欧阳志刚(华东交通大学经济管理学院,江西南昌330013)

20世纪90年代后期,出口贸易始终是我国宏观经济保持快速稳定发展的主要推动力。例如,2006年我国GDP总量为246 619亿元,出口总额77 594.6亿元,出口总额在GDP中占比31.5%①数据来源:《中国统计年鉴》,2007。。受美国金融危机的冲击和影响,2008年下半年以后我国出口总量开始逐月下滑,经济增长速度也随之逐步下降,其中2009年前3个月的出口总量平均下降20.97%,对应GDP增长速度下滑至6.1%②出口总量数据来自中华人民共和国商务部网站http://zhs.mofcom.gov.cn/tongji.shtml,整理得到。GDP增长速度数据来自2009年第一季度中国货币政策执行报告,http://www.pbc.gov.cn/detail.asp?col=433&ID=2645。。上述数据直观地描述了我国出口贸易对GDP的直接影响,除此以外,出口贸易还通过干中学效应、示范效应、产业关联效应等途径间接影响我国的经济增长,出口贸易的这种间接效应被称为技术外溢效应。由此引出的问题是,出口贸易对我国经济增长是否存在显著的技术外溢效应?不同地区的技术外溢效应是否不同?为回答上述问题,本文借鉴现有文献中的模型设定,使用面板数据的似无关估计研究区域出口贸易对经济增长的外溢效应。

1 出口贸易技术外溢效应模型的设定

Balassa(1978)[1]在传统的C-D生产函数中直接加入一个出口变量研究出口扩张对经济增长的作用,Feder(1982)[2]对该模型进行了修正,把一国经济分成出口部门和非出口部门,以此考察出口部门和非出口部门的生产率差异和出口部门的技术外溢效应。随后,许多学者对这一模型进行了扩展和应用,本文借鉴Zhang,Felmingham(2002)[3],许和连,栾永玉(2005)[4]的模型。但由于我国不同地区的出口贸易及其在GDP中所占的比重存在较大的差异,从而可能导致出口的溢出效应因地区而不同,因此,本文以我国各省为横截面个体,将相应变量的时间序列数据进行组合而形成面板数据,以此研究出口贸易对经济增长的外溢效应及区域差异。本文以Yit表示i地区t时期的总产出,Xit表示i地区t时期出口部门产出,Nit表示i地区t时期非出口部门产出,即有

假定KXit,LXit分别表示出口部门的资本存量和劳动力数量;KNit,LNit分别表示非出口部门的资本存量和劳动力数量;由于出口部门存在外溢效应,非出口部门的产出不仅是本部门资本和劳动函数,同时也是出口部门产出的函数。基于此,出口部门、非出口部门的产出函数设定如下

分别对(1),(2),(3)式微分,可得

将(6)、(7)式分别代入(5)式,可得

Feler(1982)[2]认为,出口部门面临更激烈的竞争导致了出口企业的技术革新,从而提高了适应能力和管理效率。因此,出口部门比非出口部门有相对高的边际生产率。基于此,假定出口部门和非出口部门的边际生产率存在以下关系

其中,δ表示两部门要素边际生产率的差。若δ＞0,则出口部门生产率高于非出口部门。用(7)、(9)代入(8)式,整理可得

假定非出口部门劳动的边际产出与经济中的人均产出存在线性关系,即FL=α3(Yit/Lit),并对(10)式两边同时除以Yit,从而得到模型(11)

式中:α1=FK,表示投资的边际产出,且 α1,α2具有与传统新古典经济增长模型相同的经济意义,并预期为正。dYit/Yit表示产出增长率。dKit/Yit表示投资与产出之比;dLit/Lit表示劳动就业增长率,FX则度量了出口部门对非出口部门的外溢效应。若没有部门间的溢出效应和要素边际生产率差异,(11)式就退化为简单的新古典经济增长形式。为研究方便,继续对(11)式最后一项分解。假定出口部门的外溢效应是按照不变弹性(λ)影响非出口部门的,即:Nit=F(KNit,LNit,Xit)=(Xit)λΨ(KNit,LNit),这样就有

弹性系数λ是衡量外溢效应大小的指标。如果显著λ大于零,说明出口部门产出的增加带动了非出口部门产出的增加。把(12)代入(11)式,并加上随机干扰项εit和截距项,整理可得

由上述分析可知,参数λ反映出口部门对非出口部门技术外溢效应,参数δ反映出口部门与非出口部门的生产效率差异。若λ和δ为正,说明我国出口贸易对经济增长的具有显著的外溢效应,并且出口部门比非出口部门的生产效率高。

为反映出口贸易溢出效应的区域差异,我们将经济发展程度相近的地区混合在一起,组成东部、中部、西部区域面板数据,然后利用模型(13)分别对东部区域、中部区域、西部区域进行估计①其中东部区域定义为:北京、天津、河北、辽宁、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东和海南11个省市;中部区域定义为:黑龙江、吉林、山西、河南、湖北、湖南、江西和安徽8个省;西部区域则包括四川、云南、广西、贵州、青海、宁夏、陕西、甘肃、内蒙古和新疆10个省、市和自治区,西藏自治区缺少外资数据而没有考虑,重庆市的数据合并到四川省。。进一步,由于一国内各地区之间的经济特征具有很强的相关性和互动性,不可避免会产生横截面的依赖性。因此,若使用标准的固定效应和随机效应估计模型(13),其结论必定是无效的,基于此结论而产生的经济意义必定是扭曲的。似无关估计技术基于残差构造横截面相关矩阵,可以修正由于横截面依赖而带来的无效估计结果。因此,使用似无关方法估计我国出口贸易对经济增长的外溢效应,具有理论和现实的先进性。

计量分析中,出口和外商直接投资数据首先用相应年度的人民币兑美元的汇率换算成以人民币表示的数据。换算后的外商直接投资、出口以及固定资本形成额、GDP数据全部用各省、市、自治区的消费者价格指数(1985=100)指数平减,本文样本区间为1992—2007年,所有数据来自于相应年度的《中国统计年鉴》。

2 模型估计结果及分析

基于模型(13),运用似无关估计方法,分别对东部、中部、西部地区的面板数据进行估计,并使用Wald统计量进行假设检验,结果见表1。

表1 模型的似无关估计结果

具体来看,在东部区域,α1估计结果显著为正,说明东部区域的投资水平对经济增长率有显著的正向影响。α2的估计值反映劳动力的变化对经济增长率的影响,东部区域的(=0.219)在10%显著水平显著为正,表明在样本期内,劳动的增长对于东部区域经济增长有正向促进作用。东部区域 δ/1+δ的估计值为0.068,并且统计显著,这一结果表示东部区域的出口部门的生产率显著高于非出口部门,并且平均高7.3%(δ=0.073)。λ的估计值反映出口部门对非出口部门的技术外溢弹性,东部区域 λ的估计值为0.162,并且统计显著,即东部区域出口每增加1%,会导致非出口部门产出增加0.162%。

结合3个区域的估计结果,可以看出,我国出口对经济增长的积极影响主要通过两条途径达到。第一条途径是出口部门对非出口部门的正向技术外溢。在这条影响途径中,东部区域出口部门对非出口的技术外溢效应最大,中部次之,西部区域最小(不显著)。第二条影响途径是出口部门比非出口部门具有更高的生产率,使得出口部门能够更好地利用本部门的生产要素,从而对经济增长产生积极作用。这一结论与我国实际情况是相吻合的。例如,近年来,我国初级产品出口比重逐年下降,工业制成品出口比重逐年上升。2000年工业制成品在出口总额中所占的比重为89.8%,2006年,这一比例增至94.8%。

3 结论及注释

本文基于两部门模型,使用面板数据似无关的方法分析了我国东部、中部、西部区域出口贸易对经济增长的外溢效应,由此产生的结论可概述如下。

(1)出口对东部、中部、西部区域的经济发展的积极作用主要通过向非出口部门的技术外溢和相对更高生产效率来达到的。因此,扩大出口有利于我国生产效率和技术水平的提高。

(2)相对于东部区域,中部和西部区域出口部门的生产效率比非出口部门更高。这一结论揭示的经济意义为:通过积极推动中部、西部出口贸易的发展,把资源从中部、西部区域的非出口部门向出口部门转移,能够更好提高资源的使用效率,从而对经济增长更有利。

(3)东部区域出口部门向非出口部门的技术外溢效应较大,而中部、西部区域出口部门的技术外溢效应较小。由此所揭示的意义是:中、西部区域应进一步加强出口部门与非出口部门的联系,以便利出口部门产生技术外溢的示范效应、产业链锁效应、学习效应、传染效应渠道的通畅,充分发挥出口贸易的技术外溢效应,促进经济增长。

[1]BALASSA,B.Exports and Economic Growth:Further Evidence[J].Journal of Development Economics,1978(5):181-189.

[2]FEDER,G,On export and economic growth[J].Journal of Development Economics,1982(12):59-73.

[3]ZHANG Q,FELMINGHAM B.The role of FDI,Exports and spillover effectsin the regional development of China[J].Journal of Development Studies,2002(4):157-178.

[4]许和连,栾永玉.出口贸易的技术外溢效应:基于三部门模型的实证研究[J].数量经济技术经济研究,2005(9):103-111.