我國加工貿(mào)易與經(jīng)濟增長關系的實證檢驗

崔 瑋

(北京聯(lián)合大學，北京 100025)

加工貿(mào)易的飛速發(fā)展作為一種新的貿(mào)易現(xiàn)象已經(jīng)得到了理論界的高度重視。近年來，國外學者對于其產(chǎn)生的基礎、分工模式、生產(chǎn)控制模式以及對就業(yè)、工資和社會福利的影響等內容進行了研究，提出了具有一定解釋能力的理論并進行了相應的經(jīng)驗分析。國內研究文獻大多集中于對加工貿(mào)易利弊、作用的分析與評價上。對于我國加工貿(mào)易和經(jīng)濟增長之間關系的研究，已有的文獻仍然停留在定性分析和簡單的定量分析階段，缺乏有力的證據(jù)來證明我國加工貿(mào)易對經(jīng)濟增長的積極作用。

由于我國東部沿海地區(qū)與中西部在加工貿(mào)易發(fā)展規(guī)模和水平上具有較大的差異性，因此不同地區(qū)加工貿(mào)易對經(jīng)濟增長可能存在不同的影響。本文將中國分為東部、中部和西部地區(qū)，分別對各省數(shù)據(jù)進行考察，具體研究不同地區(qū)加工貿(mào)易對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響。

1 模型和數(shù)據(jù)

哈羅德—多馬模型把產(chǎn)出(Y)僅當成是資本存量(K)和勞動投入(L)的函數(shù)，即:Y=F（L，K）。新古典增長理論則將技術進步這一變量納入經(jīng)濟增長模型中，將技術進步作為經(jīng)濟增長的外生變量，把原有的產(chǎn)出模型修正為Y=F[L，K，λ]，其中，λ代表技術進步。新制度經(jīng)濟學則把制度和技術進步都視為經(jīng)濟增長的內生變量，認為制度變遷由技術進步和有關先進制度的知識等眾多因素決定，貿(mào)易是有利于知識傳播的，技術進步又是投資的函數(shù)，因而，制度變遷、技術進步、投資和對外貿(mào)易等促進經(jīng)濟增長的各要素間存在復雜的相關性。

因此，本文依據(jù)國際貿(mào)易與經(jīng)濟增長的相關理論，將促進一國經(jīng)濟增長的主要因素：勞動(L)、資本積累(K)、自然資源(N)、技術進步(λ)、社會制度環(huán)境(U)和對外貿(mào)易(X)引入生產(chǎn)函數(shù)，用一個擴展的生產(chǎn)函數(shù)來推導地區(qū)加工貿(mào)易對經(jīng)濟增長作用的回歸模型。以國內生產(chǎn)總值(GDP)作為衡量一國經(jīng)濟增長的指標，用Y代表GDP。將對外貿(mào)易分解為加工貿(mào)易（PX）與其它貿(mào)易（QX），則在開放經(jīng)濟條件下，生產(chǎn)函數(shù)可以表示為:

對生產(chǎn)函數(shù)進行全微分得到：

(2)式中 FL、FK、FN、Fλ、FU、FPX和 FQX分別代表 Y 對 L、K、N、λ、U和PX、QX的偏導數(shù)，對其兩端除以Y，可得如下方程:

將（3）式變換為以下形式：

其中，小寫字母表示相應變量的增長率，如y=dY/Y。θL、θK、θN分別表示單位產(chǎn)出中所投入的勞動、資本要素和土地等自然資源；θλ、θU表示單位產(chǎn)出中的技術進步和制度創(chuàng)新因素；θPX、θQX表示加工貿(mào)易額和其他貿(mào)易額在總產(chǎn)出中的比重。而由于在較短的時期內，自然資源、技術與制度的變化是很微弱的，因此，n、λ 和 u→0，則（4）式簡化為：

當運用面板數(shù)據(jù)進行回歸分析時，我們將（5）轉換為一般的線性面板數(shù)據(jù)模型：

式 （6）中下標i表示我國不同的省份，N為選取的省份（直轄市）總數(shù)；t則表示不同時期，T為樣本時期總數(shù)；β1it、β2it、β3it、β4it為解釋變量的參數(shù)。

在此，我們使用省級數(shù)據(jù)，運用面板數(shù)據(jù)模型對中國東、中、西部地區(qū)加工貿(mào)易與區(qū)域經(jīng)濟增長之間的關系進行研究。根據(jù)國家統(tǒng)計局的統(tǒng)計口徑，西部地區(qū)包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆12省市區(qū)。由于重慶市在1997年才成立，其統(tǒng)計資料不全。另外西藏自治區(qū)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，其大多數(shù)年份未發(fā)生加工貿(mào)易或加工貿(mào)易額非常微小。因此，本文所研究的西部各省市包括除重慶、西藏以外的10個省市區(qū)。中部地區(qū)包括：河北、山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖南、湖北、海南九個省。東部地區(qū)則包括北京、天津、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東9個省、直轄市。我們用各省（直轄市）GDP同比增長率來表示產(chǎn)出的增長，GDP增長率按可比價格計算，數(shù)據(jù)來源于各年《中國統(tǒng)計年鑒》；勞動投入用各地區(qū)年底就業(yè)人數(shù)表示，數(shù)據(jù)來源于各年《中國統(tǒng)計年鑒》“各地區(qū)按三次產(chǎn)業(yè)分年底就業(yè)人數(shù)”，勞動投入增長率根據(jù)上述各年數(shù)據(jù)計算；投資增長率則根據(jù)各年統(tǒng)計年鑒中各地區(qū)資本形成總額2計算而得；各地區(qū)加工貿(mào)易進出口額和增長率來源于《中國對外經(jīng)濟貿(mào)易統(tǒng)計匯編》；其它貿(mào)易進出口額用各年統(tǒng)計年鑒中各地區(qū)進出口商品總值（按經(jīng)營單位所在地分）與各地區(qū)加工貿(mào)易進出口商品總值相減而得，進而利用此數(shù)據(jù)計算各年其它貿(mào)易進出口增長率。數(shù)據(jù)的時間跨度從1994年至2005年。

這種方法的優(yōu)點是，只根據(jù)一口井的資料就可以確定出平面上氣水內外邊界線的作圖深度，不同人按照此方法計算會得到同樣的結果，比較客觀。誤差主要來自于兩方面的假設：一方面假設氣水過渡帶附近儲層厚度相等，另一方面假設圖3中AFE近似為直線。

2 加工貿(mào)易對各地區(qū)經(jīng)濟增長影響的實證檢驗

假定時間序列參數(shù)齊性，即參數(shù)滿足時間一致性，也就是參數(shù)值不隨時間的不同而變化，模型（6）可寫成：

在參數(shù)不隨時間變化的情況下，截距和斜率參數(shù)又可以有如下兩種假設：

H01:回歸斜率系數(shù)相同（齊性），但截距不同，即模型為：

在此，對于判斷樣本數(shù)據(jù)所符合的模型形式的方法不再詳述。經(jīng)對檢驗，應選用模型（8）擬和樣本。

此外，變截距模型又有確定效應模型和固定效應模型之分。因為我們的研究僅以樣本自身效應為條件進行分析，并不以樣本對總體效應進行推論，所以選用固定效應模型。E-views提供了 No weight（不加權）和 Cross section weights等估計方法，分別使用普通最小二乘法（OLS）和可行的廣義最小二乘法 （GLS）估計。此處經(jīng)檢驗，使用Cross section weights方法時，R2值明顯大于使用No weight方法，因此，我們選用GLS法進行回歸，以減少由于截面數(shù)據(jù)造成的異方差影響。各地區(qū)運用模型（8）回歸的結果如下：（在此省略具體回歸數(shù)據(jù)）

東部地區(qū)回歸方程：

中部地區(qū)回歸方程：

西部地區(qū)回歸方程：

3 結論和評價

由以上的回歸結果可以看出：我國東部、中部和西部地區(qū)加工貿(mào)易對于區(qū)域經(jīng)濟增長的作用具有非常明顯的差異。東部九省市加工貿(mào)易對區(qū)域經(jīng)濟增長具有較為明顯的推動作用。加工貿(mào)易額每增長10個百分點能夠帶動區(qū)域國民經(jīng)濟增長1.64個百分點。而其它貿(mào)易則對經(jīng)濟增長具有微弱的負效應。這一結果證實了加工貿(mào)易在東部地區(qū)對外貿(mào)易和國民經(jīng)濟中的重要地位。對于東部大多數(shù)省（直轄市）來說，加工貿(mào)易進出口占當?shù)赝赓Q(mào)的比重大多超過或接近50%。且這些省市加工貿(mào)易進出口額幾乎涵蓋了全國加工貿(mào)易進出口總額。2001～2006年，九省市加工貿(mào)易進出口占全國加工貿(mào)易進出口的比重一直保持在97%以上。運用面板數(shù)據(jù)模型進行擬合的結果也證實了東部地區(qū)加工貿(mào)易對區(qū)域經(jīng)濟增長的推動作用。此外，投資和勞動力的增加對于區(qū)域經(jīng)濟增長同樣具有明顯的拉動作用，且投資拉動的效果比加工貿(mào)易進出口更為顯著。

而中西部地區(qū)的回歸結果顯示，加工貿(mào)易對地區(qū)經(jīng)濟增長的作用非常微弱。西部地區(qū)與中部地區(qū)相比，加工貿(mào)易的作用更小。中部地區(qū)加工貿(mào)易每增長10個百分點拉動國民經(jīng)濟增長0.28個百分點；而西部地區(qū)加工貿(mào)易增長10個百分點僅能拉動國民經(jīng)濟增長0.13個百分點。在中西部經(jīng)濟增長促進因素中作用最為顯著的是勞動力就業(yè)的增加，特別是西部地區(qū)。其次是資本投入的增加。中部和西部地區(qū)其它貿(mào)易進出口的回歸系數(shù)幾乎都等于零，進行參數(shù)檢驗也驗證了此系數(shù)為零的假設。因此，從統(tǒng)計意義上說，其它貿(mào)易對于中西部地區(qū)國民經(jīng)濟的增長幾乎沒有任何作用，而加工貿(mào)易的作用也非常微弱。這主要是由于中西部地區(qū)對外開放和經(jīng)濟發(fā)展起步較晚，經(jīng)濟基礎薄弱，總體經(jīng)濟發(fā)展水平明顯落后于東部沿海地區(qū)。加上地理位置的劣勢，中西部地區(qū)發(fā)展加工貿(mào)易具有歷史和自然的局限性，在加工貿(mào)易發(fā)展的規(guī)模和水平上，同東部沿海地區(qū)相比都存在較大的差距，加工貿(mào)易進出口額占全國加工貿(mào)易進出口額的比重不足3%。中西部地區(qū)的經(jīng)濟仍屬于內向型經(jīng)濟，對外開放的程度仍不高，經(jīng)濟增長的動力主要來自于就業(yè)和投資的增加。

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