市場整合、市場規模與出口增長——基于省級面板數據的分析

洪勇

（九江學院 經濟與管理學院，江西 九江332005）

一、引言

我國自1978年改革開放以來，對外出口發展迅猛，來自中國統計年鑒的數據顯示，中國對外出口總額從1978年的97.5億美元大幅提高至2013年的2.21萬億美元，三十多年的時間增長了200多倍。外貿出口對我國三十多年來經濟增長的貢獻是有目共睹的，并且今后也將是國民經濟持續、健康、快速發展的重要動力之一。中國對外出口的高速增長引起了世人的廣泛關注，人們普遍關心為什么中國的對外出口增長得如此迅猛，有哪些因素對中國外貿出口會產生重要影響？為此，國內外學者紛紛對此展開研究，而且研究的成果非常豐富，這些成果為本文的進一步研究打下了堅實的基礎。

二、相關文獻綜述

經文獻檢索和梳理后筆者發現，很多學者從國家層面來研究我國對外出口的影響因素。豐富的勞動力、資本和技術存量的迅速增加是中國對外出口迅猛增長的主要原因（江小涓，2002、2004）［1-2］。周琛影和田發（2003）基于宏觀因素的分析發現，貿易伙伴國的經濟增長、FDI、進口和匯率等是影響我國外貿出口的主要因素［3］。盛斌和廖明中（2004）的研究發現，貿易伙伴的經濟總量和地理位置對中國貿易出口具有重要影響［4］。江小涓（2007）對影響我國出口商品結構的因素進行了分析，結果發現勞動力成本優勢、適應于出口要求的國內市場結構和產業基礎、積極參與全球分工是決定我國貿易增長和貿易結構的主要因素［5］。Yan（2008）的研究指出，FDI對中國貿易出口具有重要推動作用［6］。吳福象和劉志彪（2009）基于產品內分工的視角解釋了中國對外貿易的增長［7］。范愛軍和劉馨遙（2011）、王嵐和盛斌（2013）的研究都發現，中國對美國制成品出口貿易中存在明顯的本地市場效應［8-9］。邵建春（2013）基于引力模型的研究表明，相似的經濟發展階段、雙邊快速的經濟增長和鄰近的地理位置促進了我國對新興經濟體的出口［10］。

還有一些學者基于企業或行業的視角來研究貿易出口的影響因素。張杰等（2005）基于Melitz（2003）的企業異質性貿易理論，分析了出口與生產率之間的關系，結果發現，由于企業規模和產品特性的差別使得出口和生產率之間的關系存在差異［11-12］。鐘昌標（2007）的研究發現，FDI特別是來自港、澳、臺的FDI和規模經濟對出口具有促進作用［13］。Du和 Girma（2007）使用企業產品創新指標對中國制造業出口進行了研究，結果表明，產品創新與企業出口存在正相關關系［14］。Zhang（2007）認為，國內企業參與跨國公司國際生產網絡對出口有重要推動作用［15］。楊汝岱（2008）的研究指出，技術升級對我國工業制成品的出口具有十分重要的作用［16］。張天頂（2008）認為，生產效率的高低是企業是否選擇進入以及以何種方式進入國際市場的重要決定因素［17］。易靖韜（2009）指出，企業規模是企業是否供給國際市場的重要因素［18］。王勇（2013）基于寧波市2007-2011年企業出口數據進行的研究表明，生產效率對出口具有重要促進作用［19］。

以上文獻從不同方面分析了我國出口增長的各種影響因素，這為本文的相關研究奠定了堅實的基礎，但上述研究或者從國家層面，或者從企業、行業層面來研究我國出口的影響因素，從國內省區層面研究國內市場規模對出口貿易影響的文獻并不多見。本文擬使用國內30個省區1992-2013年的面板數據對我國省區層面出口增長的影響因素進行分析，特別強調基于市場整合的各省區國內市場規模對出口增長的作用。

三、各省區市場整合水平的測度

現有文獻通常采用生產法、貿易法、價格法和經濟周期法來測度市場整合水平，這些方法有各自的優點，但也都存在一些缺陷（洪勇，2014）［20］。筆者在本文中測度各省區市場整合水平時借鑒 Gluschenko（2010）、Gluschenko和Karchevskaya（2010）的思想，其精髓是：通過某一地區商品價格與該地區需求聯系的密切程度來反映某地的市場整合水平［21-22］。經檢索，尚未發現有國內外學者在實踐中基于該思想來測度一國國內市場整合水平的文獻。

（一）測度方法

通常一國任一商品市場是由空間上相互分離的眾多子市場構成，如果該商品的價格在不同的子市場之間存在差異，在沒有交易成本的情況下，市場上的參與者可以通過低買高賣的套購行為從中牟利，套購活動會使得不同子市場之間的價格差異逐漸縮小直至消失，“一價定律”得以成立，該市場就可以被認為是完全整合的。市場是完全整合的意味著商品在不同地區之間流動不會受到任何阻礙，反之，如果商品跨地區流動受到阻礙，則該市場就是分割的，不同地區子市場的價格就會存在差異。一般地，當一國市場整合水平較高時，如果該國某一地區某種商品的本地需求增加，短時間內，該地區該種商品的本地供給不會有太大變化，因此，該種商品在該地區的價格就會上升，由于該國市場整合水平較高，使商品的套購成本比較低，該商品在不同地區間的價格差異會導致商品的套購，充分的商品套購會使該地區該種商品的供給大幅增加，從而使該地區該種商品的價格下降，價格差異會逐漸縮小直至等于商品套購成本，因此，本地需求增加并不會導致本地價格明顯上升；反過來，如果一國市場分割程度很高時，較高的商品套購成本會極大阻礙套購活動的開展，本地需求增加就會導致本地商品價格明顯上升，由此可見，當一國市場整合水平較高時，某地的商品價格與該地區的需求不存在密切的關系，而當一國市場整合水平較低時，某地的商品價格與該地區的需求就存在較密切的關系。因此，筆者認為可以從本地商品價格與本地需求聯系的密切程度來衡量某地的市場整合水平。具體地，本文通過對下式的估計以反映某地區的市場整合水平

其中，Pi、Di表示地區i某一商品的價格和需求，εit為隨機擾動項。式（1）中的β就可以用來表示地區i某一商品市場在給定年份的市場整合程度。如果β＝0，就表明價格Pi不依賴于需求Di，該商品市場就是完全整合的；如果β≠0，說明Pi在一定程度上依賴于需求Di，該商品市場就不是完全整合的，β越大，市場整合程度越低。由于本文所關心的是總體商品市場整合的狀況，而不是只研究某一種商品的市場整合程度，因而，在實證分析時所使用的價格并不是單一商品的價格，而是采用市場總體價格水平，此外，由于需求數據無法直接得到，故在估計時使用社會消費品零售總額數據來代替。

從式（1）可知，對于某一給定年份，地區i只有一次觀測數據，因而無法估計得到的大小，為此筆者將式（1）寫成如下差分形式

其中，Pij是指地區i與地區j（j＝1，2，3，…N；j≠i）的價格之差，即：Pij＝Pi-Pj，Dij是指地區i與地區j（j＝1，2，3，…N；j≠i）的需求之差，即：Dij＝Di-Dj，差分形式（2）式能解決觀測次數不足的問題，在差分形式下，對地區i而言，其觀測次數為N-1，因而能估計出β的大小。對一個幅員遼闊的國家而言，由地理距離造成的市場分割是難以避免的，如果不對地理距離加以控制，會導致式（2）所估計的系數變大，從而使市場分割程度被高估。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）估計出β就可以衡量各省區在各年的市場整合水平①本文研究樣本包括除西藏之外的全國其他30個省區。。

（二）數據說明

1.各省區價格水平

本文使用國內30省區基于1992-2013年的總體價格水平數據進行實證分析。由于現有的各種統計年鑒和數據庫通常只有價格指數的數據，要得到各年價格水平的數據必須要先知道某一基年的價格水平，然后再根據各年價格指數計算得出各年的價格水平。為此，筆者采用Brandt和Holz（2006）所測算的1990年中國30個省區的價格水平［23］，在此基礎上根據各省區相應年份的商品零售價格指數（RPI）計算得到本文所需的價格水平數據，RPI數據來源于各年各省區的統計年鑒。

2.各省區需求水平

由于現有各種統計年鑒和數據庫都沒有報告需求數據，因此，只能采用與需求較為相近的支出數據來替代，具體地，本文在估計過程中使用的是社會消費品零售總額（用人均值表示，以剔除省區經濟規模不同的影響）數據，該數據來源于各年各省區的統計年鑒。

3.省區間的距離

本文中采用的地理距離是指各省區省會城市之間的球面距離，數據來源于最新版的Google Earth。在進行實證分析時，各變量都已先期作了自然對數處理。

測度任一省區在任一年份的市場整合水平都需要利用式（3）進行一次估計，故測度30個省區22年的市場整合水平理論上需要進行660次估計，但重慶市在1997年才設立為直轄市，因此，重慶市1992-1996年這5年的數據無法獲得，故最終需要利用式（3）進行655次估計即可②限于篇幅，筆者沒有給出估計的用于反映各省區各年市場整合水平的β值。。

四、各省區國內市場規模的測算

市場規模的分析，最早可以追溯到Harris（1954）的研究，他通過構造市場潛力（規模）函數來解釋美國制造業的區位選擇，用本地區和其他各地區加權平均的購買力之和來表示某地區的市場潛力，其權數用地理距離的倒數表示［24］。筆者在估算各省區的市場潛力時借鑒了如下Harris（1954）的方法

其中，MSit是省區i在t年的市場規模，Yit和Yit分別表示省區i和j在t年的GDP，dij和dij分別表示省區i的內部距離和省區i、j之間的距離（各省區的內部距離筆者借鑒了Nitsch（2000）的方法［25］，即內部距離采用該省區的國土面積與圓周率之商的算術平方根來近似替代）。在用式（4）計算各省區的市場規模時隱含著一個假設條件，即：各省區之間的市場是完全整合的。但大量研究表明國內各省區之間的市場并非完全整合，因此，在計算國內市場規模時應考慮省區間的市場整合程度以更精確的估算市場規模（張應武，2012）［26］。雖然張應武（2012）在計算國內市場規模時考慮了國內各省區之間的整合程度，但他只將各省區之間的市場整合程度劃分為兩種狀態，即：完全整合和完全分割這兩種狀態，并分別將市場整合水平賦值為1和0［26］。筆者認為這種做法欠妥，因為從各省區之間的市場整合狀態看，它們既不可能是完全整合的，也不可能是完全分割的，故通過這種方法計算得出的市場規模也不可能太精確。

在本文的研究中，筆者基于 Harris（1954）［24］市場潛力函數和張應武（2012）［26］的思想，通過如下的式（5）來計算國內各省區的市場規模①限于篇幅，筆者沒有給出所測算的各省區各年的國內市場規模。

五、中國省區層面出口的影響因素分析

在測算出基于市場整合條件下各省區的國內市場規模后，接下來筆者將對中國省區層面出口增長的影響因素展開分析，重點關心的是基于市場整合條件下各省區的國內市場規模是否對出口增長具有促進作用。分析的基本思路是將前述所測算的基于市場整合條件下各省區國內市場規模作為影響省區層面出口增長的核心變量引入到模型中。

（一）模型設定和數據說明

基于相關貿易理論和國內外學者的現有研究，筆者在研究中國省區層面出口增長的影響因素時，除了重點關注基于市場整合條件下各省區的國內市場規模外，還加入了一些對出口增長有重要影響的因素作為控制變量來進行分析。這些控制變量包括：區位變量、FDI、進口、生產效率、技術水平以及貿易伙伴國的GDP。據此，本文在實證分析省區層面出口增長的影響因素時，采用如下計量模型

其中，EXit表示省區i在t年的出口額；MSit表示省區i在t年的國內市場規模，其數據來源于上一節中對式（5）的計算；LOCit表示省區i在t年的區位，筆者以各省區的省會到海岸線的距離來表示，沿海省區到海岸線的距離用其內部距離表示，內陸省區到海岸線的距離則用其到最近的沿海省區的距離與該沿海省區的內部距離之和表示；FDIit表示省區i在t年所吸收的外商直接投資；LPit表示省區i在t年的進口額；表示省區i在t年的生產效率，以全員勞動生產率來表示；TECit表示省區i在t年的技術水平，用三種專利（發明、實用新型和外觀設計）的受理量來表示；TPGDPit表示貿易伙伴國的GDP，以2013年中國前十大出口目的地GDP之和來表示；αi表示省區效應；αt表示時期效應；εijt為隨機擾動項。對面板數據而言，如果αi、αt與解釋變量相關，就應采用固定效應（FE，Fixed Effects）模型；反之，則采用隨機效應（RE，Random Effects）模型。實踐中，通常可以用Hausman檢驗來對固定效應和隨機效應進行取舍。筆者預計，除了區位變量對出口有負面影響外，其他變量在某種程度上都能對出口起到促進作用，故筆者預期在實證分析中，除了區位變量的估計系數為β2負數外，其他解釋變量的估計系數都應為正。

（二）估計結果及分析

表1報告了實證分析結果，其中，第（1）列給出了只含有核心變量國內市場規模而不含其他控制變量的基準模型估計結果，其他各列在基準模型的基礎上，依次加入控制變量進行估計，以檢驗模型的穩健性。

從表1第（1）列基準模型的估計結果可知，基于市場整合條件下國內市場規模的估計系數有著與預期相一致的符號，且是高度顯著的。此外，模型校正的R2也較高，這說明模型的解釋力較強。在其他條件不變的情況下，如果某一省區的國內市場規模增加1%，其對外出口就會提高1.12%，這表明各省區國內市場規模的擴大有助于其出口的增長。

在表1第（2）-（7）列中，筆者在基準模型的基礎上分別加入了前述6個控制變量，估計結果表明，各控制變量的估計系數都是高度顯著的；除了區位變量的估計系數為負，其他幾個控制變量的估計系數均為正，這與之前的預期相一致；各模型較高的校正R2說明模型的解釋力較強。與基準模型相比，加入各控制變量后國內市場規模估計系數的符號保持不變，且都是高度顯著的，其大小也只有少許變化，這表明各省區國內市場規模的擴大有助于其出口增長的結論在加入各控制變量后依然成立，模型具有良好的穩健性。其他條件不變時，各省區到海岸線的距離如果增加1%，則其出口就會下降0.82%，距離增加會導致包括運輸成本在內的貿易成本上升，因而對出口起到了阻礙作用。如果各省區吸收的外商直接投資增加1%，則其出口就會提高0.27%，外資企業來華投資不僅看重中國巨大的市場潛力，而且也看重包括廉價勞動力在內的低廉成本優勢，在中國生產能降低生產成本，提高產品國際競爭力，其生產的產品不只是在中國銷售，還有很大一部分用來出口，故外商直接投資對出口具有促進作用。在其他條件不變的情況下，如果各省區進口增長1%，就會使其出口提高0.52%，進口促進出口主要有兩方面的原因，一是進口具有技術溢出效應；二是我國出口貿易中加工貿易的比重較高，很多出口都是從國外進口原材料、機器設備在國內進行加工、組裝和生產，然后復出口。在其他條件不變時，如果各省區全員勞動生產率提高1%，其對外出口就會增加0.45%，提高勞動生產率，能在相同的時間內生產出更多產品，降低生產成本，提高產品國際競爭力，因此，勞動生產率的提高能促進出口。如果各省區技術水平提高1%，其對外出口就會增加0.08%，與其他控制變量相比，技術水平對出口促進作用的力度要小得多，這表明我國的出口增長并不是主要由技術進步推動的，這也能在一定程度上反映出我國出口產品技術含量低，附加值少的現狀。在其他條件不變時，如果貿易伙伴國的GDP提高1%，國內各省區的對外出口就會增加0.91%，其原因在于國外的經濟增長會導致對我國產品需求的增加，從而能促進各省區的出口。

最后，在表1第（8）列中，筆者在基準模型的基礎上加入各控制變量，估計結果表明，各變量估計系數的符號沒有發生變化，除了外商直接投資的估計系數變得不顯著和全員勞動生產率的估計系數的顯著性有較大下降外（出現這種情況很可能是因為各解釋變量之間存在一定程度的共線性），其他變量的估計系數在顯著性上均沒有大的變化。特別地，從核心解釋變量國內市場規模的估計系數看，其符號依然為正且高度顯著，只是系數值下降了，但并不改變本文在前述分析所得到的結論。由于在基準模型中不管加入何種控制變量都不改變國內市場規模對出口增長的重要作用，故這一結論是穩健、可靠的。

表1 30個省區出口增長影響因素實證分析結果

由上述分析可知，不管加入何種控制變量，模型的穩健性都較好。接下來，筆者將全國30個省區劃分為東、中、西部三個子樣本，從樣本的角度再次檢驗模型的穩健性①東部地區包括京、津、冀、遼、滬、蘇、浙、閩、魯、粵、瓊11個省市，中部地區包括晉、吉、黑、皖、贛、豫、鄂、湘8個省區，西部地區包括蒙、桂、渝、云、貴、川、陜、甘、寧、青、新11個省區。。東、中、西部省區出口增長影響因素的估計結果如表2-4所示。從東部地區的估計結果看，不管是基準模型還是逐一加入控制變量后的模型，國內市場規模在每一個模型中的符號都為正，且是高度顯著的，表明對東部地區而言，基于市場整合條件下的國內市場規模對出口具有重要促進作用，這與用全國總樣本所做的分析是一致的。對控制變量而言，在基準模型中逐個加入控制變量后，各變量估計系數的符號與用全國總樣本進行估計時的結果保持一致，這說明各因素對東部地區出口的影響在作用方向上與全國是相同的。從各控制變量估計系數顯著性上看，除區位變量變得不顯著外，其余各控制變量依然保持高度顯著。東部地區區位變量之所以不顯著，筆者認為可能是由于東部省區之間距海岸線的距離差異并不大，即東部省區區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致該變量估計系數的不顯著（Gujarati，2005）［27］。將各控制變量全部引入基準模型后，東部地區的估計結果與全國總樣本的估計結果在系數符號、顯著性和大小上沒有出現太大變化?？偟膩砜?，東部地區估計結果與全國的基本一致，這說明模型的樣本穩健性較好，不會因為樣本的不同而使估計結果出現很大差異。

表2 東部省區出口增長影響因素實證分析結果

從中部地區的估計結果看，國內市場規模在每一個模型中的符號都為正且高度顯著，表明對中部地區而言，基于市場整合條件下的國內市場規模是推動出口增長的重要因素，這與用全國總樣本所做的分析是一致的。對控制變量而言，在基準模型中逐個加入控制變量后，各變量估計系數的符號與用全國總樣本進行估計的結果保持一致，這說明各影響因素對中部地區出口的作用在方向上與全國是相同的。從各控制變量估計系數顯著性上看，區位變量、FDI、進口和貿易伙伴國GDP的系數依然高度顯著，只有全員勞動生產率和技術水平的顯著性有所下降。將各控制變量全部引入基準模型后，中部地區的估計結果與全國相比沒有發生很大變化。綜合來看，中部地區估計結果基本與全國的情況保持一致，這說明模型具有良好的樣本穩健性，不會因為樣本的差異而使估計結果出現很大變化。

表3 中部省區出口增長影響因素實證分析結果

從西部地區的估計結果看，不管是基準模型還是逐一加入控制變量后的模型，國內市場規模在每一個模型中的符號都為正且高度顯著，表明對西部地區而言，基于市場整合條件下的國內市場規模對出口具有重要促進作用，這與用全國總樣本所做的分析是一致的。對控制變量而言，在基準模型中逐個加入控制變量后，各變量估計系數的符號與全國的結果保持一致，這說明各因素對西部地區出口的影響在作用方向上與全國是相同的。從各控制變量估計系數顯著性上看，除全員勞動生產率和技術水平的估計系數變得不顯著外，其余各控制變量依然保持高度顯著。對于這兩個變量不顯著的原因，筆者預測，全員勞動生產率和技術水平要對出口產生影響需要達到一定水平，即存在一個對出口增長起作用的門檻值，達到或超過該門檻值后，這兩個變量才會對出口產生影響。由于目前西部地區的勞動生產率和技術水平還比較低，很可能并沒有達到該水平，故對西部地區而言，這兩個變量現階段還無法對出口產生顯著影響。將各控制變量全部引入基準模型后，西部地區估計結果與全國相比沒有發生很大變化?？偟膩碚f，西部地區的估計結果與全國的基本一致，這說明模型的樣本穩健程度較高，不會因為樣本的變化而使估計結果出現較大改變。綜上所述，利用東、中、西部地區三個子樣本進行估計所得的結果與全國總樣本的估計結果基本保持一致，因此，本文的實證分析結果具有很強的樣本穩健性。

表4 西部省區出口增長影響因素實證分析結果

六、結論與政策建議

本文基于1992-2013年的省級面板數據從省區層面研究了出口增長的影響因素，特別強調了基于市場整合的各省區國內市場規模對出口的作用。首先采用一種還未在文獻中使用過的新方法測度了國內各省區的市場整合水平，然后基于市場整合水平測算了各省區的國內市場規模，并將其作為核心變量引入到省區層面出口增長決定因素的實證模型中。實證結果顯示，基于市場整合條件下的國內市場規模對出口增長具有重要促進作用，該結論不因模型控制變量的不同而不同，顯示出了很高的穩健性。此外，除區位因素對省區出口起阻礙作用外，外商直接投資、進口、勞動生產率、技術水平和貿易伙伴國的經濟增長都在不同程度上對省區層面的出口具有促進作用。利用東、中、西部地區三個子樣本所做的實證分析結果與全國的情況基本一致，因而本文的分析結果具有很強的樣本穩健性。

基于上述研究結論，筆者認為除了堅持已有的促進對外出口的政策外，還應該從以下幾個方面著手采取相應措施推動我國省區層面的對外出口。（1）由于各省區國內市場規模對省區層面出口具有重要推動作用，因此，各級地方政府應該采取措施消除人為造成的市場分割，通過提高省區間的市場整合程度來擴大市場規模以促進出口。（2）通過加大交通基礎設施投入以“縮短”空間距離，盡量降低對外出口的國內運輸成本，這能在一定程度上減輕區位因素對出口的阻礙作用。（3）各級地方政府應該繼續堅持大力引進外資的政策，通過吸收外資不僅可以通過“三資企業”直接促進各省區的出口，而且外資流入能產生“技術溢出”效應，從而可以間接推動出口。（4）對于國內所稀缺的資源、能源和原材料，或者是受技術和能力限制而無法在國內生產的產品進口，各級政府應該進行政策傾斜，通過刺激這類產品進口以推動相關產品的出口，同時，對于進口加工復出口的加工貿易而言，不應該對這種貿易方式下的進口加以限制。（5）由于教育可以通過提高國民素質來提高勞動生產率，故各級政府應加大教育投入，各企業也應該注重對在崗員工的再教育和技能培訓以提高勞動生產率。（6）各級政府應該制定相關政策以刺激研發投入的增加和從國外引進先進技術，這樣可以提高我國出口產品的技術含量和附加值，推動我國從出口大國向出口強國的轉變；同時，中、西部地區還應注重與東部發達省區的技術交流與合作，爭取在較短的時間內以較低的成本盡快提高中、西部地區的技術水平，這對技術水平較低的中、西部地區來說尤其重要。

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