行業貿易開放與行業產出波動的關系
——基于中國制造業行業數據的經驗分析

楊曉云，鄧曉霞

（重慶三峽學院經濟與管理學院，重慶 404000）

行業貿易開放與行業產出波動的關系
——基于中國制造業行業數據的經驗分析

楊曉云，鄧曉霞

（重慶三峽學院經濟與管理學院，重慶 404000）

利用1999—2010年中國制造業行業數據，采用固定效應模型探討了中國制造業行業的貿易開放度與產出波動的關系。實證結果表明：貿易開放對行業產出波動具有抑制作用。穩健性檢驗結果顯示，上述結果不受關鍵指標選取和樣本極端值的影響，且在控制了內生性問題后依然成立。最后指出：平抑產出波動是貿易開放的重要利得，我國制造業制定發展戰略時仍需積極貫徹擴大開放的思路，同時倡導多樣性的發展道路，其中產品多樣性較市場多樣性更為重要。

貿易開放；產出波動；制造業

1 研究背景

宏觀經濟波動反映了一國面臨的沖擊（規模和頻率）及其應對沖擊的能力［1］。經濟波動在多個方面影響經濟運行結果：經濟波動對長期經濟增長［2-4］和福利［5-6］有負面作用，對貧困和收入分配造成持續的不利影響［7］。自20世紀80年代以來，全球主要國家的經濟波動已大幅降低，2005年實際人均GDP增長率的標準差平均僅是1985年的60%，而貿易開放度（以貿易依存度衡量）的中位數則從1975年的48%上升至2005年的77%［8］。貿易開放度與和經濟波動幅度同期變動引發了經濟學界對兩者關系的研究興趣。

貿易開放對經濟增長的促進作用已得到廣泛的理論證明和經驗驗證。貿易開放有助于資源有效配置［9］，促進技術溢出和推動創新［10］，并提高生產率［11］。那么，貿易在推動經濟增長的過程中是否以高波動性為代價？學者們對該問題的探討尚未形成一致結論。Cavallo發現貿易開放減弱了經濟增長的波動幅度［12］。Calderón和Schmidt-Hebbe以及Haddad、Lim和Pancaro認為，對于出口結構充分多樣化（產品多樣化或市場多元化）的經濟體，貿易開放有助于平抑經濟增長的波動［8，13］。Buch、D?pke和Strotmann發現，出口狀態（與非出口企業相比）和出口占產出比重的提高降低了產出的波動性［14］。然而，di Giovanni和Levchenko發現，貿易開放提高了集聚層面的產出波動性［15-16］。Bejan認為，高開放度加劇了發展中國家的經濟波動，但抑制了發達國家的產出波動［17］。除了研究結論外，上述文獻的研究方法和研究對象不盡相同，如Calderón和Schmidt-Hebbe以及Cavallo采用跨國經濟數據［8，12］，而di Giovanni和Levchenko分析了行業數據［15］，Buch、D?pke和Strotmann則使用了德國的微觀企業數據［14］。

貿易開放是一國（尤其是小國）擴大市場規模、推動國內生產要素充分就業、彌補國內市場相對不足的有效途徑。貿易開放程度間接地與國內產出波動程度相關聯，在某些條件下甚至成為決定后者的最關鍵因素。但是，貿易開放對產出波動的影響效應并未在理論上形成定論，其影響渠道包括如下四個方面。

首先，行業的貿易開放度越高，行業產出對外部市場的依賴程度越大，外部市場的波動將對國內行業產出產生沖擊。如果該行業是本國擁有比較優勢的專業化分工行業，其國外市場份額相對較大，那么當外部沖擊發生時該行業的產出波動會更加顯著。例如，初級產品的生產高度專業化的出口國家易遭受國際市場貿易條件惡化的沖擊［1］。其次，Tornell、Westermann和Martínez認為，貿易開放通常伴隨著金融開放，而金融開放與金融脆弱性相關，因此，對于發展中國家而言，貿易開放往往意味著GDP增長具有高波動性［18］。再次，一個行業通過出口將產出分散到不同市場中，只要各市場所遭遇的不是系統性風險，產生沖擊的源泉無論是國內市場還是國外單個經濟體或地區，通過產出在不同目的地之間相互替代，貿易開放都明顯發揮著分散風險的作用。最后，產出波動對經濟沖擊的反應程度還受到投入要素的供給彈性和需求彈性的影響。例如，貿易開放通過從多源市場進口產品來補給國內要素匱乏導致的供應不足，從供給角度保證了產出的平穩增長。由此可見，貿易開放對行業產出波動的影響是客觀的，并且存在雙向抵消機制，其凈效應具有不確定性。將發展程度和市場規模不同的國家作為研究對象，可能得到不同的結論，因此對該問題的探討應有的放矢。

本文采用1999—2010年中國制造業的行業數據，驗證行業的貿易開放對行業產出波動的影響，研究結論對于我國對外貿易政策的制定具有借鑒意義。本文所選行業均為可貿易行業，與服務業相比，其產出與貿易開放具有更直接的聯系。

2 理論模型

本文引入Buch、D?pke和Strotmann［14］的理論模型來說明貿易開放程度不同的行業所面臨的沖擊類型和應對沖擊的方式不同，從而導致產出波動不同。

設國內行業i在t期的產出為Yit，所使用的國內勞動為Lit、資本為Kit，生產函數如下：

式（1）中：α表示勞動份額，0＜α＜1；At表示技術參數。該行業在國外市場的銷售份額為λi，在國內市場的銷售份額為1-λi。可將行業的利潤函數表示為：

式（2）中：ct是t期出口的單位成本；p為出口產品在t期的國內（國外）定價。短期內假定價格、出口比例和資本存量不變，則實現利潤最大化的勞動投入量可由一階條件給出：

式（6）中：cov是技術、需求與資本之間的協方差；上標∧表示增長率。式（6）表明影響行業產出波動的因素有3個：第一，開放度不同的行業具有不同的勞動需求彈性（ηD）和勞動供給彈性（ηs），從而具有不同的應對沖擊方式，因此β1、β2和β3的取值不同；第二，開放度不同的行業具有不同的國內和國外市場份額，以市場份額為權重加權平均的需求條件也不同，即σ2（ln d∧）不同；第三，國內外需求沖擊之間的相關性影響總沖擊的程度，因此具有不同開放度的行業具有不同的協方差項cov。當各國的經濟沖擊不完全相關時，開放度高的行業可通過發揮分散效應弱化產出波動。

3 實證過程

3.1 模型框架與數據說明

為了驗證貿易開放度對行業產出波動性的影響，本文建立以下計量模型：

式（7）中：下標i和t分別表示行業和時間；OUTPUTVOL表示行業產出波動；OPEN表示行業貿易開放度①與上述理論模型不同的是，實證模型中的行業的貿易開放度隨時間推移而變化。；X表示相關控制變量；α表示不可觀測的行業固定效應；ε表示隨機擾動項。

3.1.1 被解釋變量

本文采用現有文獻的標準做法［19-20］，以增速的滾動標準差（rolling standard deviation）表示被解釋變量——行業產出波動（OUTPUTVOL）。現有文獻常用的窗口期為5年或10年。考慮到數據的可得性，本文選取5年為窗口期，則行業產出增速的5年期滾動標準差為：

式（8）中：yit為行業i在t期的產出；git為行業i在t期的產出增速；為行業i在5年窗口期的平均行業產出增速，計算所用的樣本期為t-4～t，即從第t期開始向后倒推4年。

此外，本文還構造了另一個衡量行業產出波動的指標OUTPUTVOL1。構造方法為：對實際銷售產值的自然對數做HP濾波處理，再以5年為窗口期對濾波的殘差項取標準差，以消除實際銷售產值的趨勢對刻畫經濟波動的影響。

3.1.2 核心解釋變量

行業的貿易開放表現在多個方面：從國外購買中間投入品；出口產品；設立國外分支機構進行生產或銷售；外資進入。鑒于數據的可得性，本文選取行業的出口強度（EXPORT）和外資進入水平（FDI）兩個狹義的開放指標。用行業出口交貨值與行業銷售產值的比值表示行業出口強度，用行業港澳臺資本和外商資本占行業實收資本的比值表示行業外資進入水平。

3.1.3 其他控制變量

影響行業產出波動的其他因素包括：行業規模（SCALE），用行業實際銷售產值的自然對數表示，理論上行業產出波動與行業規模成反比，即小規模行業的產出波動程度大；行業資本密集度（KL），用人均固定資產的自然對數表示，即用行業固定資產與行業全部從業人員平均數的比值的自然對數表示；負債率（LEV），用負債與所有者權益的比值表示，負債率是衡量信貸市場摩擦的指標之一（負債率與信貸市場摩擦成反比），高信貸市場摩擦會提高投資的波動率［21］，因此模型中負債率系數的預期符號為負。

3.1.4 數據說明

本文所使用的1999—2010年中國制造業分行業的銷售產值、出口交貨值、固定資產、實收資本、外商資本、港澳臺資本、全部從業人員平均數、負債和所有者權益的數據源于2000—2011年歷年的《中國工業經濟統計年鑒》和《中國統計年鑒》、2004年《中國經濟普查年鑒》以及國研網工業統計數據中全部國有及規模以上非國有工業企業的主要經濟統計指標；固定資產投資價格指數、工業行業分工業生產者出廠價格指數和工業生產者出廠價格指數來源于2000—2011年歷年的《中國統計年鑒》。本文對所有數據均以1999年為基期進行平減：利用工業生產者出廠價格指數對2000—2001年各行業的銷售產值數據進行平減，利用工業行業分工業生產者出廠價格指數對2002—2010年各行業的銷售產值數據進行平減；利用固定資產投資價格指數對固定資產數據進行平減。我國標準的制造業行業為30個。由于2004年制造業行業國家統計分類標準發生變動，因此，為了保持統計口徑的一致性，本文剔除“工藝品及其他制造業”和“廢棄資源與廢舊材料回收加工業”；同時，鑒于“煙草制造業”具有高度壟斷性和高保護性，也一并剔除。最后，用于回歸分析的制造業行業共27個。主要變量說明和其描述性統計見表1。

表1 主要變量說明和描述性統計結果

本文通過Pearson檢驗和Hausman檢驗計算各變量間的相關系數。結果顯示，除了SALE與KL的相關系數值為0.68外，其他變量間的相關系數值均低于0.34。繼續考察方差膨脹因子（variance inflation factor，VIF），可得所有解釋變量的方差膨脹因子均小于3，低于經驗法則值10，因此各變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

3.1.5 面板單位根檢驗

為了避免出現偽回歸現象，本文在對面板數據進行回歸分析前首先對變量的時間序列進行單位根檢驗以驗證時間序列的平穩性。LLC檢驗、IPS檢驗和Fisher-ADF檢驗的結果見表2。由表2可知，所有變量序列為平穩序列。

3.2 估計結果

3.2.1 初步估計結果

在計量模型即式（7）中，αi是不可觀測的行業效應，無論αi與其他解釋變量是否相關，固定效應模型的估計量總是一致的。但是，當αi與其他解釋變量不相關時，隨機效應模型的估計量更好。Hausman檢驗結果在1%的顯著性水平下拒絕了固定效應模型與隨機效應模型不存在統計差異的零假設，因此固定效應模型比隨機效應模型更有效。F檢驗結果表明，固定效應模型優于混合OLS（ordinary least squares regression）模型。

表2 面板單位根檢驗結果

表3列示了固定效應模型的估計結果。分別對比第（2）列和第（3）列與第（1）列的Adj R2值可發現，行業出口強度和行業外資進入水平都對行業產出波動具有解釋力。具體而言：行業出口強度的系數值為-0.29，且在1%的顯著水平下顯著；行業外資進入水平的系數值為-0.027，且在10%的顯著水平下顯著。從系數值來看，兩者都起到了平抑行業產出波動的作用，即出口強度高或外資進入水平高的行業的產出波動幅度小。

在此基礎上，分別加入時間固定效應，以捕捉不隨個體變化的時間效應、考察宏觀經濟變動的影響，其結果報告在第（4）列和第（5）列。筆者發現，考慮了時間效應后的回歸結果仍然穩健——出口強度和外資進入水平的系數值僅發生了細微變化，其顯著性并沒有改變。

第（6）列報告了同時考慮行業出口強度和外資進入水平的回歸結果。與第（2）列和第（3）列的Adj R2值比，同時考慮出口強度和外資進入水平時的解釋力度大于分別考慮兩者時的解釋力度，出口強度和外資進入水平的系數估計值和顯著性水平均未發生變化。

第（7）列報告了在第（6）列的基礎上加入時間效應的回歸結果。可見，Adj R2略有提高，出口強度的系數值發生微弱變化，外資進入水平的系數值不變，兩者系數的顯著性均未改變。在控制變量方面，行業規模的系數估計值為負，在各列中均顯著，說明行業規模越大、產出波動越小。行業資本密集度的系數值雖為負，但與0非常接近，說明行業資本密集度對行業產出波動的影響并不明顯。負債率的系數值為負，在各列中均顯著。行業的負債率低說明行業在信貸市場上融資困難，因此投資的波動性大，從而產出波動也大，這符合理論預期。

表3 初步回歸結果

3.2.2 穩健性檢驗和內生性處理

1）穩健性檢驗。

表4中第（1）～（3）列是針對上述初步估計結果所做的穩健性檢驗的結果。

首先用銷售產值經HP濾波后殘差項5年標準差（OUTPUTVOL1）作為銷售產值增長率5年標準差（OUTPUTVOL）的替代變量，表4中的第（1）列為估計結果。可見，行業出口強度和外資進入水平的系數均通過了顯著性檢驗，兩者的系數值為負——這與初步估計結果一致，說明用銷售產值增長率5年標準差衡量行業經濟波動是合理的。其次，由于不同行業的開放度存在較大差異（見表2），為了檢驗估計結果是否受樣本極端值的影響，本文采取如下兩種做法：一是直接剔除出口強度和外資進入水平最高和最低的行業后進行回歸①分別是飲料制造業，文教體育用品制造業，皮革、毛皮、羽毛（絨）及其制品業和橡膠制品業。，該做法的缺點是會損失樣本量；二是采用“縮尾”方法，對出口強度或外資進入水平高于第98百分位數和低于第2百分位數的取值直接賦值為第98百分位數和第2百分位數的取值，然后進行回歸。相應的估計結果見表4中第（2）列和第（3）列。我們發現：采用第一種方法時所得的系數值與初始估計系數值雖有一定差距，但在顯著性水平、系數值符號上仍保持一致；采用第二種做法時所得的估計結果與初始估計結果具有高度的一致性。穩健性檢驗結果表明，本文所研究的行業開放度對行業產出波動的影響不受關鍵變量選取和樣本極端點的影響，行業出口強度和外資進入水平的提高有助于平抑行業產出波動。

表4 穩健性檢驗結果和內生性問題處理結果

2）內生性處理。

驗證行業貿易開放度與行業產出波動的關系時不能忽視內生性問題。我們用于表示貿易開放度的兩個指標中，出口強度指標可能具有內生性，行業出口強度與行業產出波動之間可能存在雙向因果關系：一方面，出口強度影響產出波動性；另一方面，產出波動性強的行業亦希望通過出口分散產出市場以抑制產出波動。同時，高產出波動性也可能導致低出口強度。如果政策制定者視出口為產出波動產生的源泉，那么在行業產出波動較高的情況下會刻意降低出口強度［22］。我們認為，外資進入水平是一個外生變量，外資進入的決策者是外方，雖然本國政策制定者或行業主導者能推動和影響這一過程，但卻不擁有主導權，并且行業產出波動性并不是影響FDI決策的主要因素。為了處理出口強度的內生性問題，本文首先在模型中納入出口強度的一階滯后項。這是因為：出口強度的當期值可能與干擾項相關，但其滯后項不會與當期干擾項相關，相應的估計結果報告在表4的第（4）列。可見，雖然出口強度的系數值有所變化，但是基本結論仍不變。此外，如果能找到出口強度的工具變量，就能用兩階段最小二乘法緩解內生性問題，并得到出口強度系數的無偏估計值。有效的工具變量需要滿足兩個條件：工具變量與內生變量相關（相關性），且與誤差項無關（外生性）。大量現有文獻采用引力模型中決定貿易量的地理因素作為貿易開放度的工具變量［23］。由于本文的研究對象不涉及多個國家或省份，因此難以利用“地理”工具變量。本文需要反映行業特征的工具變量，因此采用出口強度的滯后一期和外資進入水平作為工具變量進行面板數據的兩階段最小二乘（two-stage least square，2SLS）估計，其結果報告在表4的第（5）列②Anderson正則相關檢驗的概率值為0．00，檢驗結果顯示拒絕工具變量識別不足的原假設。使用Stock和Yogo于2005年提出的方法檢驗弱工具變量問題，檢驗結果顯示拒絕弱工具變量的原假設。采用Sargam檢驗進行過度識別檢驗，概率值為0．398，表明工具變量是外生的。。與此前的估計結果相比，2SLS估計結果中出口強度的系數絕對值變大，說明內生性問題的存在使得利用最小二乘法進行估計低估了出口對行業產出波動的抑制作用。系數值變化不明顯，說明此處的內生性問題并不嚴重①Haddad、Lim和Pancaro也認為，在分析貿易開放對行業產出波動的影響時，雖然內生性問題存在，但是它的影響不如分析貿易開放對經濟增長影響問題時那么突出［22］。。

4 簡要結論和政策建議

本文認為，貿易開放除了推動中國經濟增長、促進就業和技術進步外，還起到了平抑制造業行業的產出波動的作用。這是一種新的貿易利得來源，并為繼續保持擴大開放的政策基調奠定了理論基礎并提供了實證依據。認識到這一作用有利于我們深入理解貿易開放的意義。從實現產出平穩增長的角度看，我國制造業在制定發展戰略時仍需積極貫徹擴大開放的思路。特別是在2008年以來全球金融危機發生后，在探討中國是否對外部市場產生過度依賴的各種聲音中，對貿易開放的作用保持清醒認識顯得尤為必要。

既然行業貿易開放對行業產出波動的平抑作用源于產品和市場多樣性的風險分散作用，那么中國制造業就需要積極倡導多樣性的發展道路。從目前來看，產品多樣性較市場多樣性更重要，也更有實施難度。過去單純的出口導向可能導致高度產品專業化的發展路徑，因此政策制定者應通過多種有效途徑鼓勵企業研發創造新產品，而不是僅局限于出口現有產品。

當前關于中國貿易開放對產出波動影響的研究還極為有限，未來研究可從以下兩個方面展開：第一，引入多樣性指標，探討產品和市場的多樣性對產出波動的影響；第二，以微觀企業為研究視角，探討企業的貿易開放性對產出波動的影響。如果能將微觀企業視角與多樣性視角相結合，則研究結論將更具有意義。

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Relationship between Industrial Trade Openness and Output Fluctuation：Evidence Analysis Based on Data of China's Manufacturing Sectors

Yang Xiaoyun，Deng Xiaoxia
（School of Economics and Management，Chongqing Three Gorges University，Chongqing 404000，China）

Using the data of China's manufacturing sectors during 1999-2010，this paper explores the relationship between sector's trade openness and output volatility.The empirical result indicates that trade openness could alleviate output volatility.The alleviation result shows that the above empirical result is not affected by the selection of key indicators and the extreme value of sample，and is still tenable after controlling endogenous problem.It points out as follows：stabilizing output fluctuation is another important trade gain；China's manufacturing sectors still need to follow out the thinking of expanding opening-up actively and the development road when making the development strategy，and the diversity of products is more important than the diversity of markets.

trade openness；output fluctuation；manufacturing sector

F74

A

1002-980X（2014）01-0118-07

2013-10-28

楊曉云（1980—），女，四川成都人，重慶三峽學院經濟與管理學院講師，東南大學經濟管理學院博士研究生，研究方向：國際貿易理論與政策；鄧曉霞（1971—），女，重慶萬州人，重慶三峽學院經濟與管理學院副院長、教授，博士，研究方向：國際金融。