我國區域出口貿易技術外溢的實證研究

歐陽志剛(華東交通大學經濟管理學院,江西南昌330013)

20世紀90年代后期,出口貿易始終是我國宏觀經濟保持快速穩定發展的主要推動力。例如,2006年我國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數據來源:《中國統計年鑒》,2007。。受美國金融危機的沖擊和影響,2008年下半年以后我國出口總量開始逐月下滑,經濟增長速度也隨之逐步下降,其中2009年前3個月的出口總量平均下降20.97%,對應GDP增長速度下滑至6.1%②出口總量數據來自中華人民共和國商務部網站http://zhs.mofcom.gov.cn/tongji.shtml,整理得到。GDP增長速度數據來自2009年第一季度中國貨幣政策執行報告,http://www.pbc.gov.cn/detail.asp?col=433&ID=2645。。上述數據直觀地描述了我國出口貿易對GDP的直接影響,除此以外,出口貿易還通過干中學效應、示范效應、產業關聯效應等途徑間接影響我國的經濟增長,出口貿易的這種間接效應被稱為技術外溢效應。由此引出的問題是,出口貿易對我國經濟增長是否存在顯著的技術外溢效應?不同地區的技術外溢效應是否不同?為回答上述問題,本文借鑒現有文獻中的模型設定,使用面板數據的似無關估計研究區域出口貿易對經濟增長的外溢效應。

1 出口貿易技術外溢效應模型的設定

Balassa(1978)[1]在傳統的C-D生產函數中直接加入一個出口變量研究出口擴張對經濟增長的作用,Feder(1982)[2]對該模型進行了修正,把一國經濟分成出口部門和非出口部門,以此考察出口部門和非出口部門的生產率差異和出口部門的技術外溢效應。隨后,許多學者對這一模型進行了擴展和應用,本文借鑒Zhang,Felmingham(2002)[3],許和連,欒永玉(2005)[4]的模型。但由于我國不同地區的出口貿易及其在GDP中所占的比重存在較大的差異,從而可能導致出口的溢出效應因地區而不同,因此,本文以我國各省為橫截面個體,將相應變量的時間序列數據進行組合而形成面板數據,以此研究出口貿易對經濟增長的外溢效應及區域差異。本文以Yit表示i地區t時期的總產出,Xit表示i地區t時期出口部門產出,Nit表示i地區t時期非出口部門產出,即有

假定KXit,LXit分別表示出口部門的資本存量和勞動力數量;KNit,LNit分別表示非出口部門的資本存量和勞動力數量;由于出口部門存在外溢效應,非出口部門的產出不僅是本部門資本和勞動函數,同時也是出口部門產出的函數。基于此,出口部門、非出口部門的產出函數設定如下

分別對(1),(2),(3)式微分,可得

將(6)、(7)式分別代入(5)式,可得

Feler(1982)[2]認為,出口部門面臨更激烈的競爭導致了出口企業的技術革新,從而提高了適應能力和管理效率。因此,出口部門比非出口部門有相對高的邊際生產率。基于此,假定出口部門和非出口部門的邊際生產率存在以下關系

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

假定非出口部門勞動的邊際產出與經濟中的人均產出存在線性關系,即FL=α3(Yit/Lit),并對(10)式兩邊同時除以Yit,從而得到模型(11)

式中:α1=FK,表示投資的邊際產出,且 α1,α2具有與傳統新古典經濟增長模型相同的經濟意義,并預期為正。dYit/Yit表示產出增長率。dKit/Yit表示投資與產出之比;dLit/Lit表示勞動就業增長率,FX則度量了出口部門對非出口部門的外溢效應。若沒有部門間的溢出效應和要素邊際生產率差異,(11)式就退化為簡單的新古典經濟增長形式。為研究方便,繼續對(11)式最后一項分解。假定出口部門的外溢效應是按照不變彈性(λ)影響非出口部門的,即:Nit=F(KNit,LNit,Xit)=(Xit)λΨ(KNit,LNit),這樣就有

彈性系數λ是衡量外溢效應大小的指標。如果顯著λ大于零,說明出口部門產出的增加帶動了非出口部門產出的增加。把(12)代入(11)式,并加上隨機干擾項εit和截距項,整理可得

由上述分析可知,參數λ反映出口部門對非出口部門技術外溢效應,參數δ反映出口部門與非出口部門的生產效率差異。若λ和δ為正,說明我國出口貿易對經濟增長的具有顯著的外溢效應,并且出口部門比非出口部門的生產效率高。

為反映出口貿易溢出效應的區域差異,我們將經濟發展程度相近的地區混合在一起,組成東部、中部、西部區域面板數據,然后利用模型(13)分別對東部區域、中部區域、西部區域進行估計①其中東部區域定義為:北京、天津、河北、遼寧、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東和海南11個省市;中部區域定義為:黑龍江、吉林、山西、河南、湖北、湖南、江西和安徽8個省;西部區域則包括四川、云南、廣西、貴州、青海、寧夏、陜西、甘肅、內蒙古和新疆10個省、市和自治區,西藏自治區缺少外資數據而沒有考慮,重慶市的數據合并到四川省。。進一步,由于一國內各地區之間的經濟特征具有很強的相關性和互動性,不可避免會產生橫截面的依賴性。因此,若使用標準的固定效應和隨機效應估計模型(13),其結論必定是無效的,基于此結論而產生的經濟意義必定是扭曲的。似無關估計技術基于殘差構造橫截面相關矩陣,可以修正由于橫截面依賴而帶來的無效估計結果。因此,使用似無關方法估計我國出口貿易對經濟增長的外溢效應,具有理論和現實的先進性。

計量分析中,出口和外商直接投資數據首先用相應年度的人民幣兌美元的匯率換算成以人民幣表示的數據。換算后的外商直接投資、出口以及固定資本形成額、GDP數據全部用各省、市、自治區的消費者價格指數(1985=100)指數平減,本文樣本區間為1992—2007年,所有數據來自于相應年度的《中國統計年鑒》。

2 模型估計結果及分析

基于模型(13),運用似無關估計方法,分別對東部、中部、西部地區的面板數據進行估計,并使用Wald統計量進行假設檢驗,結果見表1。

表1 模型的似無關估計結果

具體來看,在東部區域,α1估計結果顯著為正,說明東部區域的投資水平對經濟增長率有顯著的正向影響。α2的估計值反映勞動力的變化對經濟增長率的影響,東部區域的(=0.219)在10%顯著水平顯著為正,表明在樣本期內,勞動的增長對于東部區域經濟增長有正向促進作用。東部區域 δ/1+δ的估計值為0.068,并且統計顯著,這一結果表示東部區域的出口部門的生產率顯著高于非出口部門,并且平均高7.3%(δ=0.073)。λ的估計值反映出口部門對非出口部門的技術外溢彈性,東部區域 λ的估計值為0.162,并且統計顯著,即東部區域出口每增加1%,會導致非出口部門產出增加0.162%。

結合3個區域的估計結果,可以看出,我國出口對經濟增長的積極影響主要通過兩條途徑達到。第一條途徑是出口部門對非出口部門的正向技術外溢。在這條影響途徑中,東部區域出口部門對非出口的技術外溢效應最大,中部次之,西部區域最小(不顯著)。第二條影響途徑是出口部門比非出口部門具有更高的生產率,使得出口部門能夠更好地利用本部門的生產要素,從而對經濟增長產生積極作用。這一結論與我國實際情況是相吻合的。例如,近年來,我國初級產品出口比重逐年下降,工業制成品出口比重逐年上升。2000年工業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 結論及注釋

本文基于兩部門模型,使用面板數據似無關的方法分析了我國東部、中部、西部區域出口貿易對經濟增長的外溢效應,由此產生的結論可概述如下。

(1)出口對東部、中部、西部區域的經濟發展的積極作用主要通過向非出口部門的技術外溢和相對更高生產效率來達到的。因此,擴大出口有利于我國生產效率和技術水平的提高。

(2)相對于東部區域,中部和西部區域出口部門的生產效率比非出口部門更高。這一結論揭示的經濟意義為:通過積極推動中部、西部出口貿易的發展,把資源從中部、西部區域的非出口部門向出口部門轉移,能夠更好提高資源的使用效率,從而對經濟增長更有利。

(3)東部區域出口部門向非出口部門的技術外溢效應較大,而中部、西部區域出口部門的技術外溢效應較小。由此所揭示的意義是:中、西部區域應進一步加強出口部門與非出口部門的聯系,以便利出口部門產生技術外溢的示范效應、產業鏈鎖效應、學習效應、傳染效應渠道的通暢,充分發揮出口貿易的技術外溢效應,促進經濟增長。

[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.

[3]ZHANG Q,FELMINGHAM B.The role of FDI,Exports and spillover effectsin the regional development of China[J].Journal of Development Studies,2002(4):157-178.

[4]許和連,欒永玉.出口貿易的技術外溢效應:基于三部門模型的實證研究[J].數量經濟技術經濟研究,2005(9):103-111.