出口貿易的本地市場效應范文

本站小編為你精心準備了出口貿易的本地市場效應參考范文，愿這些范文能點燃您思維的火花，激發您的寫作靈感。歡迎深入閱讀并收藏。

內容摘要：

根據偏好相似理論和國家競爭優勢理論可知，本地市場需求水平也是促進一國出口貿易的重要因素之一，為了檢驗中國出口貿易的本地市場效應及該效應作用路徑的存在性，本文以中國1990-2014年數據為樣本，就不同貿易方式下中國出口貿易的本地市場效應及其作用路徑進行了實證分析。實證結果表明，對于各貿易方式而言，中國出口貿易的本地市場效應均顯著存在，且外商直接投資和技術進步是該效應得以實現的重要傳導途徑。

關鍵詞：

本地市場效應；出口貿易；傳導途徑

改革開放以來，中國出口貿易增長取得了舉世矚目的成績，貿易出口額由1978年的99.5億美元增加到2014年的2.34萬億美元，36年間增長了235倍，并于2009年超越德國，躍居世界第一大出口國。隨著中國出口貿易的快速增長，有關中國出口貿易增長的驅動因素研究備受實踐部門和學術界的關注，國內學者大都從傳統要素稟賦優勢視角來分析我國出口。然而，隨著全球價值鏈分工程度的不斷深化，傳統的勞動力和自然資源稟賦已難以繼續支撐出口的增長。鑒于出口貿易在中國經濟發展中的重要地位及國際國內經濟貿易發展形勢的新變革，探索中國出口持續增長的動力源，并構建中國出口競爭新優勢直接關系到我國由貿易大國向貿易強國轉變的成敗。近年來從理論和實證兩個角度來探討出口貿易的本地市場效應的研究逐漸活躍，盡管大多研究結論均支持了本地市場效應的存在性，但未能對本地市場效應影響出口貿易的內在機理進行深入研究。本文試圖回答以下問題：本地市場效應在我國是否存在？本地市場效應通過那些途徑影響出口貿易？

一、文獻綜述

Krugman（1980）和HelpmanandKrugman（1985）首先在不完全競爭、規模報酬遞增的理論范式下，研究發現，一國需求規模的擴大，會導致產業的集聚和產量的增加，這不僅能滿足當地市場的需求，還會導致超額產量出口。Melitz（2003）、BaldwinandOkubo（2004）在D-S壟斷競爭模型中證明了本地市場效應的存在，OkuboandRebeyrol（2006）引入規制成本構建新的模型，發現在企業異質的情況下，當規制成本非常大時，會出現本地市場效應。Larch（2003）認為在跨國公司存在的情況下，本地市場效應不是通過產業間貿易而是通過利潤匯回出現的。此外，許多學者從實證的視角展開了相關研究。DavisandWeinstein（1996）首先以OECD國家為例展開實證分析，結果發現本地市場效應的解釋力為5%，在引入市場準入因素后，DavisandWeinstein（1999）又檢驗了日本19個制造業部門，結果發現8個部門呈現本地市場效應。Schumacher（2003）利用引力模型所進行的實證分析表明22個OECD國家的許多制造業部門存在著本地市場效應。此外，還有一部分中國學者利用面板數據模型證明了在中國一些產業中本地市場效應的存在（楊汝岱，2008）由以上文獻綜述可知本地市場效應已成為解釋當今貿易發展的全新的理論視角，是促進我國對外貿易的另一個理論基礎，但是也不難發現，所有這些文獻都是基于本地市場的需求規模進行研究，而忽略了本地市場需求水平對出口貿易的影響，本文將以此為切入點，通過實證研究的方法，研究本地市場需求水平對中國出口貿易的影響。本文所指的“本地市場需求水平”是相對于“本地市場效應”中提到的本地市場需求規模而言，用本地人均市場需求規模來表示，取自國家競爭優勢中需求要素的含義：指某個行業產品或服務的國內需求性質。

二、實證分析

（一）模型設定Heckscher-Ohlin模型認為要素稟賦優勢是影響一國出口貿易的主要動因，國內許多學者對我國的出口貿易影響因素也進行了大量的研究（林毅夫、李永軍，1999），發現要素稟賦優勢是促進我國出口貿易的重要原因；同時，根據偏好相似及國家競爭優勢理論可知，本地市場需求水平同樣是影響一國出口貿易的重要因素。因此，本文借鑒邵軍和徐康寧（2009）的思路，構建了以出口貿易為因變量，要素稟賦和本地市場需求水平作為解釋變量的實證模型。其中，EXPORT表示出口額，EGDP代表本地市場需求水平，RE表示資源稟賦條件。下標i代表不同的貿易方式，具體包一般貿易出口額、加工貿易出口額和其他貿易出口額，εi為隨機擾動項。在研究出口貿易的本地市場效應存在性的模型基礎上，為研究這種效應是如何通過各種傳導途徑來實現的，本文借鑒了Rajan與Zingales（1998）的方法，利用本地市場需求水平與外商直接投資額、人均受教育水平和科技資本存量乘積項作為解釋變量對出口貿易額做回歸，如果交互項的系數顯著為正，說明模型解釋的本地市場效應的傳導途徑是有效的。

（二）變量選取與數據說明本文的變量分為三種，被解釋變量、核心解釋變量和中間傳導變量，對各變量的具體闡述如下：1.被解釋變量。本文的被解釋變量包括總出口額、一般貿易出口額、加工貿易出口額和其他貿易出口額，其中，用EXPORT來表示我國貿易總出口額；NEXPORT表示一般貿易出口額；用PEXPORT來表示加工貿易出口額；OEXPORT表示其他貿易出口額。2.核心解釋變量為要素稟賦變量和本地市場需求水平，其中，表示本地市場需求水平的指標主要有兩種，即人均消費水平和人均GDP，本文將利用人均GDP來表示本地市場需求水平，要素稟賦變量借鑒王小魯、樊綱等（2009）的研究，用人均固定資產存量來表示。3.本文的中間傳導變量為外商直接投資額、人均受教育水平和科技資本存量，外商直接投資額（FDI）為各年我國實際引進外商直接投資額；人均受教育水平（PED）是由歷年人力資本存量除以勞動年齡人口數（扣除在校學生）計算得到，人力資本存量是根據從1990年以來歷年從小學到研究生學歷的各類學校入學人數、畢業人數和退出勞動年齡的人口數計算得出，是他們的人數與受教育年限的乘積。科技資本存量（TRD）是根據逐年的研究與試驗發展經費支出以永續盤存法計算得出。本文使用的人均受教育水平和科技資本存量數據來源于王小魯、樊綱等（2009）的《中國經濟增長方式轉換和增長可持續性》一文。其他的數據均來源于《中國統計年鑒1991-2014》和《中國科技統計年鑒2014》。

（三）實證結果分析1.本地市場需求水平與中國出口之間的相關性分析。本文利用本地市場需求水平和中國出口數據分別作散點圖來初步分析本地市場需求水平與出口之間的關系，如圖1、圖2、圖3所示，圖1的縱坐標軸為一般貿易出口額的對數值，圖2的縱坐標軸為加工貿易出口額的對數值，圖3的縱坐標軸為其他貿易出口額的對數值，圖1、圖2、圖3中橫軸均為本地市場需求水平的對數值。通過對散點圖的觀察和分析可以較明顯地發現，圖1、圖2中本地市場需求水平同一般貿易出口和加工貿易間存在較強的正相關性，而圖3中顯示的本地市場需求水平同其他貿易出口之間也具有較強的正相關性，但其相關性與圖1、圖2相比稍弱一些。這些分析與本文前面的理論論述基本吻合，證實了本地市場需求水平對出口貿易有較大的促進作用。2.各變量的平穩性檢驗。由于本文研究的各變量均為時間序列數據，因此在對各變量間進行長期趨勢的協整回歸分析時必須先對數據進行平穩性檢驗，否則會產生偽回歸現象。采用ADF單位根檢驗方法對各變量時間序列數據以及其差分值進行平穩性檢驗，具體結果如表1所示。從表1可以看出各變量均為二階單整時間序列，符合進行協整回歸分析的前提條件。3.本地市場效應存在性的檢驗。利用0LS方法對表示本地市場需求水平的人均GDP和表示要素稟賦的人均固定資產存量對總貿易及其他貿易做回歸，檢驗結果如表2所示。從表2的第2列可知，本地市場需求水平對出口貿易總體上具有顯著的促進作用，人均GDP每增加1%，可促進總體出口增加3.55%，這與前文的理論闡述部分相符，證明了本地市場效應的存在性。資源稟賦變量在1%顯著性水平上負向顯著，人均固定資產每增加1%可使我國總體貿易出口減少1.41%，這說明資本要素稟賦未發揮促進作用，當前勞動力仍然是我國出口的比較優勢，是推動我國出口的重要推動力量。在對總體貿易進行分析的基礎之上，本文又對這三種貿易方式下的出口貿易進行回歸分析，發現回歸結果存在著較大的差異。表2中回歸結果第3到第5列數據顯示，在三種貿易方式下，EGDP在1%水平上均顯著，說明本地市場需求水平的出口效應都存在，但在不同貿易方式下，本地市場需求水平對出口的促進作用大小不同，其中，對其他貿易出口的促進作用最大，即人均GDP每增加1%可促進其他貿易出口增加6.16%，而對一般貿易和加工貿易的促進作用分別為0.97%和0.99%，可見，通過提高本國市場需求水平可以促進我國出口貿易的持續增長。就要素稟賦變量來看，在1%的顯著性水平之上，人均固定資產每增加1%會使其他貿易出口減少1.41%，可見在其他貿易出口的影響因素中，我國的勞動力低成本優勢發揮著重要的作用，這也符合我國以往的研究結論，但是，對于一般貿易和加工貿易出口來說，人均固定資產存量每增加1%可以促進二者分別增長0.86%和0.77%，這表明，隨著我國固定資產投資量的不斷增加，交通、通信廠房設備等基礎設施建設的不斷完善，將極大推動我國生產成本的降低和產量的增加，進而促進一般貿易和加工貿易出口量的增加。4.本地市場效應的傳導途徑。通過相關文獻分析可知，本地市場需求水平會借助于外商直接投資、人均受教育水平和技術水平來促進我國出口貿易，本文分別以一般貿易、加工貿易和其他貿易為研究對象，來分析本地市場需求水平影響出口的傳導途徑，根據方程（2）進行回歸分析，如表3所示。回歸結果表明，對于不同方式的出口貿易，交互項在1%的顯著性水平下均顯著，但是其作用大小及其作用方向存在差異，本文將對不同貿易方式的交互項對出口貿易的回歸結果進行詳細分析。第一，本地市場需求水平與外商直接投資。本地市場需求水平與外商直接投資的乘積項在1%的顯著性水平之下均為正，這表明外商直接投資是本地市場需求水平促進出口的一種重要途徑，這與前文的理論分析基本相符，但對三種貿易方式的作用大小不同，對加工貿易的促進作用最大為0.26，而對其他貿易和一般貿易的促進作用相對較小，分別為0.1和0.03。這是因為我國的出口貿易中加工貿易占據較大的比重，而在我國的加工貿易中，外資企業一直都占據主體地位，并且近些年來外資企業在中國加工貿易中的地位還在不斷提高，1999年在加工貿易企業中，外資企業所占比重為67.2%，2005年增加到83.4%，可見，我國加工貿易的快速發展主要是由于外資企業的大量進入引起，而一般貿易和其他貿易方式中外資企業所占比重則相對較低，所以受外資的影響較小，因此，實證分析的結論與我國現實的情況基本相符。第二，本地市場需求水平與技術進步。回歸結果表明，表示技術進步的變量—科技資本存量也是本地市場需求水平促進出口的重要傳導途徑之一，在1%的顯著性水平之下，本地市場需求水平與科技資本存量的乘積項均存在顯著正影響，乘積項每增加1%，能拉動其他貿易增長0.37%，對一般貿易和加工貿易的貢獻分別為0.183%、0.046%，即技術進步對其他貿易作用最大，對加工貿易影響小，因為我國的加工貿易是“兩頭在外”的貿易形式，即產品研發和營銷環節在國外進行，在國內完成加工組裝環節，而加工組裝環節主要是是勞動密集型環節，因此，豐裕的低成本勞動力是推動加工貿易發展的主要動力，而技術水平和勞動力素質的提高對我國的加工貿易的促進作用不太顯著。

而其他貿易和一般貿易主要是由國內的企業來完成，因此，本地需求水平提高會刺激國內企業不斷進行技術改進及創新，從而促進本國企業出口競爭力的提高進而我國的一般貿易和其他貿易的出口自然就會隨之快速增長。第三，本地市場需求水平與人均受教育水平。在三種方式的貿易中，本地市場需求水平和人均受教育水平的乘積項的作用并不顯著，這說明本地市場需求水平提高并沒有通過人均受教育水平這一路徑來推動我國出口的增加，究其原因，我國人均收入水平的增長幅度遠超過人均受教育水平的增長幅度，1990年到2008年，我國人均受教育水平增長了約1.33倍，而人均收入水平則增長了約13.8倍，后者增長速度明顯快于前者，導致我國人均收入水平對人均受教育水平的影響還較小。再者，我國現階段體制弊端和文化觀念的落后也是導致傳導機制失效的主要原因：首先，我國居民尤其是農村居民的受教育觀念還比較落后；其次我國各種教育法律法規還尚待進一步完善，像教育亂收費、教育資源分配不均及不平等的受教育權利等都是我國亟待解決的教育問題；最后是我國對教育的投入還不足，城鄉家庭尤其是農村家庭的受教育負擔太重，無法支付學費是制約我國人均受教育水平較低的重要原因。如果這些問題能夠得到改善和解決，這一傳導機制就能得到有效發揮。

三、結論及政策建議

本文基于我國1990-2008年的時間序列數據研究中國出口貿易的本地市場效應。首先檢驗中國出口貿易的本地市場效應是否存在，然后分析了本地市場效應影響出口的傳導途徑。通過研究本文發現：總體來看，中國出口貿易的本地市場效應主要存在于其他貿易之中，在加工貿易和一般貿易中相對較小，即本地市場需求水平的提高能有效促進其他貿易出口，而對加工貿易和一般貿易的影響能力有限。因此，我國在實行擴大內需政策時，不僅要注重國內需求規模的擴大，更要重視需求水平的整體提高，為此，國家應該不斷實行各種行之有效的政策來促進國內人均收入水平的不斷提高，縮小人均收入差距，進而使人均需求水平不斷提高，促進出口的增加。通過對本地市場效應的傳導途徑進行實證分析發現，國內人均收入水平的提高即國內人均需求水平的提高能通過外商直接投資和國內科技資本投入（技術進步）促進出口，因此要提高我國出口產品競爭力，就要進一步優化外資結構，鼓勵技術創新。而人均受教育水平并沒有達到預期傳導效果，為此，國家國家應該制定及完善各種教育法規，為我國教育健康、穩定、快速發展提供法律保障，使我國的人均受教育水平能夠與人均收入水平同步提高，進而提升我國出口貿易的本地市場效應。

作者：代鵬 單位：遼寧大學經濟學院