“金磚四國”基礎設施投資出口效應的比較研究

蔡甜甜

(東北財經大學 國際經濟貿易學院，遼寧 大連 116025)

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“金磚四國”基礎設施投資出口效應的比較研究

蔡甜甜

(東北財經大學 國際經濟貿易學院，遼寧 大連 116025)

本文基于新新貿易理論，從理論上分析了基礎設施投資對出口規(guī)模和出口復雜度影響的微觀機制?；诶碚摷僭O，筆者使用1995—2013年的面板數據，利用變系數模型檢驗并比較研究了“金磚四國”基礎設施投資的出口規(guī)模效應和技術復雜度效應。研究結果表明：“金磚四國”基礎設施投資的出口規(guī)模效應和出口復雜度效應均顯著為正，前者由大到小的國家依次為中國、俄羅斯、印度和巴西，后者由大到小的國家依次為俄羅斯、巴西、中國和印度；不同類型基礎設施投資的出口規(guī)模效應和出口復雜度效應差異較大。

“金磚四國”；基礎設施投資；出口規(guī)模；出口復雜度

20世紀末以來，“金磚四國”出口貿易呈現出快速增長態(tài)勢，在世界貿易格局中的地位不斷上升。“金磚四國”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，服務貿易出口占世界服務貿易出口的比重由2000年的4.360%上升到2014年的9.880%。伴隨著出口貿易尤其是服務貿易出口的不斷增長，“金磚四國”出口復雜度也得到較大提升[1]。與出口復雜度不斷提升相伴的另一個事實是，“金磚四國”的基礎設施投資額年均增速超過了10%，尤其是交通和通信基礎設施得到了快速發(fā)展。由此，我們自然而然地產生一個疑問：“金磚四國”基礎設施投資對其出口貿易規(guī)模和出口復雜度是否存在影響？

一、文獻綜述

進入新世紀以后，一些學者認為出口的品質和內涵比出口數量更重要，因而出口復雜度迅速成為國際貿易領域的研究熱點。已有文獻關于出口復雜度的研究主要集中在三個方面：一是關于如何構建和測度出口復雜度的研究；二是影響出口復雜度的因素分析的研究；三是出口復雜度的經濟效應研究。

關于基礎設施投資與國際貿易之間的關系，國內外學者已做了大量研究。學者們大都認為，基礎設施投資是促進貿易貨物流量增長的重要因素?，F有文獻大多基于運輸成本視角研究基礎設施投資的出口規(guī)模效應，Bougheas等[1]、Limao和Venables[2]、Behar和Venables[3]的研究均發(fā)現，基礎設施投資可以降低企業(yè)運輸成本、提高企業(yè)國際競爭力，進而促進企業(yè)出口規(guī)模的擴大。也有少數學者從企業(yè)出口決策的角度探討基礎設施投資對出口貿易流量的影響，盛丹等[4]認為，中國基礎設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]的研究結果表明，在關稅、經濟發(fā)展水平和距離等因素既定的前提下，基礎設施投資對企業(yè)出口參與度具有顯著的影響?；A設施投資提高1%，則該國企業(yè)出口的概率將增加3.8%。隨著研究的不斷深入，部分學者開始探討基礎設施投資對出口復雜度的影響。蒙英華和裴瑱[6]的研究發(fā)現，基礎設施投資對中國服務出口品質的提升具有較好的解釋力。王永進等[7]從微觀企業(yè)角度闡述了基礎設施投資對出口復雜度影響的機制，并使用跨國面板數據從實證角度證明了基礎設施投資對出口復雜度具有顯著的促進作用。

現有文獻關于基礎設施投資對出口復雜度影響的研究仍然較少，且已有研究鮮見從基礎設施投資不同類型的角度來考察其出口規(guī)模效應和出口復雜度效應，本文力圖做進一步探討。

二、理論模型

基于新新貿易理論，同時參考Manova[8]和王永進等[7]的研究方法和思路，本文的理論模型構建如下：

(一)需求

Dixit和Stiglitz[9]認為，消費者行為可以通過一系列多樣化商品的消費來描述，因此，消費品總價格指數可以寫成如下形式：

(1)

(二)企業(yè)生產與出口

在開放經濟條件下，企業(yè)進入國際市場需要支付一定的沉沒成本Fe。參照異質性企業(yè)貿易模型的經典假設，企業(yè)出口單位產品需要承擔的冰山運輸成本為τ。

借鑒Levin和Tadelis[10]的方法，選取產品屬性的種類數來衡量該企業(yè)的出口復雜度。假定企業(yè)生產的產品屬性為m種類型，記為ωk，k∈{1,2,…,m}。為了簡化研究，假定交易雙方只能就某一具體類型的產品簽訂合同[7]。企業(yè)在國際市場中面臨著被“敲竹杠”的風險。假設事件發(fā)生的概率為ρ，0<ρ<1。該企業(yè)在國際市場中被“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)將根據進口方的要求重新組織和調整生產，同時，企業(yè)需要額外付出一定的調整成本S(φ)，其中，φ為基礎設施投資水平。一國的基礎設施水平越高，出口企業(yè)需要支付的調整成本S(φ)越低，即S′(φ)<0。

出口企業(yè)通過選擇出口價格和數量來實現預期利潤最大化，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)生產成本最小化的成本集，pi(x)為i期企業(yè)出口商品的價格，qi(x)為i期企業(yè)出口商品的數量，i=1,2。約束條件為：

(3)

對式(2)求導,得到企業(yè)預期出口商品的數量為:

E[q(x)]=[(1-ρm)+ρmS(φ)-ε]q(x)

(4)

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

假設1：基礎設施水平越高，出口企業(yè)出口商品數量越多，且對于出口復雜度越高的企業(yè)，基礎設施對其出口數量的影響越大。

根據式(2)和(3)，解最優(yōu)化問題得到：

(5)

(6)

(7)

(8)

Melitz[11]提出，出口企業(yè)存在生產率決定的零邊界利潤條件，即存在某一生產率水平?*，使得E[π(?*)]=0。企業(yè)的生產率水平只有高于?*才會選擇出口，因為只有生產率水平較高的企業(yè)才有能力獲得足夠的利潤抵銷進入國際市場所需的沉沒成本。因此，根據式(8)可以得到：

(9)

對式(9)求導得到，??*/?φ<0，?2?*/?φ?m>0，這表明基礎設施水平越高，對出口企業(yè)的生產率水平要求越低，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；對技術復雜度越高的企業(yè)，基礎設施對其出口參與度的影響越大。因此，可以得到本文的假設2。

假設2：基礎設施水平越高，復雜度越高的企業(yè)出口參與度越大，從而使該國出口更多高技術含量的產品。

由假設1和假設2可知，基礎設施水平越高，企業(yè)的出口規(guī)模越大、出口復雜度越高。下文將從實證角度檢驗以上兩種假設。

三、基礎設施投資的出口規(guī)模效應

(一)模型、變量選取與數據來源

1.模型的設定

為了檢驗基礎設施投資的出口規(guī)模效應，計量模型設定為如下形式：

(10)

其中，Export為企業(yè)出口總額，Infra為基礎設施投資，X為其他控制變量，μ為時期固定效應，γ為個體固定效應，ε為誤差項。

2.變量選取與數據來源

本文樣本選取“金磚四國”1995—2013年的年度數據。變量選取及數據來源如下：

被解釋變量為出口規(guī)模(Export)。出口規(guī)模(Export)選取“金磚四國”出口總額來表示，數據來源于《世界銀行發(fā)展指標》。

主要解釋變量為基礎設施投資(Infra)。現有各類統計資料均無基礎設施投資總額這一指標數據。世界銀行將基礎設施劃分為經濟基礎設施和社會基礎設施，前者是指長期使用的工程構筑、設備、設施以及其為經濟生產和家庭所提供的服務；后者是指教育、衛(wèi)生保健和環(huán)境保護等。鑒于數據的可獲得性，經濟基礎設施投資選取“電力、天然氣及供水”、“陸地運輸”、“水運”、“航空”、“其他輔助運輸”和“郵電”等行業(yè)的固定資本形成總額；社會基礎設施投資選取“教育”和“醫(yī)療衛(wèi)生”等行業(yè)的固定資本形成總額?；A設施投資為經濟基礎設施和社會基礎設施投資總額，數據來源于《世界投入產出表》。部分年份缺失數據采用多項式擬合補充，擬合優(yōu)度均在95%以上。

控制變量(X)為貿易開放度(Open)、外商直接投資(FDI)、人口規(guī)模(POP)和實際有效匯率(REER)。貿易開放度(Open)選取進出口總額占GDP比重來衡量，數據來源于《世界銀行發(fā)展指標》；外商直接投資(FDI)采用外商直接投資存量占GDP的比重來衡量，數據來源于聯合國貿發(fā)會議數據庫；人口規(guī)模(POP)選取年末人口總額來表示，數據來源于《世界銀行發(fā)展指標》；實際有效匯率(REER)選取國家間相對價格調整的實際有效匯率來衡量，數據來源于《各國宏觀經濟指標寶典》。

(二)實證結果與分析

為了避免偽回歸，需要對模型中各變量數據的平穩(wěn)性進行檢驗。本文采用面板數據的LLC單位根檢驗方法來判斷各變量的平穩(wěn)性。檢驗結果表明，各變量同為一階單整序列。且Pedroni檢驗和Kao檢驗均表明出口規(guī)模與各解釋變量之間存在協整關系。因此，可以對模型(10)進行回歸分析。本文運用Eviews7.0對樣本數據進行F統計量檢驗。計算得到：F1=13.020>F0.01(15,42)，F2=25.339>F0.01(18,42)。統計量F1和F2的值均大于臨界值，因而本文樣本數據符合變系數模型。同時，Hausman統計值為45.900，表明面板數據模型為個體固定效應模型。

綜上分析，本文應在1%的統計水平下建立變系數固定效應模型。估計結果如表1所示。

表1 “金磚四國”基礎設施投資的出口規(guī)模效應結果估計

注：*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平；括號內的值為t統計值。表2—表4同。

從表1可以看出，“金磚四國”基礎設施投資的出口規(guī)模效應均顯著為正，符合理論預期。該四國基礎設施投資的出口規(guī)模效應由大到小的國家依次為中國、俄羅斯、印度和巴西?！敖鸫u四國”基礎設施投資的出口規(guī)模效應可能與本國基礎設施投資額有直接關系。1995—2013年中國基礎設施年均投資額為268.399億美元，是巴西的10倍、印度的4倍、俄羅斯的5倍，可見，中國基礎設施投資的出口規(guī)模效應最大。俄羅斯和印度基礎設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，兩國的基礎設施投資的出口規(guī)模效應比較接近。巴西基礎設施年均投資額僅為23.988億美元，其出口規(guī)模效應也最小。

下文將分別從能源(So：包括電力、天然氣和供水)、交通(Trans：包括陸地運輸、水運、航空和其他輔助運輸)、通訊(Infor)、教育(Edu)和衛(wèi)生(Ws)等五個方面來分析不同類型基礎設施投資的出口規(guī)模效應?；谠摬糠值难芯磕康?，表2僅報告上述五種類型基礎設施投資的彈性，并未列示其他控制變量彈性。

表2 “金磚四國”不同類型基礎設施投資的出口規(guī)模效應結果估計

從表2可以看出，“金磚四國”不同類型基礎設施投資的出口規(guī)模效應不同。能源基礎設施投資的出口規(guī)模效應均顯著為正，由大到小的國家依次為中國、俄羅斯、印度和巴西。作為物質生產資料，豐富的能源能夠為企業(yè)擴大生產規(guī)模提供物質保障，生產更多產品，從而促進企業(yè)出口規(guī)模的提高。交通基礎設施投資的出口規(guī)模效應也均顯著為正，由大到小的國家依次為中國、俄羅斯、巴西和印度。眾所周知，交通基礎設施的提高能降低企業(yè)生產成本并增加企業(yè)選擇出口的概率，提高企業(yè)出口產品的數量[7]。印度通訊基礎設施投資的出口規(guī)模效應為負，但不顯著，可能的原因是，印度通訊基礎設施投資占基礎設施投資總額的比重較低，且存量的比重呈下降趨勢，如印度通訊基礎設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通訊基礎設施的出口規(guī)模效應均顯著為正，由大到小的國家依次為中國、巴西和俄羅斯。教育和衛(wèi)生基礎設施的出口規(guī)模效應均為正，但均不顯著，說明社會基礎設施投資的增加并不能帶動出口規(guī)模的提高。

四、基礎設施投資的出口復雜度效應

(一)模型、變量選取與數據來源

1.模型的設定

為了檢驗基礎設施投資的出口復雜度效應，計量模型設定如下：

(11)

其中，Exco為企業(yè)出口復雜度，Infra為基礎設施投資，X為其他控制變量，μ為時期固定效應，γ為個體固定效應，ε為誤差項。

2.變量選取與數據來源

主要解釋變量?；A設施投資(Infra)為實證模型的主要解釋變量。基礎設施投資選取“電力、天然氣及供水”、“陸地運輸”、“水運”、“航空”、“其他輔助運輸”、“郵電”、“教育”和“醫(yī)療衛(wèi)生”等行業(yè)的固定資本形成總額，數據來源于《世界投入產出表》。

其他控制變量。外商直接投資、貿易開放度和市場規(guī)模等因素是影響出口復雜度的重要因素[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的比重來衡量，數據來源于聯合國貿發(fā)會議數據庫；貿易開放度(Open)選取進出口總額占GDP比重來衡量，數據來源于《世界銀行發(fā)展指標》；市場規(guī)模采用人口規(guī)模(POP)來衡量，選取年末人口總額來表示，數據來源于《世界銀行發(fā)展指標》。

(二)實證結果與分析

本文對各變量進行協整檢驗和F檢驗。結果表明，各變量之間存在協整關系，滿足建立計量模型的條件，樣本數據適合變系數模型。

表3 “金磚四國”基礎設施投資的出口復雜度效應結果估計

從表3可以看出，“金磚四國”基礎設施投資的出口復雜度效應均顯著為正，由大到小的國家依次為俄羅斯、巴西、中國和印度。雖然中國的基礎設施投資水平最高，但中國基礎設施投資的出口復雜度效應較小?？赡艿脑蚴?，中國出口貿易主要以加工貿易為主，從事加工貿易的企業(yè)多為勞動密集型企業(yè)，對技術創(chuàng)新與生產效率提高不夠重視。

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

表4 “金磚四國”不同類型基礎設施投資的出口復雜度效應結果估計

從表4可以看出，“金磚四國”的能源基礎設施投資的出口復雜度效應均為正，但不顯著，表明能源基礎設施投資并不能顯著提高出口復雜度，過分依賴資源投入并不能提高產品的技術水平，這一結果也印證了“自然資源詛咒”的存在。一方面，企業(yè)過多依賴能源，有可能弱化技術創(chuàng)新；另一方面，資源型企業(yè)對高技術企業(yè)在一定程度上存在擠出效應，資源型企業(yè)的擴張不利于出口產品技術的提高和產業(yè)升級?！敖鸫u四國”交通和通訊基礎設施投資的出口復雜度效應均顯著為正，前者的出口復雜度效應由大到小的國家依次是俄羅斯、中國、巴西和印度，后者的出口復雜度效應由大到小的國家依次為俄羅斯、巴西、中國和印度，表明交通和通信基礎設施投資水平越高，出口復雜度越高，符合理論預期?！敖鸫u四國”教育基礎設施的出口復雜度效應差異較大，巴西和俄羅斯的教育基礎設施投資的出口復雜度效應均為正，但后者遠大于前者。中國和印度教育基礎設施投資的出口復雜度效應均不顯著?！敖鸫u四國”教育基礎設施投資的出口復雜度效應存在差異的可能原因是，巴西和俄羅斯的教育基礎設施相對比較完善、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率均值分別為103.900%和87.600%，中國和印度僅為70%和57%。巴西和俄羅斯的衛(wèi)生基礎設施投資的出口復雜度效應為正，中國和印度則不顯著，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，而中國和印度的衛(wèi)生設施水平相對比較落后，導致其對出口復雜度效應并不顯著。

五、結 論

本文基于新新貿易理論，從理論上探討了基礎設施影響企業(yè)出口規(guī)模和出口復雜度的微觀機制，并提出理論假設?；诶碚摷僭O，運用面板數據的變系數模型對理論模型進行了實證檢驗，測算了“金磚四國”基礎設施投資的出口規(guī)模效應和出口復雜度效應。結果表明，“金磚四國”基礎設施投資的出口規(guī)模效應和出口復雜度效應均顯著為正，前者由大到小的國家依次為中國、俄羅斯、印度和巴西，后者由大到小的國家依次為俄羅斯、巴西、中國和印度。不同類型基礎設施投資的出口規(guī)模效應和出口復雜度效應差異較大。具體而言，能源基礎設施投資可以提高本國出口規(guī)模效應均顯著，但出口復雜度效應均不顯著，說明“資源詛咒”的存在；交通和通訊基礎設施的出口規(guī)模效應和出口復雜度均顯著為正；教育和衛(wèi)生基礎設施的出口效應差異較大，巴西和俄羅斯教育、衛(wèi)生基礎設施投資的出口規(guī)模效應不顯著，出口復雜度效應則顯著為正向，中國和印度的教育、衛(wèi)生基礎設施投資對出口規(guī)模效應和技術復雜度均不具有較好的解釋力。

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(責任編輯：徐雅雯)

2016-09-21

教育部人文社會科學一般項目“東道國區(qū)位優(yōu)勢與FDI流入關系研究”(11YJAGJW010)

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

F752.62

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