洪勇

（九江學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，江西 九江332005）

一、引言

我國(guó)自1978年改革開放以來(lái)，對(duì)外出口發(fā)展迅猛，來(lái)自中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒的數(shù)據(jù)顯示，中國(guó)對(duì)外出口總額從1978年的97.5億美元大幅提高至2013年的2.21萬(wàn)億美元，三十多年的時(shí)間增長(zhǎng)了200多倍。外貿(mào)出口對(duì)我國(guó)三十多年來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)是有目共睹的，并且今后也將是國(guó)民經(jīng)濟(jì)持續(xù)、健康、快速發(fā)展的重要?jiǎng)恿χ?。中?guó)對(duì)外出口的高速增長(zhǎng)引起了世人的廣泛關(guān)注，人們普遍關(guān)心為什么中國(guó)的對(duì)外出口增長(zhǎng)得如此迅猛，有哪些因素對(duì)中國(guó)外貿(mào)出口會(huì)產(chǎn)生重要影響？為此，國(guó)內(nèi)外學(xué)者紛紛對(duì)此展開研究，而且研究的成果非常豐富，這些成果為本文的進(jìn)一步研究打下了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。

二、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

經(jīng)文獻(xiàn)檢索和梳理后筆者發(fā)現(xiàn)，很多學(xué)者從國(guó)家層面來(lái)研究我國(guó)對(duì)外出口的影響因素。豐富的勞動(dòng)力、資本和技術(shù)存量的迅速增加是中國(guó)對(duì)外出口迅猛增長(zhǎng)的主要原因（江小涓，2002、2004）［1-2］。周琛影和田發(fā)（2003）基于宏觀因素的分析發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易伙伴國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、FDI、進(jìn)口和匯率等是影響我國(guó)外貿(mào)出口的主要因素［3］。盛斌和廖明中（2004）的研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易伙伴的經(jīng)濟(jì)總量和地理位置對(duì)中國(guó)貿(mào)易出口具有重要影響［4］。江小涓（2007）對(duì)影響我國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)的因素進(jìn)行了分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力成本優(yōu)勢(shì)、適應(yīng)于出口要求的國(guó)內(nèi)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)、積極參與全球分工是決定我國(guó)貿(mào)易增長(zhǎng)和貿(mào)易結(jié)構(gòu)的主要因素［5］。Yan（2008）的研究指出，F(xiàn)DI對(duì)中國(guó)貿(mào)易出口具有重要推動(dòng)作用［6］。吳福象和劉志彪（2009）基于產(chǎn)品內(nèi)分工的視角解釋了中國(guó)對(duì)外貿(mào)易的增長(zhǎng)［7］。范愛軍和劉馨遙（2011）、王嵐和盛斌（2013）的研究都發(fā)現(xiàn)，中國(guó)對(duì)美國(guó)制成品出口貿(mào)易中存在明顯的本地市場(chǎng)效應(yīng)［8-9］。邵建春（2013）基于引力模型的研究表明，相似的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段、雙邊快速的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和鄰近的地理位置促進(jìn)了我國(guó)對(duì)新興經(jīng)濟(jì)體的出口［10］。

還有一些學(xué)者基于企業(yè)或行業(yè)的視角來(lái)研究貿(mào)易出口的影響因素。張杰等（2005）基于Melitz（2003）的企業(yè)異質(zhì)性貿(mào)易理論，分析了出口與生產(chǎn)率之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，由于企業(yè)規(guī)模和產(chǎn)品特性的差別使得出口和生產(chǎn)率之間的關(guān)系存在差異［11-12］。鐘昌標(biāo)（2007）的研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI特別是來(lái)自港、澳、臺(tái)的FDI和規(guī)模經(jīng)濟(jì)對(duì)出口具有促進(jìn)作用［13］。Du和 Girma（2007）使用企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新指標(biāo)對(duì)中國(guó)制造業(yè)出口進(jìn)行了研究，結(jié)果表明，產(chǎn)品創(chuàng)新與企業(yè)出口存在正相關(guān)關(guān)系［14］。Zhang（2007）認(rèn)為，國(guó)內(nèi)企業(yè)參與跨國(guó)公司國(guó)際生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)對(duì)出口有重要推動(dòng)作用［15］。楊汝岱（2008）的研究指出，技術(shù)升級(jí)對(duì)我國(guó)工業(yè)制成品的出口具有十分重要的作用［16］。張?zhí)祉敚?008）認(rèn)為，生產(chǎn)效率的高低是企業(yè)是否選擇進(jìn)入以及以何種方式進(jìn)入國(guó)際市場(chǎng)的重要決定因素［17］。易靖韜（2009）指出，企業(yè)規(guī)模是企業(yè)是否供給國(guó)際市場(chǎng)的重要因素［18］。王勇（2013）基于寧波市2007-2011年企業(yè)出口數(shù)據(jù)進(jìn)行的研究表明，生產(chǎn)效率對(duì)出口具有重要促進(jìn)作用［19］。

以上文獻(xiàn)從不同方面分析了我國(guó)出口增長(zhǎng)的各種影響因素，這為本文的相關(guān)研究奠定了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)，但上述研究或者從國(guó)家層面，或者從企業(yè)、行業(yè)層面來(lái)研究我國(guó)出口的影響因素，從國(guó)內(nèi)省區(qū)層面研究國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模對(duì)出口貿(mào)易影響的文獻(xiàn)并不多見。本文擬使用國(guó)內(nèi)30個(gè)省區(qū)1992-2013年的面板數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)省區(qū)層面出口增長(zhǎng)的影響因素進(jìn)行分析，特別強(qiáng)調(diào)基于市場(chǎng)整合的各省區(qū)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模對(duì)出口增長(zhǎng)的作用。

三、各省區(qū)市場(chǎng)整合水平的測(cè)度

現(xiàn)有文獻(xiàn)通常采用生產(chǎn)法、貿(mào)易法、價(jià)格法和經(jīng)濟(jì)周期法來(lái)測(cè)度市場(chǎng)整合水平，這些方法有各自的優(yōu)點(diǎn)，但也都存在一些缺陷（洪勇，2014）［20］。筆者在本文中測(cè)度各省區(qū)市場(chǎng)整合水平時(shí)借鑒 Gluschenko（2010）、Gluschenko和Karchevskaya（2010）的思想，其精髓是：通過(guò)某一地區(qū)商品價(jià)格與該地區(qū)需求聯(lián)系的密切程度來(lái)反映某地的市場(chǎng)整合水平［21-22］。經(jīng)檢索，尚未發(fā)現(xiàn)有國(guó)內(nèi)外學(xué)者在實(shí)踐中基于該思想來(lái)測(cè)度一國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)整合水平的文獻(xiàn)。

（一）測(cè)度方法

通常一國(guó)任一商品市場(chǎng)是由空間上相互分離的眾多子市場(chǎng)構(gòu)成，如果該商品的價(jià)格在不同的子市場(chǎng)之間存在差異，在沒有交易成本的情況下，市場(chǎng)上的參與者可以通過(guò)低買高賣的套購(gòu)行為從中牟利，套購(gòu)活動(dòng)會(huì)使得不同子市場(chǎng)之間的價(jià)格差異逐漸縮小直至消失，“一價(jià)定律”得以成立，該市場(chǎng)就可以被認(rèn)為是完全整合的。市場(chǎng)是完全整合的意味著商品在不同地區(qū)之間流動(dòng)不會(huì)受到任何阻礙，反之，如果商品跨地區(qū)流動(dòng)受到阻礙，則該市場(chǎng)就是分割的，不同地區(qū)子市場(chǎng)的價(jià)格就會(huì)存在差異。一般地，當(dāng)一國(guó)市場(chǎng)整合水平較高時(shí)，如果該國(guó)某一地區(qū)某種商品的本地需求增加，短時(shí)間內(nèi)，該地區(qū)該種商品的本地供給不會(huì)有太大變化，因此，該種商品在該地區(qū)的價(jià)格就會(huì)上升，由于該國(guó)市場(chǎng)整合水平較高，使商品的套購(gòu)成本比較低，該商品在不同地區(qū)間的價(jià)格差異會(huì)導(dǎo)致商品的套購(gòu)，充分的商品套購(gòu)會(huì)使該地區(qū)該種商品的供給大幅增加，從而使該地區(qū)該種商品的價(jià)格下降，價(jià)格差異會(huì)逐漸縮小直至等于商品套購(gòu)成本，因此，本地需求增加并不會(huì)導(dǎo)致本地價(jià)格明顯上升；反過(guò)來(lái)，如果一國(guó)市場(chǎng)分割程度很高時(shí)，較高的商品套購(gòu)成本會(huì)極大阻礙套購(gòu)活動(dòng)的開展，本地需求增加就會(huì)導(dǎo)致本地商品價(jià)格明顯上升，由此可見，當(dāng)一國(guó)市場(chǎng)整合水平較高時(shí)，某地的商品價(jià)格與該地區(qū)的需求不存在密切的關(guān)系，而當(dāng)一國(guó)市場(chǎng)整合水平較低時(shí)，某地的商品價(jià)格與該地區(qū)的需求就存在較密切的關(guān)系。因此，筆者認(rèn)為可以從本地商品價(jià)格與本地需求聯(lián)系的密切程度來(lái)衡量某地的市場(chǎng)整合水平。具體地，本文通過(guò)對(duì)下式的估計(jì)以反映某地區(qū)的市場(chǎng)整合水平

其中，Pi、Di表示地區(qū)i某一商品的價(jià)格和需求，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。式（1）中的β就可以用來(lái)表示地區(qū)i某一商品市場(chǎng)在給定年份的市場(chǎng)整合程度。如果β＝0，就表明價(jià)格Pi不依賴于需求Di，該商品市場(chǎng)就是完全整合的；如果β≠0，說(shuō)明Pi在一定程度上依賴于需求Di，該商品市場(chǎng)就不是完全整合的，β越大，市場(chǎng)整合程度越低。由于本文所關(guān)心的是總體商品市場(chǎng)整合的狀況，而不是只研究某一種商品的市場(chǎng)整合程度，因而，在實(shí)證分析時(shí)所使用的價(jià)格并不是單一商品的價(jià)格，而是采用市場(chǎng)總體價(jià)格水平，此外，由于需求數(shù)據(jù)無(wú)法直接得到，故在估計(jì)時(shí)使用社會(huì)消費(fèi)品零售總額數(shù)據(jù)來(lái)代替。

從式（1）可知，對(duì)于某一給定年份，地區(qū)i只有一次觀測(cè)數(shù)據(jù)，因而無(wú)法估計(jì)得到的大小，為此筆者將式（1）寫成如下差分形式

其中，Pij是指地區(qū)i與地區(qū)j（j＝1，2，3，…N；j≠i）的價(jià)格之差，即：Pij＝Pi-Pj，Dij是指地區(qū)i與地區(qū)j（j＝1，2，3，…N；j≠i）的需求之差，即：Dij＝Di-Dj，差分形式（2）式能解決觀測(cè)次數(shù)不足的問(wèn)題，在差分形式下，對(duì)地區(qū)i而言，其觀測(cè)次數(shù)為N-1，因而能估計(jì)出β的大小。對(duì)一個(gè)幅員遼闊的國(guó)家而言，由地理距離造成的市場(chǎng)分割是難以避免的，如果不對(duì)地理距離加以控制，會(huì)導(dǎo)致式（2）所估計(jì)的系數(shù)變大，從而使市場(chǎng)分割程度被高估。故筆者在式（2）右邊加入地理距離以得到如下的式（3）

利用式（3）估計(jì)出β就可以衡量各省區(qū)在各年的市場(chǎng)整合水平①本文研究樣本包括除西藏之外的全國(guó)其他30個(gè)省區(qū)。。

（二）數(shù)據(jù)說(shuō)明

1.各省區(qū)價(jià)格水平

本文使用國(guó)內(nèi)30省區(qū)基于1992-2013年的總體價(jià)格水平數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。由于現(xiàn)有的各種統(tǒng)計(jì)年鑒和數(shù)據(jù)庫(kù)通常只有價(jià)格指數(shù)的數(shù)據(jù)，要得到各年價(jià)格水平的數(shù)據(jù)必須要先知道某一基年的價(jià)格水平，然后再根據(jù)各年價(jià)格指數(shù)計(jì)算得出各年的價(jià)格水平。為此，筆者采用Brandt和Holz（2006）所測(cè)算的1990年中國(guó)30個(gè)省區(qū)的價(jià)格水平［23］，在此基礎(chǔ)上根據(jù)各省區(qū)相應(yīng)年份的商品零售價(jià)格指數(shù)（RPI）計(jì)算得到本文所需的價(jià)格水平數(shù)據(jù)，RPI數(shù)據(jù)來(lái)源于各年各省區(qū)的統(tǒng)計(jì)年鑒。

2.各省區(qū)需求水平

由于現(xiàn)有各種統(tǒng)計(jì)年鑒和數(shù)據(jù)庫(kù)都沒有報(bào)告需求數(shù)據(jù)，因此，只能采用與需求較為相近的支出數(shù)據(jù)來(lái)替代，具體地，本文在估計(jì)過(guò)程中使用的是社會(huì)消費(fèi)品零售總額（用人均值表示，以剔除省區(qū)經(jīng)濟(jì)規(guī)模不同的影響）數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)來(lái)源于各年各省區(qū)的統(tǒng)計(jì)年鑒。

3.省區(qū)間的距離

本文中采用的地理距離是指各省區(qū)省會(huì)城市之間的球面距離，數(shù)據(jù)來(lái)源于最新版的Google Earth。在進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)，各變量都已先期作了自然對(duì)數(shù)處理。

測(cè)度任一省區(qū)在任一年份的市場(chǎng)整合水平都需要利用式（3）進(jìn)行一次估計(jì)，故測(cè)度30個(gè)省區(qū)22年的市場(chǎng)整合水平理論上需要進(jìn)行660次估計(jì)，但重慶市在1997年才設(shè)立為直轄市，因此，重慶市1992-1996年這5年的數(shù)據(jù)無(wú)法獲得，故最終需要利用式（3）進(jìn)行655次估計(jì)即可②限于篇幅，筆者沒有給出估計(jì)的用于反映各省區(qū)各年市場(chǎng)整合水平的β值。。

四、各省區(qū)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模的測(cè)算

市場(chǎng)規(guī)模的分析，最早可以追溯到Harris（1954）的研究，他通過(guò)構(gòu)造市場(chǎng)潛力（規(guī)模）函數(shù)來(lái)解釋美國(guó)制造業(yè)的區(qū)位選擇，用本地區(qū)和其他各地區(qū)加權(quán)平均的購(gòu)買力之和來(lái)表示某地區(qū)的市場(chǎng)潛力，其權(quán)數(shù)用地理距離的倒數(shù)表示［24］。筆者在估算各省區(qū)的市場(chǎng)潛力時(shí)借鑒了如下Harris（1954）的方法

其中，MSit是省區(qū)i在t年的市場(chǎng)規(guī)模，Yit和Yit分別表示省區(qū)i和j在t年的GDP，dij和dij分別表示省區(qū)i的內(nèi)部距離和省區(qū)i、j之間的距離（各省區(qū)的內(nèi)部距離筆者借鑒了Nitsch（2000）的方法［25］，即內(nèi)部距離采用該省區(qū)的國(guó)土面積與圓周率之商的算術(shù)平方根來(lái)近似替代）。在用式（4）計(jì)算各省區(qū)的市場(chǎng)規(guī)模時(shí)隱含著一個(gè)假設(shè)條件，即：各省區(qū)之間的市場(chǎng)是完全整合的。但大量研究表明國(guó)內(nèi)各省區(qū)之間的市場(chǎng)并非完全整合，因此，在計(jì)算國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模時(shí)應(yīng)考慮省區(qū)間的市場(chǎng)整合程度以更精確的估算市場(chǎng)規(guī)模（張應(yīng)武，2012）［26］。雖然張應(yīng)武（2012）在計(jì)算國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模時(shí)考慮了國(guó)內(nèi)各省區(qū)之間的整合程度，但他只將各省區(qū)之間的市場(chǎng)整合程度劃分為兩種狀態(tài)，即：完全整合和完全分割這兩種狀態(tài)，并分別將市場(chǎng)整合水平賦值為1和0［26］。筆者認(rèn)為這種做法欠妥，因?yàn)閺母魇^(qū)之間的市場(chǎng)整合狀態(tài)看，它們既不可能是完全整合的，也不可能是完全分割的，故通過(guò)這種方法計(jì)算得出的市場(chǎng)規(guī)模也不可能太精確。

在本文的研究中，筆者基于 Harris（1954）［24］市場(chǎng)潛力函數(shù)和張應(yīng)武（2012）［26］的思想，通過(guò)如下的式（5）來(lái)計(jì)算國(guó)內(nèi)各省區(qū)的市場(chǎng)規(guī)模①限于篇幅，筆者沒有給出所測(cè)算的各省區(qū)各年的國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模。

五、中國(guó)省區(qū)層面出口的影響因素分析

在測(cè)算出基于市場(chǎng)整合條件下各省區(qū)的國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模后，接下來(lái)筆者將對(duì)中國(guó)省區(qū)層面出口增長(zhǎng)的影響因素展開分析，重點(diǎn)關(guān)心的是基于市場(chǎng)整合條件下各省區(qū)的國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模是否對(duì)出口增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用。分析的基本思路是將前述所測(cè)算的基于市場(chǎng)整合條件下各省區(qū)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模作為影響省區(qū)層面出口增長(zhǎng)的核心變量引入到模型中。

（一）模型設(shè)定和數(shù)據(jù)說(shuō)明

基于相關(guān)貿(mào)易理論和國(guó)內(nèi)外學(xué)者的現(xiàn)有研究，筆者在研究中國(guó)省區(qū)層面出口增長(zhǎng)的影響因素時(shí)，除了重點(diǎn)關(guān)注基于市場(chǎng)整合條件下各省區(qū)的國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模外，還加入了一些對(duì)出口增長(zhǎng)有重要影響的因素作為控制變量來(lái)進(jìn)行分析。這些控制變量包括：區(qū)位變量、FDI、進(jìn)口、生產(chǎn)效率、技術(shù)水平以及貿(mào)易伙伴國(guó)的GDP。據(jù)此，本文在實(shí)證分析省區(qū)層面出口增長(zhǎng)的影響因素時(shí)，采用如下計(jì)量模型

其中，EXit表示省區(qū)i在t年的出口額；MSit表示省區(qū)i在t年的國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模，其數(shù)據(jù)來(lái)源于上一節(jié)中對(duì)式（5）的計(jì)算；LOCit表示省區(qū)i在t年的區(qū)位，筆者以各省區(qū)的省會(huì)到海岸線的距離來(lái)表示，沿海省區(qū)到海岸線的距離用其內(nèi)部距離表示，內(nèi)陸省區(qū)到海岸線的距離則用其到最近的沿海省區(qū)的距離與該沿海省區(qū)的內(nèi)部距離之和表示；FDIit表示省區(qū)i在t年所吸收的外商直接投資；LPit表示省區(qū)i在t年的進(jìn)口額；表示省區(qū)i在t年的生產(chǎn)效率，以全員勞動(dòng)生產(chǎn)率來(lái)表示；TECit表示省區(qū)i在t年的技術(shù)水平，用三種專利（發(fā)明、實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)）的受理量來(lái)表示；TPGDPit表示貿(mào)易伙伴國(guó)的GDP，以2013年中國(guó)前十大出口目的地GDP之和來(lái)表示；αi表示省區(qū)效應(yīng)；αt表示時(shí)期效應(yīng)；εijt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。對(duì)面板數(shù)據(jù)而言，如果αi、αt與解釋變量相關(guān)，就應(yīng)采用固定效應(yīng)（FE，F(xiàn)ixed Effects）模型；反之，則采用隨機(jī)效應(yīng)（RE，Random Effects）模型。實(shí)踐中，通?？梢杂肏ausman檢驗(yàn)來(lái)對(duì)固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行取舍。筆者預(yù)計(jì)，除了區(qū)位變量對(duì)出口有負(fù)面影響外，其他變量在某種程度上都能對(duì)出口起到促進(jìn)作用，故筆者預(yù)期在實(shí)證分析中，除了區(qū)位變量的估計(jì)系數(shù)為β2負(fù)數(shù)外，其他解釋變量的估計(jì)系數(shù)都應(yīng)為正。

（二）估計(jì)結(jié)果及分析

表1報(bào)告了實(shí)證分析結(jié)果，其中，第（1）列給出了只含有核心變量國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模而不含其他控制變量的基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果，其他各列在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上，依次加入控制變量進(jìn)行估計(jì)，以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性。

從表1第（1）列基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果可知，基于市場(chǎng)整合條件下國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模的估計(jì)系數(shù)有著與預(yù)期相一致的符號(hào)，且是高度顯著的。此外，模型校正的R2也較高，這說(shuō)明模型的解釋力較強(qiáng)。在其他條件不變的情況下，如果某一省區(qū)的國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模增加1%，其對(duì)外出口就會(huì)提高1.12%，這表明各省區(qū)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模的擴(kuò)大有助于其出口的增長(zhǎng)。

在表1第（2）-（7）列中，筆者在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上分別加入了前述6個(gè)控制變量，估計(jì)結(jié)果表明，各控制變量的估計(jì)系數(shù)都是高度顯著的；除了區(qū)位變量的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，其他幾個(gè)控制變量的估計(jì)系數(shù)均為正，這與之前的預(yù)期相一致；各模型較高的校正R2說(shuō)明模型的解釋力較強(qiáng)。與基準(zhǔn)模型相比，加入各控制變量后國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模估計(jì)系數(shù)的符號(hào)保持不變，且都是高度顯著的，其大小也只有少許變化，這表明各省區(qū)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模的擴(kuò)大有助于其出口增長(zhǎng)的結(jié)論在加入各控制變量后依然成立，模型具有良好的穩(wěn)健性。其他條件不變時(shí)，各省區(qū)到海岸線的距離如果增加1%，則其出口就會(huì)下降0.82%，距離增加會(huì)導(dǎo)致包括運(yùn)輸成本在內(nèi)的貿(mào)易成本上升，因而對(duì)出口起到了阻礙作用。如果各省區(qū)吸收的外商直接投資增加1%，則其出口就會(huì)提高0.27%，外資企業(yè)來(lái)華投資不僅看重中國(guó)巨大的市場(chǎng)潛力，而且也看重包括廉價(jià)勞動(dòng)力在內(nèi)的低廉成本優(yōu)勢(shì)，在中國(guó)生產(chǎn)能降低生產(chǎn)成本，提高產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，其生產(chǎn)的產(chǎn)品不只是在中國(guó)銷售，還有很大一部分用來(lái)出口，故外商直接投資對(duì)出口具有促進(jìn)作用。在其他條件不變的情況下，如果各省區(qū)進(jìn)口增長(zhǎng)1%，就會(huì)使其出口提高0.52%，進(jìn)口促進(jìn)出口主要有兩方面的原因，一是進(jìn)口具有技術(shù)溢出效應(yīng)；二是我國(guó)出口貿(mào)易中加工貿(mào)易的比重較高，很多出口都是從國(guó)外進(jìn)口原材料、機(jī)器設(shè)備在國(guó)內(nèi)進(jìn)行加工、組裝和生產(chǎn)，然后復(fù)出口。在其他條件不變時(shí)，如果各省區(qū)全員勞動(dòng)生產(chǎn)率提高1%，其對(duì)外出口就會(huì)增加0.45%，提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，能在相同的時(shí)間內(nèi)生產(chǎn)出更多產(chǎn)品，降低生產(chǎn)成本，提高產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，因此，勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高能促進(jìn)出口。如果各省區(qū)技術(shù)水平提高1%，其對(duì)外出口就會(huì)增加0.08%，與其他控制變量相比，技術(shù)水平對(duì)出口促進(jìn)作用的力度要小得多，這表明我國(guó)的出口增長(zhǎng)并不是主要由技術(shù)進(jìn)步推動(dòng)的，這也能在一定程度上反映出我國(guó)出口產(chǎn)品技術(shù)含量低，附加值少的現(xiàn)狀。在其他條件不變時(shí)，如果貿(mào)易伙伴國(guó)的GDP提高1%，國(guó)內(nèi)各省區(qū)的對(duì)外出口就會(huì)增加0.91%，其原因在于國(guó)外的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)導(dǎo)致對(duì)我國(guó)產(chǎn)品需求的增加，從而能促進(jìn)各省區(qū)的出口。

最后，在表1第（8）列中，筆者在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上加入各控制變量，估計(jì)結(jié)果表明，各變量估計(jì)系數(shù)的符號(hào)沒有發(fā)生變化，除了外商直接投資的估計(jì)系數(shù)變得不顯著和全員勞動(dòng)生產(chǎn)率的估計(jì)系數(shù)的顯著性有較大下降外（出現(xiàn)這種情況很可能是因?yàn)楦鹘忉屪兞恐g存在一定程度的共線性），其他變量的估計(jì)系數(shù)在顯著性上均沒有大的變化。特別地，從核心解釋變量國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模的估計(jì)系數(shù)看，其符號(hào)依然為正且高度顯著，只是系數(shù)值下降了，但并不改變本文在前述分析所得到的結(jié)論。由于在基準(zhǔn)模型中不管加入何種控制變量都不改變國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模對(duì)出口增長(zhǎng)的重要作用，故這一結(jié)論是穩(wěn)健、可靠的。

表1 30個(gè)省區(qū)出口增長(zhǎng)影響因素實(shí)證分析結(jié)果

由上述分析可知，不管加入何種控制變量，模型的穩(wěn)健性都較好。接下來(lái)，筆者將全國(guó)30個(gè)省區(qū)劃分為東、中、西部三個(gè)子樣本，從樣本的角度再次檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性①東部地區(qū)包括京、津、冀、遼、滬、蘇、浙、閩、魯、粵、瓊11個(gè)省市，中部地區(qū)包括晉、吉、黑、皖、贛、豫、鄂、湘8個(gè)省區(qū)，西部地區(qū)包括蒙、桂、渝、云、貴、川、陜、甘、寧、青、新11個(gè)省區(qū)。。東、中、西部省區(qū)出口增長(zhǎng)影響因素的估計(jì)結(jié)果如表2-4所示。從東部地區(qū)的估計(jì)結(jié)果看，不管是基準(zhǔn)模型還是逐一加入控制變量后的模型，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模在每一個(gè)模型中的符號(hào)都為正，且是高度顯著的，表明對(duì)東部地區(qū)而言，基于市場(chǎng)整合條件下的國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模對(duì)出口具有重要促進(jìn)作用，這與用全國(guó)總樣本所做的分析是一致的。對(duì)控制變量而言，在基準(zhǔn)模型中逐個(gè)加入控制變量后，各變量估計(jì)系數(shù)的符號(hào)與用全國(guó)總樣本進(jìn)行估計(jì)時(shí)的結(jié)果保持一致，這說(shuō)明各因素對(duì)東部地區(qū)出口的影響在作用方向上與全國(guó)是相同的。從各控制變量估計(jì)系數(shù)顯著性上看，除區(qū)位變量變得不顯著外，其余各控制變量依然保持高度顯著。東部地區(qū)區(qū)位變量之所以不顯著，筆者認(rèn)為可能是由于東部省區(qū)之間距海岸線的距離差異并不大，即東部省區(qū)區(qū)位變量的取值比較集中，解釋變量在取值上較小的變異性就可能導(dǎo)致該變量估計(jì)系數(shù)的不顯著（Gujarati，2005）［27］。將各控制變量全部引入基準(zhǔn)模型后，東部地區(qū)的估計(jì)結(jié)果與全國(guó)總樣本的估計(jì)結(jié)果在系數(shù)符號(hào)、顯著性和大小上沒有出現(xiàn)太大變化?？偟膩?lái)看，東部地區(qū)估計(jì)結(jié)果與全國(guó)的基本一致，這說(shuō)明模型的樣本穩(wěn)健性較好，不會(huì)因?yàn)闃颖镜牟煌构烙?jì)結(jié)果出現(xiàn)很大差異。

表2 東部省區(qū)出口增長(zhǎng)影響因素實(shí)證分析結(jié)果

從中部地區(qū)的估計(jì)結(jié)果看，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模在每一個(gè)模型中的符號(hào)都為正且高度顯著，表明對(duì)中部地區(qū)而言，基于市場(chǎng)整合條件下的國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模是推動(dòng)出口增長(zhǎng)的重要因素，這與用全國(guó)總樣本所做的分析是一致的。對(duì)控制變量而言，在基準(zhǔn)模型中逐個(gè)加入控制變量后，各變量估計(jì)系數(shù)的符號(hào)與用全國(guó)總樣本進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果保持一致，這說(shuō)明各影響因素對(duì)中部地區(qū)出口的作用在方向上與全國(guó)是相同的。從各控制變量估計(jì)系數(shù)顯著性上看，區(qū)位變量、FDI、進(jìn)口和貿(mào)易伙伴國(guó)GDP的系數(shù)依然高度顯著，只有全員勞動(dòng)生產(chǎn)率和技術(shù)水平的顯著性有所下降。將各控制變量全部引入基準(zhǔn)模型后，中部地區(qū)的估計(jì)結(jié)果與全國(guó)相比沒有發(fā)生很大變化。綜合來(lái)看，中部地區(qū)估計(jì)結(jié)果基本與全國(guó)的情況保持一致，這說(shuō)明模型具有良好的樣本穩(wěn)健性，不會(huì)因?yàn)闃颖镜牟町惗构烙?jì)結(jié)果出現(xiàn)很大變化。

表3 中部省區(qū)出口增長(zhǎng)影響因素實(shí)證分析結(jié)果

從西部地區(qū)的估計(jì)結(jié)果看，不管是基準(zhǔn)模型還是逐一加入控制變量后的模型，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模在每一個(gè)模型中的符號(hào)都為正且高度顯著，表明對(duì)西部地區(qū)而言，基于市場(chǎng)整合條件下的國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模對(duì)出口具有重要促進(jìn)作用，這與用全國(guó)總樣本所做的分析是一致的。對(duì)控制變量而言，在基準(zhǔn)模型中逐個(gè)加入控制變量后，各變量估計(jì)系數(shù)的符號(hào)與全國(guó)的結(jié)果保持一致，這說(shuō)明各因素對(duì)西部地區(qū)出口的影響在作用方向上與全國(guó)是相同的。從各控制變量估計(jì)系數(shù)顯著性上看，除全員勞動(dòng)生產(chǎn)率和技術(shù)水平的估計(jì)系數(shù)變得不顯著外，其余各控制變量依然保持高度顯著。對(duì)于這兩個(gè)變量不顯著的原因，筆者預(yù)測(cè)，全員勞動(dòng)生產(chǎn)率和技術(shù)水平要對(duì)出口產(chǎn)生影響需要達(dá)到一定水平，即存在一個(gè)對(duì)出口增長(zhǎng)起作用的門檻值，達(dá)到或超過(guò)該門檻值后，這兩個(gè)變量才會(huì)對(duì)出口產(chǎn)生影響。由于目前西部地區(qū)的勞動(dòng)生產(chǎn)率和技術(shù)水平還比較低，很可能并沒有達(dá)到該水平，故對(duì)西部地區(qū)而言，這兩個(gè)變量現(xiàn)階段還無(wú)法對(duì)出口產(chǎn)生顯著影響。將各控制變量全部引入基準(zhǔn)模型后，西部地區(qū)估計(jì)結(jié)果與全國(guó)相比沒有發(fā)生很大變化?？偟膩?lái)說(shuō)，西部地區(qū)的估計(jì)結(jié)果與全國(guó)的基本一致，這說(shuō)明模型的樣本穩(wěn)健程度較高，不會(huì)因?yàn)闃颖镜淖兓构烙?jì)結(jié)果出現(xiàn)較大改變。綜上所述，利用東、中、西部地區(qū)三個(gè)子樣本進(jìn)行估計(jì)所得的結(jié)果與全國(guó)總樣本的估計(jì)結(jié)果基本保持一致，因此，本文的實(shí)證分析結(jié)果具有很強(qiáng)的樣本穩(wěn)健性。

表4 西部省區(qū)出口增長(zhǎng)影響因素實(shí)證分析結(jié)果

六、結(jié)論與政策建議

本文基于1992-2013年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)從省區(qū)層面研究了出口增長(zhǎng)的影響因素，特別強(qiáng)調(diào)了基于市場(chǎng)整合的各省區(qū)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模對(duì)出口的作用。首先采用一種還未在文獻(xiàn)中使用過(guò)的新方法測(cè)度了國(guó)內(nèi)各省區(qū)的市場(chǎng)整合水平，然后基于市場(chǎng)整合水平測(cè)算了各省區(qū)的國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模，并將其作為核心變量引入到省區(qū)層面出口增長(zhǎng)決定因素的實(shí)證模型中。實(shí)證結(jié)果顯示，基于市場(chǎng)整合條件下的國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模對(duì)出口增長(zhǎng)具有重要促進(jìn)作用，該結(jié)論不因模型控制變量的不同而不同，顯示出了很高的穩(wěn)健性。此外，除區(qū)位因素對(duì)省區(qū)出口起阻礙作用外，外商直接投資、進(jìn)口、勞動(dòng)生產(chǎn)率、技術(shù)水平和貿(mào)易伙伴國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都在不同程度上對(duì)省區(qū)層面的出口具有促進(jìn)作用。利用東、中、西部地區(qū)三個(gè)子樣本所做的實(shí)證分析結(jié)果與全國(guó)的情況基本一致，因而本文的分析結(jié)果具有很強(qiáng)的樣本穩(wěn)健性。

基于上述研究結(jié)論，筆者認(rèn)為除了堅(jiān)持已有的促進(jìn)對(duì)外出口的政策外，還應(yīng)該從以下幾個(gè)方面著手采取相應(yīng)措施推動(dòng)我國(guó)省區(qū)層面的對(duì)外出口。（1）由于各省區(qū)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模對(duì)省區(qū)層面出口具有重要推動(dòng)作用，因此，各級(jí)地方政府應(yīng)該采取措施消除人為造成的市場(chǎng)分割，通過(guò)提高省區(qū)間的市場(chǎng)整合程度來(lái)擴(kuò)大市場(chǎng)規(guī)模以促進(jìn)出口。（2）通過(guò)加大交通基礎(chǔ)設(shè)施投入以“縮短”空間距離，盡量降低對(duì)外出口的國(guó)內(nèi)運(yùn)輸成本，這能在一定程度上減輕區(qū)位因素對(duì)出口的阻礙作用。（3）各級(jí)地方政府應(yīng)該繼續(xù)堅(jiān)持大力引進(jìn)外資的政策，通過(guò)吸收外資不僅可以通過(guò)“三資企業(yè)”直接促進(jìn)各省區(qū)的出口，而且外資流入能產(chǎn)生“技術(shù)溢出”效應(yīng)，從而可以間接推動(dòng)出口。（4）對(duì)于國(guó)內(nèi)所稀缺的資源、能源和原材料，或者是受技術(shù)和能力限制而無(wú)法在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)的產(chǎn)品進(jìn)口，各級(jí)政府應(yīng)該進(jìn)行政策傾斜，通過(guò)刺激這類產(chǎn)品進(jìn)口以推動(dòng)相關(guān)產(chǎn)品的出口，同時(shí)，對(duì)于進(jìn)口加工復(fù)出口的加工貿(mào)易而言，不應(yīng)該對(duì)這種貿(mào)易方式下的進(jìn)口加以限制。（5）由于教育可以通過(guò)提高國(guó)民素質(zhì)來(lái)提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，故各級(jí)政府應(yīng)加大教育投入，各企業(yè)也應(yīng)該注重對(duì)在崗員工的再教育和技能培訓(xùn)以提高勞動(dòng)生產(chǎn)率。（6）各級(jí)政府應(yīng)該制定相關(guān)政策以刺激研發(fā)投入的增加和從國(guó)外引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)，這樣可以提高我國(guó)出口產(chǎn)品的技術(shù)含量和附加值，推動(dòng)我國(guó)從出口大國(guó)向出口強(qiáng)國(guó)的轉(zhuǎn)變；同時(shí)，中、西部地區(qū)還應(yīng)注重與東部發(fā)達(dá)省區(qū)的技術(shù)交流與合作，爭(zhēng)取在較短的時(shí)間內(nèi)以較低的成本盡快提高中、西部地區(qū)的技術(shù)水平，這對(duì)技術(shù)水平較低的中、西部地區(qū)來(lái)說(shuō)尤其重要。

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