中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的決定因素

中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的決定因素

F746.12：A1000-176X(2010)02-0032-06國內(nèi)外關(guān)于比較優(yōu)勢理論進(jìn)行了大量的研究，有許多不同的見解并通過實(shí)證檢驗(yàn)其思想。主流觀點(diǎn)認(rèn)為它對(duì)于解釋貿(mào)易產(chǎn)生的原因，分析貿(mào)易結(jié)構(gòu)并據(jù)此提出貿(mào)易政策具有舉足輕重的作用。傳統(tǒng)的國際貿(mào)易理論主要闡釋：國際貿(mào)易產(chǎn)生的著眼點(diǎn)在于國家間比較優(yōu)勢的不同，由這種優(yōu)勢不同而導(dǎo)致的價(jià)格差成為國際貿(mào)易的原因或動(dòng)力。這可以很好地解釋我國與主要發(fā)達(dá)國家的貿(mào)易結(jié)構(gòu)。然而比較優(yōu)勢也會(huì)發(fā)生變化。盡管中國目前仍然富有廉價(jià)的勞動(dòng)力，但隨著國外資本對(duì)中國的不斷投入以及中國沿海勞動(dòng)力成本的上升，以前的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)正面臨周邊國家的競爭。一部分機(jī)械類產(chǎn)品在國際市場上嶄露頭角，證明了中國的資本密集型產(chǎn)業(yè)開始顯示它的比較優(yōu)勢。變化的出口商品結(jié)構(gòu)是否反映了中國的資源稟賦結(jié)構(gòu)也在發(fā)生變化？2008年諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)獲得者克魯格曼在《克魯格曼國際貿(mào)易新理論》里引入了規(guī)模報(bào)酬遞增和不完全競爭，發(fā)展出用非比較優(yōu)勢貿(mào)易的觀點(diǎn)來解釋國際貿(mào)易，從而更好地揭示了當(dāng)今國際貿(mào)易中的現(xiàn)實(shí)問題[1]。作為新國際貿(mào)易理論奠基人克魯格曼，盡管他的理論基礎(chǔ)也是傳統(tǒng)的國際貿(mào)易理論，但新貿(mào)易理論特別強(qiáng)調(diào)國際市場中不完全競爭和規(guī)模經(jīng)濟(jì)的作用，更好地揭示了當(dāng)今國際貿(mào)易中的新現(xiàn)象，很好地補(bǔ)充了傳統(tǒng)比較優(yōu)勢理論?，F(xiàn)有文獻(xiàn)絕大多數(shù)從宏觀角度分析影響出口增長的動(dòng)因，例如，研究發(fā)現(xiàn)匯率、外商直接投資是影響出口的重要因素。然而細(xì)化到具體行業(yè)，基于國際貿(mào)易產(chǎn)生原因的三個(gè)主要理論（比較優(yōu)勢、勞動(dòng)生產(chǎn)率以及規(guī)模經(jīng)濟(jì)）進(jìn)行綜合和比較分析的文獻(xiàn)較少。鑒于出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的巨大作用，深入分析影響出口的主要因素至關(guān)重要。一、文獻(xiàn)綜述Bernhofen和Brown通過比較日本19世紀(jì)對(duì)外開放前后的比較優(yōu)勢利益發(fā)現(xiàn)，對(duì)外貿(mào)易使比較優(yōu)勢利益獲得約當(dāng)時(shí)GDP的8.9%左右，從而驗(yàn)證了比較優(yōu)勢理論[2]。但他們對(duì)于日本的檢驗(yàn)只能夠驗(yàn)證總體的比較優(yōu)勢，并不能檢驗(yàn)?zāi)姆N產(chǎn)品有比較優(yōu)勢，哪種有比較劣勢。林毅夫、劉培林認(rèn)為如果違背要素稟賦結(jié)構(gòu)決定的比較優(yōu)勢，企業(yè)進(jìn)入那些密集使用稀缺生產(chǎn)要素的產(chǎn)業(yè)，生產(chǎn)那些密集使用稀缺生產(chǎn)要素的產(chǎn)品，或者要求企業(yè)在給定產(chǎn)品的生產(chǎn)中選擇密集使用稀缺要素的生產(chǎn)方式，那么成本就無法最小化。成本無法最小化，那么也無法出口有競爭力的產(chǎn)品[3]。管漢暉不僅通過實(shí)證檢驗(yàn)中國鴉片戰(zhàn)爭前后這一時(shí)期的價(jià)格和貿(mào)易流量的數(shù)據(jù)，充分說明了比較優(yōu)勢理論的有效性，而且他還驗(yàn)證得出：棉布和棉紗、鐵等在貿(mào)易開放后處于比較劣勢，主要是由于相對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率不如外國同類商品，這符合李嘉圖比較優(yōu)勢理論模型。而茶和絲等產(chǎn)品仍然處于比較優(yōu)勢，主要是由要素稟賦決定的，這符合H-O模型[4]。劉擁軍利用61個(gè)國家的截面數(shù)據(jù)，對(duì)主要農(nóng)產(chǎn)品谷物、棉花、油料、肉類、糖以及全部農(nóng)產(chǎn)品的國際貿(mào)易進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果證明世界農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易基本符合比較優(yōu)勢原理，資源稟賦仍是解釋農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易格局的主要因素，各國市場經(jīng)濟(jì)的成熟程度對(duì)農(nóng)產(chǎn)品比較優(yōu)勢的發(fā)揮具有顯著影響[5]。李磊分析1985-1998年中國的出口結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化情況，發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)密集型出口商品的比重呈現(xiàn)出明顯的上升趨勢，符合比較優(yōu)勢原理[6]。江小涓選擇有代表性的出口商品，建立面板數(shù)據(jù)模型，對(duì)影響出口的因素進(jìn)行計(jì)量分析，發(fā)現(xiàn)比較優(yōu)勢是決定一國貿(mào)易增長和貿(mào)易結(jié)構(gòu)的主要因素之一。尤其是勞動(dòng)相對(duì)密集的產(chǎn)業(yè)，我們具有顯著競爭優(yōu)勢。她還認(rèn)為出口商品結(jié)構(gòu)主要受國內(nèi)因素、全球分工格局、出口規(guī)模和增長速度三個(gè)方面特征的影響。其中，國內(nèi)因素主要包括要素稟賦、制造能力、市場擴(kuò)張速度、市場競爭程度四個(gè)方面。全球分工格局主要包括外資參與度、產(chǎn)品制造加工特性和全球貿(mào)易總量。其他主要包括出口市場份額和出口增長速度兩個(gè)因素[7]。劉擁軍認(rèn)為影響出口的主要因素有要素稟賦和市場經(jīng)濟(jì)的成熟程度等。其中要素稟賦包括資本存量、勞動(dòng)力和土地等[5]。楊汝岱認(rèn)為技術(shù)升級(jí)是出口增長的重要原因，技術(shù)復(fù)雜度越高的行業(yè)，出口增長速度越快，出口增長中存在顯著的本土市場效應(yīng)。相對(duì)于古典國際貿(mào)易理論，新貿(mào)易理論能對(duì)中國出口增長提供更為合理的解釋[8]。上述文獻(xiàn)為本文的研究提供了諸多有益的參考和啟示，但就分析思路來看，絕大多數(shù)研究基于古典國際貿(mào)易理論視角，分析中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的影響因素。本文將在HOV模型的基礎(chǔ)上，結(jié)合古典國際貿(mào)易理論和新貿(mào)易理論，深入、透徹地分析影響出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的決定因素。二、理論分析與模型20世紀(jì)初，瑞典經(jīng)濟(jì)學(xué)家Hecksche和Ohlin繼承和發(fā)展了李嘉圖的古典貿(mào)易理論，提出了稟賦比較優(yōu)勢學(xué)說。他們認(rèn)為在缺乏李嘉圖外生技術(shù)比較優(yōu)勢時(shí)，只要國家之間存在著外生稟賦差別（即資源稟賦），也可能會(huì)產(chǎn)生分工經(jīng)濟(jì)[8-9]。如果一個(gè)國家勞力與資本的比例大于另一個(gè)國家，則此國出口勞力密集型產(chǎn)品，進(jìn)口資本密集型產(chǎn)品。國內(nèi)外學(xué)者經(jīng)常使用他們建立的模型來說明國際貿(mào)易產(chǎn)生的原因。H-O模型在經(jīng)濟(jì)學(xué)中經(jīng)常被稱為2×2×2模型，它的模型包括2個(gè)國家、2種商品和2種要素。由于Samuelson在Heckscher-Ohlin的理論基礎(chǔ)上發(fā)展了一個(gè)數(shù)學(xué)模型，所以我們現(xiàn)在稱2×2×2模型公式為Heckscher-Ohlin-Samuelson模型（即HOS模型）。這個(gè)模型的目的主要為了預(yù)測兩個(gè)國家在不同要素稟賦條件下的貿(mào)易模式。Vanek[10]根據(jù)Heckscher-Ohlin理論發(fā)展了一個(gè)新模型，稱為Heckscher-Ohlin-Vanek模型，這個(gè)模型可以包括多種商品和多種因素。首先，貿(mào)易是產(chǎn)出和需求的余額，即：公式(3)表示i國家凈出口的要素內(nèi)容，即i國家貿(mào)易的要素稟賦。式(7)就是HOV模型。如果某一要素的稟賦相對(duì)于世界的比例超過GDP的比例，我們可以認(rèn)為這個(gè)國家有豐富的要素資源。三、實(shí)證模型建立、數(shù)據(jù)來源及處理1.實(shí)證模型建立下面結(jié)合目前中國的實(shí)際情況，根據(jù)上文的理論分析構(gòu)建實(shí)證模型，據(jù)此來分析影響中國出口的主要因素。本文使用面板數(shù)據(jù)的分析方法，相對(duì)于單純的時(shí)間序列及截面數(shù)據(jù)，面板數(shù)據(jù)可以克服樣本不足的問題，便于控制個(gè)體的異質(zhì)性，處理不可觀測的個(gè)體效應(yīng)或時(shí)間效應(yīng)，降低變量間共線性的可能性，增加了自由度和估計(jì)的有效性等。構(gòu)建基本回歸模型為：態(tài)分布。依照中日投入產(chǎn)出表中貿(mào)易產(chǎn)業(yè)分類選取11大產(chǎn)業(yè)：食品制造業(yè)，纖維工業(yè)，紙、木制品和皮革橡膠等制品，化學(xué)制品（含塑料），石油和石炭，非金屬礦物制品，鋼鐵和有色金屬，一般機(jī)械，電器機(jī)械和電器制品，運(yùn)輸機(jī)械，精密儀器。為了進(jìn)一步說明不同類型產(chǎn)業(yè)的出口貿(mào)易是否存在不同的影響因素，我們?cè)谀Ｐ?8)回歸的基礎(chǔ)上，采用分樣本按勞動(dòng)密集型和資本／技術(shù)密集型進(jìn)行回歸分析。根據(jù)聯(lián)合國國際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類(SITC)，勞動(dòng)／資源密集產(chǎn)品包括皮革、紡織、服裝、鞋類，玩具及運(yùn)動(dòng)器材，木材及紙制品及非金屬礦產(chǎn)品等四類。基于這種規(guī)定，我們前面劃分的產(chǎn)業(yè)中，屬于勞動(dòng)／資源密集型主要包括纖維工業(yè)，食品制造業(yè)，紙、木制品和皮革橡膠等制品以及非金屬礦物制品這四大產(chǎn)業(yè)，其余產(chǎn)業(yè)屬于資本／技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)。2.數(shù)據(jù)來源及處理數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計(jì)局的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《投入產(chǎn)出表》和聯(lián)合國Comtrade數(shù)據(jù)庫。(1)資源稟賦。大部分國際貿(mào)易文獻(xiàn)指出，貿(mào)易的主要推動(dòng)因素是不同國家的要素稟賦的不同。發(fā)達(dá)國家趨向于資本密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)，而發(fā)展中國家趨向于勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)。作為世界工廠的中國一般被認(rèn)為主要以廉價(jià)的勞動(dòng)力來加工和出口勞動(dòng)密集型產(chǎn)品。但近年來，隨著中國本國經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng)以及國外直接投資(FDI)的涌入，各產(chǎn)業(yè)的資本優(yōu)勢開始顯現(xiàn)出來。資源稟賦的變量(END)選取中國統(tǒng)計(jì)年鑒的各產(chǎn)業(yè)資產(chǎn)與勞動(dòng)力的比值。(2)勞動(dòng)生產(chǎn)率。勞動(dòng)生產(chǎn)率(Productivity)選取各產(chǎn)業(yè)的單位勞動(dòng)力創(chuàng)造的工業(yè)總產(chǎn)值，工業(yè)總產(chǎn)值的數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計(jì)年鑒。(3)規(guī)模經(jīng)濟(jì)。規(guī)模經(jīng)濟(jì)變量(SCA)選取單位企業(yè)創(chuàng)造的工業(yè)總產(chǎn)值。工業(yè)總產(chǎn)值的數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計(jì)年鑒。(4)出口貿(mào)易額。出口貿(mào)易額直接取自聯(lián)合國的Comtrade數(shù)據(jù)庫。需要指明的是，大部分產(chǎn)值和資產(chǎn)的名義數(shù)據(jù)應(yīng)換算成實(shí)際數(shù)據(jù)，以便資源稟賦、勞動(dòng)生產(chǎn)率和規(guī)模經(jīng)濟(jì)進(jìn)行跨年度比較。但1989年前的固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)無法找到，所以樣本區(qū)間只能選取1989-2006年的數(shù)據(jù)，共198組。四、研究方法1.面板單位根檢驗(yàn)Levin和Lin（簡稱LL檢驗(yàn)）提出面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)方法，用以克服單個(gè)時(shí)間序列單位根檢驗(yàn)勢較低的缺點(diǎn)[11]。Levin，Lin和Chu進(jìn)一步發(fā)展了LL檢驗(yàn)，形成適用范圍更廣的LLC檢驗(yàn)[12]。LLC檢驗(yàn)仍采用ADF檢驗(yàn)式的形式，它的零假設(shè)和備擇假設(shè)要求各縱剖面時(shí)間序列一階滯后項(xiàng)的回歸系數(shù)相同，即=ρ。針對(duì)LLC檢驗(yàn)的這一缺陷，由Im、Pesaran和Shin提出了異質(zhì)面板數(shù)據(jù)(Heterogenouspaneldata)的單位根檢驗(yàn)，簡稱IPS檢驗(yàn)[13-14]。IPS檢驗(yàn)放松了同質(zhì)性假定條件，允許在不同的截面單位取值不同，以各橫截面單元DF統(tǒng)計(jì)量的均值t-bar進(jìn)行的單位根檢驗(yàn)。Fisher-ADF、Fisher-PP，也認(rèn)為各截面存在異質(zhì)單位根過程[15]。與IPS檢驗(yàn)相同的地方是，F(xiàn)isher型檢驗(yàn)結(jié)合基于個(gè)體單位根檢驗(yàn)的信息，但比IPS檢驗(yàn)具有一個(gè)顯著優(yōu)勢，它同樣適用于非平衡面板數(shù)據(jù)。由于面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)到目前為止還沒有完全統(tǒng)一，為了增強(qiáng)檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文同時(shí)運(yùn)用LLC、IPS、Fisher-ADF、Fisher-PP四種方法檢驗(yàn)單位根。2.模型估計(jì)方法單方程面板數(shù)據(jù)模型的形式如下：該模型包括三種類型：(1)無個(gè)體影響又無結(jié)構(gòu)變化模型（混合模型）。(2)變截距模型。(3)變系數(shù)模型。變截距模型可分為固定效應(yīng)(PE)和隨機(jī)效應(yīng)(RE)兩種情形。進(jìn)行估計(jì)之前需要先選擇模型形式進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)。利用Hendry“一般到特殊”建模思想，如果個(gè)體效應(yīng)（固定效應(yīng)或隨機(jī)效應(yīng)）顯著異于零，那么就需要采用固定效應(yīng)或隨機(jī)效應(yīng)模型。構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)量：五、實(shí)證結(jié)果分析及總結(jié)1.面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果從表1可以看出：除個(gè)別情形外，無論是針對(duì)同質(zhì)面板假設(shè)的檢驗(yàn)，還是針對(duì)異質(zhì)面板假設(shè)的其它三種檢驗(yàn)，資源稟賦(lnEND)是平穩(wěn)變量，出口貿(mào)易額、勞動(dòng)生產(chǎn)率(lnPRD)和規(guī)模經(jīng)濟(jì)(lnSCA)為非平穩(wěn)變量。而在一階差分情況下所有變量得出均為平穩(wěn)數(shù)據(jù)的結(jié)論。2.差分后估計(jì)結(jié)果和分析模型(8)中由于面板數(shù)據(jù)中部分變量的不穩(wěn)定性，為確?；貧w結(jié)果的可靠性，模型中所有變量采取差分形式。模型(8)可轉(zhuǎn)化為模型：按照從一般到特殊的建模思想使用三種不同的方法估計(jì)模型(12)，然后使用F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)來選擇最佳的估計(jì)方法。首先對(duì)模型的設(shè)定進(jìn)行F檢驗(yàn)：F=4.55＞F(10，173)檢驗(yàn)結(jié)果支持選擇變截距模型。然后使用Hausman檢驗(yàn)選擇固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)模型。Hausman統(tǒng)計(jì)量在10%的水平上顯著時(shí)，表明固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型。Hausman統(tǒng)計(jì)量：W=27.54，W＞(3)綜合這些檢驗(yàn)結(jié)果，模型(12)應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。因?yàn)榭紤]到各產(chǎn)業(yè)可能會(huì)造成面板數(shù)據(jù)模型中的異方差問題，所以使用廣義最小二乘法對(duì)固定效應(yīng)模型的異方差和序列相關(guān)進(jìn)行修正，得到表2所示的結(jié)果。從表2中可以看出，除了資源稟賦(lnEND)不顯著外，勞動(dòng)生產(chǎn)率(lnPRD)、規(guī)模經(jīng)濟(jì)(lnSCA)均在1%的水平上高度顯著，系數(shù)符號(hào)都具有預(yù)期特征。由于模型(12)采用對(duì)數(shù)差分線性模型，根據(jù)表中數(shù)字，可以獲知各因素對(duì)出口貿(mào)易額影響作用的大小。結(jié)果顯示勞動(dòng)生產(chǎn)率的增長率每提高一個(gè)百分點(diǎn)，出口貿(mào)易額的增長率提高0.24個(gè)百分點(diǎn)。但規(guī)模經(jīng)濟(jì)增長率每提高一個(gè)百分點(diǎn)，出口貿(mào)易額的增長率反而下降0.21個(gè)百分點(diǎn)。但資源稟賦系數(shù)的顯著性很低，不能通過10%顯著水平的檢驗(yàn)。盡管資源稟賦對(duì)出口貿(mào)易額的影響不顯著，它的增長率每提高1個(gè)百分點(diǎn)，相應(yīng)地出口貿(mào)易額的增長率提高0.08個(gè)百分點(diǎn)。研究結(jié)果表明，資源稟賦和勞動(dòng)生產(chǎn)率的增長率提高均對(duì)出口貿(mào)易額增長率的提高有積極的促進(jìn)作用，但資源稟賦作用已經(jīng)不顯著，而勞動(dòng)力生產(chǎn)率的提高是出口貿(mào)易變化的主要推動(dòng)力量。規(guī)模經(jīng)濟(jì)盡管對(duì)出口貿(mào)易額的增加有顯著的影響，但隨著規(guī)模經(jīng)濟(jì)增長率提高，出口貿(mào)易額的增加卻呈遞減趨勢。大型企業(yè)的規(guī)模擴(kuò)大并沒有帶來積極的生產(chǎn)促進(jìn)效應(yīng)，最終不能帶來生產(chǎn)成本的持續(xù)降低，進(jìn)而影響了貿(mào)易的持續(xù)增加。3.分樣本面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果及分析由勞動(dòng)密集型和資本密集型產(chǎn)業(yè)形成的子樣本，對(duì)其單位根檢驗(yàn)與回歸采取與上面相同的方法，不再重復(fù)贅述。所有變量在一階差分情況下平穩(wěn)。依據(jù)F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)與技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)均選擇固定效應(yīng)模型，并使用加權(quán)最小二乘法對(duì)固定效應(yīng)模型的異方差和序列相關(guān)進(jìn)行修正，得到表3所示的結(jié)果。勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)分析結(jié)果顯示，資源稟賦仍然不是影響出口貿(mào)易額增加的主要因素，它的作用在10%的水平上也不顯著，而且僅有3個(gè)百分點(diǎn)的影響水平。說明中國廉價(jià)的勞動(dòng)力已經(jīng)不再對(duì)中國勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的出口增長起主導(dǎo)作用。勞動(dòng)生產(chǎn)率與規(guī)模經(jīng)濟(jì)在5%的水平上顯著。勞動(dòng)生產(chǎn)率的增長率每提高一個(gè)百分點(diǎn)，出口貿(mào)易額的增長率提高0.39個(gè)百分點(diǎn)；規(guī)模經(jīng)濟(jì)增長率每提高一個(gè)百分點(diǎn)，出口貿(mào)易額的增長率下降0.19個(gè)百分點(diǎn)。這說明規(guī)模經(jīng)濟(jì)盡管影響顯著，但隨著企業(yè)規(guī)模的不斷增加，貿(mào)易的