中国地区出口贸易的产出效应分析，本文主要内容关键词为：出口贸易论文,中国论文,效应论文,地区论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
我国自1978年以来的改革开放，一直采取分阶段实施，分地区推进的渐进式模式。尤其是对外开放政策，首先是从四个经济特区开始，接着推向沿海14个城市，进而波及东部沿海12个省市，最后遍及中、西部地区乃至全国各地。这些对外开放政策的实施，对于我国对外贸易的发展以及外资的吸收都起到了极大的推动作用。到1995年，我国出口额以年均14.8%的速度激增，出口依存度也由1978年的4.6%猛增至1995 年的21%。从各省、市、自治区的发展来看，1985—1995年，出口平均增长率低于10%的只有3个省份，并有10个省市1995 年的出口依存度超过了10%。同时，这种出口的大幅度扩大，还伴随着GDP的高速增长。 这是一个值得我们深入研究的经济现象。本文收集了我国全面推行对外开放政策以来，各省、市、自治区的有关数据，就出口贸易的扩大对经济增长的作用进行实证分析。
一、模型的设定
出口贸易对一个国家（地区）的经济增长的影响分析早在15世纪末就已经展开，它是对各国制订对外贸易政策产生重要影响的重大经济学课题。然而，对这一课题进行较严密的实证分析，是从本世纪60年代才开始的。
经济学家埃米利（Emery）1967年首次收集了50个国家1953 —1963年的有关数据，进行了普通最小二乘法（OLS）分析， 计算结果表明：一国的出口贸易扩大与该国的经济增长有显著的相关性，从而说明出口贸易对经济增长有促进作用。
巴拉萨（Balassa）1978 年将传统的道格拉斯生产函数扩展为适用于开放经济条件的出口扩展总生产函数（Export-angmented aggregate production function），即：
Y＝F（L,K,X）
其中，Y表示总产出，L和K分别表示劳动和资本投入，X表示出口。以上公式经简单的数学推导，可变为回归模型形式如下：
GY＝C+C[,1]GL+C[,2]GK+C[,3]GX+U（1）
其中，GY、GL、GK和GX分别表示总产出、劳动、资本和出口的增长率。C为常数项，U为随机变量，C[,1]、C[,2]、C[,3]分别表示劳动、资本和出口的产出弹性，也就是要计算的回归系数。
费德（Feder）1982年对公式（1）进行了较为重要的修正，以突出反映出口促进经济增长的机制。该修正后的回归模型为：
GY＝C+C[,1]（I/Y）+C[,2]GL+C[,3]GX（X/Y）（2）
其中，（I/Y）为投资—产出比率，（X/Y）为出口依存度；
δ
C[,3]＝────+Fx，
1+δ
δ表示出口部门与非出口部门要素产出效率的差别，Fx表示出口部门的高效生产要素对非出口部门的推动作用，亦即部门间的外部经济效益（Inter-Sectoral externalities）。当不存在部门间的要素产出效率差别时，δ＝0 ；而当不存在部门间的外部经济效益时，Fx＝0，这时，出口变量的系数（C[,3]）为零，生产函数又变回到传统的形式，即总产出只由劳动和资本两个变量决定。因此，可以把传统的生产函数理解为出口扩张总生产函数的一个特例。
在对出口促进经济增长的问题进行实证分析时，公式（1 ）与公式（2）已经被普遍认同为基本的理论模型， 并被广泛用来对各国国家的横截面数据或单个国家的时间序列数据进行回归分析。本文也将以这两个公式为基本模型，并根据需要加入一些修正。同时，收集我国29个省、市、自治区1985—1994年的有关数据进行跨省市的横截面样本回归分析，以验证我国各地区的出口贸易对当地经济增长的作用。
二、计算与结果
本文在对中国各省、市、自治区的比较分析中，主要依据《中国统计年鉴》以及各省、市、自治区的统计年鉴所提供的数据。由于我国从1985年才开始按国际惯例采用SNA体系统计和计算国内生产总值（GDP），1985年以前的历史数据也是后来才逐步开始填补的。因此，许多省、市、自治区在1985年以前的GDP 数据都是空白， 在计算过程中， 只能选取1985年以后的数据。
在套用公式（1）和（2）进行计算时，以名义GDP 的年均增长率为GY。由于无法获得各省、市、自治区的资本存量数据，作者曾尝试使用投资产出比率（I/Y）来取代公式（1）中资本增长率（GK） ，但所得结果拟合程度太差。故最终选用了名义固定资产投资年均增长率（GI）来取代公式（1）中的GK和公式（2）中的（I/Y）。另外，以名义出口额年均增长率为GX，以年底从业人员年均增长率为GL。
（一）全国各地区的出口与经济增长
采用公式（1）以及29个省市自治区1985—1994年的数据， 可以提出以下估计式：
GY＝0.081+0.910GL+0.401GI+0.073GX（1）
（4.305） （2.490） （7.339） （2.203）
R[2]＝0.709 DW＝2.759 F＝20.334
以上估计式各自变量对GY的解释程度达到70%，出口增长（GX）与GDP增长（GY）呈正相关，t统计值也比较显著，通过了5%的检验。 表明各地区的出口扩大起到了推动当地经济增长的作用。即各地区的出口每增长一个百分点，就会使当地GDP增长0.07%。
采用公式（2）以及同样的数据得到估计式为：
GY＝0.105+1.001GL+0.342GI+0.073GX（X/Y）（2）
（6.407） （2.612） （6.072） （1.688）
R[2]＝0.688 DW＝2.396 F＝18.411
以上式子与估计式（1）大致相同。只是GX（X/Y ）的系数虽然也是大于零，与GDP增长率呈正相关，但其t统计值不够显著，未能通过5 %检验，即无法排除系数为零的可能性。在部门间的要素产生效率差δ与部门间的外部经济效益Fx不为零的结论未能证明的情况下，也就无法得出，各地区的出口扩大是通过刺激技术进步，提高要素产出效率来促进经济增长的结论。
（二）沿海地区与内陆省份的比较
我国东部沿海11个省市自治区（北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、广西）由于地缘优势，并且优先享受到国家鼓励对外开放的优惠政策，故有理由认为，在出口促进经济增长方面，沿海地区应该比内地有更好的表现。
为了检验这一推论，作者首先采用公式（1 ）加入虚拟变量的方法，令虚拟变量对11个沿海省市取值1，对其余省市取值0。结果，虚拟变量的回归系数为0.006，t统计值为0.5，远未能通过5%检验。即无法证明以上推论。
但是，如果将沿海地区与内陆地区分成两组独立样本进行回归，结果则有明显的区别，具体计算结果可见表1。
1985—1994年中国沿海与内陆地区经济增长的出口效应比较
表1 （因变量为GDP年均增长率（GY），括号内为t检验值）
C
GL
GI
GX R[2] DW F
沿海11个省市自治区
0.0601.8440.4270.066
0.946
2.378 41.091
(2.711)
(5.875) (5.613) (2.609)
内陆18个省市自治区
0.167-0.1650.240
-0.051
0.515
2.937
4.946
(4.122) (-0.258) (1.968) (-0.717)
从表1可知，沿海地区的劳动、 投资和出口增长对经济增长的解释程度已经超过95%，而内陆地区仅为51%。从回归系数来看，沿海的劳动产出弹性大于零且统计上很显著，而内陆地区则很不显著。这反映了我国内陆地区存在大量剩余劳动力和隐性失业，以及大量劳动力向沿海地区流动的事实。而沿海地区由于吸收了大量内地劳工，加强了当地劳动力市场的竞争，从而提高了整体劳动产出效率，故对经济增长作出了较为显著的贡献。从投资方面看，沿海地区政策与地缘优势，也产生了吸引国内外投资的资金洼地效应，故投资对经济增长的贡献要比内陆地区显著得多。另外，沿海地区的出口与经济增长也呈显著的正相关，而内陆地区出口则完全看不出同样的效果。由此，可以证明前面提出的，沿海地区比内陆地区有较好表现的推论。
（三）临界发达水平效应分析
米可利（Michaely）1977年的实证分析曾证明，经济发展程度较高的国家，出口促进经济增长的作用较为明显。 之后， 费德和卡沃斯（Kavoussi）以及许多从事这方面研究的学者都提出了是否存在一个临界发达水平的问题。这个临界发达水平也称为门槛发达水平，在这个发达水平之上和之下的国家（地区），出口对经济增长的影响会有明显的不同。
根据这一临界发达水平的命题， 可将我国各地区按1994 年的人均GDP分为两组，较发达的一组为人均GDP大于3000元的14个省市自治区，另一组则是人均GDP小于3000元的15个省份和自治区。这样， 每组的样本数基本相等。计算的结果在表2。
临界发达水平效应分析
表2 （因变量GY，括号内为t值）
C
GL
GI
GX R[2] DW F
人均GDP大于3000元的14个省市自治区
0.0571.3540.4680.062
0.751
2.189 11.071
(1.652)
(2.705) (3.846) (1.334)
人均GDP小于3000元的15个省份自治区
0.135-0.0510.324
-0.006
0.658
1.884
6.424
(3.024) (-0.050) (2.984) (-0.072)
显然，与发达程度较低的一组比较，发达程度较高一组的所有自变量的回归系数都与GDP增长率有着更显著的正相关关系， 这也就证明了前面的临界发达水平效应的命题。
（四）临界开放程度效应分析
柯利（KohLi）1989 年为了掌握开放程度对一国经济增长的出口效应的影响，修正了费德的线性回性模型，提出了一个非线性模型如下：
GY＝C+C[,1]GL+C[,2]（I/Y）+C[,3]XSY+C[,4]（XSY）[2]（3）
其中，XSY即为公式（2）中的GX（X/Y）， 其它变量则与公式（2）中的一样。如果将出口依存度（X/Y）作为衡量一国（地区）对外开放度的指标，XSY的平方项系数大于（小于）零， 则反映开放度效益递增（减）。
在本文的计算过程中，将所有样本分成了出口依存度大于8 %和小于8%的两组，以便使两组样本数基本相等。 从分组后的计算结果可知，按对外开放度区分的两组地区的表现也有明显区别。对外开放度较高一组的要素产出效率均比另一组高，但XSY系数的t值都未通过5 %的检验，这正如前面所分析的那样，说明各地区出口扩大并未起到刺激技术进步，提高要素产出效率的作用。特别值得注意的是，开放度较低一组的XSY与GDP增长率呈显著的负相关，而（XSY）[2]则与GDP 增长率呈显著的正相关，这说明确实存在一个对外开放度的临界水平，低于这一水平的出口对经济增长起阻碍作用，而且，其它要素的产出效率也很低。从（XSY）[2]的回归系数是一个较大的正数来看，低于或在临界开放度附近的地区加大对外开放度对推动经济增长有着极其重要的意义。笔者还计算出XSY 对GY起促进作用的临界值为0.023（13.960/611.874），即假设出口增长率（GX）为5%时，便要求出口依存度大于4.6%，才能使出口起到促进经济增长的使用。
三、结论与启示
综合经济界长期争论的观点以及本文的分析结果，有理由认为，在一定的条件下，出口贸易对一国（地区）的经济增长有促进作用。然而，检验这种促进作用是否有可持续性的依据，则是看出口贸易是否通过刺激技术进步，达到提高要素产出效率，促进经济增长的目标。
在本文的分析过程中，虽然基本可以得出各地区出口扩大促进了当地经济增长的结论。但无论是根据全体样本或按各种标准分组进行计算，均未得出出口扩大是通过刺激技术进步来促进经济增长的结论。因此，有理由认为，各地区的出口扩大依然是停留在依赖充分利用闲置资源的初级阶段。
根据分组计算的结果，沿海地区、较发达地区或较开放地区与另一组的比较，最显著的区别是表现在劳动要素对经济增长的贡献上。这也恰好印证了我国的出口扩大是以加工贸易以及劳动密集产业为主的事实。在这种条件下，我国各地区的出口扩大实际上是通过利用大量存在的闲置劳动资源。因此，出口增长越快的地区，吸收劳动力的能量就越大，同时，与国际间劳动力基本不流动的条件相反，国内各地区的劳动力的流动是基本自由的，这就造成了劳动力由出口增长慢的地区向出口增长快的地区的流动，使得劳动力流入的地区的劳动力市场竞争加剧，致使本地劳工与外地劳工的效率都大大提高，这也是该地区劳动要素的回归系数的显著性和数值都明显提高的原因。
与劳动流动相似，资本流动也有同样的趋势和效果。因此，作为资本流入地区的沿海较发达和较开放地区，资本要素的回归系数的显著性和数据也有明显提高。这也进一步反映出我国各地区的出口扩大是依赖利用当地闲置资源以及吸收外地资源来促进当地经济增长的。由于存在临界发达水平与临界开放度，这种不平衡发展战略在改革开放初期是非常必要和非常有效的。而当优先发展的地区已经达到或超过临界发展水平与临界开放度的时候，经济增长的重点扶持对象又应转向那些接近或低于临界发达水平和开放度的较落后地区。因此，政府从90年代开始，对外开放及其它经济优惠政策逐渐向中西部倾斜，这是符合我国这样一个人口众多、地区经济发展水平悬殊国家的基本国情的举措。
然而，这种向中西部倾斜政策的成功，则取决于优先发展起来的东部沿海地区能否真正依靠技术进步，实现出口与经济增长方式的转变。优先发展起来的地区通过对外开放引进国外先进技术和竞争机制，刺激本地区出口产品质量，附加价值以及技术与资本含量的不断提高，才能带动产业结构的不断优化和升级，进而实现在新的增长方式下的可持续的经济增长。否则，如果优先发展起来的地区仍然依靠原有产业结构以及出口产品的数量增长，必然形成与内地争上相同产业，重复建设，自相竞争的局面，这种粗放型、数量型的增长方式显然是没有出路的。