安徽省出口生產(chǎn)外溢效應(yīng)的實(shí)證分析

史賢華，夏巖磊

(滁州學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理系，安徽 滁州 239012)

1 問(wèn)題的提出

安徽是農(nóng)業(yè)大省，曾經(jīng)率先拉開(kāi)改革開(kāi)放大幕，同時(shí)安徽也是經(jīng)濟(jì)最為落后的省份之一，經(jīng)濟(jì)各項(xiàng)指標(biāo)在國(guó)內(nèi)均比較靠后。經(jīng)過(guò)改革開(kāi)放30年的發(fā)展，安徽省國(guó)民經(jīng)濟(jì)總量和人民生活水平都有了很大的提高，進(jìn)入21世紀(jì)，中共中央又適時(shí)提出“中部崛起”戰(zhàn)略，安徽作為中部重鎮(zhèn)，如何抓住機(jī)遇提升本省經(jīng)濟(jì)實(shí)力，促進(jìn)本省國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展，是值得我們思考的重大問(wèn)題。對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)揮什么樣的作用問(wèn)題，一直是國(guó)內(nèi)外理論研究的熱點(diǎn)。如果能就安徽省的具體省情找到安徽省出口部門(mén)生產(chǎn)對(duì)本省國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用機(jī)制，就可以結(jié)合具體情況制定政策，為本省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供一支動(dòng)力。本文從理論上借助G·Feder(1983)在其代表性論文 《On Exports and Economic Growth》中提出的兩部門(mén)模型，分析安徽省出口生產(chǎn)部門(mén)對(duì)其他部門(mén)在技術(shù)、管理等方面的溢出效應(yīng)，探索安徽省對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)制。

2 計(jì)量模型的建立

2.1 理論基礎(chǔ)和基本假設(shè)

本文依據(jù)Feder(1982)模型，從供給角度探討安徽省出口生產(chǎn)的外溢效應(yīng)，即針對(duì)非出口部門(mén)，出口部門(mén)所采用的技術(shù)如何外生地提高非出口部門(mén)的生產(chǎn)效率。

我們假設(shè)：第一，國(guó)民經(jīng)濟(jì)分為出口部門(mén)和非出口部門(mén)；第二，兩個(gè)部門(mén)均使用勞動(dòng)力（L）和資本（K）兩種生產(chǎn)要素；第三，出口部門(mén)生產(chǎn)要素邊際生產(chǎn)率較非出口部門(mén)高，且在兩個(gè)部門(mén)中生產(chǎn)要素邊際生產(chǎn)率的比率固定；第四，非出口部門(mén)的產(chǎn)出受出口部門(mén)產(chǎn)出的影響，且這種影響是不變彈性的。

其中，Y是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP，下標(biāo)N和X分別代表非出口部門(mén)和出口部門(mén)。

通過(guò)上述第三條假設(shè)知：

將（2）代入（1）有

由于投資表現(xiàn)為新增資本的投入，勞動(dòng)力表現(xiàn)為兩個(gè)部門(mén)勞動(dòng)力的總和，因此（3）可簡(jiǎn)化為：

仍由（2）知：

將（5）代入（4）有：

是固定值。則（6）中

將（7）代入（6）：

將（8）進(jìn)一步整理為如下形式：

顯然，C4度量的是出口部門(mén)的外溢效應(yīng)，因?yàn)槭浅隹谕ㄟ^(guò)非出口部門(mén)彈性關(guān)系影響非出口產(chǎn)出， 而非出口產(chǎn)出又通過(guò)影響國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)。

2.2 計(jì)量模型建立和數(shù)據(jù)的說(shuō)明

以（10）作為基礎(chǔ)模型，建立計(jì)量模型如下：

其中，C1表示資本邊際產(chǎn)量 MPK （marginal product）是常數(shù)；C2表示非出口部門(mén)產(chǎn)量對(duì)勞動(dòng)不變彈性；C3度量出口部門(mén)產(chǎn)出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率；C4度量出口部門(mén)外溢；C0為截距項(xiàng)；μ為隨機(jī)干擾。

本文考察安徽省出口生產(chǎn)部門(mén)的外溢效應(yīng)問(wèn)題，選擇1993～2008年安徽省數(shù)據(jù)。1993～2007年數(shù)據(jù)來(lái)源于《安徽統(tǒng)計(jì)年鑒2008》，2008年數(shù)據(jù)來(lái)源于安徽統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站（www.ahtjj.gov.cn）。所有數(shù)據(jù)均以1993年為基期。其中，的數(shù)值選擇1993年以來(lái)支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值中的投資形成率；L選擇各年安徽省分行業(yè)從業(yè)人員總和，為勞動(dòng)力增長(zhǎng)率；出口總值按1993年為基期的居民消費(fèi)指數(shù) （CPI）調(diào)整后的數(shù)值，為出口產(chǎn)出增長(zhǎng)率；Y取以1993年為基期的各年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）指數(shù)。原始數(shù)據(jù)列表略。本文所有檢驗(yàn)均通過(guò)Eviews5.0完成。

3 實(shí)證分析

令 INCG=DY/Y，INVT=I/Y，INCL=DL/L，INCXY=（X/Y）/（DX/X），INCXNY=（DX/X）/（N/Y）。 從趨勢(shì)圖中可以發(fā)現(xiàn)，變量間相關(guān)性強(qiáng)，而且趨勢(shì)較平穩(wěn)，尤其是INCL、INCXY、INCXNY三個(gè)變量變動(dòng)幾乎保持一致。

3.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

我們對(duì)各個(gè)變量分別進(jìn)行單位根檢驗(yàn)（Augmented Dickey-Fuller test）,檢驗(yàn)類(lèi)型為一階差分項(xiàng)、無(wú)趨勢(shì)和截距，最大滯后項(xiàng)按施瓦茨（SC）原則選取3。檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

表1 各個(gè)變量的單位根檢驗(yàn)

通過(guò)檢驗(yàn)結(jié)果表可以看出，四個(gè)變量的水平值都是不平穩(wěn)的，均存在單位根。但是，經(jīng)過(guò)一階差分后，各個(gè)變量的差分項(xiàng)在5%水平上通過(guò)了檢驗(yàn)，因此，各個(gè)變量是同階單積的，即 DINVT～I(xiàn)(1)、DINCL～I(xiàn)(1)、DINCXY～I(xiàn)(1)、 DINCNY～I(xiàn)(1)。

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)

如果同階單積變量的線性組合式平穩(wěn)的，則稱(chēng)變量間存在著協(xié)整關(guān)系（cointegrated）。經(jīng)過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)后，由于四個(gè)變量間是同階單積的，因此可以認(rèn)為，四個(gè)變量在長(zhǎng)期存在均衡關(guān)系。我們采用Johansen和Juselius(1990)提出的以VAR模型為基礎(chǔ)的檢驗(yàn)回歸系數(shù)的方法，協(xié)整方程采用如下形式：

即序列有截距項(xiàng)ρ0，沒(méi)有確定趨勢(shì)，其中對(duì)上述四個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

表2 各個(gè)變量的協(xié)整檢驗(yàn)

在 5%顯 著 水 平 下 ，DINCG、DINCL、DINVT、DINCXY、DINCXNY的協(xié)整方程表達(dá)式為：

表 3 4CE(s):似然比（Log likelihood）185.4628

最大似然值為149.6274，系數(shù)下括號(hào)內(nèi)是各系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差 。 通 過(guò) JJ 檢 驗(yàn) 建 立 DINCG、DINCL、DINVT、DINCXY、DINCXNY之間的誤差修正項(xiàng)（ECM）:

通過(guò)對(duì)隨機(jī)誤差項(xiàng)vecm進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，得到隨機(jī)誤差 序 列 是 一 階 平 穩(wěn) 的 ， 可 見(jiàn) DINCG、DINCL、DINVT、DINCXY、DINCXNY四個(gè)變量是長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系。從式（12）看出，安徽省出口生產(chǎn)部門(mén)確實(shí)對(duì)非生產(chǎn)部門(mén)產(chǎn)生溢出效應(yīng)，出口部門(mén)生產(chǎn)每增加1%，溢出效應(yīng)使得出口部門(mén)通過(guò)進(jìn)口部門(mén)進(jìn)一步影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增加0.5215%。同時(shí)，可以看出，出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接貢獻(xiàn)不明顯，甚至每增加出口1%，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值要降低0.2%，這與國(guó)內(nèi)其他研究者對(duì)于安徽省的研究結(jié)論相符合；但從兩部門(mén)整體來(lái)看，出口生產(chǎn)通過(guò)溢出帶來(lái)的GDP的增加要高于減少。

3.3 向量誤差修正模型

我們將協(xié)整和誤差修正模型相結(jié)合，建立向量誤差修正模型?；谖覀兛疾斓拿總€(gè)變量的水平值都是非平穩(wěn)的，但是其一階差分都是I(1),則誤差修正模型為：

由于我們采集到得數(shù)據(jù)有限，當(dāng)引入滯后差分項(xiàng)是出現(xiàn)數(shù)據(jù)不足，因此，在包含修正項(xiàng)不含滯后差分項(xiàng)下選擇誤差修正模型為：

表4 海關(guān)出口商品分類(lèi)金額和比重 （單位：萬(wàn)美元）

根據(jù)各個(gè)變量的數(shù)據(jù)和協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果，得到如下的VEC模型：

注意到誤差修正項(xiàng)的系數(shù)向量，反映著變量之間的均衡關(guān)系偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)，將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的調(diào)整速度。而這些系數(shù)均為負(fù)值，正好說(shuō)明誤差修正的反向調(diào)節(jié)機(jī)制，代表著對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變化具有收斂效應(yīng)。一旦短期波動(dòng)使得國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值偏離長(zhǎng)期均衡，誤差修正項(xiàng)將以0.57、0.03、4.16、0.024、0.008的速度將起拉回到均衡狀態(tài)。顯然，出口生產(chǎn)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)的調(diào)節(jié)作用不是很大。

4 結(jié)論

從實(shí)證分析結(jié)果來(lái)看，安徽省出口部門(mén)生產(chǎn)的溢出效應(yīng)較明顯，這可能與安徽省出口商品中工業(yè)制成品比重較大有關(guān)。

表4總結(jié)了自2000年以來(lái)，安徽省出口商品總值構(gòu)成。工業(yè)制成品的生產(chǎn)涉及國(guó)民經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域若干環(huán)節(jié)，比如從初級(jí)產(chǎn)品經(jīng)過(guò)生產(chǎn)加工等過(guò)程，可以將技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)擴(kuò)散到非生產(chǎn)部門(mén)，從而轉(zhuǎn)化為出口部門(mén)生產(chǎn)的溢出。

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