契約實施效率與加工貿易

摘要：傳統的貿易理論認為，勞動力稟賦優勢是我國承接加工貿易的重要原因。但為何我國參與加工貿易的企業卻集中在平均工資水平較高的東南沿海？不完全契約理論為此提供了一個可能的解釋：該理論認為，地區間契約實施效率的差異是影響加工貿易企業區位選擇的重要因素。文章運用中國29個省份2002年～2008年的面板數據對此進行了檢驗。實證結果表明，契約實施效率的提升能顯著地促進加工貿易，并且在控制了勞動力成本、基礎設施和經濟規模等因素后這一結果依然顯著。此外，為了解決模型中可能存在的異方差和內生性問題，文章還分別采用了FGLS估計和工具變量法2SLS估計。

關鍵詞：契約實施效率；加工貿易；面板數據；IV2SLS

一、 引言

關于加工貿易或垂直專業化基礎和動因的研究框架大致可以分為兩類：一類是在標準國際貿易理論框架下的研究，關注中間產品市場；另一類是引入產業組織理論的研究，關注交易成本、不完全契約等問題（胡昭玲2006）。第一類文獻如Arndt（1997）、Deardorff（1998）、Jones和Kier-zkowski（2001b）及國內學者盧鋒（2004）等，用比較優勢理論的模型解釋垂直專業化的起因，分析其經濟影響。他們應用的模型主要有李嘉圖模型（Ricardian Model）、赫克歇爾—俄林模型（Heckscher-Ohlin Model）和特定要素模型（Specific-Factormodel）等。Ishii和Yi（1997）、盧鋒（2004）和Chen、Ishikawa和Yu（2004）等則將不完全競爭與規模經濟引入國際垂直專業化的分析。第二類文獻則引入了產業組織與契約理論的框架，分析加工貿易和FDI的動因。此類文獻應用產權理論（Property Rights）、交易成本理論（Transaction Costs）、激勵系統理論（Incentive Systems）和委托代理理論（Delegation of Authority）等有關企業邊界的理論分析企業在一體化生產與外包之間的組織模式選擇。如Antras（2003、2005、2009、2011），Antras和Helpman（2004、2006），Grossman和Helpman（2002、2005）等。

根據上述文獻，加工貿易的動因可分為要素稟賦、經濟規模和交易成本等因素。因此，除勞動力成本以外，契約實施效率、基礎設施狀況、經濟規模等都將對加工貿易的區位選擇造成影響。有部分學者對此進行了實證分析。但現有文獻以研究FDI區位分布的居多，很少有文獻對加工貿易的區位分布進行實證分析。何玉梅和孫艷青（2011）在Grossman和Helpman（2004）模型的基礎上，結合契約不完全理論和國際貿易理論，分析跨國企業外包決策的微觀機理，并基于2003年～2007年中國工業數據展開經驗分析。研究發現，由于生產環節的難以監督和契約制度環境不完善產生的代理成本使加工貿易水平顯著下降，間接驗證了為保證產品質量需要增大代理成本，從而影響企業外包選擇的理論假說。但他們用“代理成本”來表示契約實施成本，分析了影響加工貿易的行業因素，并未考察制度層面的因素對加工貿易區位分布的影響。從不完全契約的視角分析契約實施制度對加工貿易在某國內分布的文獻非常少見，本文將對此作出初步嘗試。

本文的創新之處在于：從不不完全契約的角度，利用中國2002年～2008年29個省和直轄市的面板數據，探討了我國各省、直轄市間契約實施效率的差異對加工貿易的區位分布的影響。本文的結構安排如下：第二部分為實證模型的設定、變量的測度、數據來源說明和相關變量的描述性統計分析；第三部分匯報了實證結果；第四部分對全文進行總結。

二、 計量模型設定和相關變量的測度

1. 模型設定。根據上述分析，契約實施效率是影響加工貿易區位分布的重要因素，也是本文主要關心的變量。同時，工資水平、基礎設施和經濟規模也是影響加工貿易區位分布的重要因素，因此，本文設定如下計量模型：

lnosit=？茁0+？茁1contractit+？茁2lngdpit+？茁3lnwageit+？茁4lnfrait+eit

其中，i和t分別代表地區和年份；lnosit為加工貿易水平（用加工貿易出口值度量）的對數值；？茁0為常數項；contractit是契約實施效率指標；lngdpit為地區生產總值的對數值，衡量地區經濟規模；lnwageit為工資水平的對數值；lnfrait為基礎設施指標；eit是殘差項。contractit是我們主要關心的解釋變量，lngdpit、lnwageit和lnfrait是控制變量。在實證分析過程中，本文將首先對lnosit和contractit進行回歸分析，在此基礎上逐一加入控制變量，檢驗存在其他影響因素的情況下契約不完全性對加工貿易作用的穩健性。

2. 變量的測度。本文采用2002年～2008年中國29個省、直轄市和自治區的面板數據進行實證分析。選取2002年～2008年的數據是因為，2001年11月我國正式加入世界貿易組織（WTO），這對于我國承接加工貿易影響重大；而2007年發生了席卷全球的金融危機，危機的影響在2008年之后逐步顯現出來。所以2002年～2008年的數據能比較穩定地反應我們所關心的變化和變量作用。之所以選取29個省份的數據是因為，西藏和青海的某些關鍵數據缺失，另外香港、澳門和臺灣的制度與大陸有根本性差別，不屬于本文所關心的因素。

（1）加工貿易水平。用各地區加工貿易出口量來表示。數據來自中國各地區統計年鑒。

（2）契約實施效率。關于測度我國地區間契約實施效率的指標，目前較流行的有世界銀行發行的《2008中國營商環境報告》（見盛丹、王永進，2010；王永進、李坤望、盛丹2010等），但目前該報告只發布了一年，由于本文關心契約實施效率隨時間不斷進步對加工貿易的促進作用，所以采用不同地區和時間的面板數據做實證分析，因而《2008中國營商環境報告》的數據不適用本文。此外，樊綱、王小魯和朱恒鵬發布的《中國市場化指數》對中國各省、自治區、直轄市市場化的相對進程作出了較為客觀和詳盡的分析，并經過一系列的分析和計算，得出中國各地區的總體市場化指數。市場化指數總體評分是由五個方面23項基礎指標組成的。它們各自反映不同領域的市場化程度。基礎指標評分是以2001年為基期，在0～10之間取值（基期單項基礎指標市場化程度最高的省份在該項的基期得分為10分，最低的省份基期得分為0分；但根據年度變化，某些省份可能超過10或小于0）。市場化指數的五個方面包括：①政府與市場的關系；②非國有經濟的發展；③產品市場的發育；④要素市場的發育；⑤市場中介組織和法律制度環境。其中第5個方面能較好地代表契約實施效率，我們下面將對此進行簡要說明。構成這一方面的指標分為四個項目：a.中介市場發育度；b.對生產者合法權益保護；c.知識產權保護；d.消費者權益保護。其中前個三項目與契約實施效率有較強相關性。a項“中介市場發育度”由兩個指標構成：律師數/總人口和會計師人數/總人口。這兩個指標能較好地體現地區間“證實成本”的差異。一旦簽約雙方在交易時產生爭議，擁有更多律師和會計師的地區能夠更加方便地對雙方簽訂的契約進行審查并經由法庭證實和執行。b項“對生產者合法權益保護”采用企業對各地區司法環境評價的調查數據，能較為真實地體現各地契約和制度環境的質量。c項為知識產權保護指標，由于企業承接外包過程中存在與發包企業產生知識產權糾紛的情況，所以對知識產權的保護有利于雙方就相關問題簽訂和執行契約。此外，對d項消費者權益的保護，也能從一定程度上反映出當地的制度質量。綜合以上分析，“市場中介組織和法律制度環境”指標能很好地反應契約實施效率，因此我們將選取樊綱、王小魯和朱恒鵬《中國市場化指數：各地區市場化相對進程2011年報告》中的這一指標。此外，為了檢驗契約實施效率對加工貿易水平影響的穩健性，我們還將使用該報告中更為直接的“中介市場發育度”作為衡量契約實施效率的替代指標。

（3）工資水平：對于工資水平的衡量，本文采用各省份2002年～2008年職工平均工資，數據來自《中國統計年鑒》。基礎設施：本文采用各省份單位面積公路、鐵路和內河航道里程（公里/平方公里）對此進行測算。地區生產總值：本文采用各省份2002年～2008年名義GDP。

三、 回歸結果及分析

1. 我們首先做了面板數據隨機效應回歸。表1中式（1）～式（4）是逐一加入控制變量的回歸結果，這樣做的好處是，既能逐步控制主要解釋變量的影響，又能同時檢驗主要關心變量（契約實施效率）對外包影響的穩健性。

表1的結果顯示，首先契約實施效率的系數顯著為正，且在逐漸加入控制變量后結果依然穩健。說明契約實施效率的提高對加工貿易水平有著顯著的促進作用。另一方面，這也能反映出，各省間契約實施效率的不同能夠強有力地解釋地區間加工貿易水平的差異。相對于其它解釋變量，契約實施效率對加工貿易水平的解釋力非常顯著并且在控制了其它變量影響后仍然穩健，所以其作用應引起足夠的重視。這在其它文獻中并未特別指出，但正是我們所強調的。

其次，反應經濟規模的GDP對加工貿易水平的影響也是顯著為正并且穩健。這說明地區的經濟規模也是影響加工貿易水平的重要因素?？傮w的經濟規模能夠從一定程度上反映這個地區的“市場厚度”，根據不完全契約理論，“市場厚度”的增加能夠降低企業被“敲竹杠”的風險，因此，“市場厚度”的增加能促進企業間的投資和合作。本文的實證結果證實了這一論斷。

第三，工資水平的系數為負，意味著工資水平低的省份對加工貿易有一定程度的吸引力，但不顯著。這說明，在我國各省份之間，工資水平的差異并不是造成地區間加工貿易水平差異的重要原因。也就是說，本文的結果顯示，傳統的要素稟賦理論并不能很好地解釋中國地區間加工貿易水平的差異。

最后，基礎設施的系數為負，但也不顯著。這說明基礎設施并未很好地解釋地區間加工貿易水平的差異。一個可能的解釋是，本文選取的基礎設施指標為單位面積的公路、鐵路和內河航道，而承接外包的企業可能更重視海運。另外，由于地方政府有通過公路和鐵路投資申請中央財政撥款和拉動短期GDP的激勵，現存的公路鐵路里程并不一定被有效利用。

2. 接下來本文做出進一步的實證分析。表2中，（1）式是用“中介市場發育度”作為衡量契約實施效率的替代指標后的回歸結果；（2）式是針對模型中可能存在的自相關和異方差問題而采用FGLS方法的回歸結果；（3）式是使用固定效應模型的回歸結果；（4）式是為了解決內生性問題，用工具變量法進行2SLS回歸的結果，所使用的工具變量為滯后一期的契約實施效率指標。下面將對各結果進行分析。

（1）為了進一步檢驗本文所關心的契約實施效率指標的穩健型，我們使用《中國市場化指數：各地區市場化相對進程2011年報告》中更為直接的“中介市場發育度”作為衡量契約實施效率的替代指標（這個指標是本文最初使用指標的子項）。表四中的（1）式匯報了這一結果。結果顯示，契約實施效率的系數依然為正并且在1%的水平下顯著。這進一步證明了結果的穩健性。

（2）FGLS估計結果顯示，契約實施效率的系數顯著為正，且有增加；另外對數工資的系數仍為負且變為顯著，說明在處理了異方差問題后，契約實施效率對外包的影響增加，且工資對外包有顯著的負向影響。

（3）考慮到每個省份可能存在不隨時間而變的變量，我們使用固定效應模型（FE）進行了估計。結果顯示，契約實施效率的系數仍顯著為正，但其取值變小。

（4）契約實施效率的不同很大程度上取決于契約實施制度的差異，而制度對于經濟的影響可能會存在內生性問題。為此，我們根據通常做法，使用滯后一期的契約實施效率作為當期契約實施效率的工具變量進行2SLS回歸，結果如（4）式所示。之所以采用契約實施效率的滯后變量作為其本身的工具變量是因為，一般而言，解釋變量的滯后變量符合工具變量的要求：一方面，內生解釋變量顯然與其滯后變量相關，另一方面，由于滯后變量已經發生，故為“前定”（從當期的角度看，其取值已固定），可能與當期的隨機誤差項不相關。2SLS的回歸結果顯示，契約、GDP和工資的系數都非常顯著，且符合我們的預期。此外R平方亦略有增加。顯然，在從一定程度上解決了內生性問題后，我們得到了更加優良的結果。

四、 總結

根據不完全契約理論對跨國公司FDI和國際外包選擇的分析，地區間契約實施效率的差異是影響一國承接加工貿易的重要因素。本文運用中國29個省份2002年～2008年的面板數據對此進行了檢驗。實證結果表明，契約實施效率的提升能顯著地促進加工貿易水平并且在控制了勞動力成本、基礎設施和經濟規模等因素后這一結果依然顯著。此外，為了解決模型中可能存在的異方差和內生性問題，本文還分別采用了FGLS估計和工具變量法2SLS估計。

加工貿易是我國經濟發展的重要推動力。本文的分析表明，契約實施效率是促進地區加工貿易的重要因素。這顯然有著十分重要的含義：首先，已有大量的研究表明，制度是促進一國經濟增長的重要因素。而本文的分析則提供了一個更加具體的機制，即地區契約實施制度的改善能增加當地的加工貿易水平，從而對地區經濟增長起到推動作用。其次，我國西部省份相對更低的工資并沒有有效地獲取加工貿易企業的青睞，加工貿易活動主要集中在東部沿海地區。根據本文的分析，東西部地區的契約實施效率差異是造成這個現象的重要原因。西部省份若想發揮其勞動力成本優勢，應著力改善當地的契約制度環境。隨著東部地區工資水平的增長，我國參與加工貿易的企業有從東部向西部轉移的趨勢，比如富士康。西部各省應把握這一機會，用良好的契約制度吸引參與加工貿易的企業。

參考文獻：

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作者簡介：李德震，南開大學經濟學院國際經濟貿易系博士生。

收稿日期：2013-01-20。