我国出口生产外溢效应的实证研究剖析

1、案例 14 我国出口生产外溢效应的实证研究一、出口对经济增长的影响：实证研究回顾经济学家对国际贸易的关注和思考，一开始就不只是局限在贸易本身，而是始终都关心国际贸 易对国民经济会产生什么作用。现在，利用计量经济学工具，更多的经济学家对对外贸易与经济增 长关系的研究从理论研究转向实证分析。粗略地看，有关出口与经济增长关系的实证研究大致分为 三类：（ 1）出口与经济增长的相关性研究； （ 2）出口与经济增长的因果关系研究； （ 3）出口对经济 增长贡献的定量研究。早期涉及国际贸易与经济发展相互关系问题的实证研究是 从运用秩相关性检验（ Rank Correlation, RC ）方法验证出口导向经

2、济增长假设（ ELG假设）开始的。Maizels（1963）运用秩相关检 验方法分析了 7个发达国家 1899-1959 年制造业出口平均增长与产出增长的关系，得出了支持 ELG 假设的结论 1。最早利用发展中国家和地区的数据验证 ELG 假设的是 Michaely（1977） ，他选取了 41 个发展中国家和地区从 1950-1973 年的数据，提出了一个国家的经济水平达到一个特定水平上时， 出口才能促进经济增长， 但他并没有指出这个经济水平具体是多少 2。 Kavoussi（1984） 运用 Spearman 等级相关系数对 73年发展中国家和地区 1960-1978年的数据， 分成低收入

3、国家和中等收入国家两组 样本分别进行了相关行检验，得出出口与经济增长都存在很强的正相关性，并认为工业制成品的出 口可以加强出口与经济增长之间的正相关性 3。这种相关分析存在的致命问题在于它只能证明出口与经济增长之间存在正相关性，但不能说明 是出口导致了经济增长，还是经济增长导致了出口。于是一些经济学家转而运用格兰杰（Granger）因果关系检验来研究两者之间的关系。 Jung and Marshall（1985） 对 37 个发展中国家和地区进行了格 兰杰（Gran ger）因果关系检验，结果只有 4个国家通过检验 。Chow（1987）对7个国家进行了因果 关系检验， 结果也只有三个国家存在

4、出口贸易与经济增长的因果关系 5。 20世 90年代才开始， 部分 学者开始关注中国出口与经济增长的关系， Kwan 与 Cotsomitis（1991） 首次因果关系检验方法研究中 国问题， 认为我国实际人均收入与出口占收入比率之间在 1952-1985 年期间存在双向因果关系 6；沈 程翔（1999）利用1977-1998年的年度数据，在一个双变量系统中进行Granger因果检验，分析了我国出口与产出之间的关系，发现存在双向的因果关系 7。这些研究结果引发了对之前大量关于出口 贸易能够促进经济增长的实证研究结果的有效性的思考。由于出口对于经济增长的贡献有明显的经济理论支持，更多的学者转而进

5、一步开始出口对经济 增长贡献的定量研究，这种研究方法大致又可分为三类，即简单的回归方程法、宏观经济模型法和 投入产出分析法。 简单的回归方程法是将经济增长作为被解释变量， 而将出口作解释变量直接回归， 这种方法由于缺乏经济理论的支持而受到广泛的批评。就宏观经济模型而言，较有代表性的为林毅 夫、李永军（ 2001 ）的研究和吴振宇（ 2004）的研究。林毅夫、李永军利用支出法宏观经济模型证 明了出口增长对经济增长具有较大的推动作用，但进口对经济具有负作用8。吴振宇根据菲德模型用面板数据分析了我国出口生产的外溢性，认为近期我国出口生产的外溢性不明显9。运用投入产出法分析外贸对经济增长的贡献当以沈利

6、生、吴振宇为代表。沈利生、吴振宇（2004）运用投入产出模型对外贸与经济增长的贡献进行了测算，结论表明出口和进口都对经济增长有一定的贡献10。菲德模型提出后，得到了广泛的应用。但菲德模型针对截面数据设立的，没有考虑外溢效应的 动态时序性，即没有考虑外溢效应的时间滞后问题，而这一忽略却使我们的研究背离了经济现象的 实际情况。我们没有理由认为出口部门的技术很快就扩散到非出口部门，非出口部门吸收出口部门 的技术应该是一个动态的过程。当然，这里所说的技术并非狭义上的技术，而是包括经营理念、管 理方法等多元因素的广义概念，因此，其外溢效应是一个动态的过程。所以，应该对传统的菲德模型进行适当的改进，使其更

7、符合经济实际情况。二、利用菲德模型测量出口生产的外溢效应吴振宇（2004）认为，有关出口对经济增长贡献的定量研究主要集中在两个问题上，其一是出 口对GDP增长贡献的大小，即一定时间内GDP增长率中有多少是由出口生产直接带来的；其二是出口生产的外溢效应，即出口生产的技术优势在多大程度上扩散到其他生产部门，也可以说出口对 国内非出口部门的生产是否具有正的外部性9。作为GDP的重要组成部分，出口的增长是对GDP的直接贡献，而出口的外溢效应是出口对经济增长的间接贡献。目前，研究出口对经济增长的间接 贡献的主要工具是菲德模型。将一国的经济分为出口和非出(1)(2)Feder模型是在巴拉萨的出口扩展生产函

8、数的基础上发展起来的。口两个部分，用公式表示为:Xt =G(KxLxJNt =F(KNLNt，Xt)Yt 二M Xt = G(KxLxJ F(KNt,LNt,Xt)其中：Y为国内总产出，N和X分别代表国内非出口部门与出口部门的产出，K是资本，L是劳动力，下标N和X分别用来表明要素是非出口部门的或是出口部门的。注意到模型中非出口部门产出函数除了受资本和劳动两投入影响外，还受到出口的间接影响（出口生产的外溢效应）。如果直接运用该模型，实际上隐含了一个假设，即出口只对当期非出口部门的产出具有外溢效应，这显然 与经验不符。事实上，出口生产的技术扩散应该是一个动态的过程，应该是逐渐扩散到非出口部门 中去

9、的。因此，对非出口部门产出函数改进如下：(3)Nt十（心丄父）其中Xt*代表时期出口部门对非出口部门的溢出因子，由于出口部门的外溢效应存在一定的时 滞，因此：nX*t 二 dXt *梯2 *2X2 W：nXt jXt_j（ 4）j=0假设出口部门的要素边际生产力要比非出口部门高 则有：、；，而且对不同的生产要素这个比率是一样的。.G_L干:L对式（2）两边求导有:dY,二 dNt dXt-KdKNt-dXt* +(1+)叫心 +(rFdLX:xtt 、 Ik Xt 、7 :L Xt.K:L(5)根据定义可知：总投资It Nt Ixt 二dKNtdKxt ；总劳动增量 dLt =dLNt +dL

10、xt ；将上两式代入（5）式有:d 二兰1七dLt dXt匚dX；（6）cK乱cXt假定出口部门的外溢因子对非出口部门的影响作用满足不变产出弹性，即：Nt =（Xt*） f（LNt,KNt）由上式可得外溢因子的边际生产率为：泻Nt*（ 7）XtXt将（7）式代入（6）式并在方程两边同时除以 Yt，可得:dY:F It:F dj:. dXt XtNt dXt*(8)=+ COrYt； KYt；:LYt1、XtYYtXt式中的外溢因子 Xt*为出口部门产出各期滞后项的加权平均，但（4）式无法进行实证检验，对此包群和赖明勇（2003）建议利用适应性预期（adaptive expectatio门）对（

11、4）式进行改进11。适应 性预期模型假设当期期望外溢因子Xt*不仅与Xt有关，而且取决于上一期的期望外溢因子Xt:Xt* - %（1 -RXt；（9）其中，0 w ：1。（9）式表明出口部门的外溢效应满足以下假设：（1）外溢效应系数随时间减弱，由（9）式容易看出当期 Xt在滞后各期的外溢效应系数按（1 -旳的比例呈几何递减;（2）当期Xt对非出口部门的长期外溢乘数为ooi1,即 （1-旳=1，因此适应性预期实质上i =0是假设外溢效应满足几何滞后条件。 对（9）式进行递归迭代，有:7i(10)Xt* - 八(1-巧 Xt4i =0将（10）代入（8）式，利用几何滞后变换可得:F dj dXt

12、Xt；:L Yt1 、Xt YtNt dXtYt Xt(11)三、模型的实际测算结果及分析利用上面的推导结果，我们可以建立如下实证方程:、YC2nNtYtYt Xt19782003年的数据由历年 中国统计年鉴整理，并折算为1978年不变价，其中2004和2005 两年的数据由国家统计局的统计年报整理。YItALt也Xt XtNt 也XtAYt i-=0.013850.062亠 0.431- -0.237-0.439 t -0.459 匸tYtYtYtXt YtYt XtYt（0.202）（0.284）（2.09）（-0.201）（0.306）（2.387）R-squared=0.641212,

13、 Adjusted R-squared=0.501515， DW=1.817569其中，括号里数值为回归系数的t统计值。比较（11）式和（12）式容易得到如下关系式：T = 1 -, , （ 13）1 - C51 _ C3 _ C5根据回归结果和（13）式，容易得到的值。二=0.541，因此期望外溢因子与出口之间存在关系式：Xt* =0.541Xt 0.459Xtj*。二值度量了当期出口部门生产的外溢效应在滞后各期的分布情况，表明当期对出口对期望外溢因子的影 响系数为0.541，进一步可计算出滞后各期的影响系数如下表：表1滞后各期出口对期望外溢因子的影响系数滞后时期-一-二二三四影响系数0.2

14、483190.113980.052320.024013由上表可知，滞后一期和二期的影响较大，但到滞后三期时，影响系数就已经变得很小了，到滞后四期只有0.024,所以可认为期望外溢因子主要受当期和滞后一期、滞后二期的出口部门产出的影响。B =0.811。可是外溢因子的边际生产率，表明在其它因素不变的情况下，出口产出每增加1%，将带动非出口部门产出增加0.811%，说明出口部门的产出对非出口部门的外溢效应为正。但是由于系数C4的t统计量仅为0.306,并不显著，说明出口部门的外溢效应并没有显著地发挥出来，这一结论与吴振宇用面板数据分析的结果基本一致，说明在改革开放的二十多年里，出口部门的技术优势

15、并没有在很大程度上扩散到非出口部门。这点可以从我国出口商品结构中找到解释。经过多年的发 展，我国已经成为对外贸易大国，但仍不是贸易强国。加工贸易出口占出口总额的比重近10年来基本上都超过50%，这与世界贸易强国一般贸易出口比重大于加工贸易出口的情况有较大的不同（见 表2）。加工贸易存在着三个严重的缺点：一是国内附加值低，替他人做嫁衣；二是国内产业联系较 弱；三是不利于培养国内劳动者的专业技能。总的来说，我国出口企业的平均技术含量不高，这点 决定了我国出口生产外溢效应不明显这一实证结果。表2 1997年一2005年我国出口贸易方式单位：%年份199719981999200020012002200

16、320042005一般贸易42.740.440.642.242.141.841.541.041.3加工贸易54.556.856.955.255.455.355.255.354.7其他2.82.82.52.62.52.93.33.74.0资料来源：海关统计19972002年各期，20032005年的数据由商务部规划财务司公布的数据进行整理匸=-0.30463。:度量了出口部门与非出口部门的边际要素生产率的差异，匸的值为负，说明出口部门的边际要素生产率低于出口部门，这一结论与我们的经验正好相反。我们通常认为出口部门 的技术水平高于非出口部门，那么其边际要素生产率也应该高于非出口部门，一些学者在使用

17、菲德 模型时一开始就做出这样的假定，如孙林认为，“出口行业由于与国外生产者和消费者发生更多的联系，从而具有较高的相对要素生产率”，吴振宇“假设出口部门的要素边际税率要比非出口部门高”。虽然； (C3)的t统计量很低，通不过显著性检验，但符号相反还是表明我们认为当然的经验往 往并不正确，即出口部门的边际要素生产率在现阶段并不比非出口部门高。当然在此我并否认菲德 先生的实证结论，但经验告诉我们，在美国所做的实证结论不一定适用中国。前面提到，我国的贸 易方式中加工贸易占了较大的比重，出口以工业制成品为主，而工业制成品技术含量低，获利能力 非常有限。通过表 3可以分析我国出口商品的比较优势，劳动密集型

18、和技能密集型产品的比较优势 明显，而资本密集型和技术密集型产品的竞争力虽然在提高，但明显处于劣势(见表3)。同时，部分出口企业为外资流入建立，外国跨国公司可以通过内部划拨价格，低价出口工业制成品，这也是 导致我国产品出口获利低的原因之一。同时，部分出口企业由于不掌握核心技术，导致利润的相当 比例为国外获得，这也是出口部门边际要素生产率不高的原因。表31995和2000年我国出口商品比较优势分析技能密集性技术密集性资源密集性 产品劳动密集性 产品产品产品19952000199520001995200019952000高比较优势产品6.279.463.592.725.134.4444.7136.6

19、0较咼比较优势产品1.232.031.031.080.440.625.134.50低比较优势产品2.791.560.8318.151.1306.853.94中性比较优势产品0.120.19000000低比较劣势产品1.472.883.725.612.771.990.440.49较咼比较劣势产品0.1400.861.890.181.211.020.46高比较劣势产品0.150.19000000合计12.1716.3120.0329.459.658.2658.1545.99资料来源：根据 (1995 , 2000年)计算所得。转引自张小蒂，李晓钟 (2002)四、基本结论及政策建议1. 基本结论(

20、1) 出口部门企业的外溢效应不明显。系数C4的t统计量仅为0.306，没有通过显著性检验。 其原因主要是由于我国出口企业长期粗放型扩张，导致技术优势不明显。(2) 出口部门企业的外溢效应有一定的时滞。滞后各期出口对期望外溢因子的影响系数为0.459,接近50%。具体来看，非出口部门的生产除受当期出口部门生产的影响外，还主要受滞后一 期和二期的影响，累积影响达到完全影响的90%。(3) 出口部门的边际要素生产率低下，甚至低于非出口部门的要素生产率，这与我们的直观感觉正好相反。说明在我国，至少在现阶段，主要由于我国出口企业的产品结构不合理，整体经济效率不高，与非出口部门相比并不处于优势。2. 政策建议(1)改善我国出口的产品结构。出口部门的边际要素生产率不高和对非出口部门