崔 瑋

(北京聯(lián)合大學(xué)，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(xué)者對(duì)于其產(chǎn)生的基礎(chǔ)、分工模式、生產(chǎn)控制模式以及對(duì)就業(yè)、工資和社會(huì)福利的影響等內(nèi)容進(jìn)行了研究，提出了具有一定解釋能力的理論并進(jìn)行了相應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)分析。國內(nèi)研究文獻(xiàn)大多集中于對(duì)加工貿(mào)易利弊、作用的分析與評(píng)價(jià)上。對(duì)于我國加工貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的研究，已有的文獻(xiàn)仍然停留在定性分析和簡(jiǎn)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(duì)經(jīng)濟(jì)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(duì)經(jīng)濟(jì)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(duì)各省數(shù)據(jù)進(jìn)行考察，具體研究不同地區(qū)加工貿(mào)易對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(dāng)成是資本存量(K)和勞動(dòng)投入(L)的函數(shù)，即:Y=F（L，K）。新古典增長理論則將技術(shù)進(jìn)步這一變量納入經(jīng)濟(jì)增長模型中，將技術(shù)進(jìn)步作為經(jīng)濟(jì)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(shù)進(jìn)步。新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)則把制度和技術(shù)進(jìn)步都視為經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)生變量，認(rèn)為制度變遷由技術(shù)進(jìn)步和有關(guān)先進(jìn)制度的知識(shí)等眾多因素決定，貿(mào)易是有利于知識(shí)傳播的，技術(shù)進(jìn)步又是投資的函數(shù)，因而，制度變遷、技術(shù)進(jìn)步、投資和對(duì)外貿(mào)易等促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的各要素間存在復(fù)雜的相關(guān)性。

因此，本文依據(jù)國際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)理論，將促進(jìn)一國經(jīng)濟(jì)增長的主要因素：勞動(dòng)(L)、資本積累(K)、自然資源(N)、技術(shù)進(jìn)步(λ)、社會(huì)制度環(huán)境(U)和對(duì)外貿(mào)易(X)引入生產(chǎn)函數(shù)，用一個(gè)擴(kuò)展的生產(chǎn)函數(shù)來推導(dǎo)地區(qū)加工貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長作用的回歸模型。以國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)作為衡量一國經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)，用Y代表GDP。將對(duì)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(jì)條件下，生產(chǎn)函數(shù)可以表示為:

對(duì)生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行全微分得到：

(2)式中 FL、FK、FN、Fλ、FU、FPX和 FQX分別代表 Y 對(duì) L、K、N、λ、U和PX、QX的偏導(dǎo)數(shù)，對(duì)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(yīng)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(dòng)、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(shù)進(jìn)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(shí)期內(nèi)，自然資源、技術(shù)與制度的變化是很微弱的，因此，n、λ 和 u→0，則（4）式簡(jiǎn)化為：

當(dāng)運(yùn)用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析時(shí)，我們將（5）轉(zhuǎn)換為一般的線性面板數(shù)據(jù)模型：

式 （6）中下標(biāo)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(shí)期，T為樣本時(shí)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(jí)數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型對(duì)中國東、中、西部地區(qū)加工貿(mào)易與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行研究。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局的統(tǒng)計(jì)口徑，西部地區(qū)包括內(nèi)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(jì)資料不全。另外西藏自治區(qū)的統(tǒng)計(jì)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(gè)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(gè)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(gè)省、直轄市。我們用各?。ㄖ陛犑校〨DP同比增長率來表示產(chǎn)出的增長，GDP增長率按可比價(jià)格計(jì)算，數(shù)據(jù)來源于各年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》；勞動(dòng)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(jì)年鑒》“各地區(qū)按三次產(chǎn)業(yè)分年底就業(yè)人數(shù)”，勞動(dòng)投入增長率根據(jù)上述各年數(shù)據(jù)計(jì)算；投資增長率則根據(jù)各年統(tǒng)計(jì)年鑒中各地區(qū)資本形成總額2計(jì)算而得；各地區(qū)加工貿(mào)易進(jìn)出口額和增長率來源于《中國對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易統(tǒng)計(jì)匯編》；其它貿(mào)易進(jìn)出口額用各年統(tǒng)計(jì)年鑒中各地區(qū)進(jìn)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(jìn)出口商品總值相減而得，進(jìn)而利用此數(shù)據(jù)計(jì)算各年其它貿(mào)易進(jìn)出口增長率。數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度從1994年至2005年。

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

2 加工貿(mào)易對(duì)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長影響的實(shí)證檢驗(yàn)

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

在參數(shù)不隨時(shí)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(shè)：

H01:回歸斜率系數(shù)相同（齊性），但截距不同，即模型為：

在此，對(duì)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(duì)檢驗(yàn)，應(yīng)選用模型（8）擬和樣本。

此外，變截距模型又有確定效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型之分。因?yàn)槲覀兊难芯績(jī)H以樣本自身效應(yīng)為條件進(jìn)行分析，并不以樣本對(duì)總體效應(yīng)進(jìn)行推論，所以選用固定效應(yīng)模型。E-views提供了 No weight（不加權(quán)）和 Cross section weights等估計(jì)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(jì)。此處經(jīng)檢驗(yàn)，使用Cross section weights方法時(shí)，R2值明顯大于使用No weight方法，因此，我們選用GLS法進(jìn)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(yùn)用模型（8）回歸的結(jié)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(jié)論和評(píng)價(jià)

由以上的回歸結(jié)果可以看出：我國東部、中部和西部地區(qū)加工貿(mào)易對(duì)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長具有較為明顯的推動(dòng)作用。加工貿(mào)易額每增長10個(gè)百分點(diǎn)能夠帶動(dòng)區(qū)域國民經(jīng)濟(jì)增長1.64個(gè)百分點(diǎn)。而其它貿(mào)易則對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有微弱的負(fù)效應(yīng)。這一結(jié)果證實(shí)了加工貿(mào)易在東部地區(qū)對(duì)外貿(mào)易和國民經(jīng)濟(jì)中的重要地位。對(duì)于東部大多數(shù)?。ㄖ陛犑校﹣碚f，加工貿(mào)易進(jìn)出口占當(dāng)?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(jìn)出口額幾乎涵蓋了全國加工貿(mào)易進(jìn)出口總額。2001～2006年，九省市加工貿(mào)易進(jìn)出口占全國加工貿(mào)易進(jìn)出口的比重一直保持在97%以上。運(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行擬合的結(jié)果也證實(shí)了東部地區(qū)加工貿(mào)易對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)作用。此外，投資和勞動(dòng)力的增加對(duì)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長同樣具有明顯的拉動(dòng)作用，且投資拉動(dòng)的效果比加工貿(mào)易進(jìn)出口更為顯著。

而中西部地區(qū)的回歸結(jié)果顯示，加工貿(mào)易對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(gè)百分點(diǎn)拉動(dòng)國民經(jīng)濟(jì)增長0.28個(gè)百分點(diǎn)；而西部地區(qū)加工貿(mào)易增長10個(gè)百分點(diǎn)僅能拉動(dòng)國民經(jīng)濟(jì)增長0.13個(gè)百分點(diǎn)。在中西部經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)因素中作用最為顯著的是勞動(dòng)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(jìn)出口的回歸系數(shù)幾乎都等于零，進(jìn)行參數(shù)檢驗(yàn)也驗(yàn)證了此系數(shù)為零的假設(shè)。因此，從統(tǒng)計(jì)意義上說，其它貿(mào)易對(duì)于中西部地區(qū)國民經(jīng)濟(jì)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(duì)外開放和經(jīng)濟(jì)發(fā)展起步較晚，經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)薄弱，總體經(jīng)濟(jì)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(shì)，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(jìn)出口額占全國加工貿(mào)易進(jìn)出口額的比重不足3%。中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)仍屬于內(nèi)向型經(jīng)濟(jì)，對(duì)外開放的程度仍不高，經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力主要來自于就業(yè)和投資的增加。

[1]劉渝琳 馮其云.外資企業(yè)對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的區(qū)域差異分析[J].國際貿(mào)易問題，2007（3）.

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