市场分割、FDI与外资顺差——基于省际数据的分析，本文主要内容关键词为：顺差论文,外资论文,数据论文,市场论文,FDI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。
中图分类号：F831.6 文献标识码：A 文章编号：1007-6964［2009］02-081021-0923
一、引言
自1994年以来，中国对外贸易一直保持顺差。特别是近三年，增速更是惊人。2004～2007年期间，货物贸易顺差平均以每年68.6％的速度增加。2008年1～7月累计顺差为1237.2亿美元。巨额的贸易顺差不仅使中国经济发展存在很大的潜在风险，也给中国对外经济关系平添了不少摩擦。中国对外贸易长期顺差的成因已成学术界的热点话题。我们认为，中国的贸易顺差，从根本上说，是中国全面融入国际分工体系的必然结果。必须从国际分工发展的新特点出发，从全球化演进的新趋势出发，从全球生产和贸易格局发生的根本性变化的角度，来看待和研究中国的贸易顺差问题。但同时，中国自身的问题——转型时期多种因素也一同促成了这种顺差，其中市场分割可能就是原因之一。
中国国内商品市场趋于分割还是整合，这还是一个有争议的话题。然而，不可否认的事实是，国内商品市场确实存在分割现象。在分权式改革模式（银温泉、才婉茹，2000）、分税制财政安排和特有的中国公务员晋升机制等环境下，存在滋生地方保护主义的土壤，地方政府设置壁垒、保护本地企业的行为，无疑会造成国内市场分割。市场分割导致了产出配置结构非最优损失和要素配置结构非最优损失（郑毓盛、李崇高，2003），也造成了一系列扭曲。朱希伟、金祥荣和罗德明（2005）通过将国内市场分割和边际成本与固定成本之间的反向关系引入Melitz模型，构建了一个开放经济模型，理论证明了国内市场分割导致不同生产技术的企业都首选进入国外市场，从而认为中国出口贸易的强劲增长，其实也是严重的国内市场分割导致的一种扭曲现象，企业无法依托巨大的国内需求发挥规模经济，从而被迫出口。但是，他们并未给出经验证据，仅是理论推测。市场分割果真是导致我国出口扩张的因素吗？对进口有无影响？对进出口总的影响又如何？这恰恰是本文研究的主题。
与已有的主要文献相比，本文不同之处在于经验分析方面：（1）在研究的内容上，考察了中国市场分割这一因素对贸易顺差究竟有无影响，这是以前文献所不曾有的。（2）使用了省际面板数据来研究中国的贸易顺差问题，能够反映所选解释变量水平因省际间的不同而对因变量有不同的影响，并能反映经济发展水平的差异对贸易顺差的影响。
二 计量模型的设定
本文计量模型设立的目的主要是考察中国国内市场分割是否为中国贸易顺差的影响因素之一。为此，我们分两步进行，首先分别考察市场分割因素对出口和进口的影响程度，然后再比较二者的大小，由此来判断市场分割对贸易顺差的影响方向。市场分割必然产生垄断，必然影响企业的进出口行为和区位选择等，这种影响在宏观层次上也必然有所体现。根据朱希伟、金祥荣和罗德明（2005）的结论，结合中国的实际情况，我们设立如下基本回归方程：
其中，下标i表示省份，t表示年份；export、import是被解释变量，分别表示出口和进口；segmentation是我们主要关注的解释变量，为衡量市场分割程度的指标；fdi和intrest是控制变量，fdi为外商直接投资占地区生产总值的份额，intrest表示国内利率和世界均衡利率的比值；μ是随机误差项。
我们之所以引进外商直接投资、利率等控制变量，主要基于以下考虑：首先，中国进出口贸易中，一半以上要归于外资企业，许多经验研究也表明，外资对中国的对外贸易有重要的影响。其次，利率不仅影响着投资和储蓄，从而影响着贸易差额，而且即使从跨时贸易的角度看，也是影响贸易差额的重要因素之一。如果r代表国内利率，1／（1＋r）就表示本国用现在商品来衡量的未来商品价格。如果这个价格高于世界市场均衡价格1／（1+r*），即本国利率r低于世界均衡利率r*，则本国现在商品相对便宜，未来商品相对昂贵，而世界市场上的情况则相反。按照比较优势原则，本国经济现在应向世界市场出口商品，而在未来从世界市场进口商品，这表现为本国现在的顺差和将来的逆差。中国实际利率水平比世界均衡利率低很多，为此，我们预测利率也是导致中国贸易顺差的重要因素，因而在计量模型中遗漏这些变量可能会导致回归结果存在严重的偏误。
在模型中，我们并没有引进汇率变量。自汇改以来，人民币对美元升幅累计已超过20％，但贸易顺差仍在持续扩大，对中国的经验分析（如谢建国、陈漓高，2002；王仁言，2003）也表明，从长期来看，人民币汇率与贸易差额的相关性并不十分显著，汇率的变动对贸易收支变化的解释力较小。又因利率与汇率之间相互联动，中美实际利差与人民币汇率变化率之间存在长期均衡关系（何慧刚，2008），我们已在模型中引入了利差因素，因此不再引入汇率这一变量。
三、数据来源及处理说明
关于市场分割的程度，在研究有关区域间市场整合的经验文献中，有不同的衡量角度，如Naughton（1999）和Poncet（2002）利用了省际间贸易流数据，Young（2000）从产出结构、产品绝对价格和劳动生产率角度来衡量市场整合程度，Parsley和Wei（1996、2000、2001）根据各地区间相对价格的方差变动来测度各地区内部的“边际效应”。基于相对价格法有许多优点①，我们将因循Parsley和Wei的研究思路，并参照桂琦寒、陈敏、陆铭和陈钊（2006）的具体做法，用中国相邻省份的相对价格数据来刻画市场分割的程度。将某两个相邻观测省份i、j与年份t固定，算出这两个省份在给定年份各类商品之间价格变动平均值的方差
（k是商品类别），即为i省与j省的市场分割程度指标
。与桂琦寒、陈敏、陆铭和陈钊（2006）不同的是，我们需要计算某一省与所有相邻省的总的市场分割程度，为此，我们逐一计算该省与所有相邻省的相对价格方差，并用所有相邻省份地区生产总值加权计算平均值。相对价格我们采用对数一阶差分绝对值的形式，记为
本文使用的数据有2000～2006年中国31个省、自治区和直辖市样本的面板数据，来源于2000～2007《中国统计年鉴》。其中，出口和进口数据为各地区按经营单位所在地分货物出口和进口数据；计算市场分割指标的价格数据采用分地区商品零售价格分类指数，商品种类包括食品、饮料烟酒、服装鞋帽、纺织品、家用电器及音像制材、日用品、化妆品、金银珠宝、中西药品及医疗保健用品、书报杂志及电子出版物、燃料和建筑材料及五金电料，共12大类②；外商直接投资量采用各地区外商投资企业年底投资总额数据。
相对方差的计算结果对时间绘制散点图（见图1），图中一并给出了趋势线。由图我们判断，在考察期内，中国的区域市场割据程度在减弱，各地市场呈日渐整合趋势，这和桂琦寒、陈敏、陆铭和陈钊（2006）的结果是一致的，尽管我们与其采用的原始数据有差异，他们采用的是1985～2001年28个省、自治区和直辖市9类商品的数据。
计量模型中，intrest变量计算为（1＋r*）／（1＋r）。各省实际利率r用年名义利率减去通货膨胀率，年名义利率按中国人民银行规定的一年定期存款利率进行时间加权平均，年通胀率取值于居民消费环比指数（CPI），存款利率原始数据来源于中国人民银行官方网站，CPI原始数据来源于2001～2007《中国统计年鉴》。世界市场利率水平r*无法直接获得，我们取OECD国家年度平均实际利率的GDP加权平均值，实际利率定义为名义长期政府公债利率减去消费者物价指数上涨率，所用原始数据均来自OECD官方网站。
四 计量结果及讨论
对于静态的面板数据，主要有混合回归、固定效应模型（FEM）与随机效应模型（REM）。本文一并给出了三种回归的结果，然后通过构造F统计量和豪斯曼（Hausman，1978）统计量来进行选择。从表1方程（1）的混合回归结果中我们看到，市场分割和FDI系数均在1％的显著性水平上显著。德宾－沃森值十分低，表明混合回归的设定可能有误差。当然，也可能归咎于数据存在自相关。固定效应模型与混合回归相比，尽管外商直接投资变量系数的显著性水平有所降低，但依然在5％的显著性水平上显著，且
的值相当高，德宾－沃森统计量也有显著提高，因此，我们先验地预计固定效应模型要好于混合回归。统计量的测试也证实了这一点，F＝134.6＞
，因此，在混合回归和固定效应二者之间，我们更倾向于选择后者。随机效应模型回归的结果显示，外商直接投资变量系数显著性大大降低，在10％的显著性水平下也不能显著，和固定效应模型的结果差异性较大。对外商直接投资估计量计算Hausman统计量，该检验统计量有一个渐进的
分布，其基本虚拟假设是FEM和ECM估计量没有实质上的差异。计算的结果为：
，所以模型存在个体固定效应，我们最终选择建立个体固定效应回归模型。利率的系数在三种回归中都没有通过一般显著性检验，出乎我们的预期，这表明和世界的利差并不是影响我国出口的因素，可能利差没有大到那种程度，也可能和我们采取的是静态分析而不是跨期动态分析的方法有关。
根据这一结果我们可以看出，外商直接投资是中国出口扩张的重要推动力之一，这和许多文献的结果和我们的预期是一致的。但市场分割因素估计量的符号却与朱希伟、金祥荣和罗德明（2005）的理论模型相反，表明市场分割反而使企业出口的动力减弱，他们所称的以本地市场为基础的开放经济分离均衡和以出口为基础的开放经济分离均衡在宏观层次上并没有表现出来。一个可能的解释是：尽管企业在所在地市场和本国外地分割市场的进入成本存在高于国外市场进入成本的可能，但一旦进入本地市场或本国外地分割市场后，再投入的附加成本可能很小，并能获取很高的市场垄断利润，高到足以弥补进入成本高的损失，因为不是任何企业都有支付这种高昂进入成本的能力的；市场分割的程度越大，这种垄断利润可能越丰厚，企业也就越不愿“背井离乡”出口。有理由反向推断，中国市场一体化程度的加强，才是中国企业纷纷出口的“压力”。市场一体化程度的加强，不仅降低了市场进入成本，市场垄断利润也趋于消失，而且带来了激烈的市场竞争，迫于竞争的压力，企业出口扩张自在情理之中，这或许正是中国目前正在发生的情况。
对出口方程（2）的回归，有类似进口的情形，见表2。统计量F＝153.9946＞，相比混合回归，固定效应模型更合理。统计量
，固定效应模型和随机效应模型估计结果差异较大，应该建立个体固定效应回归模型。该模型表明，外商直接投资的回归系数呈正号，即外商直接投资越多，进口就越多。外商投资的过程中，必然会带来机器设备的进口；从事加工贸易的外商投资随后还会不断地带来零部件的进口。市场分割因素的回归系数也为负，市场分割程度越小，进口越多。或许能够这样解释：进口品和进口竞争品的异质性可能较大，导致进口品在市场上有一定程度的垄断势力，尽管这种异质性可能出自消费者对“洋货”偏好的心理；市场一体化程度的提高，可能对外国出口商的垄断利润影响较小，反而使其能更多地享受大市场带来的利益。利率的系数在三种回归中也都没有通过一般显著性检验，表明和世界的利差也不是影响我国出口的因素。
从表1和表2我们最终选取的模型结果可以看出，外商直接投资对出口的正系数大于对进口的正系数，外商直接投资对出口的影响大于对进口的影响，表明外商直接投资确实是导致我国贸易顺差的重要因素之一。市场分割因素对进出口的回归系数均为负值，这意味着市场一体化程度提高，进出口均会扩张，这是符合我国经验观察的。若不是因国内市场分割，我国当前进出口的规模可能会更大。但市场分割对进口的负影响大于对出口的负影响，也就是说，其对进口的阻碍程度更大，只要市场分割存在，对净出口就会有正的影响。可见，市场分割也是导致我国贸易长期顺差的因素之一。要缩小顺差，继续深化市场化改革，促进国内统一大市场建设，降低市场分割对进口的阻碍，将不失为一种有效的策略。
五 简短结论
在分权体制和分税制财政安排下，地区间为了各自的利益和争取有利的发展机会，不可避免地会存在区域间竞争和一定程度的市场分割。本文对市场分割、FDI等因素与进出口关系进行了检验，主要得到以下几个结论：
第一，国内市场分割不是导致了我国的出口扩张，而是对出口有一定的压制作用；其对进口也有类似的影响，即对进口有一定的阻碍作用。
第二，市场分割因素对进口的阻碍程度大于对出口的压制，它是导致我国长期顺差的重要因素之一，说明我国市场化改革、国内统一市场的建设有助于缩小贸易顺差。
第三，外商直接投资不仅对出口有推动作用，对进口也有拉动作用，对出口的影响大于对进口的影响，这也是导致我国贸易顺差的重要因素。
第四，和许多对汇率因素的经验分析结果一样，和世界的利差与我国贸易差额的相关性并不显著。
注释：
① 参见桂琦寒、陈敏、陆铭和陈钊（2006）的讨论。
② 2002年商品种类划分发生了调整，因此2000和2001年家用电器及音像器材数据用家用电器数据替代，金银珠宝数据以首饰数据替代，中西药品及医疗保健用品数据以中西药品数据替代，书报杂志及电子出版物数据以书报杂志数据替代，建筑材料及五金电料数据以建筑装璜材料替代。