蔡甜甜

(東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 國(guó)際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，遼寧 大連 116025)

?

“金磚四國(guó)”基礎(chǔ)設(shè)施投資出口效應(yīng)的比較研究

蔡甜甜

(東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 國(guó)際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，遼寧 大連 116025)

本文基于新新貿(mào)易理論，從理論上分析了基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)出口規(guī)模和出口復(fù)雜度影響的微觀機(jī)制?；诶碚摷僭O(shè)，筆者使用1995—2013年的面板數(shù)據(jù)，利用變系數(shù)模型檢驗(yàn)并比較研究了“金磚四國(guó)”基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)復(fù)雜度效應(yīng)。研究結(jié)果表明：“金磚四國(guó)”基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口規(guī)模效應(yīng)和出口復(fù)雜度效應(yīng)均顯著為正，前者由大到小的國(guó)家依次為中國(guó)、俄羅斯、印度和巴西，后者由大到小的國(guó)家依次為俄羅斯、巴西、中國(guó)和印度；不同類型基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口規(guī)模效應(yīng)和出口復(fù)雜度效應(yīng)差異較大。

“金磚四國(guó)”；基礎(chǔ)設(shè)施投資；出口規(guī)模；出口復(fù)雜度

20世紀(jì)末以來(lái)，“金磚四國(guó)”出口貿(mào)易呈現(xiàn)出快速增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，在世界貿(mào)易格局中的地位不斷上升?！敖鸫u四國(guó)”出口總額占世界出口的比重由2000年的6.199%上升為2014年的17.820%，其中，服務(wù)貿(mào)易出口占世界服務(wù)貿(mào)易出口的比重由2000年的4.360%上升到2014年的9.880%。伴隨著出口貿(mào)易尤其是服務(wù)貿(mào)易出口的不斷增長(zhǎng)，“金磚四國(guó)”出口復(fù)雜度也得到較大提升[1]。與出口復(fù)雜度不斷提升相伴的另一個(gè)事實(shí)是，“金磚四國(guó)”的基礎(chǔ)設(shè)施投資額年均增速超過(guò)了10%，尤其是交通和通信基礎(chǔ)設(shè)施得到了快速發(fā)展。由此，我們自然而然地產(chǎn)生一個(gè)疑問(wèn)：“金磚四國(guó)”基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)其出口貿(mào)易規(guī)模和出口復(fù)雜度是否存在影響？

一、文獻(xiàn)綜述

進(jìn)入新世紀(jì)以后，一些學(xué)者認(rèn)為出口的品質(zhì)和內(nèi)涵比出口數(shù)量更重要，因而出口復(fù)雜度迅速成為國(guó)際貿(mào)易領(lǐng)域的研究熱點(diǎn)。已有文獻(xiàn)關(guān)于出口復(fù)雜度的研究主要集中在三個(gè)方面：一是關(guān)于如何構(gòu)建和測(cè)度出口復(fù)雜度的研究；二是影響出口復(fù)雜度的因素分析的研究；三是出口復(fù)雜度的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究。

關(guān)于基礎(chǔ)設(shè)施投資與國(guó)際貿(mào)易之間的關(guān)系，國(guó)內(nèi)外學(xué)者已做了大量研究。學(xué)者們大都認(rèn)為，基礎(chǔ)設(shè)施投資是促進(jìn)貿(mào)易貨物流量增長(zhǎng)的重要因素。現(xiàn)有文獻(xiàn)大多基于運(yùn)輸成本視角研究基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口規(guī)模效應(yīng)，Bougheas等[1]、Limao和Venables[2]、Behar和Venables[3]的研究均發(fā)現(xiàn)，基礎(chǔ)設(shè)施投資可以降低企業(yè)運(yùn)輸成本、提高企業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)出口規(guī)模的擴(kuò)大。也有少數(shù)學(xué)者從企業(yè)出口決策的角度探討基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)出口貿(mào)易流量的影響，盛丹等[4]認(rèn)為，中國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施水平的提高能改善企業(yè)的出口決策，使更多企業(yè)選擇出口。Francois和Manchin[5]的研究結(jié)果表明，在關(guān)稅、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和距離等因素既定的前提下，基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)企業(yè)出口參與度具有顯著的影響。基礎(chǔ)設(shè)施投資提高1%，則該國(guó)企業(yè)出口的概率將增加3.8%。隨著研究的不斷深入，部分學(xué)者開始探討基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)出口復(fù)雜度的影響。蒙英華和裴瑱[6]的研究發(fā)現(xiàn)，基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)中國(guó)服務(wù)出口品質(zhì)的提升具有較好的解釋力。王永進(jìn)等[7]從微觀企業(yè)角度闡述了基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)出口復(fù)雜度影響的機(jī)制，并使用跨國(guó)面板數(shù)據(jù)從實(shí)證角度證明了基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)出口復(fù)雜度具有顯著的促進(jìn)作用。

現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)出口復(fù)雜度影響的研究仍然較少，且已有研究鮮見從基礎(chǔ)設(shè)施投資不同類型的角度來(lái)考察其出口規(guī)模效應(yīng)和出口復(fù)雜度效應(yīng)，本文力圖做進(jìn)一步探討。

二、理論模型

基于新新貿(mào)易理論，同時(shí)參考Manova[8]和王永進(jìn)等[7]的研究方法和思路，本文的理論模型構(gòu)建如下：

(一)需求

Dixit和Stiglitz[9]認(rèn)為，消費(fèi)者行為可以通過(guò)一系列多樣化商品的消費(fèi)來(lái)描述，因此，消費(fèi)品總價(jià)格指數(shù)可以寫成如下形式：

(1)

(二)企業(yè)生產(chǎn)與出口

在開放經(jīng)濟(jì)條件下，企業(yè)進(jìn)入國(guó)際市場(chǎng)需要支付一定的沉沒成本Fe。參照異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易模型的經(jīng)典假設(shè)，企業(yè)出口單位產(chǎn)品需要承擔(dān)的冰山運(yùn)輸成本為τ。

借鑒Levin和Tadelis[10]的方法，選取產(chǎn)品屬性的種類數(shù)來(lái)衡量該企業(yè)的出口復(fù)雜度。假定企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品屬性為m種類型，記為ωk，k∈{1,2,…,m}。為了簡(jiǎn)化研究，假定交易雙方只能就某一具體類型的產(chǎn)品簽訂合同[7]。企業(yè)在國(guó)際市場(chǎng)中面臨著被“敲竹杠”的風(fēng)險(xiǎn)。假設(shè)事件發(fā)生的概率為ρ，0<ρ<1。該企業(yè)在國(guó)際市場(chǎng)中被“敲竹杠”的概率為ρm。如果事件發(fā)生，為了減少損失或收回貨款，出口企業(yè)將根據(jù)進(jìn)口方的要求重新組織和調(diào)整生產(chǎn)，同時(shí)，企業(yè)需要額外付出一定的調(diào)整成本S(φ)，其中，φ為基礎(chǔ)設(shè)施投資水平。一國(guó)的基礎(chǔ)設(shè)施水平越高，出口企業(yè)需要支付的調(diào)整成本S(φ)越低，即S′(φ)<0。

出口企業(yè)通過(guò)選擇出口價(jià)格和數(shù)量來(lái)實(shí)現(xiàn)預(yù)期利潤(rùn)最大化，即：

max E[π(x)]=(1-ρm)[p1(x)q1(x)-τq1(x)csx]+ρm[p2(x)q2(x)-S(φ)-τq2(x)csx]-Fe

(2)

其中，cs為使企業(yè)生產(chǎn)成本最小化的成本集，pi(x)為i期企業(yè)出口商品的價(jià)格，qi(x)為i期企業(yè)出口商品的數(shù)量，i=1,2。約束條件為：

(3)

對(duì)式(2)求導(dǎo),得到企業(yè)預(yù)期出口商品的數(shù)量為:

E[q(x)]=[(1-ρm)+ρmS(φ)-ε]q(x)

(4)

其中，q(x)表示基礎(chǔ)設(shè)施完善條件下企業(yè)出口商品的數(shù)量。由于S′(φ)<0，則?E[q(x)]/?φ>0，?2E[q(x)]/?φ?m>0，表明基礎(chǔ)設(shè)施水平越高，企業(yè)預(yù)期出口商品的數(shù)量越多，且出口高復(fù)雜度的商品越多。由此可以得到本文的假設(shè)1。

假設(shè)1：基礎(chǔ)設(shè)施水平越高，出口企業(yè)出口商品數(shù)量越多，且對(duì)于出口復(fù)雜度越高的企業(yè)，基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)其出口數(shù)量的影響越大。

根據(jù)式(2)和(3)，解最優(yōu)化問(wèn)題得到：

(5)

(6)

(7)

(8)

Melitz[11]提出，出口企業(yè)存在生產(chǎn)率決定的零邊界利潤(rùn)條件，即存在某一生產(chǎn)率水平?*，使得E[π(?*)]=0。企業(yè)的生產(chǎn)率水平只有高于?*才會(huì)選擇出口，因?yàn)橹挥猩a(chǎn)率水平較高的企業(yè)才有能力獲得足夠的利潤(rùn)抵銷進(jìn)入國(guó)際市場(chǎng)所需的沉沒成本。因此，根據(jù)式(8)可以得到：

(9)

對(duì)式(9)求導(dǎo)得到，??*/?φ<0，?2?*/?φ?m>0，這表明基礎(chǔ)設(shè)施水平越高，對(duì)出口企業(yè)的生產(chǎn)率水平要求越低，降低了企業(yè)出口的門檻，從而提高了企業(yè)出口的參與度；對(duì)技術(shù)復(fù)雜度越高的企業(yè)，基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)其出口參與度的影響越大。因此，可以得到本文的假設(shè)2。

假設(shè)2：基礎(chǔ)設(shè)施水平越高，復(fù)雜度越高的企業(yè)出口參與度越大，從而使該國(guó)出口更多高技術(shù)含量的產(chǎn)品。

由假設(shè)1和假設(shè)2可知，基礎(chǔ)設(shè)施水平越高，企業(yè)的出口規(guī)模越大、出口復(fù)雜度越高。下文將從實(shí)證角度檢驗(yàn)以上兩種假設(shè)。

三、基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口規(guī)模效應(yīng)

(一)模型、變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.模型的設(shè)定

為了檢驗(yàn)基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口規(guī)模效應(yīng)，計(jì)量模型設(shè)定為如下形式：

(10)

其中，Export為企業(yè)出口總額，Infra為基礎(chǔ)設(shè)施投資，X為其他控制變量，μ為時(shí)期固定效應(yīng)，γ為個(gè)體固定效應(yīng)，ε為誤差項(xiàng)。

2.變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文樣本選取“金磚四國(guó)”1995—2013年的年度數(shù)據(jù)。變量選取及數(shù)據(jù)來(lái)源如下：

被解釋變量為出口規(guī)模(Export)。出口規(guī)模(Export)選取“金磚四國(guó)”出口總額來(lái)表示，數(shù)據(jù)來(lái)源于《世界銀行發(fā)展指標(biāo)》。

主要解釋變量為基礎(chǔ)設(shè)施投資(Infra)。現(xiàn)有各類統(tǒng)計(jì)資料均無(wú)基礎(chǔ)設(shè)施投資總額這一指標(biāo)數(shù)據(jù)。世界銀行將基礎(chǔ)設(shè)施劃分為經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)設(shè)施和社會(huì)基礎(chǔ)設(shè)施，前者是指長(zhǎng)期使用的工程構(gòu)筑、設(shè)備、設(shè)施以及其為經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)和家庭所提供的服務(wù)；后者是指教育、衛(wèi)生保健和環(huán)境保護(hù)等。鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)設(shè)施投資選取“電力、天然氣及供水”、“陸地運(yùn)輸”、“水運(yùn)”、“航空”、“其他輔助運(yùn)輸”和“郵電”等行業(yè)的固定資本形成總額；社會(huì)基礎(chǔ)設(shè)施投資選取“教育”和“醫(yī)療衛(wèi)生”等行業(yè)的固定資本形成總額。基礎(chǔ)設(shè)施投資為經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)設(shè)施和社會(huì)基礎(chǔ)設(shè)施投資總額，數(shù)據(jù)來(lái)源于《世界投入產(chǎn)出表》。部分年份缺失數(shù)據(jù)采用多項(xiàng)式擬合補(bǔ)充，擬合優(yōu)度均在95%以上。

控制變量(X)為貿(mào)易開放度(Open)、外商直接投資(FDI)、人口規(guī)模(POP)和實(shí)際有效匯率(REER)。貿(mào)易開放度(Open)選取進(jìn)出口總額占GDP比重來(lái)衡量，數(shù)據(jù)來(lái)源于《世界銀行發(fā)展指標(biāo)》；外商直接投資(FDI)采用外商直接投資存量占GDP的比重來(lái)衡量，數(shù)據(jù)來(lái)源于聯(lián)合國(guó)貿(mào)發(fā)會(huì)議數(shù)據(jù)庫(kù)；人口規(guī)模(POP)選取年末人口總額來(lái)表示，數(shù)據(jù)來(lái)源于《世界銀行發(fā)展指標(biāo)》；實(shí)際有效匯率(REER)選取國(guó)家間相對(duì)價(jià)格調(diào)整的實(shí)際有效匯率來(lái)衡量，數(shù)據(jù)來(lái)源于《各國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)寶典》。

(二)實(shí)證結(jié)果與分析

為了避免偽回歸，需要對(duì)模型中各變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。本文采用面板數(shù)據(jù)的LLC單位根檢驗(yàn)方法來(lái)判斷各變量的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果表明，各變量同為一階單整序列。且Pedroni檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)均表明出口規(guī)模與各解釋變量之間存在協(xié)整關(guān)系。因此，可以對(duì)模型(10)進(jìn)行回歸分析。本文運(yùn)用Eviews7.0對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)。計(jì)算得到：F1=13.020>F0.01(15,42)，F(xiàn)2=25.339>F0.01(18,42)。統(tǒng)計(jì)量F1和F2的值均大于臨界值，因而本文樣本數(shù)據(jù)符合變系數(shù)模型。同時(shí)，Hausman統(tǒng)計(jì)值為45.900，表明面板數(shù)據(jù)模型為個(gè)體固定效應(yīng)模型。

綜上分析，本文應(yīng)在1%的統(tǒng)計(jì)水平下建立變系數(shù)固定效應(yīng)模型。估計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1 “金磚四國(guó)”基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口規(guī)模效應(yīng)結(jié)果估計(jì)

注：*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平；括號(hào)內(nèi)的值為t統(tǒng)計(jì)值。表2—表4同。

從表1可以看出，“金磚四國(guó)”基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口規(guī)模效應(yīng)均顯著為正，符合理論預(yù)期。該四國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口規(guī)模效應(yīng)由大到小的國(guó)家依次為中國(guó)、俄羅斯、印度和巴西?！敖鸫u四國(guó)”基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口規(guī)模效應(yīng)可能與本國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施投資額有直接關(guān)系。1995—2013年中國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施年均投資額為268.399億美元，是巴西的10倍、印度的4倍、俄羅斯的5倍，可見，中國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口規(guī)模效應(yīng)最大。俄羅斯和印度基礎(chǔ)設(shè)施的年均投資額比較接近，分別為58.581億美元和64.141億美元，可見，兩國(guó)的基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口規(guī)模效應(yīng)比較接近。巴西基礎(chǔ)設(shè)施年均投資額僅為23.988億美元，其出口規(guī)模效應(yīng)也最小。

下文將分別從能源(So：包括電力、天然氣和供水)、交通(Trans：包括陸地運(yùn)輸、水運(yùn)、航空和其他輔助運(yùn)輸)、通訊(Infor)、教育(Edu)和衛(wèi)生(Ws)等五個(gè)方面來(lái)分析不同類型基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口規(guī)模效應(yīng)?；谠摬糠值难芯磕康模?僅報(bào)告上述五種類型基礎(chǔ)設(shè)施投資的彈性，并未列示其他控制變量彈性。

表2 “金磚四國(guó)”不同類型基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口規(guī)模效應(yīng)結(jié)果估計(jì)

從表2可以看出，“金磚四國(guó)”不同類型基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口規(guī)模效應(yīng)不同。能源基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口規(guī)模效應(yīng)均顯著為正，由大到小的國(guó)家依次為中國(guó)、俄羅斯、印度和巴西。作為物質(zhì)生產(chǎn)資料，豐富的能源能夠?yàn)槠髽I(yè)擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模提供物質(zhì)保障，生產(chǎn)更多產(chǎn)品，從而促進(jìn)企業(yè)出口規(guī)模的提高。交通基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口規(guī)模效應(yīng)也均顯著為正，由大到小的國(guó)家依次為中國(guó)、俄羅斯、巴西和印度。眾所周知，交通基礎(chǔ)設(shè)施的提高能降低企業(yè)生產(chǎn)成本并增加企業(yè)選擇出口的概率，提高企業(yè)出口產(chǎn)品的數(shù)量[7]。印度通訊基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口規(guī)模效應(yīng)為負(fù)，但不顯著，可能的原因是，印度通訊基礎(chǔ)設(shè)施投資占基礎(chǔ)設(shè)施投資總額的比重較低，且存量的比重呈下降趨勢(shì)，如印度通訊基礎(chǔ)設(shè)施投資存量所占比重由2001年的13.373%下降到2011年的10.823%。除印度之外的其他三國(guó)通訊基礎(chǔ)設(shè)施的出口規(guī)模效應(yīng)均顯著為正，由大到小的國(guó)家依次為中國(guó)、巴西和俄羅斯。教育和衛(wèi)生基礎(chǔ)設(shè)施的出口規(guī)模效應(yīng)均為正，但均不顯著，說(shuō)明社會(huì)基礎(chǔ)設(shè)施投資的增加并不能帶動(dòng)出口規(guī)模的提高。

四、基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口復(fù)雜度效應(yīng)

(一)模型、變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.模型的設(shè)定

為了檢驗(yàn)基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口復(fù)雜度效應(yīng)，計(jì)量模型設(shè)定如下：

(11)

其中，Exco為企業(yè)出口復(fù)雜度，Infra為基礎(chǔ)設(shè)施投資，X為其他控制變量，μ為時(shí)期固定效應(yīng)，γ為個(gè)體固定效應(yīng)，ε為誤差項(xiàng)。

2.變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

主要解釋變量?；A(chǔ)設(shè)施投資(Infra)為實(shí)證模型的主要解釋變量?；A(chǔ)設(shè)施投資選取“電力、天然氣及供水”、“陸地運(yùn)輸”、“水運(yùn)”、“航空”、“其他輔助運(yùn)輸”、“郵電”、“教育”和“醫(yī)療衛(wèi)生”等行業(yè)的固定資本形成總額，數(shù)據(jù)來(lái)源于《世界投入產(chǎn)出表》。

其他控制變量。外商直接投資、貿(mào)易開放度和市場(chǎng)規(guī)模等因素是影響出口復(fù)雜度的重要因素[7]，故本文將其作為控制變量納入模型中。外商直接投資(FDI)采用外商直接投資存量占GDP的比重來(lái)衡量，數(shù)據(jù)來(lái)源于聯(lián)合國(guó)貿(mào)發(fā)會(huì)議數(shù)據(jù)庫(kù)；貿(mào)易開放度(Open)選取進(jìn)出口總額占GDP比重來(lái)衡量，數(shù)據(jù)來(lái)源于《世界銀行發(fā)展指標(biāo)》；市場(chǎng)規(guī)模采用人口規(guī)模(POP)來(lái)衡量，選取年末人口總額來(lái)表示，數(shù)據(jù)來(lái)源于《世界銀行發(fā)展指標(biāo)》。

(二)實(shí)證結(jié)果與分析

本文對(duì)各變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)。結(jié)果表明，各變量之間存在協(xié)整關(guān)系，滿足建立計(jì)量模型的條件，樣本數(shù)據(jù)適合變系數(shù)模型。

表3 “金磚四國(guó)”基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口復(fù)雜度效應(yīng)結(jié)果估計(jì)

從表3可以看出，“金磚四國(guó)”基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口復(fù)雜度效應(yīng)均顯著為正，由大到小的國(guó)家依次為俄羅斯、巴西、中國(guó)和印度。雖然中國(guó)的基礎(chǔ)設(shè)施投資水平最高，但中國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口復(fù)雜度效應(yīng)較小?？赡艿脑蚴牵袊?guó)出口貿(mào)易主要以加工貿(mào)易為主，從事加工貿(mào)易的企業(yè)多為勞動(dòng)密集型企業(yè)，對(duì)技術(shù)創(chuàng)新與生產(chǎn)效率提高不夠重視。

為了考察不同類型的基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)出口復(fù)雜度的影響，本文分別從能源(So：包括電力、天然氣和供水)、交通(Trans：包括陸地運(yùn)輸、水運(yùn)、航空和其他輔助運(yùn)輸)、通訊(Infor)、教育(Edu)和衛(wèi)生(Ws)等方面來(lái)分析不同類型的基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)出口復(fù)雜度的影響。

表4 “金磚四國(guó)”不同類型基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口復(fù)雜度效應(yīng)結(jié)果估計(jì)

從表4可以看出，“金磚四國(guó)”的能源基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口復(fù)雜度效應(yīng)均為正，但不顯著，表明能源基礎(chǔ)設(shè)施投資并不能顯著提高出口復(fù)雜度，過(guò)分依賴資源投入并不能提高產(chǎn)品的技術(shù)水平，這一結(jié)果也印證了“自然資源詛咒”的存在。一方面，企業(yè)過(guò)多依賴能源，有可能弱化技術(shù)創(chuàng)新；另一方面，資源型企業(yè)對(duì)高技術(shù)企業(yè)在一定程度上存在擠出效應(yīng)，資源型企業(yè)的擴(kuò)張不利于出口產(chǎn)品技術(shù)的提高和產(chǎn)業(yè)升級(jí)。“金磚四國(guó)”交通和通訊基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口復(fù)雜度效應(yīng)均顯著為正，前者的出口復(fù)雜度效應(yīng)由大到小的國(guó)家依次是俄羅斯、中國(guó)、巴西和印度，后者的出口復(fù)雜度效應(yīng)由大到小的國(guó)家依次為俄羅斯、巴西、中國(guó)和印度，表明交通和通信基礎(chǔ)設(shè)施投資水平越高，出口復(fù)雜度越高，符合理論預(yù)期?！敖鸫u四國(guó)”教育基礎(chǔ)設(shè)施的出口復(fù)雜度效應(yīng)差異較大，巴西和俄羅斯的教育基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口復(fù)雜度效應(yīng)均為正，但后者遠(yuǎn)大于前者。中國(guó)和印度教育基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口復(fù)雜度效應(yīng)均不顯著?！敖鸫u四國(guó)”教育基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口復(fù)雜度效應(yīng)存在差異的可能原因是，巴西和俄羅斯的教育基礎(chǔ)設(shè)施相對(duì)比較完善、教育投入水平較高以及教育成果較為顯著。2000—2013年，巴西和俄羅斯公共教育支出占GDP比重均值分別為4.900%和4.500%，中國(guó)和印度僅為2.800%和3.500%；2000—2013年，巴西和俄羅斯的中等教育入學(xué)率均值分別為103.900%和87.600%，中國(guó)和印度僅為70%和57%。巴西和俄羅斯的衛(wèi)生基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口復(fù)雜度效應(yīng)為正，中國(guó)和印度則不顯著，可能的原因是，巴西和俄羅斯醫(yī)療衛(wèi)生體系比較完善、發(fā)展水平較高，而中國(guó)和印度的衛(wèi)生設(shè)施水平相對(duì)比較落后，導(dǎo)致其對(duì)出口復(fù)雜度效應(yīng)并不顯著。

五、結(jié) 論

本文基于新新貿(mào)易理論，從理論上探討了基礎(chǔ)設(shè)施影響企業(yè)出口規(guī)模和出口復(fù)雜度的微觀機(jī)制，并提出理論假設(shè)?；诶碚摷僭O(shè)，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)的變系數(shù)模型對(duì)理論模型進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，測(cè)算了“金磚四國(guó)”基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口規(guī)模效應(yīng)和出口復(fù)雜度效應(yīng)。結(jié)果表明，“金磚四國(guó)”基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口規(guī)模效應(yīng)和出口復(fù)雜度效應(yīng)均顯著為正，前者由大到小的國(guó)家依次為中國(guó)、俄羅斯、印度和巴西，后者由大到小的國(guó)家依次為俄羅斯、巴西、中國(guó)和印度。不同類型基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口規(guī)模效應(yīng)和出口復(fù)雜度效應(yīng)差異較大。具體而言，能源基礎(chǔ)設(shè)施投資可以提高本國(guó)出口規(guī)模效應(yīng)均顯著，但出口復(fù)雜度效應(yīng)均不顯著，說(shuō)明“資源詛咒”的存在；交通和通訊基礎(chǔ)設(shè)施的出口規(guī)模效應(yīng)和出口復(fù)雜度均顯著為正；教育和衛(wèi)生基礎(chǔ)設(shè)施的出口效應(yīng)差異較大，巴西和俄羅斯教育、衛(wèi)生基礎(chǔ)設(shè)施投資的出口規(guī)模效應(yīng)不顯著，出口復(fù)雜度效應(yīng)則顯著為正向，中國(guó)和印度的教育、衛(wèi)生基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)出口規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)復(fù)雜度均不具有較好的解釋力。

[1] Bougheas, S., Demetriades, P. O., Morgenroth, E. L. Infrastructure, Transport Costs and Trade[J].Journal of International Economics, 1999, 47(1):189-196.

[2] Limao, N.,Venables, A. J. Infrastructure, Geographical Disadvantage, Transport Costs and Trade [J]. World Bank Economic Review, 2002, 3(3): 451-479.

[3] Behar, A., Venables, A. J. Transport Costs and International Trade[M].Cheltenham: Edward Elgar, 2011.19-22.

[4] 盛丹，包群，王永進(jìn).基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)中國(guó)企業(yè)出口行為的影響：“集約邊際”還是“擴(kuò)展邊際”[J].世界經(jīng)濟(jì)，2011，(1)：17-36.

[5] Francois, J., Manchin, M. Institutions, Infrastructure, and Trade[R].Policy Research Working Paper,2007.

[6] 蒙英華，裴瑱.基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)服務(wù)出口品質(zhì)的影響研究[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2013，(12)：32-40.

[7] 王永進(jìn)，盛丹，施炳展，等.基礎(chǔ)設(shè)施如何提升了出口技術(shù)復(fù)雜度[J].經(jīng)濟(jì)研究，2010，(7)：103-116.

[8] Manova, K. Credit Constraints, Heterogeneous Firms, and International Trade[J].Review of Economic Studies, 2011, 80(2): 711-744.

[9] Dixit, A., Stiglitz, J. Monopolistic Competition and Optimum Product Diversity[J].The American Economic Review, 1977, 67(3):297-308.

[10] Levin，J., Tadelis，S. Contracting for Government Services: Theory and Evidence From U.S. Cites[J].Journal of Industrial Economics, 2010, 58(3):507-541.

[11] Melitz, M.J. The Impact of Trade on Intra-Industry Reallocations and Aggregate Industry Productivity [J].Econometrica, 2003, 71(6): 1695-1725.

(責(zé)任編輯：徐雅雯)

2016-09-21

教育部人文社會(huì)科學(xué)一般項(xiàng)目“東道國(guó)區(qū)位優(yōu)勢(shì)與FDI流入關(guān)系研究”(11YJAGJW010)

蔡甜甜(1988-)，女，湖北荊州人，博士研究生，主要從事國(guó)際投資研究。E-mail:caitiantian1596@126.com

F752.62

A

1000-176X(2016)11-0128-06