对外开放、贸易成本与中国制造业聚集，本文主要内容关键词为：对外开放论文,中国制造业论文,成本论文,贸易论文，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。
1978年改革开放以来，特别是进入21世纪后我国迅速地融入全球经济，并且实现了持续快速的增长。我国制造业布局也呈现出显著的空间聚集态势，各行业的平均基尼系数从1990年的0.494增加到2003年的0.606；制造业重心明显东移，除烟草加工业和交通运输设备制造业以外，大多数制造业行业均高度聚集于东部沿海地区的粤、苏、浙、鲁、沪等5个沿海省份。沿海地区出口贸易、FDI和制造业三大聚集，在一定程度上反映了国际贸易和国外市场与国内制造业区位变迁之间的内在联系。
本文将在新经济地理分析框架下建立一个三区域两部门模型，通过参数模拟的方法考察开放经济背景下经济系统的内生力量如何决定制造业的空间分布模式；结合改革开放以来我国制造业聚集的实际，利用工资方程构建计量分析模型，检验外部市场潜力变化对我国制造业聚集的影响，揭示基于出口的制造业聚集的特殊性和发展趋势，为我国区域协调发展提供针对性的解决思路和办法。
一、开放经济下的国内制造业布局理论模型
开放经济下国内制造业聚集涉及多方面的影响因素，为简化分析，本文在理论部分抽象掉了区域之间在要素禀赋、技术水平等方面的差异，主要考察贸易成本的变化对国内制造业布局的影响。这里的贸易成本是广义的：国内贸易成本既包括有形的运输成本，也包括地方保护引起的贸易壁垒等因素；对外贸易成本除了天然的海运运输距离，还包括中央政策对沿海地区的倾斜和扶持以及各种管制的放松。
（一）基础模型与均衡条件
假定经济中只包括三个区域两个部门，区域0（国外地区），区域1（东部沿海）和区域2（中西部内陆）相互间能进行商品贸易，但劳动力只能在国内两地间流动；两部门分别生产农产品和制成品，生产要素分别为农业劳动力和制造业工人。假设制成品生产具有劳动密集型特征，故不考虑人均资本量的差异。国外的情况是外生决定的，假设它拥有农业劳动力L[,A0]和制造业工人L[,0]；国内两地区的农业劳动力份额分别为L[,A1]和L[,A2]，制造业的劳动力分别为满足L[,1]和L[,2]，选择适当单位使国内产业工人总数标准化为1，区域1的产业工人份额为λ，则L[,2]＝1－λ。
假设农业部门提供同质产品，规模收益不变且完全竞争，农产品在区域间的交易无需成本，那么各地区的价格相等，
r，s＝0，1，2 （1）
生产方面，假设包括固定投入α和边际投入β，则对于产量q有：ι＝α＋βq。采取迪克希特（Dixit）和斯蒂格里茨（Stiglitz）的垄断竞争框架[1]，厂商定价策略为边际成本加成定价，均衡时利润为零，因此企业的产出q[,r]和企业数量n[,r]为：
（2）
1.短期均衡。假定短期内劳动力空间分布固定，根据产品市场出清和零利润条件得到工资方程：
r，s＝0，1，2 （3）
式中Y[,r]表示区域r的总收入，包括本区域工人的工资收入和农民的劳动收入，即：
G表示各个区域消费所有地区生产的制成品的价格指数，即：
r，s＝0，1，2 （5）
接近大市场的企业能够支付更高的工资，因此一旦出现一个区域间非对称冲击导致劳动力流动，市场效应将吸引更多的企业和劳动力聚集；另一方面，在制造业劳动力或企业大量集中的地区，企业之间争夺消费者的竞争会更加激烈，工人的名义工资降低，因此竞争效应成为企业和劳动力向外围扩散的力量。短期均衡将取决于聚集力与分散力的强弱对比。
2.长期均衡。长期中，工人在区域间的流动取决于两个区域的实际工资。由于制成品消费在工人的支出中只占μ，考虑到相对于城市规模而言的拥塞成本，则两地区的制造业实际工资方程为：
（6）
式中，（1－λ）[δ]和λ[δ]分别表示两个地区的拥塞成本，即其他条件不变的情况下，某地区人口增加会导致该地区工人的实际工资水平下降。劳动力根据实际工资的差异在国内两个地区之间流动，即：
长期均衡条件下，劳动力不再发生转移，即
＝0。根据（6）式，区域价格指数随着本地制造业份额的增大而下降，在名义收入相同的情况下，价格指数下降意味着实际收入水平的提高，从而使该区域更具有吸引力，因此价格指数效应是导致制造业聚集的另一种力量。
（二）对外贸易成本变化与均衡的稳定性
如前所述，最终决定模型长期均衡状态的力量包括国内市场效应、价格指数效应和竞争效应。那么对外经济开放将如何影响制造业在国内两个地区间的配置？由工资和价格指数方程（3）、方程（5）、方程（6）可知，随着对外贸易成本降低，巨大的外部市场构成总需求的重要部分，会相对削弱国内市场效应和价格指数效应在制造业布局中的作用，导致产业向外围地区扩散；另一方面，外部需求和供给增加也缓解了聚集中心在产品市场和生产要素市场上的压力，促使制造业进一步向现有的中心地区聚集。
当国内两个区域的对外贸易成本不同时，对外经济开放对这两个区域的影响也会有所不同：国外需求和供给削弱了国内市场效应和价格指数效应，但为了更好地利用国外市场，国内企业将选择布局在更靠近国外市场的地区；另一方面，国外需求和供给缓解了聚集中心的竞争压力，但为了避免来自国外企业的竞争，企业也可能偏向内陆地区选址。
（三）参数模拟分析
如前所述，对外开放对聚集力和分散力都有影响，它们将如何变化并决定系统的长期均衡状态？由于上述均衡条件难以用显函数形式表示，下面借助参数模拟（σ＝6，μ＝0.4）的方法直观地进行说明。[2]
1.假设国内两区域对外贸易成本相同。首先考察国内两个地区对外贸易成本相同的情况。为避免内部贸易成本设置影响模拟分析结果，本文将直接考察突破点的变化。如图1所示，对外贸易成本降低使U型曲线右移，特别是曲线的右半部分变动非常显著，说明对外贸易成本的降低可以使国内制造业在更高的内部贸易成本下实现聚集。但由于假定两地区对外贸易成本相同，模型不能事先预测聚集会发生在哪个地区，或者说产业聚集在哪些地区出现是由历史偶然因素决定的。
其次，从曲线左侧可以看到，对外贸易成本的降低也使得产业扩散的临界值提高。这说明，当国内市场一体化程度较高时，对外开放为国内两个地区都提供了巨大的市场，而其自身市场规模上的差异变得不再重要，制造业将从中心向外围扩散，两个地区都实现专业化生产，形成对称的空间分布状态。
图1 对外贸易成本变化对突破点的影响
2.假设国内两区域对外贸易成本不同。当国内两个区域的对外贸易成本不同时，对外经济开放对这两个区域的影响有所不同。图2模拟了沿海和内地对外贸易成本存在差异时的情形，其中所有曲线都向左偏移，曲线不再关于0.5对称。在封闭经济中，曲线（T[,01]＝3.0，T[,02]＝3.25）向右下方倾斜，表明国内制造业在长期均衡状态下分散布局，而沿海地区的制造业劳动力份额略小于内陆，说明国家采取贸易保护政策时，经济活动布局会略微偏向内陆地区。
图2 实际工资差额与制造业份额的关系，T[,12]＝1.55
随着对外开放度的提高，图2中曲线（T[,01]＝1.6，T[,02]＝1.85）转为向右上倾斜，说明工资差额随λ单调递增，聚集成为唯一的稳定均衡。由于沿海地区对外贸易成本更低，曲线明显左移，说明沿海地区发生聚集的可能性更大。显然，模型预测出聚集更容易在哪个地区发生：随着对外贸易成本降低，接近国外市场成为沿海地区的优势条件，使这一地区成为聚集中心的可能性更大；国外市场相对需求越大，沿海地区对国内产业部门的吸引力越强。
3.基于出口的制造业聚集。前述分析假设国内区际经济联系强于沿海地区的对外经济联系，本文认为这是一种正常的贸易状态。下面将分析贸易成本“扭曲”的情况：国内区际贸易成本高于沿海地区对外贸易成本。该假设的经验依据是，经济转型时期国内市场分割以及内外企业差别对待等原因往往导致企业在国内区域市场销售产品也需要支付较高的贸易成本，而通过OEM等方式进入国外市场则可以有效地规避上述不利因素的影响，支付的贸易成本更低。[3]
参数模拟的结果如图3所示，曲线（T[,01]＝1.6，T[,02]＝2.1，T[,12]＝1.75）向右下倾斜并且严重右偏，说明制造业将在国内两区域分散布局，但沿海地区所占份额将远远大于内陆地区，本文称之为“基于出口的制造业聚集”。地区间贸易壁垒的存在削弱了“国内市场效应”，制造业的集中高度依赖于国外市场需求，因而缺乏内生的聚集动力；沿海地区大量出口企业不是通过国内市场销售实现规模经济，而是以OEM为主要形式直接进入国际市场，出口贸易条件随着生产规模的扩大而日趋恶化，因而这是一种低水平的聚集状态。只有国内市场一体化与对外开放的同步深入，才能创造出内生的聚集动力，如曲线T[,01]＝1.6，T[,02]＝1.85，T[,12]＝1.55。这也意味着沿海的制造业份额会进一步扩大。当国内市场一体化程度达到很高水平而两地区对外贸易成本趋于一致时，制造业将会重新回到分散布局的状态。
图3 实际工资差额与制造业份额的关系
二、对外开放对中国制造业聚集的影响检验
（一）计量分析模型
工资方程（3）是理论模型的核心，反映了制造业聚集与分散的重要机制：对于给定的替代弹性，当邻近市场的需求旺盛，或者当进入这些市场更加容易时（贸易成本降低），该区域的工资率越高。因此，本文将工资方程作为实证检验的基础。
首先须确定贸易成本形式，令
察，因此须找到代替它的指标。由于前面假定国内的劳动力根据区域间的真实工资差异而自由流动，在均衡状态下：
（8）
式中ψ[,r]表示r地区的制造业就业占全国的份额，利用（8）式可以将G[,s]表示为ω[,s]和ψ[,s]的函数。为考察国内外市场效应的不同影响，还须将国内区域市场潜力和国外市场潜力变量分离开来，假设国外的价格指数是外生固定的，则工资方程转换为：
（9）
式中
表示国内地区对外贸易的单位贸易成本；s∈S，表示国内地区的集合；j∈J，表示国际市场的集合。
此外，由于理论分析中假定各个区域的劳动力是同质的，区域之间的工资差异完全取决于其市场潜力的大小。但现实中各区域的劳动力技能水平存在差异，高学历高技能劳动力的工资往往更高，因此地区间制造业工资率的差异也可能仅仅源自边际要素生产率的不同。由于计划经济条件下制造业职工工资可能存在刚性结构，地区间市场化程度的差异也可能影响到估计的结果。本文将引入相关的变量控制这些因素的影响。而其他一些可能影响工资分布的因素，本文假定它们随时间变化很小并采取差分的方法去除。修改后的计量模型如下，其中X表示所有控制变量的集合：
（10）
（二）估算方法与变量设定
本文采取非线性最小二乘法（NLS）进行估计，但在上述计量模型中可能存在变量的内生性问题，若直接估计将导致回归系数出现偏误。本文将采用各解释变量滞后两期作为工具变量进行两阶段估计。格兰杰检验表明，不能拒绝异方差假设，因此选择加权最小二乘算法，它按照右侧变量回归结果的残差绝对值对每个方程赋予权重，使之变成一个新的不存在异方差性的模型，然后采用最小二乘法估计参数。
变量设置方面，总支出Y用期初的区域最终消费表示。它包括了区域用于购买商品的全部消费性支出，能够较好地刻画区域需求的大小；国外总支出用期初的出口额代替。各省区之间的距离采用省会之间的公路距离而非直线距离d[,rs]，这样可以间接考虑到地形地貌的差异性。至于本地市场，取各省半径的三分之二作为内部距离d[,rr]：
（11）
海运是对外贸易中最主要的形式，从节约成本看，各省区离沿海越近就意味着越接近国外市场。本文用各省到沿海的距离近似地代替各地与国际市场的距离：对于沿海省份，即为该省的内部距离；对于内地省份，则需加上到最近沿海省份的距离。
控制变量选取国有企业占全部工业企业的比重（NOE[,t]）反映各地的市场化程度，以政府支出占GDP的比重（GOV[,t]）表示地方政府对经济的实际控制能力，以平均受教育年限作为人力资本（HC[,t]）的替代指标，以反映地区间技术生产率的差异。
（三）数据和检验结果
本文关于各省制造业平均工资、从业人员、受教育程度的数据来自历年《中国劳动统计年鉴》。由于我国自1996年起才开始对从业人员受教育程度进行系统的统计，1996年以前数据根据1990年、2000年人口普查资料以及《人口统计年鉴》1990—2003年推算。省区之间距离的数据取自《中国公路运营里程地图册》。为保持相关数据的完整性，本文将重庆和海南分别并入四川和广东，去除了西藏自治区，在空间上共有28个省区样本。
在表1中报告了估计结果，其中被解释变量分别是1994—2004年、1994—1999年、2000—2004年三个时间段的制造业平均劳动报酬。回归方程（2）中加入了NOE[,t]、GOV[,t]等控制变量。
表1 NLS回归分析主要结果
注：表中数字上标***，**，*分别表示1％，5％和10％的显著性水平，括号内数字为t统计值。
由表可见，国内和国际市场潜力的回归系数在各个时期均为正，且基本都在1％水平上显著，说明市场潜力可以解释地区间的工资差异；正如理论中预言的那样，市场潜力高的地区有更高的收入。此外，国外市场潜力的弹性系数略大于国内市场，说明国外市场潜力变动对制造业聚集的影响更大，这与我国当前过分依赖外需的状况有关。分段估计结果表明，国内外市场潜力在解释制造业聚集中的效力都明显增强，说明制造业聚集的动态演进过程中，市场效应越来越显著。
β[,4]和β[,6]反映了距离对区域工资的影响，估计结果为负数符合理论假定。回归系数的绝对值较大说明中心地的影响随距离衰减很快，各地区的制造业工资主要受临近的区域影响；距离海岸线远的地区，其名义工资受国际市场的影响很小。β[,6]的估计结果不十分显著，可能是模型假定各省单位距离对外贸易成本相同造成的。事实上，国内东中西部在交通基础设施以及观念制度上都有较大差距，这有待进一步利用细分的地理单元数据进行对比分析。
考虑到地区在市场化进程、技术生产率等方面的差异，本文在估计方程（2）中加入了一系列控制变量。加入NOE[,t]和GOV[,t]后，1990—2004年、1994—1999年两个时间段国际市场潜力的系数都略微增大，表明在去除造成工资刚性的各种因素后，国际市场潜力对聚集的解释力增强。加入人力资本变量后，国际市场潜力大幅减少（表中没有报告），原因可能是市场潜力与平均受教育年限具有内在的相关性，换言之，消费需求强劲增长的地区可能对高技术的工人更有吸引力。[4]
（四）经济转型时期制造业聚集的特殊性与发展趋势
实证分析结果说明，国外市场潜力对制造业工资空间结构的影响超过了国内区域市场。这表现为大量依赖外资和外贸的产业在东部沿海地区集中，它日益成为世界制造业基地；而地处中部的安徽、河南、湖北等省份，虽面临广阔的国内区域市场，但在利用国外市场过程中却落后许多，逐渐沦为外围。[5]
这一现象与经济转型期我国区域间相互开放滞后于沿海地区对外开放的实际有关。在分税制财政框架下，地方政府有对区外产品设置壁垒以保护本地企业的动力，加之相关法律法规不完善，国内市场一体化受到很大制约。这一方面使得我国企业无法依托国内市场发展规模经济，可能长期锁定于OEM的出口贸易方式；另一方面也导致制造业聚集缺乏内生的动力机制，容易受到国际市场冲击的影响，是一种低水平的产业聚集现象。
尽管如此，接近国外市场以及国际制造业转移仍然给予了沿海地区发展制造业的初始条件。随着国内市场一体化与对外开放的同步深入，规模收益将进一步强化东部地区的优势，继续吸引制造业聚集。计量分析结果也表明，国内外市场效应都有随时间不断增强的趋势，尤其是国内市场效应在聚集过程中将发挥愈加重要的作用。这也意味着在相当长时期内，即使东西部的某些比较优势发生变化，如政府的发展政策偏向中西部，区域经济发展和收入差距仍然将不断扩大，直到市场竞争效应构成的分散力超过了规模收益，发达地区的产业才会开始向落后地区扩散。
三、基本结论与政策建议
通过开放经济下国内制造业布局的理论分析与实证检验，本文得出以下结论：第一，贸易成本是影响制造业布局的重要因素。改革开放以来，对外贸易成本的降低及其区域差异，促进了国内制造业向沿海地区聚集。
第二，区域市场的分割削弱了“国内市场效应”，制造业的集中高度依赖于国外市场需求，因而缺乏内生的动力机制；沿海地区大量出口企业不是通过国内市场销售实现规模经济，而是以OEM为主要形式直接进入国际市场，致使出口贸易条件随着生产规模的扩大而日趋恶化，是一种低水平的聚集状态。
第三，国内外市场效应都有随时间不断增强的趋势，说明随着全面对外开放和国内市场化的推进，规模收益将进一步强化东部地区的优势，继续推动制造业向沿海地区聚集，而国内各省区间的差距在一定时期内仍然会继续扩大。
研究结论对于区域协调发展目标的政策含义在于：首先，提高内地开放程度，通过基础设施的建设和制度、观念上的转变来缩小东中西部对外贸易成本的差距，将在一定程度上缓解区域差距的进一步扩大；而西部沿边省区凭借发展边境贸易方面的区位优势，加快与周边国家的一体化进程，将促进产业在边境地区的聚集，形成经济增长新极点。
其次，消除区域市场分割等制约需求的各种因素，坚持走创造内需的道路，是实现中部崛起的关键。和沿海地区相比，中部地区在发展对外贸易方面存在天然的地理劣势；而过分依赖外需造成东部制造业低水平聚集的现实也提示我们，中部地区不能再走单纯依赖出口的发展道路。事实上，中部地区不仅本身是一个拥有3.6亿人口的巨大市场，而且中华腹地，对全国市场具有高度的可达性。把国民经济发展从过分依赖出口转移到主要依赖内需拉动的轨道上来，无疑有利于中部地区利用广阔的国内市场空间顺利实现崛起。
最后，加快国内市场一体化进程，降低国内区域间的贸易成本，还将有利于东部地区制造业发展质量的提高：大量通过OEM方式从事出口的民营企业将逐步由国际市场转向国内市场，充分依托中国巨大的国内市场需求来实现规模经济，建立企业自有品牌，然后再进入企业自有品牌的出口发展阶段，通过规模和技术上的优势提高出口产品的国际竞争力。
［基金项目］北京市教委“北京地区高等学校学科群建设项目——首都经济”。
感谢匿名评审人的审稿意见，笔者已作了相应的修改，本文文责自负。
标签：中国制造业论文; 经济模型论文; 企业经济论文; 国内经济论文; 对外贸易政策论文; 差异分析论文; 均衡生产论文; 曲线方程论文; 市场均衡论文; 国际市场论文; 经济学论文;