淺談全要素生產(chǎn)率對我國出口貿(mào)易影響分析

1、淺談全要素生產(chǎn)率對我國出口貿(mào)易影響分析 摘 要：利用1985-2009年全國水平的時間序列數(shù)據(jù)，在測算了全要素生產(chǎn)率的基礎(chǔ)上通過單位根檢驗、協(xié)整檢驗的方法實證分析了我國全要素生產(chǎn)率對食品加工業(yè)及機械設(shè)備制造業(yè)出口貿(mào)易的影響。研究發(fā)現(xiàn)，全要素生產(chǎn)率對食品加工業(yè)的出口貿(mào)易沒有產(chǎn)生正向的促進作用，而對機械設(shè)備制造業(yè)的出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向促進作用；同時，主要出口對象國家國民收入均促進了兩個行業(yè)的出口貿(mào)易，而有效匯率對兩個行業(yè)的出口有抑制作用。 關(guān)鍵詞：全要素生產(chǎn)率；出口貿(mào)易；有效匯率 1 引言 對外貿(mào)易在一國經(jīng)濟發(fā)展中占有非常重要的地位，出口導(dǎo)向也成為一些國家為促進經(jīng)濟發(fā)展而實施的戰(zhàn)略政策。我國自改革開

2、放初期就根據(jù)外匯資金短缺的實際國情開始實施出口導(dǎo)向型戰(zhàn)略，使我國對外貿(mào)易迅速發(fā)展，至今已成為全球第二大出口國，出口擴大的同時也有效的促進了我國經(jīng)濟的騰飛發(fā)展。但是近幾年來，受全球性金融危機、人民幣升值壓力等諸多因素影響，我國在出口總量上雖然仍保持著增長的趨勢，但增長率卻在逐年下降。 據(jù)海關(guān)總署統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，我國自2001年加入WTO后出口貿(mào)易總額從2002年的26947.9億元持續(xù)上升到2008年的100394.9億元，增長了近5倍，2009年略有下降；但增長率僅持續(xù)上升了兩年，從2003年開始連續(xù)下降，由34.66%下降到2008年的7.43%，且下降幅度持續(xù)增大，并在2009年出現(xiàn)了首次負(fù)

3、增長?？梢钥闯?，我國出口貿(mào)易正面臨著新的挑戰(zhàn)，因此研究出口貿(mào)易的影響因素從而有效的促進我國出口是十分重要的。 近幾年來，在涉及到全要素生產(chǎn)率與出口關(guān)系的文章中，大部分都集中在研究出口貿(mào)易是如何促進全要素生產(chǎn)率提高的，一些文章否定了兩者之間的促進作用，如關(guān)兵 （2009）通過各省際數(shù)據(jù)以出口增長與生產(chǎn)率關(guān)系為基礎(chǔ)，沿著新貿(mào)易理論和內(nèi)生增長理論的發(fā)展脈絡(luò)，采用完全修正最小二乘估計法綜合分析出口生產(chǎn)率的動態(tài)效應(yīng)，結(jié)果表明我國出口增長對我國全要素生產(chǎn)率的增長沒有產(chǎn)生積極的影響。同時，一些文章也肯定了兩者間的促進作用，如倪海清等（2005）通過協(xié)整分析及Granger因果分析發(fā)現(xiàn)中國的出口貿(mào)易實際上通過

4、促進技術(shù)進步和制度變遷兩方面帶動了全要素生產(chǎn)率的提高。 上述所有文章都是基于出口學(xué)習(xí)（Learning by exports）效應(yīng)角度的研究，但從出口選擇（exports-selection）效用角度研究全要素生產(chǎn)率對出口貿(mào)易影響的文章較少，且大部分都是對技術(shù)進步這個單一因素的分析。但是只從技術(shù)進步這個單一因素研究其對一國出口貿(mào)易的影響似乎顯得不夠全面，因此本文引入全要素生產(chǎn)率作為解釋變量，它既包含了技術(shù)進步的因素，同時也包括了組織創(chuàng)新、生產(chǎn)創(chuàng)新、專業(yè)化等一些不易量化的因素，研究其對出口貿(mào)易的影響將更具有說服力。同時，前文提到的所有文章中的出口貿(mào)易都是基于全國角度的數(shù)據(jù)，考慮到全要素生產(chǎn)率可能

5、會對不同行業(yè)部門產(chǎn)生不同的影響，本文擬選取食品加工業(yè)及機械設(shè)備制造業(yè)的出口貿(mào)易數(shù)據(jù)為研究對象，使實證分析更為準(zhǔn)確。 2 全要素生產(chǎn)率的測算 本文采用“索羅余值法”對全要素生產(chǎn)率進行測算，首先我們建立一個具有規(guī)模報酬約束的兩要素投入的C-D生產(chǎn)函數(shù)： 式中，Yt表示全國在第t期時的總產(chǎn)量，Lt和Kt分別表示勞動力和資本的投入量，對該生產(chǎn)函數(shù)兩邊同時取對數(shù)得到如下方程： 式中，t表示隨機誤差項，一般的，考慮該生產(chǎn)函數(shù)為規(guī)模報酬不變的，既+=1。由全要素生產(chǎn)率的定義可知,InTFPt=lnAt+t。 因此，全要素生產(chǎn)率的計算式為： 以全國為決策單位建立時間序列數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間設(shè)定為19852009年。

6、為消除價格因素的影響，方程中全國經(jīng)濟增長總量GDPt都以1985的平減指數(shù)為基期進行平減；Lt取全國年末從業(yè)人員人數(shù)；Kt的計算采用復(fù)旦大學(xué)教授張軍 （2004）的永續(xù)盤存法，公式為： 式中，表示固定資本折舊率，這里使用張軍計算出的9.6%來代替；It表示全國各年全社會固定資產(chǎn)投資總額經(jīng)固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)平減到以1985年為基期的數(shù)額，由于該指數(shù)1990年前的數(shù)據(jù)缺失，故1990年前的數(shù)據(jù)以商品零售物價總指數(shù)代替，Kt-1為上一年的資本存量，1985年的初始資本采用K（1）=I（1）/（g+）計算，I（1）為1985年的固定資產(chǎn)投資總額，g為19851900年5年間的固定資產(chǎn)投資平均增長率。

7、 以上所使用數(shù)據(jù)均來自各年中國統(tǒng)計年鑒及中宏網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。本文采用OLS方法對各參數(shù)進行估計，回歸結(jié)果 對參數(shù)和的估計結(jié)果分別為0.5992和0.2973，括號內(nèi)表示各自的標(biāo)準(zhǔn)誤，R2值為0.8728，可以看出模型的擬合優(yōu)度較高，估計整體效果不錯。 我們將估計出的參數(shù)帶入上文全要素生產(chǎn)率的推導(dǎo)公式對其進行計算，得出全國各年數(shù)據(jù)分布 可以看出，我國全要素生產(chǎn)率走勢大致可分為兩個階段，1985-1995年為上升階段，這主要得利于我國正確的實行了改革開放的政策，積極引入外資，學(xué)習(xí)國外先進技術(shù)，使得此階段經(jīng)濟飛速發(fā)展，但全要素生產(chǎn)率在到達最高峰后，從1995年開始逐年下降，2009年已下降到同1985年相

8、近的水平，同時結(jié)合現(xiàn)階段我國經(jīng)濟快速增長、投資活躍的現(xiàn)象來看，可以得出我國此輪的經(jīng)濟增長并不是依靠技術(shù)進步和改善技術(shù)與投資效率來實現(xiàn)的，而是由高人力、高資本投入來驅(qū)動的，這與我國目前粗放型的經(jīng)濟增長方式相符。下面將使用測算出的結(jié)果對食品加工業(yè)及機械設(shè)備制造業(yè)的出口貿(mào)易數(shù)據(jù)進行實證分析。 3 TFP對我國出口貿(mào)易影響的實證分析 1 跨期函數(shù)的建立及數(shù)據(jù)說明 為了研究出口貿(mào)易是由哪些因素決定的，本文假設(shè)一國的進口品與該國本土產(chǎn)品具有不完全替代性，既進出口貿(mào)易并存，同時考慮到一國的出口實際上就是它的出口對象從該國的進口量，所以可以從其他國家需求的角度考慮一國的出口貿(mào)易，因此這里我們使用國外居民對我國

9、出口產(chǎn)品的消費作為我國的出口。下面本文根據(jù)拉姆齊模型建立跨期函數(shù)。 中國出口對象國家的每個家庭單位的跨期效用函數(shù)為： 由于C（t）為中國出口對像的消費，也即等價于中國的出口，所以中國的出口函數(shù)可表示為： 這里不考慮價格指數(shù)的影響，所以把P和P*去掉；出口數(shù)據(jù)使用食品加工業(yè)及機械設(shè)備制造業(yè)的出口貿(mào)易總額來代替，分別用lnX1、lnX2表示，數(shù)據(jù)來自中宏網(wǎng)；關(guān)于函數(shù)中的Y*，根據(jù)中國海關(guān)總署網(wǎng)站顯示，我國出口對象主要集中在美國、日本、德國、韓國、荷蘭、印度、英國、意大利、臺灣和俄羅斯這10個國家或地區(qū)，但考慮到1991年蘇聯(lián)解體使剛成立的俄羅斯聯(lián)邦經(jīng)濟發(fā)展不穩(wěn)定，所以本文去除俄羅斯，使用前9個國家

10、或地區(qū)來確定函數(shù)中國外GDP的總量；匯率使用IFS（International Financial Statistics）中公布的人民幣實際有效匯率年平均值來代替，該數(shù)值上升表示本幣升值，下降則表示本幣貶值，用RE表示；g（t）使用前文測算出的全國全要素生產(chǎn)率來代替，用TFP表示。為了消除異方差的影響，這里取每項變量的對數(shù)形勢，lnX、lnY*、lnRE、lnTFP。 3.2 實證分析 （1）單位根檢驗。 為了排除偽回歸，首先必須對時間序列數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，其檢驗的方法很多，本文采用擴展的 Dickey - Fuller 檢驗，即ADF檢驗。檢驗結(jié)果 表中（C，Y，K）分別表示檢驗方程中是否

11、具有常數(shù)項，時間趨勢項及滯后期數(shù)，通過檢驗結(jié)果可以得出上述四個變量在5%的顯著水平上都是非平穩(wěn)的，其一階差分都是平穩(wěn)的，所以都是I（1）階序列。 （2）協(xié)整檢驗。 本文采用基于向量自回歸模型（VAR）的Johansen協(xié)整檢驗。我們選擇樣本數(shù)據(jù)具有明顯趨勢項及截距項，檢驗結(jié)果 （3）計量模型解釋。 從協(xié)整方程系數(shù)可以看出，在食品加工行業(yè)中，有效匯率每升值1%，其出口貿(mào)易會降低0.91%，主要出口對象國家國民收入每提高1%，其出口貿(mào)易會增長1.51%，同時全要素生產(chǎn)率的提高對其出口貿(mào)易并沒有產(chǎn)生正向促進作用，這說明以出口勞動密集型產(chǎn)品為主的食品加工行業(yè)，全要素生產(chǎn)率的提高并不能帶動其出口的增長；

12、機械設(shè)備制造行業(yè)中，有效匯率每升值1%，其出口貿(mào)易會降低0.11%，主要出口對象國家國民收入每提高1%，其出口貿(mào)易會增長1.31%，全要素生產(chǎn)率的提高對其出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向促進作用。通過兩個行業(yè)的對比我們發(fā)現(xiàn)，有效匯率和主要出口對象國家國民收入對這兩個行業(yè)的出口貿(mào)易影響效果是相同的，而全要素生產(chǎn)率對兩個行業(yè)的出口貿(mào)易影響效果相反。本文認(rèn)為這主要是由行業(yè)性質(zhì)決定的，食品加工業(yè)是典型的勞動密集型行業(yè)，該行業(yè)在生產(chǎn)過程中會投入大量勞動力，而代表技術(shù)進步的全要素生產(chǎn)率的變化對該行業(yè)的出口影響不會十分顯著，該種生產(chǎn)方式也是我國現(xiàn)階段經(jīng)濟發(fā)展中的主要方式；而機械設(shè)備制造業(yè)是一種技術(shù)密集型行業(yè)，技術(shù)投入比的

13、變化對產(chǎn)量影響較大，但從方程系數(shù)我們也注意到，在我國，全要素生產(chǎn)率對該行業(yè)的出口促進率僅為0.38%，這一點也反映出我國技術(shù)密集型行業(yè)的生產(chǎn)方式仍然是以傳統(tǒng)的中間加工環(huán)節(jié)為主，而擁有自主知識產(chǎn)權(quán)的產(chǎn)品較少，這就導(dǎo)致該產(chǎn)業(yè)鏈的研發(fā)與海外銷售環(huán)節(jié)被國外廠商所壟斷，生產(chǎn)的產(chǎn)品附加值較低。 以上就很好的解釋了為什么我國出口貿(mào)易總量在逐年增加，而增速卻在逐年下降。一方面我國仍然沿襲著高人力，高資本投入的傳統(tǒng)粗放型生產(chǎn)方式，該方式在短期內(nèi)雖然可以使產(chǎn)量大幅上升并解決部分就業(yè)問題，但隨著勞動力成本的提高以及來自其他新興國家的競爭，其優(yōu)勢將逐漸喪失；另一方面，技術(shù)密集型行業(yè)中技術(shù)進步的貢獻率不高，生產(chǎn)過多的受

14、國外技術(shù)壟斷限制。 4 政策建議 我們通過前文的分析發(fā)現(xiàn)影響出口的幾個主要因素有全要素生產(chǎn)率，實際有效匯率和國外居民收入，因此可以就這幾個方面提出建設(shè)性意見。 1 積極轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，告別“工廠思維” 我國自“九五”計劃起就提出了轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式的若干建議，經(jīng)過這十五年的發(fā)展，效果顯著，第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重從1995年的32.9%持續(xù)上升到2010年的43%，但也應(yīng)該注意到，這與發(fā)達國家70%左右的比重還差很遠。目前我國出口仍以低附加值的加工產(chǎn)品為主，而在承接國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移方面也多以產(chǎn)業(yè)鏈中的組裝環(huán)節(jié)為主，因此中國也被冠以“世界工廠”的稱號。如何告別這種固有思維，是企業(yè)需要考慮的問題，要把今

15、后幾年的發(fā)展重點放在如何通過加大科研投入，大力發(fā)展人力資本等方面提升產(chǎn)品的技術(shù)含量，尤其在出口方面，其產(chǎn)品的附加值高了，出口量也會相應(yīng)的擴大。 2 政府制定合理有效的匯率政策 一國匯率對出口貿(mào)易的影響應(yīng)從馬歇爾-勒納條件考慮，但就前面的實證分析發(fā)現(xiàn)，我國實際有效匯率的提升確實會抑制出口貿(mào)易。目前，人民幣正處在一個逐步升值的過程中，這也成為我國出口貿(mào)易增速下降的一個原因，所以政府應(yīng)積極制定合理有效的匯率政策，防止人民幣匯率出現(xiàn)大幅波動，而是使其處在一個可控范圍內(nèi)平穩(wěn)波動。通過有效調(diào)節(jié)匯率的手段來減小由于產(chǎn)品相對價格變化對出口量的損失。同時，相關(guān)部門在發(fā)布有關(guān)匯率信息時也應(yīng)做到合理謹(jǐn)慎，從而給各企業(yè)尤其是以出口貿(mào)易為主營的企業(yè)一個對未來變化的準(zhǔn)確預(yù)期。 3 尋找有潛力的出口對象，實行出口目的地多元化 出口對象國家的購買力直接影響出口國的出口量，這一點實證分析已經(jīng)證實。尤其在當(dāng)前世界經(jīng)濟形勢下，受前期金融危機及一些地區(qū)的債務(wù)危機影響，我國主要出口對象美國及歐洲地區(qū)國家的國民收入大幅下降，從而導(dǎo)致需求持續(xù)低迷，所以僅僅依靠這些國家來支撐我國的出口已經(jīng)很難維持。我國應(yīng)該積極考慮尋找更具潛力的出口對象，如巴西，南非等新興經(jīng)濟體國家，這些國家同中國一樣，都處在一個高速發(fā)展的階段，對產(chǎn)品的需求相對旺盛，我國應(yīng)利用自身的資源優(yōu)勢與區(qū)位優(yōu)勢，擴大對這些國家的出口。 1高鐵梅計量經(jīng)濟分析方法與建