“本地市場效應(yīng)”越明顯。Schumacher（2006）認為，在許多行業(yè)中包括資本密集型和勞動密集型行業(yè)都存在這種“本地市場效應(yīng)”。

在對中國“本地市場效應(yīng)”的研究中，張帆等（2006）運用省級層面數(shù)據(jù)分析“本地市場效應(yīng)”對中國省際生產(chǎn)和貿(mào)易的影響；錢學(xué)鋒和陳六傅（2007）發(fā)現(xiàn)“本地市場效應(yīng)”已經(jīng)成為中國對美國出口最重要的比較優(yōu)勢源泉之一。然而，邱斌和尹威（2010）發(fā)現(xiàn)中國制造業(yè)出口中內(nèi)需并不一定能夠促進出口，“本地市場效應(yīng)”在一般貿(mào)易中顯著存在,但在加工貿(mào)易中不顯著。同時, 制造業(yè)行業(yè)開放度、貿(mào)易結(jié)構(gòu)和空間集聚程度對“本地市場效應(yīng)”的發(fā)揮有著明顯的影響。在一般貿(mào)易中擁有較高勞動力成本和科研水平的行業(yè),本土市場規(guī)模對其出口有更顯著的促進作用；而在加工貿(mào)易中,擁有較低勞動力成本和科研水平的行業(yè),本土市場規(guī)模與其出口存在著較強的負相關(guān)性。范劍勇和謝強強（2010）發(fā)現(xiàn)“本地市場效應(yīng)”在中國各產(chǎn)業(yè)的分布中廣泛存在。錢學(xué)鋒和黃云湖（2013）運用多國“本地市場效應(yīng)”框架和引力模型發(fā)現(xiàn)中國制造業(yè)總體上存在“本地市場效應(yīng)”，加工貿(mào)易的存在并沒有使得“本地市場效應(yīng)”消失。

值得關(guān)注的是，所有這些先前的研究包括對中國“本地市場效應(yīng)”的研究都是運用地區(qū)數(shù)據(jù)和行業(yè)層面數(shù)據(jù)，沒有應(yīng)用微觀企業(yè)數(shù)據(jù)對企業(yè)內(nèi)需和外需的關(guān)系進行考察，忽略了企業(yè)異質(zhì)性的影響，他們所研究的實際上是新貿(mào)易理論中同質(zhì)企業(yè)的集聚所產(chǎn)生的“本地市場效應(yīng)”存在與否。而Head等（2002）、Okubo和Rebeyrol (2006)分析了“本地市場效應(yīng)”和異質(zhì)企業(yè)的關(guān)系，①其中，前者研究了“本地市場效應(yīng)”和企業(yè)策略行為之間的關(guān)系，研究表明在規(guī)模經(jīng)濟、企業(yè)流動和運輸成本同時作用下仍然存在“本地市場效應(yīng)”，后者研究了存在監(jiān)管成本時“本地市場效應(yīng)”會減小甚至?xí)孓D(zhuǎn)，但國家間進行監(jiān)管成本協(xié)調(diào)時，企業(yè)異質(zhì)性可能增強“本地市場效應(yīng)”。國際貿(mào)易理論已經(jīng)在異質(zhì)企業(yè)層面對貿(mào)易和FDI的決策行為進行研究（Melitz, 2003; Helpman,Melitz and Yeaple, 2004等)，被稱為新新貿(mào)易理論。認為把“本地市場效應(yīng)”和異質(zhì)性企業(yè)相結(jié)合，能夠更為深入地研究企業(yè)本國銷售對其出口的影響。這些文獻為新貿(mào)易理論的“本地市場效應(yīng)”拓展到新新貿(mào)易理論領(lǐng)域提供了研究基礎(chǔ)。本文將通過建立一個關(guān)于異質(zhì)企業(yè)的理論模型來分析企業(yè)內(nèi)需對外需的作用，同時將采用中國的工業(yè)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，把企業(yè)生產(chǎn)率與企業(yè)內(nèi)需對外需的作用相結(jié)合，對中國企業(yè)層面的這種“本地市場效應(yīng)”存在與否進行詳細的分析，彌補我國“本地市場效應(yīng)”研究文獻中缺乏微觀企業(yè)證據(jù)的不足。

二、一個異質(zhì)企業(yè)理論分析

與Melitz（2003）和Helpman等（2010）相似，我們考慮一個只有兩個國家的世界，本國和外國（外國的變量我們用*表示）。每個國家中，效用函數(shù)（U）定義為在每個行業(yè)消費差異化產(chǎn)品的連續(xù)統(tǒng)，這樣就構(gòu)成了一個不變替代彈性的效用函數(shù)形式，也可以稱之為真實消費指數(shù)（Q）：

這里j代表產(chǎn)品的種類（行業(yè)）,J是產(chǎn)品種類的總集合,q（j）是消費產(chǎn)品的數(shù)量,為各行業(yè)產(chǎn)品之間的替代彈性。相對消費指數(shù)Q的價格指數(shù)定義為P。求解CES函數(shù)的效用最大化可以得到以下一階必要條件:

那么，出口企業(yè)如何在國內(nèi)外市場分配其產(chǎn)出呢？根據(jù)均衡條件，出口企業(yè)應(yīng)該在國內(nèi)市場（y?）和出口市場（yχ）這樣分配它的產(chǎn)出（y）,以滿足以下均衡條件：國內(nèi)外市場的邊際收益相等。因為對于出口企業(yè)來講，總產(chǎn)出為y=yh+yχ，總銷售額為r φ=rhφ+rχφ。根據(jù)式（4），我們計算出口企業(yè)在國內(nèi)和國外市場銷售的邊際收益分別為：，M*是外國的需求平滑器，遵循χ，可以得到：

τ是冰山型運輸成本，滿足0＜τ＜1，出口一單位的產(chǎn)品最終只有τ單位到達國外市場。通過產(chǎn)出比，我們最后可以得到出口企業(yè)的總銷售額為：

Γ衡量出口企業(yè)的市場進入指標，Γ大于1，衡量了出口企業(yè)的總銷售額和企業(yè)國內(nèi)銷售額之比。但是，我們知道出口并不是外生的，是由企業(yè)生產(chǎn)率決定的，產(chǎn)出由企業(yè)生產(chǎn)率和勞動投入決定（勞動投入規(guī)模報酬遞減），如果我們假設(shè)企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為：

工人工資假定為基準1，有固定的出口成本fχ存在，則出口企業(yè)的利潤為：

則滿足利潤最大化的均衡條件且滿足壟斷競爭自由進入的零利潤出口生產(chǎn)率門檻值為以下方程的解：

所以只有生產(chǎn)率大于常數(shù)φχ的企業(yè)才能出口。因此，我們得到如下推論：

推論：生產(chǎn)率大于常數(shù)φχ（由方程10決定）的企業(yè)才能出口，且出口企業(yè)出口數(shù)量隨著國內(nèi)銷售數(shù)量的遞增而提高（由方程5直接得到），出口額也將隨著國內(nèi)銷售額的提高而增加（由方程7直接得到），且上升幅度隨著τ（貿(mào)易成本）的增加（減少）而提高（由方程5和方程7對τ求導(dǎo)直接可得）。

該推論為我們以下的實證分析提供了理論上的支持，企業(yè)出口額會受到生產(chǎn)率的影響，同時國內(nèi)市場銷售額也將影響企業(yè)的出口額，即內(nèi)需對外需的作用，也即我們所定義的企業(yè)層面上的“本地市場效應(yīng)”。

三、數(shù)據(jù)分析和企業(yè)生產(chǎn)率

（一）數(shù)據(jù)基本信息

本文所使用的數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計局1999～2003年的調(diào)查數(shù)據(jù)，包括所有國有企業(yè)和銷售額在500萬元以上的其他所有制企業(yè)，占中國工業(yè)總產(chǎn)出的90%，我們將重點對29個制造業(yè)進行分析。①29個制造行業(yè)包括食品制造業(yè)（14）,飲料制造業(yè)（15）,煙草加工業(yè)（16）,紡織業(yè)（17）,服裝及其他纖維制品制造業(yè)（18）,皮革、毛皮、羽絨及其制品業(yè)（19）,木材加工及竹、藤、棕、草制品業(yè)（20）,家具制造業(yè)（21）,造紙及紙制品業(yè)（22）,印刷業(yè)、記錄媒介的復(fù)制（23），文教體育用品制造業(yè)（24），石油加工及煉焦業(yè)（25），化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)（26），醫(yī)藥制造業(yè)（27），化學(xué)纖維制造業(yè)（28），橡膠制品業(yè)（29），塑料制品業(yè)（30）,非金屬礦物制品業(yè)（31），黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)（32），有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)（33），金屬制品業(yè)（34），普通機械制造業(yè)（35），專用設(shè)備制造業(yè)（36），交通運輸設(shè)備制造業(yè)（37），武器彈藥制造業(yè)（39），電氣機械及器材制造業(yè)（40），電子及通信設(shè)備制造業(yè)（41），儀器儀表及文化、辦公用機械制造業(yè)（42）以及其他制造業(yè)（43）等。

由于原始數(shù)據(jù)有一些誤差，我們對數(shù)據(jù)進行了適當(dāng)?shù)恼恚cJefferson等（2008）一致，我們?nèi)コ斯蛡蛉藬?shù)少于8人的企業(yè)。另外，如果企業(yè)報告的開業(yè)時間在2003年之后或所有資本都為0或其他變量如工業(yè)產(chǎn)出、資本投入、中間投入、工業(yè)增加值等實變量小于0，我們也將去除這些企業(yè)。企業(yè)的相關(guān)信息見表1。因為有企業(yè)退出等情形，共有238,208家企業(yè)和606,591個觀測值的非平衡面板數(shù)據(jù)。企業(yè)在各產(chǎn)業(yè)、各省和各所有權(quán)的分布見表2～表4，我們可以發(fā)現(xiàn)企業(yè)在行業(yè)和地區(qū)之間的分布存在很大的不平衡。在行業(yè)分布上，企業(yè)主要集中在具有勞動密集型的紡織行業(yè)（21%）和規(guī)模經(jīng)濟顯著的機電產(chǎn)品行業(yè)（30．8%）；在地區(qū)分布上，企業(yè)主要集中在東部沿海地區(qū)，如長三角的上海、浙江和江蘇三省市和珠三角的廣東省，企業(yè)占全國企業(yè)總數(shù)的46．4%；從所有權(quán)的分布來看，超過50%的企業(yè)是私營企業(yè)，集體所有制企業(yè)占33%多，國有企業(yè)占22%，外商投資企業(yè)為25%，其中港澳臺企業(yè)比其他外商投資企業(yè)稍多一些。

表1 數(shù)據(jù)基本信息

表2 29個制造行業(yè)的企業(yè)數(shù)目

表3 各省市自治區(qū)的企業(yè)數(shù)目

表4 不同所有制形式的企業(yè)數(shù)量

（二）企業(yè)生產(chǎn)率估計

為了更好地刻畫企業(yè)層面的內(nèi)需對外需的作用，我們需要控制企業(yè)生產(chǎn)率的影響。異質(zhì)企業(yè)貿(mào)易模型告訴我們，企業(yè)生產(chǎn)率對企業(yè)的出口行為有著重要的影響（Melitz，2003）。如果企業(yè)的生產(chǎn)率水平有偏誤的話，將會導(dǎo)致內(nèi)生性偏誤，而且企業(yè)生產(chǎn)率水平與企業(yè)銷售額有一定的關(guān)系，生產(chǎn)率越高，企業(yè)銷售額一般會越高。這樣，生產(chǎn)率水平的偏誤會造成“本地市場效應(yīng)”的估計失去一致性。因此，我們需要估計出可靠的企業(yè)生產(chǎn)率水平。

利用一般的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)且使用OLS方法來估算全要素生產(chǎn)率會存在兩個偏差問題：同時性偏差所引起的內(nèi)生性問題和企業(yè)退出與進入市場所引起的選擇性偏差問題。雖然工具變量方法和固定效應(yīng)方法可以在有條件的情況下解決相互決定的同時性偏差，但好的工具變量往往很難找到，而且固定效應(yīng)方法只有在不隨時間變化的擾動下才有效。另外，選擇性偏差是通常參數(shù)估計方法所不能解決的。

Olley 和 Pakes（1996）發(fā)展出的三步回歸模型框架的半?yún)?shù)估計方法（以下簡稱OP方法）可以較好地解決在估算企業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）時所存在的這兩個問題。OP三步回歸方法的創(chuàng)新之處在于：（1）通過引入不可觀測的生產(chǎn)率擾動因素，可以較好地控制企業(yè)投資和TFP 之間的相互決定所引起的內(nèi)生性問題；（2）它能夠有效解決因為企業(yè)選擇進入還是退出市場的自我決策行為所導(dǎo)致的樣本選擇性偏差問題。

假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)為：Yit=F(Lit,Mit,Kit,ait,?it)，對數(shù)線性化后為：

其中，μit=Ωit+ηit

模型中式（11）為柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的對數(shù)線性化，變量包括了勞動、中間投入、資本和企業(yè)年限，Ωit為不可觀測的生產(chǎn)率擾動。

OP方法第一步是假設(shè)Ωit為投資決策的反函數(shù)形式，類似于：

把式（12）代入式（11）得

其中，

φ(iit,kit,ait,Exit)=β0+βkkit+βaait+h(iit,kit,ait,Exit)

我們用資本存量、投資流量和企業(yè)年限的二階多項式來逼近φ(.)，然后運用OLS方法就能得到勞動和中間投入的參數(shù)估計，由于控制了觀測不到的生產(chǎn)率擾動因素，所以參數(shù)估計量是一致的。

第二步，由于存在企業(yè)的退出和進入，所以刻畫企業(yè)生存的概率，用概率模型描述企業(yè)的生存概率，概率是關(guān)于上一期資本存量、投資流量等的函數(shù)，形式也是采用多項式來逼近。

第三步，運用非線性最小二乘法估計以下方程：

其中g(shù)(.)也是運用二階多項式來逼近，就可以得到資本和企業(yè)年限的參數(shù)估計。在運用OP方法時，我們通常使用永續(xù)盤存法來估算投資流量：

δ表示折舊率。Amiti和Konings（2007）認為，考慮到中國經(jīng)濟的高速發(fā)展和轉(zhuǎn)型背景，折舊率為15%是合理的。當(dāng)所有變量的參數(shù)估計得到后，就可以計算得到OP方法下的TFP為：

生產(chǎn)函數(shù)的參數(shù)估計見表5和表6。表5是混合各行業(yè)所有數(shù)據(jù)估計的各投入彈性，假設(shè)各彈性在所有行業(yè)、地區(qū)和所有權(quán)一樣。表6進行分行業(yè)和分地區(qū)的生產(chǎn)函數(shù)估計，由于企業(yè)年限不顯著，在分行業(yè)和分地區(qū)的估計中我們沒有引入企業(yè)年限變量，估計中我們控制了企業(yè)出口的影響。①我們進行分行業(yè)生產(chǎn)率函數(shù)估計時合并了表2中類似的兩位數(shù)行業(yè)分類，合并后共為8類行業(yè)。

表5 生產(chǎn)函數(shù)的參數(shù)估計

四、內(nèi)需對外需的作用——實證研究

(一)內(nèi)需對外需的作用——整體分析

在獲得了可靠的企業(yè)生產(chǎn)率水平后，我們將首先使用以下計量模型對“本地市場效應(yīng)”進行整體上的檢驗：

其中各變量定義和衡量指標見表7。

表7 模型各變量的含義

表8報告了整體數(shù)據(jù)的“本地市場效應(yīng)”估計結(jié)果，為了簡便，我們只報告了國內(nèi)銷售額的參數(shù)估計，即“本地市場效應(yīng)”。其中，我們運用分行業(yè)和未分行業(yè)估計的不同OP生產(chǎn)率指標，同時控制了企業(yè)要素稟賦、行業(yè)、地區(qū)和所有權(quán)等變量。從表8可以清楚地看出，“本地市場效應(yīng)”對中國制造企業(yè)的出口具有顯著的促進作用，而且這種促進作用還有隨著時間不斷增強的趨勢。另外，在1999～2003年的非平衡面板數(shù)據(jù)中，我們發(fā)現(xiàn)出口企業(yè)的人均銷售額在控制企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年限以及行業(yè)、地區(qū)、所有權(quán)和時間等變量影響的情況下，平均比非出口企業(yè)高出12．1%，這說明銷售額特別是本地銷售額的增加將促進企業(yè)的出口，凸現(xiàn)“本地市場效應(yīng)”。

表8 1999～2003年“本地市場效應(yīng)”檢驗結(jié)果

（二）內(nèi)需對外需的作用——分行業(yè)、地區(qū)和所有制分析

我們應(yīng)用該計量模型對各行業(yè)、各地區(qū)和各所有制企業(yè)進行了“本地市場效應(yīng)”的研究。表9報告了各行業(yè)、各地區(qū)和各所有制企業(yè)的“本地市場效應(yīng)”，估計的同時控制了企業(yè)生產(chǎn)率、企業(yè)要素稟賦和其他的固定效應(yīng)變量，其中企業(yè)生產(chǎn)率采用的是分行業(yè)的OP方法得到的全要素生產(chǎn)率。從表9中我們可以看出，規(guī)模經(jīng)濟強的行業(yè)中，企業(yè)出口的“本地市場效應(yīng)”更強，如機電產(chǎn)品行業(yè)，企業(yè)出口的 “本地市場效應(yīng)”相對于其他行業(yè)表現(xiàn)得更為顯著，估計結(jié)果顯示，內(nèi)需平均每增加1%，會推動這些行業(yè)的企業(yè)出口額增加0．142%。金屬制品行業(yè)、化學(xué)醫(yī)療行業(yè)、紡織皮革行業(yè)、造紙打印行業(yè)的企業(yè)也呈現(xiàn)出較強的“本地市場效應(yīng)”，而食品、飲料和煙草行業(yè)的企業(yè)“本地市場效應(yīng)”不顯著，木材家具行業(yè)中的企業(yè)顯示逆“本地市場效應(yīng)”，估計為負。相對于行業(yè)規(guī)模經(jīng)濟比較明顯的機電產(chǎn)品、金屬制品和化學(xué)行業(yè)而言，這些行業(yè)規(guī)模經(jīng)濟比較弱，所以企業(yè)沒有顯示出強的“本地市場效應(yīng)”。

表 9 1999～2003年分行業(yè)、地區(qū)和所有制企業(yè)“本地市場效應(yīng)”估計

從地區(qū)上看，對于制造業(yè)企業(yè)出口的“本地市場效應(yīng)”，整體上都呈現(xiàn)出強勁的“本地市場效應(yīng)”，但東部地區(qū)制造業(yè)企業(yè)出口的“本地市場效應(yīng)”比中西部地區(qū)更強。根據(jù)我們的理論分析，出口企業(yè)“本地市場效應(yīng)”依賴于運輸成本的存在，且隨著運輸成本的降低而增加，由于基礎(chǔ)設(shè)施、地理條件等的差別，中西部地區(qū)企業(yè)出口時面臨著更高的貿(mào)易成本，比如更高的運輸成本，使得其內(nèi)需對外需的作用不如東部地區(qū)強。

從所有制形式來看，對于不同的所有制形式，國有企業(yè)的“本地市場效應(yīng)”最為顯著，內(nèi)需對外需的彈性作用達到0．265，可能的原因是國有企業(yè)受到國家重視，在企業(yè)融資、海外銷售等方面得到了更多的支持，因此國有企業(yè)表現(xiàn)出更強的規(guī)模經(jīng)濟和更低的貿(mào)易成本，所估計出的“本地市場效應(yīng)”也更強。其他外商投資企業(yè)所呈現(xiàn)出來的“本地市場效應(yīng)”也比較強，其他外商投資企業(yè)以美國、歐洲和日本為代表，他們到中國投資的目的不是僅僅為了出口，而是為了占領(lǐng)中國的國內(nèi)市場，而由于規(guī)模經(jīng)濟的存在，在本地銷售增加的同時，他們的出口也在增加，也表現(xiàn)出了較強的“本地市場效應(yīng)”，而香港、澳門和臺灣地區(qū)（HMT）的投資是為了利用大陸地區(qū)的廉價勞動力進行加工出口，所以他們表現(xiàn)出來的“本地市場效應(yīng)”最弱。①可參見Huang（2004）等對港澳臺投資與其他外商投資不同所有權(quán)優(yōu)勢的分析。而集體企業(yè)和私營企業(yè)由于本身的規(guī)模和性質(zhì)，“本地市場效應(yīng)”要比HMT投資的企業(yè)強，但小于國有企業(yè)和其他外商投資企業(yè)。

（三）內(nèi)需對外需的作用——不同出口規(guī)模分析

從以上“本地市場效應(yīng)”實證檢驗的分析可以看出，中國在企業(yè)層面上的確存在著“本地市場效應(yīng)”，即國內(nèi)銷售的增加會促進企業(yè)出口的增加。企業(yè)是實施生產(chǎn)、銷售和出口的最終承擔(dān)者，根據(jù)企業(yè)異質(zhì)性模型，企業(yè)之間具有很大的差異性，主要表現(xiàn)在企業(yè)生產(chǎn)率上。那些生產(chǎn)率高的企業(yè)能夠克服更高的貿(mào)易成本，即生產(chǎn)率越高，貿(mào)易成本相對反而會顯得更低，因此生產(chǎn)率高的企業(yè)呈現(xiàn)出來的“本地市場效應(yīng)”可能更為明顯。

為了對上述假設(shè)進行驗證，我們對出口額進行分組分析，出口額小于10,000為第一組，出口額大于或等于10,000且小于30,000為第二組，出口額大于或等于30,000為第三組，估計時其他變量均已控制。出口額的不同反映了企業(yè)生產(chǎn)率的差別，一般來講企業(yè)生產(chǎn)率越高，企業(yè)出口就會越多。另外，為了進一步研究企業(yè)出口規(guī)模與“本地市場效應(yīng)”的穩(wěn)健關(guān)系，我們還使用了分位數(shù)回歸方法。我們選擇了3種分位數(shù)：0．25、0．5和0．75，“本地市場效應(yīng)”參數(shù)估計的含義為，出口額由小到大排列處于25%、50%和75%的分位數(shù)位置時內(nèi)需對出口的彈性作用，所有估計結(jié)果見表10。

表 10 不同出口額的企業(yè)“本地市場效應(yīng)”穩(wěn)健性檢驗

從分組回歸中我們很清楚地看到，出口越多的企業(yè)，其表現(xiàn)出來的“本地市場效應(yīng)”越明顯。那些出口額小于10,000的企業(yè)國內(nèi)銷售額的增加對企業(yè)的出口起到負的作用，而且在統(tǒng)計上高度顯著，達到-0．121，即逆“本地市場效應(yīng)”，這可以理解為Melitz（2003）模型中那些能出口但是出口規(guī)模小的企業(yè)，這些企業(yè)由于出口成本的影響更多地專注于國內(nèi)市場；出口額稍大一些的企業(yè)國內(nèi)銷售的增加已經(jīng)能促進出口了，雖然此時的幅度還比較小，彈性作用為0．0107；出口額更大的一些企業(yè)其“本地市場效應(yīng)”就更為明顯，彈性達到0．115，為前者的10倍多，這些出口規(guī)模大的企業(yè)則可以理解為Melitz（2003）模型中那些由于出口而使生產(chǎn)率進一步提高的企業(yè)，從而導(dǎo)致出口的持續(xù)增加和規(guī)模經(jīng)濟的進一步增強。

此外，分位數(shù)回歸結(jié)果也顯示，企業(yè)出口規(guī)模越大，“本地市場效應(yīng)”就越明顯，當(dāng)出口規(guī)模處于25%分位數(shù)時，內(nèi)需沒有顯示對外需有促進作用，也呈現(xiàn)出逆“本地市場效應(yīng)”；當(dāng)處于50%分位數(shù)時，顯示出顯著為正的“本地市場效應(yīng)”，內(nèi)需每提高1%，將促進出口增加0．0639%；而當(dāng)處于75%分位數(shù)時，“本地市場效應(yīng)”更為突出，內(nèi)需對出口的彈性作用為0．132，為前者的兩倍多。因此我們可以認為，企業(yè)出口規(guī)模越大（生產(chǎn)率越高），企業(yè)的“本地市場效應(yīng)”將越顯著。

五、結(jié)論

中國的貿(mào)易失衡表現(xiàn)為巨大的貿(mào)易順差，一種觀點認為擴大內(nèi)需可以減少出口，降低中國的貿(mào)易失衡。本文在考慮企業(yè)異質(zhì)性的基礎(chǔ)上，對中國制造企業(yè)內(nèi)需能否促進出口的作用進行了理論和實證分析。理論模型預(yù)測，如果企業(yè)生產(chǎn)率足夠高，可以進行貿(mào)易，那么企業(yè)內(nèi)需的增加總能促進出口數(shù)量和出口額的增加，且貿(mào)易的成本減小會促進這種效應(yīng)。本文利用1999～2003年的工業(yè)企業(yè)出口數(shù)據(jù)，在考慮企業(yè)生產(chǎn)率差異的基礎(chǔ)上對企業(yè)本國銷售如何影響出口進行了研究。在應(yīng)用OP方法、考慮同時性偏誤和企業(yè)退出市場的選擇性偏差估計出企業(yè)的可信生產(chǎn)率水平以及控制企業(yè)生產(chǎn)率、企業(yè)資本勞動稟賦、行業(yè)固定效應(yīng)、地區(qū)固定效應(yīng)和所有權(quán)影響的基礎(chǔ)上，我們發(fā)現(xiàn)企業(yè)內(nèi)需的擴大顯著促進了企業(yè)的出口，“本地市場效應(yīng)”明顯；同時我們也發(fā)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟越強的產(chǎn)業(yè)中的企業(yè)表現(xiàn)出來的“本地市場效應(yīng)”越明顯；更高運輸成本的存在使得中西部地區(qū)企業(yè)層面的“本地市場效應(yīng)”低于東部地區(qū)；國有企業(yè)和其他外商投資企業(yè)由于自身規(guī)模和投資動機的不同，相對于集體企業(yè)、私營企業(yè)和港澳臺企業(yè)也表現(xiàn)出更大的“本地市場效應(yīng)”。另外，我們通過分位數(shù)回歸和分組分析發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)率高、出口規(guī)模大的企業(yè)所呈現(xiàn)出來的“本地市場效應(yīng)”更明顯。

因此擴大內(nèi)需與穩(wěn)定外需并不是矛盾的，是互補關(guān)系，二者之間具有協(xié)同拉動的作用。在受到金融危機的短期沖擊、國際市場需求下降時，我們采取擴大內(nèi)需的手段來緩解金融危機的影響是必要的，也是正確的。但這并不意味著我們一定就降低出口，轉(zhuǎn)向“內(nèi)需為主導(dǎo)”的發(fā)展模式。我們也絕不能因此將擴大內(nèi)需與發(fā)展出口對立起來，無論從理論還是實踐上看，兩者都并非是對立關(guān)系，而在一定程度上是相互促進的協(xié)同關(guān)系。另外，本文的結(jié)論對我國比較優(yōu)勢的轉(zhuǎn)變有著重要的啟示，中國擁有巨大的勞動力資源，按照傳統(tǒng)比較優(yōu)勢理論的觀點，一般認為我國具有勞動密集型產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢，但根據(jù)“本國市場效應(yīng)”理論，我國日益增大的國內(nèi)市場會促使規(guī)模經(jīng)濟的形成，會使得很多企業(yè)超比例地集聚在中國,有可能會在規(guī)模經(jīng)濟明顯的產(chǎn)業(yè)部門形成比較優(yōu)勢，從而形成這些具有規(guī)模經(jīng)濟的產(chǎn)品的凈出口。但我們也要看到本文分析的局限性，本文中內(nèi)需的擴大指的是本國企業(yè)在國內(nèi)的銷售，我們沒有考慮到進口在內(nèi)需擴大中的情況。因此,要從根本上緩解全球貿(mào)易不平衡，最主要還是通過增加進口最終消費品來解決。

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（責(zé)任編輯：孫楚仁）

Does The Expansion of Domestic Demand Increase or Decrease Exports? A Theoretical Model and Empirical Study with Firm Heterogeneity

TANG Yi-hong LIN Fa-qin

Abstract:China’s trade imbalance is witnessed as the huge export surplus． Some believe that the expansion of domestic demand can decrease exports and so the extent of China’s trade imbalance． This paper studies the impacts of domestic demand on promoting firm exports based on the heterogeneity of firms theoretically and empirically．In theory, the model predicts that as long as trade happens, the increase of domestic market will increase the firm’s exports in quantity and value and such effect will increase with the abating of trade costs． In this paper, we use Chinese industrial firm level data to do the empirical test for the proposition． We first use the Semi-parametric method of Olley and Pakes approach (OP) to estimate the reliable enterprise productivity, then to control for firm productivity level, factor endowments, industry fixed effects, regional fixed effects and ownership effects for the empirical analysis． We find that the expansion of domestic demand greatly promotes the exports． We find that such effect for those industries with scaled economy is even more significant; middle and western regions and state-owned enterprises show higher such effect than the other regions and ownerships． In addition, we use quantile regression technique to find that for larger enterprises, the effect of domestic demand on exporting is more significant．

Key words:firm productivity; domestic demand; manufacturing exports; OP method; quantile regression

基金項目：本文受國家社科基金重大項目(項目編號：12&ZD097)、國家自然科學(xué)基金青年項目(項目編號：71503281)、“中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費專項資金”和“中央財經(jīng)大學(xué)科研創(chuàng)新團隊支持計劃”資助。

作者簡介：唐宜紅，中央財經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)濟與貿(mào)易學(xué)院教授、院長、博士生導(dǎo)師，研究方向：國際貿(mào)易；林發(fā)勤，中央財經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)濟與貿(mào)易學(xué)院副教授, 研究方向：國際貿(mào)易。

中圖分類號：F710

文獻標識碼：A

文章編號：1006-1894（2016）02-0005-14