本地市场效应与出口贸易结构转变

1、本地市场效应与出口贸易结构转变改革开放以来，伴随着中国出口贸易量的快速增长，中国出口贸易结构也发生了深刻的转变。尤其是20 世纪 90 年代中期以后，以纺织品、服装、鞋类为代表的劳动密集型制成品出口增速放缓，在出口总额中的份额持续下降; 以电子和电气产品为代表的技术密集型制成品出现了加速增长的态势， 2004 年之后成为份额最大的出口产品 ; 以机动车辆、工程设备为代表的资本密集型制成品的份额稳步提升 ( 见图 1) 。众多学者的研究也表明，中国的出口复杂度远远超出了现有的要素禀赋和经济发展水平，其出口结构与高收入发达国家越发相似(Rodrik ,2006;Schott , 2008;Wang

2、和 Wei, 2007)。长期以来被认为具有丰裕劳 动力的中国却在大量出口高技术和高资本密集型产品，这一现象被学者们称为“中国出口贸易结构之谜”。现有文献对这一现象的解释归纳起来主要有3 点： (1) 加工贸易。中国出口的高技术产品大多数是加工贸易，中国仅仅完成了其中劳动密集型的装配环节。 (2) 外资企业。行业层面的出口复杂度与该行业的外资企业数目成正比，本土企业的出口复杂度并不高。 (3) 政策鼓励。中国通过经济技术开发区等政策鼓励了高新技术企业的发展，使其在国际市场上获得了一定竞争力(Rodrik , 2006;Wang和Wei, 2007;Xu和 Lu， 2009)。这 3个方面的解释

3、互为补充，解释了相当一部分出口贸易结构转变的原因，但归根结底还是对劳动力比较优势在出口贸易结构转变中作用的重新解读。本文强调了另一类基于规模经济的比较优势本地市场效应 (HomeMarketEffects) 在贸易结构转变中的作用。“本地市场效应”是指在一个存有规模经济和贸易成本的行业中，那些拥有相对较大国内市场需求的国家倾向于生产更多该产品，并成为该产品的净出口国 (Krugman， 1980)。具体来说，因为规模经济的存有，企业倾向于集中生产而不是在所有国家都设立工厂，以享受规模经济带来的成本下降; 因为贸易成本的存有，企业倾向于将集中生产的工厂设立在市场需求较大的地方以节约贸易成本。当一

4、个行业中的所有企业都按照这一机制进行选择时，便会形成产业集聚，产业集聚带来的成本下降和生产超常增加形成了出口竞争力，进而促进了该行业出口的增长。本地市场效应揭示了特定条件下内需与外贸之间相辅相成相互促进的关系。各行业本地市场效应的强弱决定了各行业可以在多大水准上利用我国迅速增长的国内市场需求促进出口的增长。这一差异导致了各行业出口增速的差异，进而推动了出口贸易结构的转变。已有文献也指出，传统要素禀赋比较优势已经不能完全解释中国出口取得的成就及其贸易结构的转变，而应该考虑以规模经济为标志的本地市场效应的作用 ( 江小涓， 2007; 杨汝岱， 2008; 林发勤和唐宜红， 2010) ，但这些文

5、献并没有直接检验本地市场效应在出口贸易结构转变中的作用。已有检验中国出口贸易本地市场效应的文献为本文的分析提供了诸多借鉴，并且其中一些文献在检验本地市场效应的基础模型上做了不同拓展，完善了检验技术。例如，邱斌和尹威(2010) 重点考察了加工贸易的因素 ; 许统生和涂远芬(2010) 将检验模型由双边拓展到多个国家; 钱学锋和黄云湖 (2013) 进一步考虑了市场准入效应的影响，完善了多国模型检验框架。但现有文献在使用面板数据对本地市场效应进行估计时，无一例外强调本地市场效应在行业间的差异，而假设模型估计系数对各时期是相同的。事实上，本地市场效应的存有与否不仅与行业特质紧密相连，也与相关的制度

6、和经济发展水平相关。本地市场效应带来的出口增加，首先基于产业集聚带来的生产超常增加(Davis和 Weinstein , 1996)。即使在一个本来具有规模经济的行业,纵然拥有较大的市场需求规模，但如果不具备诸如劳动力和资本的自由流动、基础设施建设、配套设施建设、相关制度环境等其他产业集聚的条件，就不会发生生产的超常增加，进而也无法观察到本地市场效应的存有。所以本地市场效应不仅存有行业层面的差异，也应该随着制度和经济的发展动态变动。那么以往文献在使用面板数据估计模型尤其当时间跨度较长时，均假定本地市场效应的系数在各个时期都是相同的不具有合理性。从图 1 中可以看出，中国出口贸易结构转变的一个关

7、键点是 20 世纪90 年代中期，那么在这个时点前后，各出口行业的本地市场效应是否也出现了转变呢？本文使用19782011年的面板数据，考察了用于检验本地市场效应的扩展引力模型是否在 1995 年前后存有结构突变，结 果证实了本文的假设。结合进一步的分时期检验结果本文发现， 1995年之后出口份额上升的技术密集型和资本密集型两大制成品行业，都发生了本地市场效应从无到有、由弱至强的关键转变; 而份额下降或者变化不大的劳动密集型制成品和资源型制成品行业，本地市场效应的变动相对于要素禀赋优势的变动则显得无关紧要。本地市场效应在不同出口行业不同时期之间的差异为中国出口贸易结构的快速转变提供了另一种解释

8、：本地市场效应作用增强的行业如技术密集型和资本密集型制成品行业，可以更加充分地利用我国迅速增长的国内市场需求，享受规模经济效益，实现出口的快速增长; 而本地市场效应较弱、要素禀赋优势作用相对更大的行业，如劳动密集型和资源型制成品行业，相对不能充分利用国内市场需求的扩张，并且随着我国劳动力比较优势的减弱出现了增速放缓的态势。两方面共同作用推动了中国出口贸易结构的快速转变。本文的研究对下述两类文献有所贡献：一是研究中国出口贸易结构的文献。本文证实了本地市场效应在中国出口贸易结构快速转变过程中的重要作用，为解释中国出口贸易结构之谜提供了新视角。二是检验本地市场效应的文献。本文基于模型结构突变的检验，

9、证实了本地市场效应不仅存有行业间的差异，而且随着经济发展水平的变化存有时间上的变动。一、文献回顾自 20 世纪 80 年代初以规模经济为标志的新贸易理论创立以来，在长达十几年的时间里，经济学家都无法回答现实中的贸易结构到底有多少可由比较优势解释，多少可以由规模经济解释。直到 Davis 和Weinstein(1996)发现Krugman(1980)提出的“本地市场效应”才成为破解这一难题的关键：在规模报酬递增和贸易成本存有的情况下，本地需求的增加会引致本地生产的超比例增加，进而带来出口的增加，即存有本地市场效应 ; 而在规模报酬不变的比较优势世界，无论贸易成本存有与否，需求的增加只会引致生产的

10、同比例或者缩小比例增加，甚至无法引致生产的增加，所以无法带来出口的增加，即不存有本地市场效应。所以对特定行业本地市场效应的检验区分了比较优势和规模经济在促进该行业出口中的相对作用。对“本地市场效应”的检验主要有两种思路：一种是检验超常需求对生产的放大作用，以 Davis和 Weinstein(1996 ， 1999)为代表 ; 另一种是采用引力模型的方法，检验出口收入弹性和进口收入弹性的相对关系，进而确定本地市场效应的存有性，以 Feenstra(1998 , 2001)、Schumacher(2003)等为代表。在第一种思路中， Davis 和 Weinstein(1996 ， 1999)做

11、了开创性的工作，他们采用一个规模报酬递增和要素禀赋相融合的实证模型，巧妙地分离了本地市场效应和要素禀赋对贸易模式的不同影响。 Davis 和Weinstein(1996)首先检验了 OECC家的制造业生产结构，结果并不支持本地市场效应。要素禀赋解释了90%的生产模式，本地市场效应仅为 5%。随后，Davis 和 Weinstein(1999) 考察了日本的区域生产结构，发现 19 个制造业部门中有8 个支持本地市场效应，这说明本地市场效应在解释区域层次上的生产结构要强于解释国家层次上的生产结构。Davis 和 Weinstein 认为原因可能有两个：一个是贸易成本，无论是运输成本还是贸易壁垒，

12、区域之间肯定低于国家之间，低贸易成本意味着在相对小的市场上保护较少; 其次，区域间要素流动性要强于国家之间，较强的要素流动性将强化本地市场效应。随着国际物流业的持续快速发展，以及全球经济一体化的进一步深入，以上两个原因都在持续弱化，越来越多的实证研究证实了本地市场效应在国家层次上的存有。第二种检验本地市场效应的思路是运用引力模型，通过检验不同行业中出口收入弹性和进口收入弹性的相对关系来检验本地市场效应的存有性。总的来说，如果在一个行业中，出口收入弹性大于进口收入弹性，说明该行业存有本地市场效应 ; 反之则不存有。代表性的论文如Feenstra(1998) 等的研究，他们发现，对生产差异化产品

13、(多为工业制成品 ) 的行业来说，在双边贸易中，出口国收入弹性大于进口国收入弹性，说明出口国的本国市场规模对该行业出口的促进作用大于进口国市场规模的拉动作用，存有本地市场效应。而对于生产同质产品 ( 多为初级产品 ) 的行业来说，结果正好相反，出口国收入弹性小于进口国收入弹性，不存有本地市场效应。 Schumacher(2003) 采用引力模型方法，运用22个OEC家25个三位数ISIC(InternationalStandardIndustrialClassification)产业的实证结果表明，很多制造业部门出现了本地市场效应，这些部门可能是资本密集型的也可能是劳动密集型的。Hanson和

14、Xiang(2004)采用倍差(Difference-in-difference) 引力模型方法检验本地市场效应，认为本地市场效应依赖于行业的运输成本。国内学者越来越多地关注到“本地市场效应”，并将其运用于中国区域经济以及对外贸易领域的研究中，取得了一系列具有启发性的成果。在实证领域，国内学者的研究大致分为以下两个层面：其一是地区层面，检验国内地区间生产与贸易的本地市场效应 ( 张帆和潘佐红，2006a; 范剑勇和谢强强， 2010; 陈健生和李文宇， 2010) ，这类研究大致沿用 Davis 和 Weinstein(1996) 的方法，但区域层面上的研究不是本文研究的重点，在此不再赘述。其

15、二是国家层面，检验中国的双边或多边贸易是否存有本地市场效应。张帆和潘佐红 (2006b) 、钱学锋和陈六傅 (2007) 分别沿用 Davis 和 Weinstein(1996) 的方法和引力模型的方法检验了中美双边贸易中的本地市场效应。许统生和涂远芬(2010) 、陈雯和李佳璐(2012) 将本地市场效应的检验拓展到了多个国家。钱学锋和黄云湖 (2013) 在多国框架下进一步考虑了市场准入效应，使得对本地市场效应的检验更为稳健。虽然探讨角度和产业细分各有不同，但这些研究都发现，近年来中国制造业出口已经出现了本地市场效应。此外，现有检验中国本地市场效应的文献对于加工贸易存有争议。邱斌和尹威 (

16、2010) 认为加工贸易以出口为导向与本国市场需求关联不高，并发现本地市场效应在一般贸易中显著，在加工贸易中不显著。钱学锋和黄云湖 (2013) 则发现无论是低加工贸易行业还是高加工贸易行业，本地市场效应都显著存有。上述差异正是因为忽视了在规模经济以外本地市场效应存有的另一个重要条件，即产业集聚。中国的加工贸易出口80%以上来自外资企业，正体现了这种全球范围的产业集聚带来生产放大进而促进出口的机制。本地市场效应与贸易方式无关，但与产业集聚紧密相连。如果加工贸易引发了产业集聚，就有本地市场效应 ; 如果加工贸易不能引发产业集聚就不具有本地市场效应。产业集聚需要考虑制度和经济发展水平等动态因素，所

17、以本地市场效应也应该随着制度和经济的发展存有动态变动。上述国家层面的文献在使用面板数据对本地市场效应进行检验时，尤其当面板数据的时间跨度较长时，忽视了模型可能在时间层面上存有结构突变的问题。本文基于模型结构突变的检验，证实了这一猜测，并进一步分时期检验了不同出口行业的本地市场效应，结果发现本地市场效应在不同出口行业从无到有、由弱至强的变化，很好地揭示了中国出口贸易结构快速转变的深层次原因。二、模型及数据模型建立及估计方法采用引力模型方法检验国家层面上的本地市场效应，关键是如何控制要素禀赋比较优势的影响。只有在恰当控制了要素禀赋比较优势对于双边贸易的影响后，才能明确分离出本地市场效应的作用。长期

18、以来，中国的出口繁荣被认为主要源于劳动力禀赋优势，所以对中国出口贸易结构中的本地市场效应进行检验时，控制要素禀赋比较优势显得尤为重要。 Bergstrand（1989） 最早在具有理论基础的引力模型中考虑了要素禀赋的作用。他在两种要素、两个产业、多个国家的框架下推导出了具有理论基础的引力模型，并通过引入人均GDPf艮好地捕捉了 H-O要素禀赋理论和规模报酬递增的新贸易理论的精髓。 Bergstrand 得出的引力模型可以表达。本文所关心的本地市场效应可以从系数（3 1和B 2的相对关系上看出来。（3 1代表出口 收入弹性，（3 2代表进口收入弹性。当（3 1B2时，说明出口国的本 国市场规模对

19、产业a 出口的促进作用大于进口国市场规模的拉动作用，产业a存有本地市场效应；当（3 1 B 2时，产业a不存有本地市场效 应。系数（3 3和B 4代表产业a的技术以及需求特性。数据来源及处理本文使用面板数据，使得传统横截面引力模型中被忽视的国家个体效应问题在很大水准上得到了解决。选取中国与 30个主要出口目的国 /地区 （澳大利亚、比利时、巴西、加拿大、法国、德国、中国香港、印度、印度尼西亚、伊朗、意大利、日本、韩国、马来西亚、墨西哥、荷兰、巴基斯坦、菲律宾、波兰、俄罗斯、沙特阿拉伯、新加坡、南非、西班牙、泰国、土耳其、英国、美国、阿联酋、越南）19782011年的数据进行检验。这30个国家（

20、地区）遍布6 大洲，涉及发达国家和发展中国家，中国对这30 个国家 （ 地区 ） 的出口量占中国出口总量的80%以上，具有较强的代表性。双边贸易数据来自NB出贸易数据库和联合国 UNcomtrade数据库。其中，19782000年 的双边贸易数据来自NB出-UN贸易数据库，为最大限度保持数据的连 贯性，19781990年的德国数据使用前西德数据，19781991年的俄 罗斯数据使用前苏联数据。20012011年的双边贸易数据来自联合国 UN-comtrade数据库。均采用SITCR ev. 2分类，并加总至3位编码使 用。本文进一步根据Lall（2000） 的贸易产品分类方法，将3 位 SIT

21、C 编码的 200 多种产品进一步划分，具体分类及代表性产品见表1。该方法综合考虑了要素禀赋和技术在贸易产品生产中的作用，并充分考虑了 发展中国家的出口特性。引力模型中涉及的其他相关数据如GDP人均GDP人口、固定资本存量和双边距离等，均来自 CEPII的引力数据库 和世界银行的WDI数据库。其中资本劳动比根据固定资本存量和总人 口两个指标计算得出。三、计量结果及分析对模型结构突变的检验中国出口贸易结构在20 世纪 90 年代中期前后发生了相当大的变化 （ 见图 1） ，这一变化很可能与本地市场效应的变动密切相关，为检验这一假设，我们以 1995 年为界对模型（2） 进行了 ChoW佥验。为进

22、一步区别模型在两个时期差异的来源，本文构造 了全模型和关键系数两个ChoW佥验。我们将不考虑结构突变的约束模 型写为（3）式，即1995年前后两个时期具有相同的系数。表 2汇报 了上述两个ChoW佥验的结果。全模型ChoW佥验的结果表明，用于检 验本地市场效应的扩展引力模型，在各个出口行业的 1995年前后都出现了显著的结构突变（ 显著性水平为95%），这说明以往使用面板数据检验本地市场效应而假设各时期估计系数相同具有不合理性。关键系数ChoW佥验的结果表明，在初级产品、资本密集型制成品和技术密集型 制成品这三大出口行业中，确定本地市场效应是否存有的关键系数发生了结构突变，这意味着本地市场效应

23、的变动在相当水准上解释了全模型的结构突变; 而在资源型制成品、劳动密集型制成品这两个出口行业中，关键系数并没有发生显著结构突变，所以全模型的结构突变可能更多来源于进出口国资本劳动比系数的变化。分时期本地市场效应检验结果及分析为进一步确定模型结构突变前后系数变动的方向与幅度，我们分时期检验了本地市场效应。估计中考虑的主要计量问题如下： (1) 数据缺失。为最大限度保留观测值、提升估计效率，本文使用非平衡面板数据估计方法应对数据缺失问题。本文的数据缺失主要是因为相关国家的统计制度造成的，与各国经贸发展水平不存有直接关系，因此可以认为数据缺失的原因是相对外生的，传统的平衡面板数据方法仍然适用。(2)

24、不可观测效应。通过Hausman佥验可知数据存有个体固定效应。(3)组内序列相关。通过 Wooldridge 的面板数据组内序列相关检验可知数据存有组内一阶自相关问题。在存有组内自相关的前提下，一阶差分(FirstDifference) 估计量比固定效应模型更为稳健，且是利用严格外生性假设的一类估计量中最有效率的。根据上述分析本文汇报了一阶差分结果，如表 3、表4所示。结果显示，所有制成品行业在19952011年间的出口收入弹性都大于进口收入弹性，显示出了本地市场效应。这与现有文献的发现一致，即近年来中国制造业出口普遍存有本地市场效应 ( 邱斌和尹威， 2010; 钱学锋和黄云湖， 2013) ，而初级产品行业始终不存有本地市场效应。结合模型结构突变的检验，本文进一步揭示出制成品行业中本地市场效应在不同时期之间的变动。首先来关注全模型和关键系数ChoW佥验都显示存有结构突变的两大部门：资本密集型制成品(MT)和技术密集型制成品 (HT) 。 1995年之后，这两大类产品在出口总额中的份额持续增加，尤其是技术密集型产品的出口份额呈现加速增长的态势。对比表4 的 (1) 、 (2) 列可以看出，资本密集型制成品行业在1995 年之前就已经显现出本地市