我國(guó)出口商品集中度對(duì)商品貿(mào)易順差的影響

鞠 姍，王晉斌

1994年至今，中國(guó)貨物貿(mào)易已連續(xù)19年保持順差，即便2012年2月出現(xiàn)自2000年以來(lái)最大的月度對(duì)外貿(mào)易逆差，2012年全年仍實(shí)現(xiàn)順差3216億美元，超過(guò)金融危機(jī)前2007年3159億美元的水平。作為中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一支重要貢獻(xiàn)力量，貨物貿(mào)易順差受政策、成本、匯率、國(guó)際垂直分工、國(guó)際市場(chǎng)需求等多方面因素的影響，而出口商品集中度往往被視為貨物貿(mào)易順差問(wèn)題的一個(gè)重要方面卻非其影響因素。事實(shí)上，出口商品集中度的高低反映的是一國(guó)出口的專業(yè)化或多樣化之路，出口的專業(yè)化或多樣化則以不同的機(jī)制對(duì)一國(guó)商品貿(mào)易差額產(chǎn)生影響。

一、文獻(xiàn)回顧

目前關(guān)于中國(guó)出口商品集中度的文獻(xiàn)首先是對(duì)出口集中度高低的判斷，因使用的測(cè)度方法不同，數(shù)據(jù)細(xì)分程度、時(shí)間區(qū)間各異，已有文獻(xiàn)得出了中國(guó)出口漸進(jìn)專業(yè)化和多樣化兩種不同的結(jié)論。在初步判斷出口集中度程度之后，各種文獻(xiàn)主要研究了出口集中度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、出口穩(wěn)定性以及生產(chǎn)率的關(guān)系。

大多數(shù)研究表明，中國(guó)的出口多樣化促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、生產(chǎn)率提高及出口的穩(wěn)定;相應(yīng)地，中國(guó)出口集中度的提高不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、生產(chǎn)率提高及出口的穩(wěn)定。例如，沈程翔(1999)使用 Herfindhl－Hirschman指數(shù)計(jì)算了我國(guó)1980—1997年的出口集中度，結(jié)果顯示此期間出口多樣化程度明顯提高，且與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在極為顯著的關(guān)聯(lián)性。韓劍(2009)理論上采用新古典主義生產(chǎn)函數(shù)，分析了出口多樣化產(chǎn)生的出口中學(xué)效應(yīng)和干中學(xué)效應(yīng);實(shí)證方面使用1985—2006年中國(guó)出口商品 SITC3位數(shù)數(shù)據(jù)計(jì)算了 Herfindhl－Hirschman指數(shù)，結(jié)果表明，中國(guó)出口的多樣化程度先迅速提高后緩慢下降，出口多樣化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用非常明顯。周飛等(2012)使用1980—2009年SITC1分位數(shù)據(jù)并基于新古典增長(zhǎng)理論建立計(jì)量模型，結(jié)果顯示我國(guó)出口呈多樣化發(fā)展，并與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正相關(guān)。張明志等(2013)基于SITC4位碼的產(chǎn)品進(jìn)口數(shù)據(jù)，測(cè)算了1962—2011年中國(guó)出口的Gini－Hirschman系數(shù)，發(fā)現(xiàn)中國(guó)出口多樣化整體上呈震蕩式收斂態(tài)勢(shì)，且出口多樣化的深化促進(jìn)了中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。高凌云等(2012)利用半?yún)?shù)廣義可加模型和按行業(yè)分類的省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，認(rèn)為我國(guó)出口走的是一條非線性、超越所處發(fā)展階段的漸進(jìn)專業(yè)化道路，且已經(jīng)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了顯著的不利影響。祝樹金等(2013)采用33個(gè)工業(yè)行業(yè)的出口產(chǎn)品數(shù)據(jù)，結(jié)合修正的Feenstra指數(shù)方法度量了我國(guó)1993—2009年間工業(yè)行業(yè)的出口多樣化，結(jié)論為:我國(guó)工業(yè)行業(yè)總體出口多樣化明顯上升且顯著促進(jìn)了要素生產(chǎn)率的提升。劉衛(wèi)江(2002)對(duì)1981—1999年中國(guó)出口不穩(wěn)定性進(jìn)行了實(shí)證分析，研究結(jié)果為出口商品集中度提高對(duì)我國(guó)外貿(mào)出口穩(wěn)定性有負(fù)影響。強(qiáng)永昌等(2011)使用1995—2009年SITC2分位數(shù)據(jù)計(jì)算了我國(guó)出口集中度的GINI系數(shù)，并采用時(shí)間趨勢(shì)法計(jì)算了我國(guó)1978—2009年出口總量的波動(dòng)水平，結(jié)果顯示:在選擇的樣本期間，我國(guó)出口集中度和出口波動(dòng)總體上均呈下降趨勢(shì)，兩者具有很強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性。

相反，少數(shù)研究認(rèn)為中國(guó)出口的專業(yè)化有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和出口增長(zhǎng)。比如，邵軍等(2011)采用經(jīng)典OLS以及控制空間依賴性的空間計(jì)量分析方法，基于我國(guó)222個(gè)地級(jí)以上城市2001—2008年期間樣本數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了出口集中度與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，結(jié)果顯示兩者之間顯著正相關(guān)。Mary和Caroline(2008)通過(guò)描繪累積出口份額和測(cè)算GINI系數(shù)，對(duì)比了中國(guó)1992年與2005年的出口結(jié)構(gòu)，發(fā)現(xiàn)在1992年到2005年間中國(guó)出口增長(zhǎng)的同時(shí)出口集中度在提高，從而對(duì)出口多樣化是出口增長(zhǎng)主要因素的觀點(diǎn)提出質(zhì)疑。他們的研究啟示我們，出口商品集中度的提高可能是中國(guó)商品貿(mào)易順差的原因之一。而綜觀已有文獻(xiàn)，關(guān)于中國(guó)出口集中度對(duì)貿(mào)易順差有何影響，幾乎沒(méi)有涉及。因此，本文以1994年以來(lái)中國(guó)出口商品集中度對(duì)商品貿(mào)易順差的影響為研究對(duì)象，具體分析這期間中國(guó)出口商品集中度的變化、對(duì)商品貿(mào)易順差的影響及影響機(jī)制。

二、中國(guó)出口商品集中度的演變

(一)中國(guó)出口商品集中度的測(cè)算

1.出口商品集中度的衡量方法

出口商品集中度是指一國(guó)出口商品集中于某類商品的程度。對(duì)于出口商品集中度的測(cè)算，現(xiàn)有文獻(xiàn)中使用過(guò)的指標(biāo)和方法很多。為保證結(jié)果的穩(wěn)健，本文使用現(xiàn)有文獻(xiàn)中用到的大多數(shù)指標(biāo)(高凌云 等，2012)，如表1。

表1 出口集中度的測(cè)度指標(biāo)

表1中，n表示出口商品種類，Xit表示某國(guó)第i類商品在第t期的出口額，Xt表示某國(guó)第t期的總出口額，Xt(－)=(1/n)Xt，Wit表示世界第i類商品在第t期的出口額，Wt表示世界第t期的總出口額，pi為(Wit/Wt)的累積百分比，qi為(Xit/Xt)的累積百分比。

以上8種指標(biāo)除MRCA外，所有指標(biāo)均與出口集中度正相關(guān)，即數(shù)值越大，表示研究對(duì)象出口商品的集中度越高。MRCA是Blassa RCA指數(shù)分布的中位數(shù)，由于該分布并不是對(duì)稱分布，取值在零和無(wú)窮大之間，因此分布的中位數(shù)也較適宜作為集中度的測(cè)度指標(biāo)之一，但中位數(shù)越大，說(shuō)明研究對(duì)象擁有越多具有比較優(yōu)勢(shì)的出口部門，從而出口集中度會(huì)越低。

2.中國(guó)出口商品集中度的演變

為清晰顯示中國(guó)出口集中度隨時(shí)間推移的變化趨勢(shì)，下面將以上8種指標(biāo)計(jì)算的中國(guó)1994—2012年出口集中度系數(shù)按絕對(duì)指標(biāo)和相對(duì)指標(biāo)分別描繪在折線圖中(圖1和圖2)。從圖中可以發(fā)現(xiàn):由絕對(duì)指標(biāo)計(jì)算出的出口集中度系數(shù)總體上呈明顯上升趨勢(shì);由相對(duì)指標(biāo)計(jì)算出的出口集中度系數(shù)中，RGINI系數(shù)總體上呈明顯上升趨勢(shì)，MRCA系數(shù)(MRCA系數(shù)與出口集中度反向變化，即MRCA系數(shù)越小，出口集中度越高)總體上呈明顯下降趨勢(shì)，DISSIM系數(shù)和RTHEIL系數(shù)總體上比較平緩，未顯示明顯上升或下降趨勢(shì)。絕對(duì)指標(biāo)中，我國(guó)出口產(chǎn)品的HHI系數(shù)①各系數(shù)取值由筆者依據(jù)聯(lián)合國(guó)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)UNCOMTRADE1994—2012年的原始數(shù)據(jù)計(jì)算而得。1994年為0.248，2004年為0.306，2010年達(dá)0.332;GINI系數(shù)1994年為0.334，2000 年為 0.400，2009 年為 0.439，2012 年達(dá)0.442;CV系數(shù)1994年為1.217，2002年為1.341，2004年為1.436，2009年達(dá)1.523;THEIL系數(shù)1994年為0.641，1998 年為 0.723，2002 年為 0.808，2005 年為0.892，2009年達(dá)0.948。相對(duì)指標(biāo)中，我國(guó)出口商品的RGINI系數(shù)1994年為0.113，2002年為 0.214，2008 年為0.310，2011年為 0.327;MRCA系數(shù) 1994年為0.402，1998 年為 0.302，2003 年為 0.208，2009 年為0.162。綜合以上結(jié)果，可以認(rèn)為中國(guó)在1994—2012年期間出口商品的貿(mào)易集中度是逐步上升的態(tài)勢(shì)。

圖1 1994—2012年中國(guó)出口商品集中度的絕對(duì)指標(biāo)

圖2 1994—2012年中國(guó)出口商品集中度的相對(duì)指標(biāo)

(二)中國(guó)出口商品的主要類別

那么，中國(guó)的出口商品主要集中于哪些類別的產(chǎn)品上呢?

從表2提供的信息看，自1994年持續(xù)順差以來(lái)，中國(guó)的出口商品主要集中于三大類產(chǎn)品上:SITC1位分類的第6類(主要按材料分類的制成品)、7類(機(jī)械和運(yùn)輸設(shè)備)和8類(雜項(xiàng)制成品)。1994年，我國(guó)這三類產(chǎn)品的出口額占總出口額的比重約為78.32%，1997年為81.15%，2006年達(dá)89.87%，且自2005年以來(lái)這一比例一直維持在89%的水平。其中，第6類產(chǎn)品出口額占總出口額的比重變化不大，1994—2012年期間最低占15.53%，最高占22.11%;第7類產(chǎn)品出口額占總出口額的比重顯著增加，從1994年占18.04%到2012年占47.15%，其間最高的2010年占49.53%;第8類產(chǎn)品出口額占總出口額的比重明顯下降，從1994年占40.62%到2012年占26.00%，最低的2008年占23.29%。

進(jìn)一步細(xì)究，1994年至今，按SITC1位分類的第8類產(chǎn)品一直是順差最大的產(chǎn)品類別，而按SITC2位分類看②作者依據(jù)聯(lián)合國(guó)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)UNCOMTRADE1994—2012年的原始數(shù)據(jù)比較而得。，第8類產(chǎn)品中的8個(gè)類別中，84(服裝及衣服配件)出口額始終位居第一。第7類產(chǎn)品中的9個(gè)類別中，75(辦公室機(jī)器和自動(dòng)數(shù)據(jù)處理設(shè)備)、76(電信、錄音和放音設(shè)備)、77(電動(dòng)機(jī)械、儀器和用具、配件)出口額交替位居第一，并且每年度三類產(chǎn)品出口額相差不多。其中，2005—2010年75類位居第一;1994年、2003年、2004年76類位居第一;1995—2002年以及2011—2012年77類位居第一。第6類產(chǎn)品中的9個(gè)類別中，除2008年出口額居第一位的是67(鋼鐵產(chǎn)品)外，其他年份65(紡織紗線、織物、制成品和相關(guān)產(chǎn)品)出口額始終位居第一，而2008年65類產(chǎn)品與67類產(chǎn)品出口額相差不多。

表2 1994—2012年中國(guó)各類產(chǎn)品出口額占總出口額的比重(按SITC1位分類) 單位:%

三、我國(guó)出口商品集中度對(duì)商品貿(mào)易順差影響的實(shí)證分析

數(shù)據(jù)選擇1994—2012年中國(guó)商品貿(mào)易的絕對(duì)順差額(用asurplus表示，單位為億美元)作為被解釋變量，反映出口商品集中度的HHI指數(shù)①由于現(xiàn)有關(guān)于出口商品集中度的研究大部分采用HHI指數(shù)，因此這里我們也選用HHI指數(shù)測(cè)算的結(jié)果作為解釋變量。(用cc表示)作為解釋變量。使用Eviews 6.0軟件進(jìn)行檢驗(yàn)。相關(guān)分析結(jié)果顯示兩者之間的相關(guān)系數(shù)為0.906，初步判斷，商品貿(mào)易絕對(duì)順差額與出口集中度之間存在較高的相關(guān)關(guān)系。

(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

隨機(jī)時(shí)間序列數(shù)據(jù)往往非平穩(wěn)，如果直接進(jìn)行回歸分析可能出現(xiàn)偽回歸，為避免這種情況，首先要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。為消除量綱的影響，這里對(duì)數(shù)據(jù)做標(biāo)準(zhǔn)化處理，絕對(duì)貿(mào)易順差取對(duì)數(shù)，對(duì)HHI指數(shù)+1取對(duì)數(shù)，得到的結(jié)果表示為lnasurplus和lncc，然后作ADF單位根檢驗(yàn)，滯后階數(shù)根據(jù)AIC最小準(zhǔn)則和顯著性確定。結(jié)果如表3?？梢钥闯觯?%的置信水平下，原始序列不平穩(wěn)，但一階差分序列都平穩(wěn)，因此序列均為一階單整，即I(1)，符合協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。

表3 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的常用方法有兩種，即EG－ADF協(xié)整檢驗(yàn)和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。此處是雙變量，因此兩種方法均可。本文選擇Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。經(jīng)檢驗(yàn)，對(duì)變量lnasurplus與lncc建立向量自回歸模型為VAR(3)，因此Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的滯后階數(shù)為滯后2階，選擇的形式為序列沒(méi)有確定性趨勢(shì)且協(xié)整方程有截距的方程進(jìn)行估計(jì)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4。

表4 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量的結(jié)果均表明:在5%的顯著性水平下，兩個(gè)變量間存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系，長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系方程為:

這說(shuō)明，商品出口絕對(duì)順差與出口商品集中度之間存在長(zhǎng)期變動(dòng)趨勢(shì)，當(dāng)出口商品集中度增加1%時(shí)，商品出口絕對(duì)順差增加35.072%。

(三)向量誤差修正模型(VEC)

方程(1)只能解釋在長(zhǎng)期內(nèi)我國(guó)商品出口絕對(duì)順差與出口集中度之間的同向變動(dòng)趨勢(shì)，并不能解釋短期內(nèi)對(duì)這種長(zhǎng)期均衡的偏離，為此可以建立誤差修正模型來(lái)分析兩者在短期的聯(lián)系。根據(jù)估計(jì)結(jié)果，VEC模型為:

模型擬合優(yōu)度0.78，各項(xiàng)系數(shù)通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，誤差修正項(xiàng)(ECM)系數(shù)為－0.854，符合反向修正機(jī)制，說(shuō)明當(dāng)出口商品絕對(duì)差額的短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將以－0.854的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)。

四、中國(guó)出口專業(yè)化影響商品貿(mào)易順差的主要機(jī)制:規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)

中國(guó)出口商品集中度的逐步提高意味著中國(guó)出口走的是一條漸進(jìn)專業(yè)化之路，出口專業(yè)化主要通過(guò)規(guī)模經(jīng)濟(jì)來(lái)降低成本、提高競(jìng)爭(zhēng)力。

(一)內(nèi)部規(guī)模經(jīng)濟(jì)與外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)的理論分析

規(guī)模經(jīng)濟(jì)與范圍經(jīng)濟(jì)通常與企業(yè)的擴(kuò)張活動(dòng)相聯(lián)系，但也適用于行業(yè)分析。規(guī)模經(jīng)濟(jì)是指隨著產(chǎn)量擴(kuò)大平均成本降低的現(xiàn)象。規(guī)模經(jīng)濟(jì)有內(nèi)部規(guī)模經(jīng)濟(jì)與外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)之分，前者是單個(gè)企業(yè)隨產(chǎn)量增加平均成本降低的現(xiàn)象，后者是整個(gè)行業(yè)受益于產(chǎn)量擴(kuò)大帶來(lái)的平均成本降低現(xiàn)象。范圍經(jīng)濟(jì)是指隨著產(chǎn)品種類增加平均成本降低的現(xiàn)象。范圍經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)生主要是由于多種產(chǎn)品可共享企業(yè)的倉(cāng)儲(chǔ)、研發(fā)、營(yíng)銷、運(yùn)輸、客服等系統(tǒng)并分?jǐn)偣芾碣M(fèi)用。

規(guī)模經(jīng)濟(jì)的早期思想源于馬歇爾和斯蒂格勒，他們的分析主要針對(duì)內(nèi)部規(guī)模經(jīng)濟(jì)。他們認(rèn)為，由于固定成本的存在和固定投資的不可分割性，通過(guò)擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模、加強(qiáng)專業(yè)化生產(chǎn)能夠帶來(lái)成本的節(jié)約。理論之外，大量實(shí)踐證明，在一些技術(shù)含量比較低的行業(yè)中，企業(yè)往往把實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)作為降低成本、獲取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的主要途徑。比起IT等高附加值行業(yè)，食品、服裝、玩具、機(jī)電等行業(yè)對(duì)技術(shù)性要求相對(duì)較低，而對(duì)勞動(dòng)力成本和資本金要求較高，這種特點(diǎn)恰好符合改革開放以來(lái)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的現(xiàn)實(shí)(技術(shù)水平較低、豐富的低成本勞動(dòng)力、吸引資本的優(yōu)惠政策帶來(lái)了大量外國(guó)資本)，從而形成了中國(guó)參與國(guó)際垂直分工的比較優(yōu)勢(shì)。從1994—2012年的數(shù)據(jù)來(lái)看，這些行業(yè)也正是貢獻(xiàn)中國(guó)持續(xù)貿(mào)易順差的主要行業(yè)。

外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)主要來(lái)源于三個(gè)方面:第一，臨近專業(yè)化供應(yīng)商。企業(yè)在地理位置上臨近供應(yīng)商可能會(huì)更有效率。原因是，多企業(yè)聚集形成的市場(chǎng)吸引供應(yīng)商同時(shí)服務(wù)于多個(gè)企業(yè)，那么企業(yè)就不需要以較高成本在自身內(nèi)部生產(chǎn)其投入品，從而空間聚集成為一種“外部要素”，可以成為內(nèi)部要素的替代;其次，企業(yè)在地理位置上臨近供應(yīng)商，可以及時(shí)獲取投入品，從而減少庫(kù)存、降低成本。第二，共享勞動(dòng)力市場(chǎng)。同行業(yè)企業(yè)集中地區(qū)容易招募到更多技能類似的熟練勞動(dòng)力，有利于提高工人的平均技能;企業(yè)擴(kuò)張和收縮的靈活性更大，通過(guò)適時(shí)調(diào)整投入組合可以保持較高的生產(chǎn)效率。第三，技術(shù)知識(shí)溢出。空間上聚集的同行業(yè)企業(yè)，可以及時(shí)掌握競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手的技術(shù)進(jìn)步情況，獲得本行業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新信息，還能利用該地區(qū)各類研發(fā)活動(dòng)帶來(lái)的外部性，進(jìn)而生產(chǎn)效率更高。

(二)內(nèi)部規(guī)模經(jīng)濟(jì)與外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)的實(shí)證檢驗(yàn)

本文以順差規(guī)模最大的第8類產(chǎn)品中出口額始終位居第一的84類產(chǎn)品①可與《國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》二位碼層次的“紡織服裝、服飾業(yè)(18)”對(duì)應(yīng)。生產(chǎn)企業(yè)為例進(jìn)行驗(yàn)證。

1.內(nèi)部規(guī)模經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)

測(cè)度企業(yè)內(nèi)部規(guī)模經(jīng)濟(jì)的常用方法之一是柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)法(張旭青 等，2010)，其一般形式為:

式(4)中，Yi、Ki、Li、Mi分別代表企業(yè)i的產(chǎn)出、資本投入、勞動(dòng)投入和原材料投入，A表示技術(shù)效率，0＜α、β、γ＜1，ui為隨機(jī)干擾項(xiàng)，e為自然對(duì)數(shù)的底。

對(duì)式(4)兩邊同時(shí)取對(duì)數(shù)，得到:

為了判斷規(guī)模報(bào)酬是否顯著，即α+β+γ之和是否顯著大于1，可以利用F檢驗(yàn)方法(古扎拉蒂，2007)，原假設(shè)H0為α+β+γ=1。

這里使用《中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)》1995—2011年行業(yè)代碼為1810、1820、1830類企業(yè)的數(shù)據(jù)，以銷售收入作為產(chǎn)出(千元)指標(biāo)，投入要素分別為企業(yè)固定資產(chǎn)(千元)、職工人數(shù)(人)、中間投入(千元)，計(jì)量結(jié)果如表5。

表5 紡織服裝、服飾業(yè)企業(yè)內(nèi)部規(guī)模經(jīng)濟(jì)模型估計(jì)結(jié)果

回歸結(jié)果顯示，R2和調(diào)整后的R2值較高，模型擬合較好，三個(gè)彈性之和在樣本期內(nèi)的1995年、1996年、1997年、2011年4年均大于1，表明規(guī)模報(bào)酬遞增;2002年、2008年、2009年3年等于1，表明規(guī)模報(bào)酬不變;其余年份小于1，表明規(guī)模報(bào)酬遞減。不過(guò)，規(guī)模報(bào)酬遞減的年份中，三個(gè)彈性之和已非常接近1。因而總體上，中國(guó)商品貿(mào)易順差期間，紡織服裝、服飾業(yè)企業(yè)的內(nèi)部規(guī)模經(jīng)濟(jì)雖不是很顯著，但已經(jīng)顯現(xiàn)。

2.外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)，設(shè)定生產(chǎn)函數(shù)如下(張旭青等，2010):

對(duì)式(6)兩邊同時(shí)取對(duì)數(shù)，得到需要估計(jì)的方程:

式中，Yci、Kci、Lci和Mci分別是地區(qū)c中第i個(gè)企業(yè)的產(chǎn)出、內(nèi)部的資本、勞動(dòng)和原材料生產(chǎn)要素，F(xiàn)(·)是一個(gè)生產(chǎn)函數(shù)，Qc為c地區(qū)的產(chǎn)業(yè)規(guī)模，b表示指數(shù)，外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)設(shè)定為產(chǎn)業(yè)規(guī)模的指數(shù)函數(shù)(Henderson，1982;Mitra，1999)。在以上檢驗(yàn)內(nèi)部規(guī)模經(jīng)濟(jì)的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上，將位于同一省份，即郵政編碼前兩位數(shù)相同的企業(yè)生產(chǎn)總值加總作為產(chǎn)業(yè)規(guī)模，估計(jì)結(jié)果如表6。

表6 紡織服裝、服飾業(yè)企業(yè)外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)模型估計(jì)結(jié)果

回歸結(jié)果顯示，R2和調(diào)整后的R2值較高，模型擬合較好，產(chǎn)業(yè)規(guī)模變量前的回歸系數(shù)值除1997年、2007年、2008年、2009年、2010年為負(fù)之外①可能是由于1997年亞洲金融危機(jī)、2008年全球金融危機(jī)后全球需求驟減，部分企業(yè)關(guān)閉所致。，其余年份均為正，并高度顯著。說(shuō)明控制其他因素不變，這些產(chǎn)業(yè)規(guī)模變量前回歸系數(shù)為正的年份中，當(dāng)?shù)貐^(qū)紡織服裝、服飾業(yè)生產(chǎn)總值每增長(zhǎng)1%時(shí)，平均每個(gè)企業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)0.01% ～0.08%，產(chǎn)業(yè)聚集確實(shí)對(duì)紡織服裝、服飾加工企業(yè)的產(chǎn)出產(chǎn)生正面影響，即紡織服裝、服飾業(yè)企業(yè)的外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)已經(jīng)顯現(xiàn)。

五、簡(jiǎn)要結(jié)論與啟示

本文使用8種常用的指標(biāo)及SITC1分位數(shù)據(jù)，從絕對(duì)和相對(duì)角度測(cè)算了我國(guó)1994—2012年的出口商品集中度，結(jié)果顯示，在商品貿(mào)易持續(xù)順差的19年間，我國(guó)出口商品的集中度呈逐漸上升態(tài)勢(shì)。出口產(chǎn)品主要集中于三大類產(chǎn)品上:SITC1位分類的第6類(主要按材料分類的制成品)、7類(機(jī)械和運(yùn)輸設(shè)備)和8類(雜項(xiàng)制成品)?；趨f(xié)整方法的分析表明:出口商品集中度與商品貿(mào)易順差之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，當(dāng)以HHI指數(shù)衡量的出口商品集中度增加1%時(shí)，商品出口絕對(duì)順差增加35.072%。而且當(dāng)出口商品絕對(duì)差額的短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將以－0.854的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)。出口商品的集中度提高主要通過(guò)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)影響順差的擴(kuò)大。本文還使用順差規(guī)模最大的第8類產(chǎn)品中出口額始終位居第一的84類產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)測(cè)算了1995—2011年期間企業(yè)的內(nèi)、外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，結(jié)果表明企業(yè)的內(nèi)、外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)均已顯現(xiàn)。

基于以上分析，我們認(rèn)為低技術(shù)密集型行業(yè)應(yīng)繼續(xù)在出口中發(fā)揮優(yōu)勢(shì)。從前面的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，像服裝行業(yè)這樣的低技術(shù)密集型行業(yè)的內(nèi)、外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)雖已顯現(xiàn)，但并不是很顯著，在規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的發(fā)揮上仍有潛力。而且，雖然我國(guó)的勞動(dòng)力成本從2003年開始出現(xiàn)明顯上升的趨勢(shì)變化，但與同期世界平均水平相比仍然較低。因此，我國(guó)在未來(lái)一段時(shí)期內(nèi)，“幾億件襯衫換一架飛機(jī)”這種事不僅要繼續(xù)做下去，而且意義仍然重大，因?yàn)槲覀內(nèi)杂性S多做不了“飛機(jī)”，只能做“襯衫”、只會(huì)做“芭比娃娃”的農(nóng)民群體(裴長(zhǎng)洪等，2011)。就服裝業(yè)來(lái)看，企業(yè)可通過(guò)加強(qiáng)產(chǎn)品設(shè)計(jì)、品牌文化建設(shè)增強(qiáng)企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力，從而實(shí)現(xiàn)顯著的規(guī)模經(jīng)濟(jì);地方政府可以在金融危機(jī)后行業(yè)重新“洗牌”的條件下，進(jìn)一步促進(jìn)生存下來(lái)的企業(yè)加強(qiáng)聚集，并激勵(lì)物流、資金、通關(guān)、出口收匯保險(xiǎn)等相關(guān)環(huán)節(jié)提高服務(wù)效率，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)顯著的外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)。

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責(zé)任編校:張朝勝