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對于貿易開(kāi)放發(fā)展影響研究
一、引言
自從20世紀90年代以來(lái),我國地區發(fā)展差距成了理論和實(shí)踐界關(guān)注的重要問(wèn)題之一,如圖1所示,用各省人均實(shí)際GDP變異系數衡量的地區差距除了1996—1997年出現了從0.6078到0.6014輕微的縮小和2006—2007年從0.6754到0.5849較大幅度下降外,90年代以來(lái)一直在近乎直線(xiàn)上升,我國已成為世界上地區差距最為顯著(zhù)的國家之一。而與地區差距變化趨勢相對應的另一個(gè)現象是我國的對外貿易除了在1997年亞洲金融危機和2008年美國次貸危機前后出現回落甚至負增長(cháng)之外,在這期間也一直發(fā)展十分迅速,從貿易總額來(lái)看,不到二十年的時(shí)間增長(cháng)了近30倍,而單從出口額來(lái)看,增長(cháng)了30多倍,年平均增速分別23%和27%,如果除去亞洲金融危機前后三個(gè)年份來(lái)看,年均增速可達30%以上;從貿易依存度來(lái)看,從1990年的30%上升到了2007年的67%,如圖2所示。從以上簡(jiǎn)單的描述性分析中,我們可以發(fā)現對外貿易發(fā)展與我國地區發(fā)展差距之間有著(zhù)十分類(lèi)似的變化規律,那么它們之間存在著(zhù)內在的聯(lián)系嗎?目前這方面的實(shí)證研究文獻還是比較豐富的,但是已有的實(shí)證分析也明顯存在一個(gè)不足的方面是對于貿易開(kāi)放影響我國地區發(fā)展差距的機制分析的較少,尤其是定量的分析更是鮮有。大多數分析的是外貿與我國地區發(fā)展差距之間的相關(guān)關(guān)系或外貿對我國地區發(fā)展差距的貢獻度。因而本文認為嘗試借用MarcelaGonzálezRivas(2007)的分析方法,從各個(gè)地區的要素稟賦與貿易開(kāi)放相互作用的角度定量分析貿易開(kāi)放是如何影響我國地區發(fā)展差距的依然具有一定的創(chuàng )新性和實(shí)際意義。本文其余部分是這樣安排的:第二部分是對相關(guān)理論與實(shí)證文獻的簡(jiǎn)要回顧;第三部分介紹本文應用到的理論模型;第四部分是對變量、數據和方法的說(shuō)明;第五部分是對結果的分析;第六部分是簡(jiǎn)要的結論和政策含義。
二、相關(guān)理論與實(shí)證文獻回顧
傳統的新古典經(jīng)濟增長(cháng)理論認為,在技術(shù)外生條件下,在資本規模報酬不變或遞減的規律作用下,即使地區之間沒(méi)有要素流動(dòng),沒(méi)有貿易,落后的地區其資本增長(cháng)也將會(huì )超過(guò)富裕的地區,從而最終會(huì )導致地區收入差距的收斂而不是擴大收入差距,因此傳統的經(jīng)濟理論無(wú)法解釋對外貿易發(fā)展往往與一國地區發(fā)展差距擴大相伴相隨這種特征事實(shí),轉而他們求助于內生經(jīng)濟增長(cháng)理論和新經(jīng)濟地理理論。內生經(jīng)濟增長(cháng)理論強調技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟增長(cháng)之源,而貿易則是國際技術(shù)外溢的重要渠道,但內生經(jīng)濟增長(cháng)理論也同時(shí)認為,東道國的R&D投入與人力資本狀況是影響本國技術(shù)創(chuàng )新和獲得技術(shù)外溢效應的重要條件,也即存在“門(mén)檻效應”(EatonandKortum1996,YukoKinoshita2000,ReddingandReenen2000,Xu2000,CaseliandCole-man2001,Keller2002)。那么內生經(jīng)濟增長(cháng)理論如何來(lái)分析貿易自由化與一國地區發(fā)展差距之間的關(guān)系呢?如果我們考慮到一國內部不同的地區其要素稟賦往往不是平均分布的,這樣的結果是不同的地區從對外貿易中獲益就存在不同,達到一定R&D投入和人力資本水平的地區受益多,經(jīng)濟增長(cháng)快,而沒(méi)有達到條件的地區則受益少,因此內生經(jīng)濟增長(cháng)理論一般預測貿易自由化的結果將是擴大一國地區之間的收入差距。而新經(jīng)濟地理理論對于貿易自由化與一國地區發(fā)展差距之間的關(guān)系并沒(méi)有得出一致的結論,KrugmanandLi-vasElizondo(1996)建立的三區域NEG(新經(jīng)濟地理)模型認為,在經(jīng)濟封閉時(shí),由于前向和后向聯(lián)系效應,一國國內的經(jīng)濟活動(dòng)是趨于不斷集中的,因而地區的收入差距也不斷擴大。然而當國家走向開(kāi)放時(shí),情況將發(fā)生變化,此時(shí)國內企業(yè)的投入產(chǎn)出更多地依靠國外,而與國內的聯(lián)系減弱,也就是向心集聚力將減小,同時(shí)由于國內城市集聚成本的增大,導致制造業(yè)的分布從城市向周邊地區擴散,地區收入差距將減小。而采用類(lèi)似的NEG模型,Paluzie(2001),卻得出了貿易自由化會(huì )促使地區收入差距擴大的不同結論。這兩個(gè)模型會(huì )得出不同的結論主要源自于對農業(yè)部門(mén)所作出的不同假設。Paluzie假設農業(yè)部門(mén)的投入要素(如勞動(dòng)力等)相對制造業(yè)而言的流動(dòng)性要差,他還假設制造業(yè)經(jīng)濟活動(dòng)的離心力來(lái)源于潛在的分散的農村市場(chǎng),因此在經(jīng)濟封閉狀態(tài)下,制造業(yè)經(jīng)濟活動(dòng)是比較分散的,地區收入差距也較小。而當一國貿易開(kāi)放,企業(yè)的投入與產(chǎn)出轉向國外市場(chǎng)時(shí),因為城市一般有著(zhù)更加便利的接近國外市場(chǎng)的條件,企業(yè)為了獲取規模效應和減少運輸成本,制造業(yè)經(jīng)濟活動(dòng)會(huì )更加集中在城市,又由于農村勞動(dòng)力不流動(dòng),貿易收益將很難傳到給農村地區,地區收入差距于是擴大。由于在理論上對貿易自由化與一國地區收入差距之間的關(guān)系存在著(zhù)不同的結論,故許多學(xué)者轉而做了許多實(shí)證研究,其中代表性的有如Giannetti(2002)研究認為歐洲一體化進(jìn)程有利于成員國之間收入差距縮小的同時(shí)卻擴大了一國內部地區間的收入差距;Rodríguez-PoseandSánchez-Reaza(2003,2000)、Hanson(1996,1997)、MarcelaGonzálezRivas(2007)等對墨西哥的研究認為,貿易自由化擴大了其地區間收入差距;PerniaandQuising(2003)以菲律賓為研究對象,實(shí)證研究也表明,貿易開(kāi)放本身并不能帶來(lái)地區的平衡發(fā)展,也就是說(shuō)不能縮小其地區收入和貧困的差距;Marjit,DandKar,S(2007)研究了印度貿易自由化對地區收入差距的影響,認為出口的州收入增長(cháng)要快,而進(jìn)口競爭州收入增長(cháng)要慢,州之間的差距因而擴大。對于中國的研究,有如Jian,Sacks&Warner(1996)分析認為因沿海地區有參與國際貿易的先天優(yōu)勢,結了1990年以后沿海地區與內陸地區之間的差距擴大和中國總體區域經(jīng)濟的發(fā)散;Hu,DapengandF(1998,2001,2002)通過(guò)模型和實(shí)證認為貿易自由化改革是1985—1994年間中國沿海與內地差距不斷擴要原因;Yao,Yudong(2000)的研究結論是對外貿易擴大了中國的省際經(jīng)濟增長(cháng)差距;XiaoboZhang&KeZhang(2003)應用Shorrocks(1982)年提出的方差分解法計算出了各種增長(cháng)要素對中國經(jīng)濟增長(cháng)地區差距的結果顯示,對外貿易是中國經(jīng)濟增長(cháng)地區差距的重要因素,其貢獻率達11.1%,僅次于資本因素;王麗娟(對貿易自由化和中國區域經(jīng)濟差距進(jìn)行了相關(guān)性分析,結果顯示二者高度相關(guān);趙偉,何莉(2007)應用德特(DeLaFunente,2003)的趨同核算框架(convergenceaccounting),分析了改革開(kāi)放后對外貿易對中國省增長(cháng)趨同與差異的貢獻,認為對外貿易是引致中國各省市勞均GDPσ發(fā)散和β發(fā)散的主要力量之一;張(2009)分析認為我國地區外貿差異與經(jīng)濟發(fā)展差距間存在長(cháng)期均衡關(guān)系,對外貿易差異是地區差距的格因,并且定性地分析了它們之間的作用機制;項衛星等(2010)研究發(fā)現,中國對外貿易在整體上擴大了中間的收入差距,但同時(shí)又是低收入省區縮小與全國收入差距的有效途徑;張銜等(2011)實(shí)證分析認為我國西部地區間對外貿易發(fā)展差異是導致地區間收入差距的重要因素。
三、貿易開(kāi)放與經(jīng)濟增長(cháng)的一個(gè)理論模型
本文設Cobb–Douglas生產(chǎn)函數有如下形式:itit-1it這就是本文的基本方程,為了利用這個(gè)方程來(lái)分析對外貿易與地區要素特征相互作用對地區發(fā)展差距所產(chǎn)生的影響,還必須對(3)式進(jìn)行一系列的變化。首先,把物質(zhì)資本存量Lnkit分成兩項,一項是直接參加生產(chǎn)的私人物質(zhì)資本存量用C表示,另一項是間接參加生產(chǎn)過(guò)程的公共資本存量,相當于公共基礎設施用I表示,因而:其中f和w為線(xiàn)性函數,對于f(LnC)函數可以表示三項,第一項為滯后一期的私人資本存量水平;第二項為收入水平和貿易開(kāi)放水平O交叉相乘項;第三項為收入水平,作為控制變量,以分析地區增長(cháng)是否存在收斂效應。這樣函數可以表示為:(其中d、r、z為線(xiàn)性函數)(5)it-此外,為了分析公共基礎設施I與貿易開(kāi)放之間的相互作用對經(jīng)濟增長(cháng)的貢獻,我們把函數表示為其與貿易開(kāi)放度O之間的交叉相乘項加上其滯后一項的基礎設施水平,因而有:其中p、q也為線(xiàn)性函數,把(6)、(5)代入(4)得:最后我們考慮技術(shù)進(jìn)步項LnAit,我們把它表示四項,第一項為貿易開(kāi)放度O與人力資本h的交叉相乘項,以分析貿易開(kāi)放與人力資本之間的相互作用對經(jīng)濟增長(cháng)的貢獻,是本文的研究變量;其余三項是依據前人的研究而引入的控制變量,一項人力資本存量,以反映人力資本對技術(shù)進(jìn)步直接和獨立的作用(Romer1986);一項是反映技術(shù)在最高水平與最低水平地區之間的擴散(NeslonandPhelps1966);一項是反映貿易對技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用(Connlloy2003),這樣技術(shù)進(jìn)步函數可表示為:
四、變量、數據與方法說(shuō)明
(9)式就是我們要估計的計量方程,因變量采用年人均實(shí)際GDP增長(cháng)率。人力資本存量h采用獲大專(zhuān)以上學(xué)歷人數占總人數的比重,如果采用在教育上的支出或入學(xué)人數占總人數的比重是不合適的,因為它們代表的是流量。對于私人資本存量C應當采用的是全部企業(yè)資本存量之和,但我國這方面的數據,特別是分省數據無(wú)法獲得,作為替代變量,本文使用分省物質(zhì)資本存量總和,1997-2000年的數據采用張軍估計的數據,2001-2007年的數據由筆者根據張軍的方法自己推算得到。技術(shù)追趕項Lnh)中的A用勞均GDP來(lái)代替,因為勞均GDP與技術(shù)水平正相關(guān),勞均GDP用地區總GDP除以全省總勞動(dòng)力。雖然采用貿易量來(lái)衡量貿易開(kāi)放程度不是一個(gè)完美的指標,因為影響貿易量的還有其他很多因素如運輸成本、世界需求等,但是如果采用其他指標如關(guān)稅率、配額等帶來(lái)的是更多的問(wèn)(RodrikandFernandez2001),因此本文貿易開(kāi)放度依然用進(jìn)出口總額除以GDP來(lái)表示,注意這里貿易開(kāi)放度是全國的開(kāi)放度,只隨時(shí)間變化不隨地區變化故采用Ot-1表示。對于公共資本存量變量I,我國同樣沒(méi)用直接可得的數據,本文根據以往研究的慣例采用公路密度來(lái)作為代理變量,公路密度等于各省公路長(cháng)度除以各省面積。我們采用固定效應模型和廣義最小二乘法來(lái)估計方程(9),以控制截面個(gè)體效應,由于所用的自變量都是滯后一期,故也可以較好地避免變量的內生性問(wèn)題。本文采用我國1997—2007年間的分省數據集,共31個(gè)省市區,所有數據均來(lái)自《中國統計年鑒1998—2008》。表1是對變量的統計性描述。
五、回歸結果分析
從表2的模型(1)回歸結果我們可以看出,貿易開(kāi)放度與人均GDP交叉相乘項的回歸系數是正的,且在1%水平上顯著(zhù),意味著(zhù)貿易開(kāi)放使發(fā)達地區(人均GDP水平高)比落后地區(人均GDP水平低)具有更高的經(jīng)濟增長(cháng)率,從而擴大地區差距。這一點(diǎn)是與Myrdal(1971)的思想相一致的,他認為貿易開(kāi)放將使地理位置和條件都優(yōu)越的發(fā)達地區更能發(fā)揮其競爭優(yōu)勢,從而擴大其與落后地區的差距。從單獨收入項來(lái)看,其回歸系數也為正,且在1%水平上顯著(zhù),表明我國地區收入水平存在著(zhù)明顯的發(fā)散現象,這與以前的一些研究結論相吻合(蔡昉,都陽(yáng)2000,沈坤榮、馬俊2002等),收入水平越高的地區增長(cháng)越快。人力資本存量與貿易開(kāi)放度交叉相乘項的系數為正,人力資本存量本身項也為正,表明在人力資本高的地區(發(fā)達地區),其在貿易開(kāi)放中受益越多,增長(cháng)也越快,具有擴大地區差距的效應,不過(guò)從統計顯著(zhù)性來(lái)看卻都不顯著(zhù)。公共基礎設施項和其與貿易開(kāi)放度交叉相乘項的系數都為正,表明基礎設施水平越高的地區(發(fā)達地區),貿易開(kāi)放將促使其具有更高的經(jīng)濟增長(cháng)率,從而擴大地區之間收入差距,雖然并不顯著(zhù)。私人資本投資項的系數都為正,且在1%水平上顯著(zhù),說(shuō)明私人投資是促進(jìn)我國經(jīng)濟增長(cháng)的重要力量,而勞動(dòng)力投入的作用并不明顯,這可以從其回歸系數雖為正,卻不顯著(zhù)看出,這些都與大多數的研究結論是相一致(沈程翔1999,劉木平,舒元2000,沈坤榮2002等)。為了檢驗結論的穩健性,我們還分別做了模型(2)、模型(3)、模型(4)的回歸分析,模型(2)是利用高中學(xué)歷以上人數占總人數的比重來(lái)作為人力資本存量指標所作的回歸,模型(3)是利用鐵路加公路的道路密度來(lái)作為公共基礎設施變量指標所作的回歸,模型(4)是剔除不顯著(zhù)的變量之后所作的回歸,從表2可以看出,其基本結論沒(méi)有改變,表明回歸結果是穩健的。以上的分析只是定性的讓我們知道,貿易開(kāi)放將使收入水平、人力資本存量水平、公共基礎設施水平高的地區比在這三個(gè)方面都相對要落后的地區受益要多,經(jīng)濟增長(cháng)要快,從而拉大地區收入之間的差距。利用上面模型(1)回歸結果我們還可以定量地來(lái)分別計算出這三個(gè)方面的效應,表3是以我國人均GDP最高的上海和人均GDP最低的貴州為例所得出的計算結果:表3中計算公式的意義是貿易開(kāi)放對地區經(jīng)濟增長(cháng)所起的作用可以分為兩個(gè)部分,一個(gè)部分是貿易開(kāi)放的直接作用s,它對所有的地區都是一樣的;另一部分是貿易開(kāi)放與各地區的收入水平、人力資本存量水平、公共基礎設施水平等特征相作用而產(chǎn)生的間接作用rLny。表3的收入效應意味著(zhù),在其他條件不變的情況下,隨貿易開(kāi)放度變化一個(gè)單位,經(jīng)濟增長(cháng)所變化的百分點(diǎn)數,其他類(lèi)似。從表3可以看到在其他條件不變的條件下,貿易開(kāi)放通過(guò)收入效應、公共基礎設施效應、人力資本效應分別可以拉動(dòng)貴州在樣本期間平均每年增長(cháng)2.78、3.66、3.04個(gè)百分點(diǎn),上海平均每年增長(cháng)4.08、3.78、3.05個(gè)百分點(diǎn),也就是說(shuō)貿易開(kāi)放的收入效應、人力資本效應、公共基礎設施效應分別使貴州比上海經(jīng)濟增長(cháng)平均每年低1.30、0.12、0.01個(gè)百分點(diǎn),貿易開(kāi)放的總效應使貴州經(jīng)濟增長(cháng)比上海平均每年低1.41個(gè)百分點(diǎn),其中貿易開(kāi)放的收入效應是主要的,占95%以上。
六、結論
本文通過(guò)對貿易開(kāi)放影響我國地區經(jīng)濟發(fā)展差距的機制的定量分析得到以下結論:(1)貿易開(kāi)放對我國所有地區的經(jīng)濟增長(cháng)都具有促進(jìn)效應,但這種促進(jìn)效應的大小與各地區的具體特征相關(guān)。對收入水平高、人力資本存量高、公共基礎設施水平好的發(fā)達地區這種作用大,而這三方面都較差的落后地區這種作用要小,因此貿易開(kāi)放在我國具有明顯的“棘輪效應”,越發(fā)達的地區受益越多,經(jīng)濟增長(cháng)越快,這是貿易開(kāi)放導致我國地區發(fā)展差距的內在機制。(2)在貿易開(kāi)放引起我國地區差距的收入水平、人力資本、公共基礎設施三種效應中,收入效應是主要的,因此應千方百計提高落后地區的經(jīng)濟發(fā)展水平,使其能從貿易開(kāi)放中受益更多。
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