论文内需的扩大是增加还是减少出口？基于异质企业视角的理论模型和实证，本文是实证研究有关毕业论文怎么写与实证研究和异质企业视角和内需方面在职开题报告范文.
唐宜红 林发勤
摘 要： 中国的贸易失衡表现为巨大的贸易顺差,有一种观点认为扩大内需可以减少出口,降低贸易失衡.本文在考虑企业异质性的基础上,对中国制造企业内需能否促进出口的作用进行了理论和实证分析.理论模型预测,如果企业生产率足够高,可以进行贸易,企业内需的增加总能促进出口数量和出口额的增加,且贸易成本的减小会促进这种效应.我们运用中国工业企业数据对这一推论进行了实证研究.我们首先利用半参数估计的Olley 和Pakes（OP）方法估计企业生产率,然后控制企业生产率、企业要素禀赋、行业固定效应、地区固定效应和企业所有制的影响进行计量分析.实证结果发现,出口企业内需的扩大显著促进了企业的出口,而且处于规模经济行业的企业的这种作用更为显著,东部地区企业和国有企业的国内销售对出口的作用也高于其他地区和其他企业.另外,本文对不同出口规模的企业应用分位数回归方法发现,企业出口规模越大,企业内需对出口的作用越显著.
关键词：企业生产率；内需；出口；OP 方法；分位数回归
中图分类号：F710 文献标识码：A 文章编号：1006-1894（2016）02-0005-14
作者简介： 唐宜红,财经大学国际经济与贸易学院教授、院长、博士生导师,研究方向：国际贸易；林发勤,财经大学国际经济与贸易学院副教授, 研究方向：国际贸易.
基金项目： 本文受国家社科基金重大项目( 项目编号：12&ZD097)、国家自然科学基金青年项目( 项目编号：71503281)、“高校基本科研业务费专项资金”和“财经大学科研创新团队支持计划”资助.
一、引言与文献综述
改革开放3 0 多年来,中国对外贸易发展迅速,1 9 7 8 ~ 2 0 1 1 年出口年平均增长达到了1 8 . 1%.自1 9 9 4 年以来,中国已经连续1 8 年出现贸易顺差,其中2 0 0 9 年出口达1 2 , 0 1 6 亿美元, 成为世界第一大出口国.2 0 1 2 年, 虽然中国的出口增长率只有7 . 9 % ,但是中国的贸易顺差达到了2 , 3 1 1 . 0 9 亿美元.在这一背景下,很多观点认为,在中国经济规模和贸易规模都已经位居世界前列的情况下,中国外贸增长势必对世界经济和全球贸易产生重大影响,甚至可能对世界市场供需平衡关系造成严重冲击,从而引发剧烈的贸易摩擦.
与此同时,中国高速增长的出口贸易也面临着一系列现实问题,如能源和资源约束日益严峻、环境责任日益加重等等,尤其是本轮全球金融危机冲击对中国开放型经济造成巨大影响.不少学者认为,危机充分暴露了中国“外需拉动型”经济发展模式的脆弱性,应该改变原来外向型发展模式,采取以内需为主导的发展模式,扩大内需可以降低中国的出口和减少贸易失衡.但是,当2 0 0 8 年经济危机爆发时,中国出台了扩大内需的一系列调控措施,尽管中国的出口增长率有所下降,但是中国的贸易顺差和出口贸易占世界贸易的比重还在继续上升,贸易失衡现象并没有得到明显好转.因此,内需的扩大到底会增加还是降低出口呢？
从理论上分析, K r u g m a n （ 1 9 8 0 , 1 9 9 1 ） 的“ 本地市场效应” 理论认为, 在存在运输成本的前提下,一国内需的增加将会促使具有规模经济的产业以超过本国消费的比例形成集聚从而增加产出,带来出口的增加.但是在实证上结论也不完全一致,Da v i s 和We i n s t e i n（1 9 9 6）结合比较优势理论和新贸易理论,运用国家层面数据发现,在OE CD 国家这种“本地市场效应”只能解释1 0% 的出口变化,而比较优势能够解释90%.后来D a v i s 和W e i n s t e i n （ 1 9 9 9 ）运用行业数据发现,在日本1 9 个制造业中只有8 个行业具有这种效应, D a v i s 和W e i n s t e i n （ 2 0 0 3 ）也运用行业数据发现O E C D 国家制造业上存在显著的“ 本地市场效应” .H a n s o n 和C h o n g （ 2 0 0 4 ）发现,“本地市场效应”的存在与否取决于产业运输成本,成本越高,“本地市场效应”越明显.S c h uma c h e r（2 0 0 6）认为,在许多行业中包括资本密集型和劳动密集型行业都存在这种“本地市场效应”.
在对中国“本地市场效应”的研究中,张帆等（2 0 0 6）运用省级层面数据分析“本地市场效应”对中国省际生产和贸易的影响；钱学锋和陈六傅（ 2 0 0 7 ）发现“本地市场效应”已经成为中国对美国出口最重要的比较优势源泉之一.然而,邱斌和尹威（ 2 0 1 0 ）发现中国制造业出口中内需并不一定能够促进出口,“本地市场效应”在一般贸易中显著存在, 但在加工贸易中不显著.同时, 制造业行业开放度、贸易结构和空间集聚程度对“本地市场效应”的发挥有着明显的影响.在一般贸易中拥有较高劳动力成本和科研水平的行业, 本土市场规模对其出口有更显著的促进作用；而在加工贸易中, 拥有较低劳动力成本和科研水平的行业, 本土市场规模与其出口存在着较强的负相关性.范剑勇和谢强强（2 0 1 0）发现“本地市场效应”在中国各产业的分布中广泛存在.钱学锋和黄云湖（2 0 1 3）运用多国“本地市场效应”框架和引力模型发现中国制造业总体上存在“本地市场效应”,加工贸易的存在并没有使得“本地市场效应”消失.
值得关注的是,所有这些先前的研究包括对中国“本地市场效应”的研究都是运用地区数据和行业层面数据,没有应用微观企业数据对企业内需和外需的关系进行考察,忽略了企业异质性的影响,他们所研究的实际上是新贸易理论中同质企业的集聚所产生的“ 本地市场效应” 存在与否.而H e a d 等（ 2 0 0 2 ） 、O k u b o 和R e b e y r o l( 2 0 0 6 ) 分析了“本地市场效应”和异质企业的关系,①认为把“本地市场效应”和异质性企业相结合,能够更为深入地研究企业本国销售对其出口的影响.这些文献为新贸易理论的“本地市场效应”拓展到新新贸易理论领域提供了研究基础.本文将通过建立一个关于异质企业的理论模型来分析企业内需对外需的作用,同时将采用中国的工业企业调查数据,把企业生产率与企业内需对外需的作用相结合,对中国企业层面的这种“本地市场效应”存在与否进行详细的分析,弥补我国“本地市场效应”研究文献中缺乏微观企业证据的不足.
二、一个异质企业理论分析
与M e l i t z （ 2 0 0 3 ）和H e l p m a n 等（ 2 0 1 0 ）相似,我们考虑一个只有两个国家的世界, 本国和外国（ 外国的变量我们用* 表示）.每个国家中, 效用函数（U）定义为在每个行业消费差异化产品的连续统,这样就构成了一个不变替代弹性的效用函数形式,也可以称之为真实消费指数（Q ）：
所以只有生产率大于常数 x 的企业才能出口.因此,我们得到如下推论：推论：生产率大于常数 x （由方程1 0 决定）的企业才能出口,且出口企业出口数量随着国内销售数量的递增而提高（由方程5 直接得到）,出口额也将随着国内销售额的提高而增加（由方程7 直接得到）,且上升幅度随着τ （贸易成本）的增加（减少）而提高（由方程5 和方程7 对τ 求导直接可得）.
该推论为我们以下的实证分析提供了理论上的支持,企业出口额会受到生产率的影响,同时国内市场销售额也将影响企业的出口额,即内需对外需的作用,也即我们所定义的企业层面上的“本地市场效应”.
三、数据分析和企业生产率
(一)数据基本信息
本文所使用的数据来自于国家统计局1 9 9 9 ~ 2 0 0 3 年的调查数据,包括所有国有企业和销售额在5 0 0 万元以上的其他所有制企业,占中国工业总产出的9 0%,我们将重点对2 9 个制造业进行分析.①
由于原始数据有一些误差,我们对数据进行了适当的整理,与J e f f e r s o n 等（ 2 0 0 8 ）一致, 我们去除了雇佣人数少于8 人的企业.另外, 如果企业报告的开业时间在2 0 0 3 年之后或所有资本都为0 或其他变量如工业产出、资本投入、中间投入、工业增加值等实变量小于0,我们也将去除这些企业.企业的相关信息见表1.因为有企业退出等情形,共有2 3 8 , 2 0 8 家企业和6 0 6 , 5 9 1 个观测值的非平衡面板数据.企业在各产业、各省和各所有权的分布见表2 ~ 表4,我们可以发现企业在行业和地区之间的分布存在很大的不平衡.在行业分布上,企业主要集中在具有劳动密集型的纺织行业（2 1%）和规模经济显著的机电产品行业（3 0 . 8%）；在地区分布上,企业主要集中在东部沿海地区,如长三角的上海、浙江和江苏三省市和珠三角的广东省,企业占全国企业总数的4 6 . 4 %；从所有权的分布来看,超过5 0 % 的企业是私营企业,集体所有制企业占3 3% 多,国有企业占2 2%,外商投资企业为2 5%,其中港澳台企业比其他外商投资企业稍多一些.
(二)企业生产率估计
为了更好地刻画企业层面的内需对外需的作用, 我们需要控制企业生产率的影响.异质企业贸易模型告诉我们,企业生产率对企业的出口行为有着重要的影响（Me l i t z,2 0 0 3）.如果企业的生产率水平有偏误的话,将会导致内生性偏误,而且企业生产率水平与企业销售额有一定的关系,生产率越高,企业销售额一般会越高.
这样,生产率水平的偏误会造成“本地市场效应”的估计失去一致性.因此,我们需要估计出可靠的企业生产率水平.
利用一般的柯布—道格拉斯生产函数且使用OL S 方法来估算全要素生产率会存在两个偏差问题：同时性偏差所引起的内生性问题和企业退出与进入市场所引起的选择性偏差问题.虽然工具变量方法和固定效应方法可以在有条件的情况下解决相互决定的同时性偏差,但好的工具变量往往很难找到,而且固定效应方法只有在不随时间变化的扰动下才有效.另外,选择性偏差是通常参数估计方法所不能解决的.Olley 和 Pakes（1996）发展出的三步回归模型框架的半参数估计方法（以下简称OP 方法）可以较好地解决在估算企业全要素生产率（TFP）时所存在的这两个问题.OP 三步回归方法的创新之处在于：（1）通过引入不可观测的生产率扰动因素,可以较好地控制企业投资和TFP 之间的相互决定所引起的内生性问题；（2）它能够有效解决因为企业选择进入还是退出市场的自我决策行为所导致的样本选择性偏差问题.
（二）内需对外需的作用——分行业、地区和所有制分析
我们应用该计量模型对各行业、各地区和各所有制企业进行了“本地市场效应”的研究.表9 报告了各行业、各地区和各所有制企业的“本地市场效应”,估计的同时控制了企业生产率、企业要素禀赋和其他的固定效应变量,其中企业生产率采用的是分行业的OP 方法得到的全要素生产率.从表9 中我们可以看出,规模经济强的行业中,企业出口的“本地市场效应”更强,如机电产品行业,企业出口的 “本地市场效应”相对于其他行业表现得更为显著,估计结果显示,内需平均每增加1%,会推动这些行业的企业出口额增加0 . 1 4 2%.金属制品行业、化学医疗行业、纺织皮革行业、造纸打印行业的企业也呈现出较强的“本地市场效应”,而食品、饮料和烟草行业的企业“本地市场效应”不显著,木材家具行业中的企业显示逆“本地市场效应”,估计为负.相对于行业规模经济比较明显的机电产品、金属制品和化学行业而言,这些行业规模经济比较弱,所以企业没有显示出强的“本地市场效应”.
从地区上看,对于制造业企业出口的“本地市场效应”,整体上都呈现出强劲的“本地市场效应”,但东部地区制造业企业出口的“本地市场效应”比中西部地区更强.根据我们的理论分析,出口企业“本地市场效应”依赖于运输成本的存在,且随着运输成本的降低而增加,由于基础设施、地理条件等的差别,中西部地区企业出口时面临着更高的贸易成本,比如更高的运输成本,使得其内需对外需的作用不如东部地区强.
从所有制形式来看,对于不同的所有制形式,国有企业的“本地市场效应”最为显著,内需对外需的弹性作用达到0 . 2 6 5,可能的原因是国有企业受到国家重视,在企业融资、海外销售等方面得到了更多的支持,因此国有企业表现出更强的规模经济和更低的贸易成本,所估计出的“本地市场效应”也更强.其他外商投资企业所呈现出来的“本地市场效应”也比较强,其他外商投资企业以美国、欧洲和日本为代表,他们到中国投资的目的不是仅仅为了出口,而是为了占领中国的国内市场,而由于规模经济的存在,在本地销售增加的同时,他们的出口也在增加,也表现出了较强的“本地市场效应”,而香港、澳门和台湾地区（HMT）的投资是为了利用大陆地区的廉价劳动力进行加工出口,所以他们表现出来的“本地市场效应”最弱.①而集体企业和私营企业由于本身的规模和性质,“本地市场效应”要比HMT 投资的企业强,但小于国有企业和其他外商投资企业.
（三）内需对外需的作用——不同出口规模分析
从以上“本地市场效应”实证检验的分析可以看出,中国在企业层面上的确存在着“本地市场效应”,即国内销售的增加会促进企业出口的增加.企业是实施生产、销售和出口的最终承担者,根据企业异质性模型,企业之间具有很大的差异性,主要表现在企业生产率上.那些生产率高的企业能够克服更高的贸易成本,即生产率越高,贸易成本相对反而会显得更低,因此生产率高的企业呈现出来的“本地市场效应”可能更为明显.
为了对上述假设进行验证, 我们对出口额进行分组分析, 出口额小于1 0 , 0 0 0为第一组,出口额大于或等于1 0 , 0 0 0 且小于3 0 , 0 0 0 为第二组,出口额大于或等于3 0 , 0 0 0 为第三组,估计时其他变量均已控制.出口额的不同反映了企业生产率的差别,一般来讲企业生产率越高,企业出口就会越多.另外,为了进一步研究企业出口规模与“本地市场效应”的稳健关系,我们还使用了分位数回归方法.我们选择了3种分位数：0 . 2 5、0 . 5 和0 . 7 5,“本地市场效应”参数估计的含义为,出口额由小到大排列处于2 5%、5 0% 和7 5% 的分位数位置时内需对出口的弹性作用,所有估计结果见表10.
从分组回归中我们很清楚地看到,出口越多的企业,其表现出来的“本地市场效应”越明显.那些出口额小于1 0 , 0 0 0 的企业国内销售额的增加对企业的出口起到负的作用,而且在统计上高度显著,达到- 0 . 1 2 1,即逆“本地市场效应”,这可以理解为Me l i t z（2 0 0 3）模型中那些能出口但是出口规模小的企业,这些企业由于出口成本的影响更多地专注于国内市场；出口额稍大一些的企业国内销售的增加已经能促进出口了,虽然此时的幅度还比较小,弹性作用为0 . 0 1 0 7；出口额更大的一些企业其“本地市场效应”就更为明显,弹性达到0 . 1 1 5,为前者的1 0 倍多,这些出口规模大的企业则可以理解为Me l i t z（2 0 0 3）模型中那些由于出口而使生产率进一步提高的企业,从而导致出口的持续增加和规模经济的进一步增强.
此外,分位数回归结果也显示,企业出口规模越大,“本地市场效应”就越明显,当出口规模处于2 5% 分位数时,内需没有显示对外需有促进作用,也呈现出逆“本地市场效应”；当处于5 0% 分位数时,显示出显著为正的“本地市场效应”,内需每提高1%,将促进出口增加0 . 0 6 3 9 %；而当处于7 5 % 分位数时,“本地市场效应”更为突出,内需对出口的弹性作用为0 . 1 3 2,为前者的两倍多.因此我们可以认为,企业出口规模越大（生产率越高）,企业的“本地市场效应”将越显著.
五、结论
中国的贸易失衡表现为巨大的贸易顺差,一种观点认为扩大内需可以减少出口,降低中国的贸易失衡.本文在考虑企业异质性的基础上,对中国制造企业内需能否促进出口的作用进行了理论和实证分析.理论模型预测,如果企业生产率足够高,可以进行贸易,那么企业内需的增加总能促进出口数量和出口额的增加,且贸易的成本减小会促进这种效应.本文利用1 9 9 9 ~ 2 0 0 3 年的工业企业出口数据,在考虑企业生产率差异的基础上对企业本国销售如何影响出口进行了研究.在应用OP 方法、考虑同时性偏误和企业退出市场的选择性偏差估计出企业的可信生产率水平以及控制企业生产率、企业资本劳动禀赋、行业固定效应、地区固定效应和所有权影响的基础上,我们发现企业内需的扩大显著促进了企业的出口,“本地市场效应”明显；同时我们也发现规模经济越强的产业中的企业表现出来的“本地市场效应”越明显；更高运输成本的存在使得中西部地区企业层面的“本地市场效应”低于东部地区；国有企业和其他外商投资企业由于自身规模和投资动机的不同,相对于集体企业、私营企业和港澳台企业也表现出更大的“本地市场效应”.另外,我们通过分位数回归和分组分析发现,生产率高、出口规模大的企业所呈现出来的“本地市场效应”更明显.
因此扩大内需与稳定外需并不是矛盾的,是互补关系,二者之间具有协同拉动的作用.在受到金融危机的短期冲击、国际市场需求下降时,我们采取扩大内需的手段来缓解金融危机的影响是必要的,也是正确的.但这并不意味着我们一定就降低出口,转向“内需为主导”的发展模式.我们也绝不能因此将扩大内需与发展出口对立起来,无论从理论还是实践上看,两者都并非是对立关系,而在一定程度上是相互促进的协同关系.另外,本文的结论对我国比较优势的转变有着重要的启示,中国拥有巨大的劳动力资源,按照传统比较优势理论的观点,一般认为我国具有劳动密集型产业的比较优势,但根据“本国市场效应”理论,我国日益增大的国内市场会促使规模经济的形成,会使得很多企业超比例地集聚在中国, 有可能会在规模经济明显的产业部门形成比较优势,从而形成这些具有规模经济的产品的净出口.但我们也要看到本文分析的局限性,本文中内需的扩大指的是本国企业在国内的销售,我们没有考虑到进口在内需扩大中的情况.因此, 要从根本上缓解全球贸易不平衡,最主要还是通过增加进口最终消费品来解决.
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（责任编辑：孙楚仁）
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