本地市場效應與出口貿易結構轉變

1、本地市場效應與出口貿易結構轉變改革開放以來，伴隨著中國出口貿易量的快速增長，中國出口貿易結構也發(fā)生了深刻的轉變。尤其是20 世紀 90 年代中期以后，以紡織品、服裝、鞋類為代表的勞動密集型制成品出口增速放緩，在出口總額中的份額持續(xù)下降; 以電子和電氣產品為代表的技術密集型制成品出現(xiàn)了加速增長的態(tài)勢， 2004 年之后成為份額最大的出口產品 ; 以機動車輛、工程設備為代表的資本密集型制成品的份額穩(wěn)步提升 ( 見圖 1) 。眾多學者的研究也表明，中國的出口復雜度遠遠超出了現(xiàn)有的要素稟賦和經濟發(fā)展水平，其出口結構與高收入發(fā)達國家越發(fā)相似(Rodrik ,2006;Schott , 2008;Wang

2、和 Wei, 2007)。長期以來被認為具有豐裕勞 動力的中國卻在大量出口高技術和高資本密集型產品，這一現(xiàn)象被學者們稱為“中國出口貿易結構之謎”?，F(xiàn)有文獻對這一現(xiàn)象的解釋歸納起來主要有3 點： (1) 加工貿易。中國出口的高技術產品大多數(shù)是加工貿易，中國僅僅完成了其中勞動密集型的裝配環(huán)節(jié)。 (2) 外資企業(yè)。行業(yè)層面的出口復雜度與該行業(yè)的外資企業(yè)數(shù)目成正比，本土企業(yè)的出口復雜度并不高。 (3) 政策鼓勵。中國通過經濟技術開發(fā)區(qū)等政策鼓勵了高新技術企業(yè)的發(fā)展，使其在國際市場上獲得了一定競爭力(Rodrik , 2006;Wang和Wei, 2007;Xu和 Lu， 2009)。這 3個方面的解釋

3、互為補充，解釋了相當一部分出口貿易結構轉變的原因，但歸根結底還是對勞動力比較優(yōu)勢在出口貿易結構轉變中作用的重新解讀。本文強調了另一類基于規(guī)模經濟的比較優(yōu)勢本地市場效應 (HomeMarketEffects) 在貿易結構轉變中的作用?！氨镜厥袌鲂笔侵冈谝粋€存有規(guī)模經濟和貿易成本的行業(yè)中，那些擁有相對較大國內市場需求的國家傾向于生產更多該產品，并成為該產品的凈出口國 (Krugman， 1980)。具體來說，因為規(guī)模經濟的存有，企業(yè)傾向于集中生產而不是在所有國家都設立工廠，以享受規(guī)模經濟帶來的成本下降; 因為貿易成本的存有，企業(yè)傾向于將集中生產的工廠設立在市場需求較大的地方以節(jié)約貿易成本。當一

4、個行業(yè)中的所有企業(yè)都按照這一機制進行選擇時，便會形成產業(yè)集聚，產業(yè)集聚帶來的成本下降和生產超常增加形成了出口競爭力，進而促進了該行業(yè)出口的增長。本地市場效應揭示了特定條件下內需與外貿之間相輔相成相互促進的關系。各行業(yè)本地市場效應的強弱決定了各行業(yè)可以在多大水準上利用我國迅速增長的國內市場需求促進出口的增長。這一差異導致了各行業(yè)出口增速的差異，進而推動了出口貿易結構的轉變。已有文獻也指出，傳統(tǒng)要素稟賦比較優(yōu)勢已經不能完全解釋中國出口取得的成就及其貿易結構的轉變，而應該考慮以規(guī)模經濟為標志的本地市場效應的作用 ( 江小涓， 2007; 楊汝岱， 2008; 林發(fā)勤和唐宜紅， 2010) ，但這些文

5、獻并沒有直接檢驗本地市場效應在出口貿易結構轉變中的作用。已有檢驗中國出口貿易本地市場效應的文獻為本文的分析提供了諸多借鑒，并且其中一些文獻在檢驗本地市場效應的基礎模型上做了不同拓展，完善了檢驗技術。例如，邱斌和尹威(2010) 重點考察了加工貿易的因素 ; 許統(tǒng)生和涂遠芬(2010) 將檢驗模型由雙邊拓展到多個國家; 錢學鋒和黃云湖 (2013) 進一步考慮了市場準入效應的影響，完善了多國模型檢驗框架。但現(xiàn)有文獻在使用面板數(shù)據對本地市場效應進行估計時，無一例外強調本地市場效應在行業(yè)間的差異，而假設模型估計系數(shù)對各時期是相同的。事實上，本地市場效應的存有與否不僅與行業(yè)特質緊密相連，也與相關的制度

6、和經濟發(fā)展水平相關。本地市場效應帶來的出口增加，首先基于產業(yè)集聚帶來的生產超常增加(Davis和 Weinstein , 1996)。即使在一個本來具有規(guī)模經濟的行業(yè),縱然擁有較大的市場需求規(guī)模，但如果不具備諸如勞動力和資本的自由流動、基礎設施建設、配套設施建設、相關制度環(huán)境等其他產業(yè)集聚的條件，就不會發(fā)生生產的超常增加，進而也無法觀察到本地市場效應的存有。所以本地市場效應不僅存有行業(yè)層面的差異，也應該隨著制度和經濟的發(fā)展動態(tài)變動。那么以往文獻在使用面板數(shù)據估計模型尤其當時間跨度較長時，均假定本地市場效應的系數(shù)在各個時期都是相同的不具有合理性。從圖 1 中可以看出，中國出口貿易結構轉變的一個關

7、鍵點是 20 世紀90 年代中期，那么在這個時點前后，各出口行業(yè)的本地市場效應是否也出現(xiàn)了轉變呢？本文使用19782011年的面板數(shù)據，考察了用于檢驗本地市場效應的擴展引力模型是否在 1995 年前后存有結構突變，結 果證實了本文的假設。結合進一步的分時期檢驗結果本文發(fā)現(xiàn)， 1995年之后出口份額上升的技術密集型和資本密集型兩大制成品行業(yè)，都發(fā)生了本地市場效應從無到有、由弱至強的關鍵轉變; 而份額下降或者變化不大的勞動密集型制成品和資源型制成品行業(yè)，本地市場效應的變動相對于要素稟賦優(yōu)勢的變動則顯得無關緊要。本地市場效應在不同出口行業(yè)不同時期之間的差異為中國出口貿易結構的快速轉變提供了另一種解釋

8、：本地市場效應作用增強的行業(yè)如技術密集型和資本密集型制成品行業(yè)，可以更加充分地利用我國迅速增長的國內市場需求，享受規(guī)模經濟效益，實現(xiàn)出口的快速增長; 而本地市場效應較弱、要素稟賦優(yōu)勢作用相對更大的行業(yè)，如勞動密集型和資源型制成品行業(yè)，相對不能充分利用國內市場需求的擴張，并且隨著我國勞動力比較優(yōu)勢的減弱出現(xiàn)了增速放緩的態(tài)勢。兩方面共同作用推動了中國出口貿易結構的快速轉變。本文的研究對下述兩類文獻有所貢獻：一是研究中國出口貿易結構的文獻。本文證實了本地市場效應在中國出口貿易結構快速轉變過程中的重要作用，為解釋中國出口貿易結構之謎提供了新視角。二是檢驗本地市場效應的文獻。本文基于模型結構突變的檢驗，

9、證實了本地市場效應不僅存有行業(yè)間的差異，而且隨著經濟發(fā)展水平的變化存有時間上的變動。一、文獻回顧自 20 世紀 80 年代初以規(guī)模經濟為標志的新貿易理論創(chuàng)立以來，在長達十幾年的時間里，經濟學家都無法回答現(xiàn)實中的貿易結構到底有多少可由比較優(yōu)勢解釋，多少可以由規(guī)模經濟解釋。直到 Davis 和Weinstein(1996)發(fā)現(xiàn)Krugman(1980)提出的“本地市場效應”才成為破解這一難題的關鍵：在規(guī)模報酬遞增和貿易成本存有的情況下，本地需求的增加會引致本地生產的超比例增加，進而帶來出口的增加，即存有本地市場效應 ; 而在規(guī)模報酬不變的比較優(yōu)勢世界，無論貿易成本存有與否，需求的增加只會引致生產的

10、同比例或者縮小比例增加，甚至無法引致生產的增加，所以無法帶來出口的增加，即不存有本地市場效應。所以對特定行業(yè)本地市場效應的檢驗區(qū)分了比較優(yōu)勢和規(guī)模經濟在促進該行業(yè)出口中的相對作用。對“本地市場效應”的檢驗主要有兩種思路：一種是檢驗超常需求對生產的放大作用，以 Davis和 Weinstein(1996 ， 1999)為代表 ; 另一種是采用引力模型的方法，檢驗出口收入彈性和進口收入彈性的相對關系，進而確定本地市場效應的存有性，以 Feenstra(1998 , 2001)、Schumacher(2003)等為代表。在第一種思路中， Davis 和 Weinstein(1996 ， 1999)做

11、了開創(chuàng)性的工作，他們采用一個規(guī)模報酬遞增和要素稟賦相融合的實證模型，巧妙地分離了本地市場效應和要素稟賦對貿易模式的不同影響。 Davis 和Weinstein(1996)首先檢驗了 OECC家的制造業(yè)生產結構，結果并不支持本地市場效應。要素稟賦解釋了90%的生產模式，本地市場效應僅為 5%。隨后，Davis 和 Weinstein(1999) 考察了日本的區(qū)域生產結構，發(fā)現(xiàn) 19 個制造業(yè)部門中有8 個支持本地市場效應，這說明本地市場效應在解釋區(qū)域層次上的生產結構要強于解釋國家層次上的生產結構。Davis 和 Weinstein 認為原因可能有兩個：一個是貿易成本，無論是運輸成本還是貿易壁壘，

12、區(qū)域之間肯定低于國家之間，低貿易成本意味著在相對小的市場上保護較少; 其次，區(qū)域間要素流動性要強于國家之間，較強的要素流動性將強化本地市場效應。隨著國際物流業(yè)的持續(xù)快速發(fā)展，以及全球經濟一體化的進一步深入，以上兩個原因都在持續(xù)弱化，越來越多的實證研究證實了本地市場效應在國家層次上的存有。第二種檢驗本地市場效應的思路是運用引力模型，通過檢驗不同行業(yè)中出口收入彈性和進口收入彈性的相對關系來檢驗本地市場效應的存有性。總的來說，如果在一個行業(yè)中，出口收入彈性大于進口收入彈性，說明該行業(yè)存有本地市場效應 ; 反之則不存有。代表性的論文如Feenstra(1998) 等的研究，他們發(fā)現(xiàn)，對生產差異化產品

13、(多為工業(yè)制成品 ) 的行業(yè)來說，在雙邊貿易中，出口國收入彈性大于進口國收入彈性，說明出口國的本國市場規(guī)模對該行業(yè)出口的促進作用大于進口國市場規(guī)模的拉動作用，存有本地市場效應。而對于生產同質產品 ( 多為初級產品 ) 的行業(yè)來說，結果正好相反，出口國收入彈性小于進口國收入彈性，不存有本地市場效應。 Schumacher(2003) 采用引力模型方法，運用22個OEC家25個三位數(shù)ISIC(InternationalStandardIndustrialClassification)產業(yè)的實證結果表明，很多制造業(yè)部門出現(xiàn)了本地市場效應，這些部門可能是資本密集型的也可能是勞動密集型的。Hanson和

14、Xiang(2004)采用倍差(Difference-in-difference) 引力模型方法檢驗本地市場效應，認為本地市場效應依賴于行業(yè)的運輸成本。國內學者越來越多地關注到“本地市場效應”，并將其運用于中國區(qū)域經濟以及對外貿易領域的研究中，取得了一系列具有啟發(fā)性的成果。在實證領域，國內學者的研究大致分為以下兩個層面：其一是地區(qū)層面，檢驗國內地區(qū)間生產與貿易的本地市場效應 ( 張帆和潘佐紅，2006a; 范劍勇和謝強強， 2010; 陳健生和李文宇， 2010) ，這類研究大致沿用 Davis 和 Weinstein(1996) 的方法，但區(qū)域層面上的研究不是本文研究的重點，在此不再贅述。其

15、二是國家層面，檢驗中國的雙邊或多邊貿易是否存有本地市場效應。張帆和潘佐紅 (2006b) 、錢學鋒和陳六傅 (2007) 分別沿用 Davis 和 Weinstein(1996) 的方法和引力模型的方法檢驗了中美雙邊貿易中的本地市場效應。許統(tǒng)生和涂遠芬(2010) 、陳雯和李佳璐(2012) 將本地市場效應的檢驗拓展到了多個國家。錢學鋒和黃云湖 (2013) 在多國框架下進一步考慮了市場準入效應，使得對本地市場效應的檢驗更為穩(wěn)健。雖然探討角度和產業(yè)細分各有不同，但這些研究都發(fā)現(xiàn)，近年來中國制造業(yè)出口已經出現(xiàn)了本地市場效應。此外，現(xiàn)有檢驗中國本地市場效應的文獻對于加工貿易存有爭議。邱斌和尹威 (

16、2010) 認為加工貿易以出口為導向與本國市場需求關聯(lián)不高，并發(fā)現(xiàn)本地市場效應在一般貿易中顯著，在加工貿易中不顯著。錢學鋒和黃云湖 (2013) 則發(fā)現(xiàn)無論是低加工貿易行業(yè)還是高加工貿易行業(yè)，本地市場效應都顯著存有。上述差異正是因為忽視了在規(guī)模經濟以外本地市場效應存有的另一個重要條件，即產業(yè)集聚。中國的加工貿易出口80%以上來自外資企業(yè)，正體現(xiàn)了這種全球范圍的產業(yè)集聚帶來生產放大進而促進出口的機制。本地市場效應與貿易方式無關，但與產業(yè)集聚緊密相連。如果加工貿易引發(fā)了產業(yè)集聚，就有本地市場效應 ; 如果加工貿易不能引發(fā)產業(yè)集聚就不具有本地市場效應。產業(yè)集聚需要考慮制度和經濟發(fā)展水平等動態(tài)因素，所

17、以本地市場效應也應該隨著制度和經濟的發(fā)展存有動態(tài)變動。上述國家層面的文獻在使用面板數(shù)據對本地市場效應進行檢驗時，尤其當面板數(shù)據的時間跨度較長時，忽視了模型可能在時間層面上存有結構突變的問題。本文基于模型結構突變的檢驗，證實了這一猜測，并進一步分時期檢驗了不同出口行業(yè)的本地市場效應，結果發(fā)現(xiàn)本地市場效應在不同出口行業(yè)從無到有、由弱至強的變化，很好地揭示了中國出口貿易結構快速轉變的深層次原因。二、模型及數(shù)據模型建立及估計方法采用引力模型方法檢驗國家層面上的本地市場效應，關鍵是如何控制要素稟賦比較優(yōu)勢的影響。只有在恰當控制了要素稟賦比較優(yōu)勢對于雙邊貿易的影響后，才能明確分離出本地市場效應的作用。長期

18、以來，中國的出口繁榮被認為主要源于勞動力稟賦優(yōu)勢，所以對中國出口貿易結構中的本地市場效應進行檢驗時，控制要素稟賦比較優(yōu)勢顯得尤為重要。 Bergstrand（1989） 最早在具有理論基礎的引力模型中考慮了要素稟賦的作用。他在兩種要素、兩個產業(yè)、多個國家的框架下推導出了具有理論基礎的引力模型，并通過引入人均GDPf艮好地捕捉了 H-O要素稟賦理論和規(guī)模報酬遞增的新貿易理論的精髓。 Bergstrand 得出的引力模型可以表達。本文所關心的本地市場效應可以從系數(shù)（3 1和B 2的相對關系上看出來。（3 1代表出口 收入彈性，（3 2代表進口收入彈性。當（3 1B2時，說明出口國的本 國市場規(guī)模對

19、產業(yè)a 出口的促進作用大于進口國市場規(guī)模的拉動作用，產業(yè)a存有本地市場效應；當（3 1 B 2時，產業(yè)a不存有本地市場效 應。系數(shù)（3 3和B 4代表產業(yè)a的技術以及需求特性。數(shù)據來源及處理本文使用面板數(shù)據，使得傳統(tǒng)橫截面引力模型中被忽視的國家個體效應問題在很大水準上得到了解決。選取中國與 30個主要出口目的國 /地區(qū) （澳大利亞、比利時、巴西、加拿大、法國、德國、中國香港、印度、印度尼西亞、伊朗、意大利、日本、韓國、馬來西亞、墨西哥、荷蘭、巴基斯坦、菲律賓、波蘭、俄羅斯、沙特阿拉伯、新加坡、南非、西班牙、泰國、土耳其、英國、美國、阿聯(lián)酋、越南）19782011年的數(shù)據進行檢驗。這30個國家（

20、地區(qū)）遍布6 大洲，涉及發(fā)達國家和發(fā)展中國家，中國對這30 個國家 （ 地區(qū) ） 的出口量占中國出口總量的80%以上，具有較強的代表性。雙邊貿易數(shù)據來自NB出貿易數(shù)據庫和聯(lián)合國 UNcomtrade數(shù)據庫。其中，19782000年 的雙邊貿易數(shù)據來自NB出-UN貿易數(shù)據庫，為最大限度保持數(shù)據的連 貫性，19781990年的德國數(shù)據使用前西德數(shù)據，19781991年的俄 羅斯數(shù)據使用前蘇聯(lián)數(shù)據。20012011年的雙邊貿易數(shù)據來自聯(lián)合國 UN-comtrade數(shù)據庫。均采用SITCR ev. 2分類，并加總至3位編碼使 用。本文進一步根據Lall（2000） 的貿易產品分類方法，將3 位 SIT

21、C 編碼的 200 多種產品進一步劃分，具體分類及代表性產品見表1。該方法綜合考慮了要素稟賦和技術在貿易產品生產中的作用，并充分考慮了 發(fā)展中國家的出口特性。引力模型中涉及的其他相關數(shù)據如GDP人均GDP人口、固定資本存量和雙邊距離等，均來自 CEPII的引力數(shù)據庫 和世界銀行的WDI數(shù)據庫。其中資本勞動比根據固定資本存量和總人 口兩個指標計算得出。三、計量結果及分析對模型結構突變的檢驗中國出口貿易結構在20 世紀 90 年代中期前后發(fā)生了相當大的變化 （ 見圖 1） ，這一變化很可能與本地市場效應的變動密切相關，為檢驗這一假設，我們以 1995 年為界對模型（2） 進行了 ChoW僉驗。為進

22、一步區(qū)別模型在兩個時期差異的來源，本文構造 了全模型和關鍵系數(shù)兩個ChoW僉驗。我們將不考慮結構突變的約束模 型寫為（3）式，即1995年前后兩個時期具有相同的系數(shù)。表 2匯報 了上述兩個ChoW僉驗的結果。全模型ChoW僉驗的結果表明，用于檢 驗本地市場效應的擴展引力模型，在各個出口行業(yè)的 1995年前后都出現(xiàn)了顯著的結構突變（ 顯著性水平為95%），這說明以往使用面板數(shù)據檢驗本地市場效應而假設各時期估計系數(shù)相同具有不合理性。關鍵系數(shù)ChoW僉驗的結果表明，在初級產品、資本密集型制成品和技術密集型 制成品這三大出口行業(yè)中，確定本地市場效應是否存有的關鍵系數(shù)發(fā)生了結構突變，這意味著本地市場效應

23、的變動在相當水準上解釋了全模型的結構突變; 而在資源型制成品、勞動密集型制成品這兩個出口行業(yè)中，關鍵系數(shù)并沒有發(fā)生顯著結構突變，所以全模型的結構突變可能更多來源于進出口國資本勞動比系數(shù)的變化。分時期本地市場效應檢驗結果及分析為進一步確定模型結構突變前后系數(shù)變動的方向與幅度，我們分時期檢驗了本地市場效應。估計中考慮的主要計量問題如下： (1) 數(shù)據缺失。為最大限度保留觀測值、提升估計效率，本文使用非平衡面板數(shù)據估計方法應對數(shù)據缺失問題。本文的數(shù)據缺失主要是因為相關國家的統(tǒng)計制度造成的，與各國經貿發(fā)展水平不存有直接關系，因此可以認為數(shù)據缺失的原因是相對外生的，傳統(tǒng)的平衡面板數(shù)據方法仍然適用。(2)

24、不可觀測效應。通過Hausman僉驗可知數(shù)據存有個體固定效應。(3)組內序列相關。通過 Wooldridge 的面板數(shù)據組內序列相關檢驗可知數(shù)據存有組內一階自相關問題。在存有組內自相關的前提下，一階差分(FirstDifference) 估計量比固定效應模型更為穩(wěn)健，且是利用嚴格外生性假設的一類估計量中最有效率的。根據上述分析本文匯報了一階差分結果，如表 3、表4所示。結果顯示，所有制成品行業(yè)在19952011年間的出口收入彈性都大于進口收入彈性，顯示出了本地市場效應。這與現(xiàn)有文獻的發(fā)現(xiàn)一致，即近年來中國制造業(yè)出口普遍存有本地市場效應 ( 邱斌和尹威， 2010; 錢學鋒和黃云湖， 2013) ，而初級產品行業(yè)始終不存有本地市場效應。結合模型結構突變的檢驗，本文進一步揭示出制成品行業(yè)中本地市場效應在不同時期之間的變動。首先來關注全模型和關鍵系數(shù)ChoW僉驗都顯示存有結構突變的兩大部門：資本密集型制成品(MT)和技術密集型制成品 (HT) 。 1995年之后，這兩大類產品在出口總額中的份額持續(xù)增加，尤其是技術密集型產品的出口份額呈現(xiàn)加速增長的態(tài)勢。對比表4 的 (1) 、 (2) 列可以看出，資本密集型制成品行業(yè)在1995 年之前就已經顯現(xiàn)出本地市