歐陽(yáng)志剛(華東交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,江西南昌330013)

20世紀(jì)90年代后期,出口貿(mào)易始終是我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)保持快速穩(wěn)定發(fā)展的主要推動(dòng)力。例如,2006年我國(guó)GDP總量為246 619億元,出口總額77 594.6億元,出口總額在GDP中占比31.5%①數(shù)據(jù)來(lái)源:《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》,2007。。受美國(guó)金融危機(jī)的沖擊和影響,2008年下半年以后我國(guó)出口總量開(kāi)始逐月下滑,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度也隨之逐步下降,其中2009年前3個(gè)月的出口總量平均下降20.97%,對(duì)應(yīng)GDP增長(zhǎng)速度下滑至6.1%②出口總量數(shù)據(jù)來(lái)自中華人民共和國(guó)商務(wù)部網(wǎng)站http://zhs.mofcom.gov.cn/#shtml,整理得到。GDP增長(zhǎng)速度數(shù)據(jù)來(lái)自2009年第一季度中國(guó)貨幣政策執(zhí)行報(bào)告,http://www.pbc.gov.cn/detail.asp?col=433&ID=2645。。上述數(shù)據(jù)直觀地描述了我國(guó)出口貿(mào)易對(duì)GDP的直接影響,除此以外,出口貿(mào)易還通過(guò)干中學(xué)效應(yīng)、示范效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)等途徑間接影響我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),出口貿(mào)易的這種間接效應(yīng)被稱為技術(shù)外溢效應(yīng)。由此引出的問(wèn)題是,出口貿(mào)易對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否存在顯著的技術(shù)外溢效應(yīng)?不同地區(qū)的技術(shù)外溢效應(yīng)是否不同?為回答上述問(wèn)題,本文借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)中的模型設(shè)定,使用面板數(shù)據(jù)的似無(wú)關(guān)估計(jì)研究區(qū)域出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的外溢效應(yīng)。

1 出口貿(mào)易技術(shù)外溢效應(yīng)模型的設(shè)定

Balassa(1978)[1]在傳統(tǒng)的C-D生產(chǎn)函數(shù)中直接加入一個(gè)出口變量研究出口擴(kuò)張對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用,Feder(1982)[2]對(duì)該模型進(jìn)行了修正,把一國(guó)經(jīng)濟(jì)分成出口部門(mén)和非出口部門(mén),以此考察出口部門(mén)和非出口部門(mén)的生產(chǎn)率差異和出口部門(mén)的技術(shù)外溢效應(yīng)。隨后,許多學(xué)者對(duì)這一模型進(jìn)行了擴(kuò)展和應(yīng)用,本文借鑒Zhang,Felmingham(2002)[3],許和連,欒永玉(2005)[4]的模型。但由于我國(guó)不同地區(qū)的出口貿(mào)易及其在GDP中所占的比重存在較大的差異,從而可能導(dǎo)致出口的溢出效應(yīng)因地區(qū)而不同,因此,本文以我國(guó)各省為橫截面?zhèn)€體,將相應(yīng)變量的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行組合而形成面板數(shù)據(jù),以此研究出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的外溢效應(yīng)及區(qū)域差異。本文以Yit表示i地區(qū)t時(shí)期的總產(chǎn)出,Xit表示i地區(qū)t時(shí)期出口部門(mén)產(chǎn)出,Nit表示i地區(qū)t時(shí)期非出口部門(mén)產(chǎn)出,即有

假定KXit,LXit分別表示出口部門(mén)的資本存量和勞動(dòng)力數(shù)量;KNit,LNit分別表示非出口部門(mén)的資本存量和勞動(dòng)力數(shù)量;由于出口部門(mén)存在外溢效應(yīng),非出口部門(mén)的產(chǎn)出不僅是本部門(mén)資本和勞動(dòng)函數(shù),同時(shí)也是出口部門(mén)產(chǎn)出的函數(shù)?；诖?出口部門(mén)、非出口部門(mén)的產(chǎn)出函數(shù)設(shè)定如下

分別對(duì)(1),(2),(3)式微分,可得

將(6)、(7)式分別代入(5)式,可得

Feler(1982)[2]認(rèn)為,出口部門(mén)面臨更激烈的競(jìng)爭(zhēng)導(dǎo)致了出口企業(yè)的技術(shù)革新,從而提高了適應(yīng)能力和管理效率。因此,出口部門(mén)比非出口部門(mén)有相對(duì)高的邊際生產(chǎn)率。基于此,假定出口部門(mén)和非出口部門(mén)的邊際生產(chǎn)率存在以下關(guān)系

其中,δ表示兩部門(mén)要素邊際生產(chǎn)率的差。若δ＞0,則出口部門(mén)生產(chǎn)率高于非出口部門(mén)。用(7)、(9)代入(8)式,整理可得

假定非出口部門(mén)勞動(dòng)的邊際產(chǎn)出與經(jīng)濟(jì)中的人均產(chǎn)出存在線性關(guān)系,即FL=α3(Yit/Lit),并對(duì)(10)式兩邊同時(shí)除以Yit,從而得到模型(11)

式中:α1=FK,表示投資的邊際產(chǎn)出,且 α1,α2具有與傳統(tǒng)新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型相同的經(jīng)濟(jì)意義,并預(yù)期為正。dYit/Yit表示產(chǎn)出增長(zhǎng)率。dKit/Yit表示投資與產(chǎn)出之比;dLit/Lit表示勞動(dòng)就業(yè)增長(zhǎng)率,FX則度量了出口部門(mén)對(duì)非出口部門(mén)的外溢效應(yīng)。若沒(méi)有部門(mén)間的溢出效應(yīng)和要素邊際生產(chǎn)率差異,(11)式就退化為簡(jiǎn)單的新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)形式。為研究方便,繼續(xù)對(duì)(11)式最后一項(xiàng)分解。假定出口部門(mén)的外溢效應(yīng)是按照不變彈性(λ)影響非出口部門(mén)的,即:Nit=F(KNit,LNit,Xit)=(Xit)λΨ(KNit,LNit),這樣就有

彈性系數(shù)λ是衡量外溢效應(yīng)大小的指標(biāo)。如果顯著λ大于零,說(shuō)明出口部門(mén)產(chǎn)出的增加帶動(dòng)了非出口部門(mén)產(chǎn)出的增加。把(12)代入(11)式,并加上隨機(jī)干擾項(xiàng)εit和截距項(xiàng),整理可得

由上述分析可知,參數(shù)λ反映出口部門(mén)對(duì)非出口部門(mén)技術(shù)外溢效應(yīng),參數(shù)δ反映出口部門(mén)與非出口部門(mén)的生產(chǎn)效率差異。若λ和δ為正,說(shuō)明我國(guó)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的具有顯著的外溢效應(yīng),并且出口部門(mén)比非出口部門(mén)的生產(chǎn)效率高。

為反映出口貿(mào)易溢出效應(yīng)的區(qū)域差異,我們將經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度相近的地區(qū)混合在一起,組成東部、中部、西部區(qū)域面板數(shù)據(jù),然后利用模型(13)分別對(duì)東部區(qū)域、中部區(qū)域、西部區(qū)域進(jìn)行估計(jì)①其中東部區(qū)域定義為:北京、天津、河北、遼寧、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東和海南11個(gè)省市;中部區(qū)域定義為:黑龍江、吉林、山西、河南、湖北、湖南、江西和安徽8個(gè)省;西部區(qū)域則包括四川、云南、廣西、貴州、青海、寧夏、陜西、甘肅、內(nèi)蒙古和新疆10個(gè)省、市和自治區(qū),西藏自治區(qū)缺少外資數(shù)據(jù)而沒(méi)有考慮,重慶市的數(shù)據(jù)合并到四川省。。進(jìn)一步,由于一國(guó)內(nèi)各地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)特征具有很強(qiáng)的相關(guān)性和互動(dòng)性,不可避免會(huì)產(chǎn)生橫截面的依賴性。因此,若使用標(biāo)準(zhǔn)的固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)模型(13),其結(jié)論必定是無(wú)效的,基于此結(jié)論而產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)意義必定是扭曲的。似無(wú)關(guān)估計(jì)技術(shù)基于殘差構(gòu)造橫截面相關(guān)矩陣,可以修正由于橫截面依賴而帶來(lái)的無(wú)效估計(jì)結(jié)果。因此,使用似無(wú)關(guān)方法估計(jì)我國(guó)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的外溢效應(yīng),具有理論和現(xiàn)實(shí)的先進(jìn)性。

計(jì)量分析中,出口和外商直接投資數(shù)據(jù)首先用相應(yīng)年度的人民幣兌美元的匯率換算成以人民幣表示的數(shù)據(jù)。換算后的外商直接投資、出口以及固定資本形成額、GDP數(shù)據(jù)全部用各省、市、自治區(qū)的消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(1985=100)指數(shù)平減,本文樣本區(qū)間為1992—2007年,所有數(shù)據(jù)來(lái)自于相應(yīng)年度的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2 模型估計(jì)結(jié)果及分析

基于模型(13),運(yùn)用似無(wú)關(guān)估計(jì)方法,分別對(duì)東部、中部、西部地區(qū)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì),并使用Wald統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn),結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 模型的似無(wú)關(guān)估計(jì)結(jié)果

具體來(lái)看,在東部區(qū)域,α1估計(jì)結(jié)果顯著為正,說(shuō)明東部區(qū)域的投資水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率有顯著的正向影響。α2的估計(jì)值反映勞動(dòng)力的變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響,東部區(qū)域的(=0.219)在10%顯著水平顯著為正,表明在樣本期內(nèi),勞動(dòng)的增長(zhǎng)對(duì)于東部區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向促進(jìn)作用。東部區(qū)域 δ/1+δ的估計(jì)值為0.068,并且統(tǒng)計(jì)顯著,這一結(jié)果表示東部區(qū)域的出口部門(mén)的生產(chǎn)率顯著高于非出口部門(mén),并且平均高7.3%(δ=0.073)。λ的估計(jì)值反映出口部門(mén)對(duì)非出口部門(mén)的技術(shù)外溢彈性,東部區(qū)域 λ的估計(jì)值為0.162,并且統(tǒng)計(jì)顯著,即東部區(qū)域出口每增加1%,會(huì)導(dǎo)致非出口部門(mén)產(chǎn)出增加0.162%。

結(jié)合3個(gè)區(qū)域的估計(jì)結(jié)果,可以看出,我國(guó)出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的積極影響主要通過(guò)兩條途徑達(dá)到。第一條途徑是出口部門(mén)對(duì)非出口部門(mén)的正向技術(shù)外溢。在這條影響途徑中,東部區(qū)域出口部門(mén)對(duì)非出口的技術(shù)外溢效應(yīng)最大,中部次之,西部區(qū)域最小(不顯著)。第二條影響途徑是出口部門(mén)比非出口部門(mén)具有更高的生產(chǎn)率,使得出口部門(mén)能夠更好地利用本部門(mén)的生產(chǎn)要素,從而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生積極作用。這一結(jié)論與我國(guó)實(shí)際情況是相吻合的。例如,近年來(lái),我國(guó)初級(jí)產(chǎn)品出口比重逐年下降,工業(yè)制成品出口比重逐年上升。2000年工業(yè)制成品在出口總額中所占的比重為89.8%,2006年,這一比例增至94.8%。

3 結(jié)論及注釋

本文基于兩部門(mén)模型,使用面板數(shù)據(jù)似無(wú)關(guān)的方法分析了我國(guó)東部、中部、西部區(qū)域出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的外溢效應(yīng),由此產(chǎn)生的結(jié)論可概述如下。

(1)出口對(duì)東部、中部、西部區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的積極作用主要通過(guò)向非出口部門(mén)的技術(shù)外溢和相對(duì)更高生產(chǎn)效率來(lái)達(dá)到的。因此,擴(kuò)大出口有利于我國(guó)生產(chǎn)效率和技術(shù)水平的提高。

(2)相對(duì)于東部區(qū)域,中部和西部區(qū)域出口部門(mén)的生產(chǎn)效率比非出口部門(mén)更高。這一結(jié)論揭示的經(jīng)濟(jì)意義為:通過(guò)積極推動(dòng)中部、西部出口貿(mào)易的發(fā)展,把資源從中部、西部區(qū)域的非出口部門(mén)向出口部門(mén)轉(zhuǎn)移,能夠更好提高資源的使用效率,從而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更有利。

(3)東部區(qū)域出口部門(mén)向非出口部門(mén)的技術(shù)外溢效應(yīng)較大,而中部、西部區(qū)域出口部門(mén)的技術(shù)外溢效應(yīng)較小。由此所揭示的意義是:中、西部區(qū)域應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)出口部門(mén)與非出口部門(mén)的聯(lián)系,以便利出口部門(mén)產(chǎn)生技術(shù)外溢的示范效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)鏈鎖效應(yīng)、學(xué)習(xí)效應(yīng)、傳染效應(yīng)渠道的通暢,充分發(fā)揮出口貿(mào)易的技術(shù)外溢效應(yīng),促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

[1]BALASSA,B.Exports and Economic Growth:Further Evidence[J].Journal of Development Economics,1978(5):181-189.

[2]FEDER,G,On export and economic growth[J].Journal of Development Economics,1982(12):59-73.

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[4]許和連,欒永玉.出口貿(mào)易的技術(shù)外溢效應(yīng):基于三部門(mén)模型的實(shí)證研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2005(9):103-111.