我國制造業(yè)出口的本地市場效應研究

我國制造業(yè)出口的本地市場效應研究

一、引言改革開放30年來，中國制造業(yè)取得了讓國人引以為傲的發(fā)展成就，在制造業(yè)高速增長的過程中，勞動密集型產(chǎn)業(yè)貢獻了重要力量。但是，近年來勞動密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展遇到了一系列的問題，如東南沿海部分地區(qū)出現(xiàn)的民工荒，第三世界國家利用廉價的勞動力資源復制中國的出口導向型經(jīng)濟發(fā)展模式，以及歐美等國發(fā)動的一輪又一輪針對中國制造業(yè)商品的貿(mào)易制裁等。這些原因?qū)е轮袊鴦趧用芗椭圃鞓I(yè)商品的出口競爭優(yōu)勢正在減弱。是否存在其他原因維持我國制造業(yè)的高速增長，新貿(mào)易理論的倡導者認為本地市場效應的存在很可能是原因之一。中國是一個人口大國，不僅僅意味著中國有豐富的勞動力資源，也意味著中國有很大的國內(nèi)市場，在規(guī)模經(jīng)濟遞增的情況下，中國的制造業(yè)部門可以形成一個較大的規(guī)模，從而降低生產(chǎn)成本，如果生產(chǎn)成本降低的部分大于貿(mào)易成本，中國就有可能憑借規(guī)模優(yōu)勢而成為制造業(yè)商品的凈出口國。本地市場效應在內(nèi)需與外需之間建立了聯(lián)系，內(nèi)需的外溢成為促進外需增長的因素。如果中國制造業(yè)部門中存在本地市場效應，不僅可以降低中國制造業(yè)對于低附加值的勞動密集型產(chǎn)業(yè)的依賴，而且對于中國進一步擴大國內(nèi)市場需求，調(diào)整制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也具有積極的作用。二、文獻綜述Krugman（1980）首次提出了本地市場效應概念，指出由于規(guī)模經(jīng)濟和貿(mào)易成本的存在，擁有某種產(chǎn)品較大國內(nèi)市場需求的國家將成為該產(chǎn)品的凈出口國，從而在市場規(guī)模與貿(mào)易模式間建立起聯(lián)系。其后的學者們從不同的角度修訂或放松了Krugman模型的假設條件，從貿(mào)易成本、市場策略、多國框架等方面對本地市場效應模型進行擴展。Krugman在假設CRS-PC①生產(chǎn)部門不存在貿(mào)易成本的情況下推導出本地市場效應，該假設過于極端。在保持Krugman其他假設前提下，Davis（1998）認為本地市場效應在下述兩種情況下消失：一是IRS-MC②生產(chǎn)部門與CRS-PC生產(chǎn)部門有相同的成本，CRS-PC生產(chǎn)部門的產(chǎn)品不進行貿(mào)易和IRS-MC生產(chǎn)部門的產(chǎn)品貿(mào)易比例均衡的情況；二是IRS-MC生產(chǎn)部門的成本大于CRS-PC生產(chǎn)部門，當IRS-MC生產(chǎn)部門非傳統(tǒng)的貿(mào)易成本相對于CRS-PC生產(chǎn)部門非常高的情況。Zeng和Kikuchi（2004）則進一步考察部門結(jié)構(gòu)的影響，認為相對于貿(mào)易成本，CRS-PC生產(chǎn)部門自身的結(jié)構(gòu)對于本地市場效應更為重要。在Davis、Zeng和Kikuchi的研究中，CRS-PC生產(chǎn)部門的產(chǎn)品起兩個作用：第一，保證貿(mào)易國家之間要素價格相等；第二，抵消IRS-MC生產(chǎn)部門產(chǎn)品貿(mào)易的不平衡。這一假設是與事實相違背的，Head和Mayer（2004）指出，這種產(chǎn)品的貿(mào)易成本可能不為零，并且不具有吸收所有貿(mào)易不平衡的能力。Crozet和Trionfetti（2008）將上述產(chǎn)品稱為外部產(chǎn)品，構(gòu)造了外部產(chǎn)品不存在時本地市場效應的表現(xiàn)形式，認為本地市場效應對于那些需求份額與世界平均水平顯著不同的國家比那些需求份額接近世界平均水平的國家更重要。從壟斷競爭模型到寡頭壟斷模型的研究是本地市場效應研究的又一個重要擴展。Headetal.（2002）分別采用Helpman-Krugman模型、Ottaviano-Tabuchi-Thisse模型、Brander模型和Markusen-Venable模型，運用兩階段博弈分析法，考察企業(yè)策略選擇對本地市場效應的影響。前三個模型均存在本地市場效應，而Markrisen-Venable模型的分析結(jié)果卻發(fā)現(xiàn)，當國家差異產(chǎn)品替代程度較低時，出現(xiàn)逆向本地市場效應③。自本地市場效應模型提出以來，國內(nèi)外學者就從不同的角度對其進行檢驗。Davis和Weinstein（1996，1999，2003）構(gòu)建了超需求指數(shù)，通過需求與產(chǎn)出的比較，來驗證本地市場效應存在與否。張帆和潘佐紅（2006）則利用我國1997年31個?。ㄊ小^(qū)）19個產(chǎn)業(yè)的投入—產(chǎn)出數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)本地市場效應對我國區(qū)域間生產(chǎn)和貿(mào)易類型的決定起顯著作用。Feenstraetal.（1998）利用引力模型檢驗本地市場效應，發(fā)現(xiàn)在自由進入的情況下，差異化產(chǎn)品的本地市場效應更為明顯。Schumacher（2006）則運用倍差引力模型對OECD國家的25個產(chǎn)業(yè)進行實證分析，發(fā)現(xiàn)16個制造業(yè)部門存在本地市場效應。而錢學鋒、陳六傅（2007）借鑒Schumacher的方法檢驗我國對美貿(mào)易是否存在本地市場效應，并得出應該重視培育國內(nèi)市場的結(jié)論。當前學者們對本地市場效應的研究多集中于宏觀層面，較少從行業(yè)角度進行分析。另外，由于出口數(shù)據(jù)與我國分行業(yè)的經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)的統(tǒng)計口徑不一致，很少看人從行業(yè)的角度研究出口結(jié)構(gòu)問題。本文在前人研究的基礎上，選取1995-2007年我國對25個主要貿(mào)易伙伴國出口的面板數(shù)據(jù)，考察我國制造業(yè)整體及26個制造行業(yè)中本地市場效應的存在情況。三、模型設定、數(shù)據(jù)說明與估計方法1.模型構(gòu)建由于一國生產(chǎn)的產(chǎn)品種類數(shù)并不容易度量，我們采用一國的國民收入來描述生產(chǎn)規(guī)模，通過引力方程檢驗本地市場效應。在引力方程中，令和分別表示出口產(chǎn)品相對于本國收入與外國收入的彈性。如果開始時兩國的收入相同，j國收入向i國的一個微小的轉(zhuǎn)移，將導致i國成為凈出口國，此時，即i國的凈出口對于本國收入的變化更敏感，存在本地市場效應。本文采用Bergstrand通過一般均衡分析得到的引力方程檢驗我國制造業(yè)出口中是否存在本地市場效應：系數(shù)，和分別表示距離及其他貿(mào)易保護措施對于出口的影響，其中距離作為貿(mào)易成本的度量，對貿(mào)易產(chǎn)生負的影響。貿(mào)易保護措施對于兩國之間的貿(mào)易也會產(chǎn)生影響，這里考慮了兩國是否毗鄰，以及兩國是否屬于同一個自由貿(mào)易協(xié)定。如果兩國毗鄰，或者兩國同屬于一個自由貿(mào)易協(xié)定，將有利于兩國之間的貿(mào)易，所以其系數(shù)為正；反之，系數(shù)為負。2.數(shù)據(jù)來源在實證分析中，我們使用1995-2007年我國對25個主要貿(mào)易伙伴國之間的數(shù)據(jù)，分別分析了我國工業(yè)品總體以及分行業(yè)的出口是否存在本地市場效應。在行業(yè)的選取上，我們將《中國統(tǒng)計年鑒》從1994年開始使用的39個中國工業(yè)行業(yè)分類（CICC）作為基準，選取了除煙草制造業(yè)④以外的27個制造業(yè)部門，為了可以和出口數(shù)據(jù)順利對接，將食品制造業(yè)和食品加工業(yè)合并為“食品制造與加工業(yè)”，故最終進行模型擬合的行業(yè)為26個。出口數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國商品貿(mào)易數(shù)據(jù)庫，聯(lián)合國商品貿(mào)易數(shù)據(jù)庫中的數(shù)據(jù)是按照SITC（3.0）標準進行分類的，為了能夠與我國工業(yè)行業(yè)分類標準對接，筆者依據(jù)盛斌（2002）的方法，將貿(mào)易數(shù)據(jù)按照中國工業(yè)行業(yè)分類標準進行重新整理。作為解釋變量的各國國內(nèi)生產(chǎn)總值與人均國內(nèi)生產(chǎn)總值來源于UNCTAD數(shù)據(jù)庫。資本勞動比用固定資產(chǎn)凈值年平均余額除以全部從業(yè)人員年平均人數(shù)來代替，數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)年鑒》。國家之間的距離采用各國首都到北京的最短直線距離。3.面板模型形式的選擇根據(jù)的不同設定，我們將面板數(shù)據(jù)模型分成如下4種情況加以考察：第一種情況：無個體影響的不變系數(shù)模型；第二種情況：引進總體均值截距項的固定影響變截距模型；第三種情況：包含時期個體恒量的固定影響變截距模型；第四種情況：隨機影響變截距模型。對于上述4種模型形式的設定，我們需要進一步檢驗樣本數(shù)據(jù)究竟符合哪種面板數(shù)據(jù)模型形式。需要指出的是，前文中的第二種情況和第三種情況均屬于固定效應模型，我們首先對變截距模型中所存在的個體或時期固定影響的顯著性進行檢驗，即判斷變截距模型是否應該包含相應的個體固定影響或時期固定影響。我國工業(yè)品出口整體及相關行業(yè)的樣本數(shù)據(jù)均在1%的顯著性水平上拒絕原假設，即不能選擇混合模型來估計樣本數(shù)據(jù)。遺憾的是，在確定變截距模型是受到固定影響還是隨機影響時，由于本文要估計的模型中含有虛擬變量作為解釋變量，導致Hausman檢驗中矩陣無法求逆，Hausman檢驗無效。不過從回歸的結(jié)果來看，無論是引進總體均值截距項的固定影響變截距模型，還是包含時期個體恒量的固定影響變截距模型，距離和虛擬變量的系數(shù)無法給出合理的估計。然而，隨機影響變截距模型可以對樣本數(shù)據(jù)進行擬合，擬合程度較好，且主要變量的系數(shù)估計顯著，故而，我們選取隨機影響變截距模型對我國制造業(yè)整體和分行業(yè)樣本數(shù)據(jù)進行檢驗。模型形式為：四、實證分析1.我國整體制造業(yè)的實證分析首先，筆者檢驗我國整體制造業(yè)是否存在本地市場效應，這里所使用的出口數(shù)據(jù)為上文中26個制造業(yè)部門出口值的和，資本勞動比為各行業(yè)固定資產(chǎn)凈值求和與各行業(yè)就業(yè)人數(shù)求和之比。由上文的分析可知隨機影響變截距模型能夠?qū)忉屪兞拷o出合理的估計，故選擇隨機影響變截距模型對數(shù)據(jù)進行估計，估計結(jié)果由表1給出。2.我國制造業(yè)分行業(yè)的實證分析對制造業(yè)整體的實證分析僅能從宏觀層面考察影響出口的因素，但是我國制造業(yè)的行業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)正在發(fā)生調(diào)整，而且依靠勞動力比較優(yōu)勢發(fā)展起來的輕工業(yè)的出口競爭力也在減弱，在各個行業(yè)內(nèi)部，本地市場效應是否已經(jīng)成為促進我國制造業(yè)出口增長的一個原因呢？為此，本文沿用式（3）進行估計，結(jié)果由表2給出⑤?？梢钥闯?，在26個制造行業(yè)中，飲料制造業(yè)、化學纖維制造業(yè)和石油加工、煉焦以及核燃料加工業(yè)的擬合優(yōu)度水平較低，前者僅為0.223，后兩者的擬合優(yōu)度也沒有達到0.5。這主要是由于這三個行業(yè)在某些年份對某些國家的出口值為零，數(shù)據(jù)的缺失使面板模型的擬合效果不理想。另外出口值的缺失也導致這些行業(yè)的一些系數(shù)估計不顯著。除這3個行業(yè)外，其他制造行業(yè)的擬合優(yōu)度水平較高。由上文的分析可知，與的差值可以作為本地市場效應的度量。表2是按照本地市場效應從高到低的順序排列的。可以看出，在我國26個制造行業(yè)中有24個制造行業(yè)存在本地市場效應。包含化工、冶金、金屬制品制造等行業(yè)的原材料工業(yè)和包含通信電子設備、交通設備和機械設備制造等行業(yè)的裝備制造業(yè)都存在本地市場效應，且本地市場效應水平普遍較高。原材料工業(yè)和裝備制造行業(yè)需要的資金投入較大，只有形成一定規(guī)模才能具備市場競爭力，所以在這些行業(yè)中出現(xiàn)了本地市場效應。其中原材料工業(yè)中的黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)，化學原料及化學制品制造業(yè)等行業(yè)的本地市場效用居整個制造業(yè)的前列。原因可能有兩個方面：一方面，市場需求開始從日用消費品向耐用消費品轉(zhuǎn)移，原材料工業(yè)的發(fā)展是適應經(jīng)濟發(fā)展階段市場需求結(jié)構(gòu)的結(jié)果；另一方面，我國地方政府為了追求GDP的增長，千方百計地爭上投資大、產(chǎn)值大、稅收大的原材料工業(yè)。近幾年無論是出口額還是產(chǎn)值都增長較快的通信設備、計算機及其他電子設備制造業(yè)的本地市場效應在所有制造行業(yè)中僅排名第四。此外，儀器儀表及文化辦公用機械制造業(yè)，其出口值相對于外國GDP的彈性較大，為0.821。從其近幾年的出口額和產(chǎn)值也可以看出，2007年儀器儀表及文化辦公用機械制造的出口額為441億美元，僅次于通信、電氣、通用設備和紡織服裝制造業(yè)，其產(chǎn)值為4.307億元，出口額占產(chǎn)值的比重高達77.8%，但是該行業(yè)仍然存在本地市場效應，只是本地市場效應相對較低。而像家具制造業(yè)、木材加工及竹、藤、棕、草制品業(yè)、紡織業(yè)、紡織服裝、帽制造業(yè)等輕工業(yè)，也存在本地市場效應，只是本地市場效應水平比較低。雖然這些年來，輕工業(yè)產(chǎn)品的出口額在增加，但是其占產(chǎn)值的比重一直呈下降趨勢，說明輕工業(yè)產(chǎn)品用于滿足國內(nèi)需求的比重有所提高。另外，輕工業(yè)產(chǎn)品的顯性比較優(yōu)勢指數(shù)（RCA）走低的情況也可以說明比較優(yōu)勢的作用正在削弱。飲料制造業(yè)與的差值小于零，但是其不顯著。一方面是由于前面提到的出口值缺失的影響；另一方面，飲料制造業(yè)的出口額很小，并且多年來的變動幅度不大，基本不受國外需求變動的影響，也是導致其相對于我國GDP的系數(shù)統(tǒng)計不顯著的原因。食品加工業(yè)不存在本地市場效應，這是因為食品加工業(yè)屬于低端產(chǎn)品，差異化程度低，并且對該產(chǎn)品的需求主要來自于國內(nèi)市場。資本勞動比的彈性從生產(chǎn)方面度量了資本勞動比對出口的影響?？梢钥闯觯煌ㄟ\輸設備制造業(yè)、電氣機械及器材制造業(yè)、儀器儀表及文化辦公用機械設備制造業(yè)、電子及通信設備制造業(yè)、專用設備制造業(yè)等裝備制造行業(yè)的資本勞動比的提高對于出口的增長有促進作用。這是因為裝備制造業(yè)發(fā)展本身需要較多的資本投入，而且我國的裝備制造業(yè)正處于大發(fā)展時期，增加資本品的投入有助于該行業(yè)的出口增長。像紡織服裝制造業(yè)、家具制造業(yè)、木材加工及竹、藤、棕、草制品業(yè)、文教體育用品制造業(yè)以及紡織業(yè)等輕工業(yè)部門的資本勞動比的提高也會促進出口的增長。雖然這些行業(yè)屬于勞動密集型行業(yè)，但是由于缺少壟斷能力，長期依靠低工資成本運行，已經(jīng)出現(xiàn)了勞動力短缺的現(xiàn)象。適當增加資本品的投入可以緩解這些產(chǎn)業(yè)面臨的壓力。此外，橡膠制品業(yè)、塑料制品業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)以及金屬制品業(yè)的資本勞動比提高也能促進出口的增長。黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)的資本勞動比提高抑制該行業(yè)的出口增長，原因在于黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)存在產(chǎn)能過剩的問題，應該限制對該行業(yè)的資本品投入。進口國人均GDP對于我國制造業(yè)出口的影響并沒有表現(xiàn)出很明顯的行業(yè)特征，大體上，我國裝備制造業(yè)的出口對于進口國人均GDP的依賴程度較低，這是由我國裝備制造業(yè)的整體發(fā)展水平?jīng)Q定的。從2002年至今，裝備制造業(yè)的產(chǎn)值一直保持較高的增長勢頭，但是裝備制造品的科技含量、深加工程度以及附加值水平與發(fā)達國家相比仍有一定的差距。飲料制造業(yè)、化學纖維制造業(yè)等行業(yè)進口國人均GDP的系數(shù)估計不顯著，原因同上。五、結(jié)論與