關(guān)于貿(mào)易與內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的一個(gè)理論問(wèn)題

關(guān)于貿(mào)易與內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的一個(gè)理論問(wèn)題

一、產(chǎn)品種類增加型技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)機(jī)制自古以來(lái)，內(nèi)向經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)一直是科學(xué)家關(guān)注的中心問(wèn)題。隨著經(jīng)濟(jì)和商業(yè)的繁榮，越來(lái)越多的經(jīng)濟(jì)學(xué)家把知識(shí)積累和技術(shù)進(jìn)步作為理論研究的對(duì)象。arrow（196）1提出了“甘中學(xué)”的知識(shí)變化模型，首次將技術(shù)進(jìn)步視為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)在因素。他假定技術(shù)進(jìn)步或生產(chǎn)率提高是資本積累的副產(chǎn)品,進(jìn)行投資的廠商可以通過(guò)積累經(jīng)驗(yàn)提高生產(chǎn)率,其他廠商也可以通過(guò)“學(xué)習(xí)”而提高生產(chǎn)率。Uzawa(1965)2構(gòu)建了一個(gè)兩部門模式下人力資本與物質(zhì)資本都能生產(chǎn)的最優(yōu)增長(zhǎng)模型,通過(guò)假定存在教育部門能夠生產(chǎn)人力資本而將索洛模型中的外生技術(shù)進(jìn)步內(nèi)生化,為揭示內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究提供了一個(gè)新的思路。Romer(1986)3引入知識(shí)投資的外部性,使報(bào)酬遞增的生產(chǎn)函數(shù)存在競(jìng)爭(zhēng)性均衡解。他認(rèn)為知識(shí)溢出的存在造成廠商的私人受益率低于社會(huì)收益率,不存在政府干預(yù)時(shí)廠商用于生產(chǎn)知識(shí)的投資將偏少,從而使分散經(jīng)濟(jì)的競(jìng)爭(zhēng)性均衡增長(zhǎng)率低于社會(huì)最優(yōu)增長(zhǎng)率。Lucas(1988)4認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉在于人力資本積累,他認(rèn)為人力資本的外部效應(yīng)會(huì)對(duì)所有生產(chǎn)要素的生產(chǎn)率都有共享,從而使生產(chǎn)呈現(xiàn)出規(guī)模遞增收益。內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)重要研究角度就是以產(chǎn)品種類增加來(lái)表示技術(shù)進(jìn)步進(jìn)而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),其中包括中間產(chǎn)品種類增加型增長(zhǎng)和最終產(chǎn)品種類增加型增長(zhǎng)。在Romer(1990)5的模型中,中間產(chǎn)品供應(yīng)商開發(fā)出新產(chǎn)品,成為該產(chǎn)品的唯一生產(chǎn)者,從而擁有一定的市場(chǎng)力量,其產(chǎn)品定價(jià)高于產(chǎn)品的邊際成本。中間產(chǎn)品多樣化對(duì)于最終產(chǎn)品廠商而言相當(dāng)于一種外部經(jīng)濟(jì),因此中間產(chǎn)品種類增加能夠提高最終產(chǎn)品廠商的生產(chǎn)率。GrossmanandHelpman(1991)(1)分析了最終產(chǎn)品種類增加型技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響,每一種最終產(chǎn)品均由唯一廠商生產(chǎn),最終產(chǎn)品種類的增加會(huì)產(chǎn)生兩種外部性:新設(shè)計(jì)所蘊(yùn)含的知識(shí)促使研究部門的成本降低和生產(chǎn)率提高,消費(fèi)多樣化使消費(fèi)者的滿足程度提高,從而經(jīng)濟(jì)可以實(shí)現(xiàn)內(nèi)生增長(zhǎng)。Barro和Sals-i-Martin(1995)(2)認(rèn)為最終消費(fèi)品種類增加模型并沒(méi)有為人們理解長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供新的視角,因此中間產(chǎn)品種類增加模型應(yīng)該是研究新產(chǎn)品出現(xiàn)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的基本模型。他們研究的結(jié)論認(rèn)為當(dāng)一個(gè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)中人口增長(zhǎng)時(shí),可以通過(guò)研發(fā)活動(dòng)獲得一定程度的規(guī)模經(jīng)濟(jì)。但是Jones(1990)(3)通過(guò)對(duì)OECD國(guó)家的數(shù)據(jù)研究否定了這一觀點(diǎn),提出了人口增長(zhǎng)與規(guī)模經(jīng)濟(jì)不相關(guān)的中間產(chǎn)品種類增加模型。Krugman把新產(chǎn)品種類增加和內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與國(guó)際貿(mào)易聯(lián)系起來(lái),Krugman(1990)(4)將技術(shù)創(chuàng)新看成是開發(fā)新產(chǎn)品的過(guò)程,認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新增加了新產(chǎn)品種類,北方國(guó)家產(chǎn)品的需求擴(kuò)大,相對(duì)價(jià)格上升,資本的重新配置使得北方國(guó)家以產(chǎn)量表示的實(shí)際工資提高。Krugman的模型總體上屬于外生技術(shù)創(chuàng)新模型,開放條件下真正的內(nèi)生創(chuàng)新模型是由Grossman和Helpman(1991a)、Rivera-Ratiz和Romer(1991)(5)完成的。Grossman和Helpman(1991)首先研究了開放小國(guó)下的貿(mào)易與內(nèi)生技術(shù)創(chuàng)新及增長(zhǎng)的關(guān)系,小國(guó)的創(chuàng)新活動(dòng)僅在非貿(mào)易品部門發(fā)生,最終產(chǎn)品按國(guó)際市場(chǎng)上外生給定的價(jià)格進(jìn)行交易。在GH小國(guó)模型中,貿(mào)易與內(nèi)生創(chuàng)新之間的關(guān)系是確定的,只有當(dāng)貿(mào)易使資源從制造業(yè)部門轉(zhuǎn)移到研發(fā)部門,才會(huì)促進(jìn)創(chuàng)新和增長(zhǎng)。在大國(guó)模型中,兩位學(xué)者考察了貿(mào)易影響長(zhǎng)期創(chuàng)新率與增長(zhǎng)率的渠道,發(fā)現(xiàn)貿(mào)易促進(jìn)了知識(shí)的國(guó)際溢出,激發(fā)了創(chuàng)新者之間的競(jìng)爭(zhēng),減少了研發(fā)活動(dòng)中的重復(fù)勞動(dòng),提高了研發(fā)部門的總生產(chǎn)率。Rivera-Batiz和Romer(1991)同時(shí)考慮了知識(shí)和商品是否自由流動(dòng)及其對(duì)內(nèi)生增長(zhǎng)的影響。研究結(jié)論認(rèn)為,當(dāng)知識(shí)不存在國(guó)際溢出、商品自由貿(mào)易時(shí),貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有水平效應(yīng),沒(méi)有增長(zhǎng)效應(yīng);當(dāng)知識(shí)存在國(guó)際溢出、商品貿(mào)易受到限制時(shí),貿(mào)易對(duì)增長(zhǎng)的影響取決于兩國(guó)知識(shí)的交疊程度,如果不存在交疊,那么知識(shí)的國(guó)際溢出能夠有效促進(jìn)增長(zhǎng)。Feenstra(1996)6考慮了存在部分知識(shí)國(guó)際溢出的情形,認(rèn)為如果國(guó)內(nèi)知識(shí)依賴于國(guó)內(nèi)過(guò)去創(chuàng)新與部分創(chuàng)新,則自由貿(mào)易對(duì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)率有趨同效應(yīng);如果知識(shí)溢出取決于本國(guó)進(jìn)口量,則自由貿(mào)易對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正的影響。Zhang(2000)7修整了GH模型,將技術(shù)創(chuàng)新與資本同時(shí)作為內(nèi)生變量納入到貿(mào)易模型中。Mankiw,RomerandWeil(1992)8拓展了傳統(tǒng)的索洛增長(zhǎng)模型,在分析中加入了人力資本,較好的解釋了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。目前對(duì)于內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究多是學(xué)者從發(fā)達(dá)國(guó)家視角進(jìn)行的理論和實(shí)證分析,本文利用中國(guó)和日本的數(shù)據(jù),以中國(guó)為主要關(guān)注點(diǎn),采用Feenstra(1994)9所提出的產(chǎn)品種類計(jì)算方法,對(duì)中國(guó)相對(duì)于日本的全要素生產(chǎn)率變化進(jìn)行實(shí)證研究。二、中間產(chǎn)品種類的內(nèi)生增長(zhǎng)模型研究產(chǎn)品種類增加型的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)核心在于如何衡量產(chǎn)品種類的增加,進(jìn)而以產(chǎn)品種類增加來(lái)解釋全要素生產(chǎn)率的變化。Romer(1990)采用CES生產(chǎn)函數(shù)來(lái)檢驗(yàn)中間產(chǎn)品種類增加型的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),Feenstra(1994)和Feenstra、Markusen(1994)10在CES函數(shù)的基礎(chǔ)上給出了中間產(chǎn)品種類的計(jì)算方法。本文采用Feenstra的方法對(duì)中間產(chǎn)品種類進(jìn)行衡量,并擴(kuò)展到最終產(chǎn)品種類的衡量,為進(jìn)行下一步的數(shù)據(jù)處理和實(shí)證分析做好鋪墊。(一)中間產(chǎn)品東南角參數(shù)首先假定市場(chǎng)上存在一種最終產(chǎn)品和多種中間產(chǎn)品,并且最終產(chǎn)品和中間產(chǎn)品的生產(chǎn)受時(shí)間變化的影響。t與s代表時(shí)間序列中的兩個(gè)節(jié)點(diǎn),在之后的分析中,將會(huì)把t和s擴(kuò)展為兩個(gè)國(guó)家。采用CES生產(chǎn)函數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)生產(chǎn)函數(shù),那么最終產(chǎn)品y在t期的生產(chǎn)函數(shù)為:yt=f(xi,It)=[∑i∈iaαix(σ?1)/σit]σ/(σ?1)(1)yt=f(xi,Ιt)=[∑i∈iaαixit(σ-1)/σ]σ/(σ-1)(1)其中σ>1為替代彈性,xit為t期第i種中間產(chǎn)品的數(shù)量,It為t期中間產(chǎn)品的種類,定義It={1,…,Nt}。相應(yīng)的,生產(chǎn)一單位y產(chǎn)品的成本函數(shù)為:c(pt,It)=[∑i∈Iaβip1?σit]1/(1?σ),βi=ασi(2)c(pt,Ιt)=[∑i∈Ιaβipit1-σ]1/(1-σ),βi=αiσ(2)其中pit為中間投入品i的價(jià)格,其中i∈Ia。定義全要素生產(chǎn)率為產(chǎn)出增長(zhǎng)高出中間產(chǎn)品增長(zhǎng)指數(shù)的部分,中間產(chǎn)品增長(zhǎng)指數(shù)用名義支出(Et/Es)除以中間產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)來(lái)計(jì)算,其中Et=∑i∈ItpitxixEt=∑i∈Ιtpitxix。假定中間產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)不受投入品種類變化的影響,定義I=Is∩It。假定中間產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)服從Sato(1976)-Vartia(1976)11公式:P(ps,xs,pt,xt,I)≡Πi∈I(pit/pis)wi(I)(3)Ρ(ps,xs,pt,xt,Ι)≡Πi∈Ι(pit/pis)wi(Ι)(3)其中權(quán)重wi(I)利用支出比重eit(I)≡pitxit/∑i∈Ipitxiteit(Ι)≡pitxit/∑i∈Ιpitxit來(lái)構(gòu)成:wi(I)≡(eit(I)?eis(I)lneit(I)?lneis(I))/∑i∈I(eit(I)?eis(I)lneit(I)?lneis(I))(4)wi(Ι)≡(eit(Ι)-eis(Ι)lneit(Ι)-lneis(Ι))/∑i∈Ι(eit(Ι)-eis(Ι)lneit(Ι)-lneis(Ι))(4)(4)式右邊分子部分表示支出比重eit和eis的對(duì)數(shù)平均值,分母部分意味著∑i∈Iwi(I)=1∑i∈Ιwi(Ι)=1,因此Sato-Vartia指數(shù)為相對(duì)價(jià)格(pit/pis)的幾何平均數(shù)。當(dāng)投入品數(shù)量不變時(shí),這一指數(shù)等同于(2)式中CES單位成本函數(shù),即。P(ps,xs,pt,xt.I)=c(ps,I)/c(pt,I)根據(jù)上面得到的價(jià)格指數(shù),中間產(chǎn)品增長(zhǎng)指數(shù)可以表示為Q?(ps,xs,pt,xt)=Et/EsP(ps,xs,pt,xt.I)(5)Q?(ps,xs,pt,xt)=Et/EsΡ(ps,xs,pt,xt.Ι)(5)那么全要素生產(chǎn)率TFP在s期和t期之間的變化可以表示為TFPst=ln(ytys)?ln(Et.EsP(ps,xs,pt,xt.I))(6)ΤFΡst=ln(ytys)-ln(Et.EsΡ(ps,xs,pt,xt.Ι))(6)=?ln(c(pt,It)/c(ps,Is)P(ps,xs,pt,xt.I))(7)=-ln(c(pt,Ιt)/c(ps,Ιs)Ρ(ps,xs,pt,xt.Ι))(7)=1(σ?1)ΔVARst(8)=1(σ-1)ΔVARst(8)其中中間投入品種類的變化被定義為:ΔVARst=ln???∑i∈Itpitxit/∑i∈Ipitxit∑i∈Ispisxis/∑i∈Ipitxis???(9)ΔVARst=ln(∑i∈Ιtpitxit/∑i∈Ιpitxit∑i∈Ιspisxis/∑i∈Ιpitxis)(9)考慮中間產(chǎn)品數(shù)量增加的情況,定義Is={1,…,Ns},It={1,…Nt},并且Nt>Ns,那么兩個(gè)時(shí)期共有的投入品數(shù)量為I=Is,(9)式的分母為1,分子大于1,意味著產(chǎn)品種類增加了。假定αi=αj那么用于每一種中間投入品的支出是相同的,從而(7)式可以簡(jiǎn)化為Nt/Ns>1。(7)式中的系數(shù)1/(σ-1)反映了新中間投入品對(duì)已有中間投入品的替代彈性,新投入品的差異化程度越大,該系數(shù)越高。(二)全要素生產(chǎn)率的變化在貿(mào)易與內(nèi)生增長(zhǎng)的研究中,對(duì)最終產(chǎn)品數(shù)量變化的研究比較少,Grossman和Helpman(1991)把CES函數(shù)解釋為消費(fèi)者效用函數(shù),從而(1)式中的xit表示最終產(chǎn)品而不是中間產(chǎn)品,最終產(chǎn)品種類的增加會(huì)增加消費(fèi)者的效用。Grossman和Helpman假定企業(yè)的固定生產(chǎn)成本與最終產(chǎn)品的種類成反比,即新產(chǎn)品的出現(xiàn)會(huì)分?jǐn)偣潭ǔ杀?。加入這一假定條件后,可以分析最終產(chǎn)品種類變化對(duì)生產(chǎn)率的直接影響。在兩位學(xué)者的分析模型中,勞動(dòng)是唯一的生產(chǎn)要素,這意味著各最終產(chǎn)品之間存在線性關(guān)系,從而最終產(chǎn)品種類的增加不會(huì)改變產(chǎn)品總值。而如果假定存在幾種生產(chǎn)要素,并且各生產(chǎn)要素使用密度不同,那么各最終產(chǎn)品之間存在凹形關(guān)系,從而產(chǎn)品種類的增加會(huì)推動(dòng)生產(chǎn)率的提高。因此,把(1)式看作投入的生產(chǎn)要素yit與最終產(chǎn)品向量xit構(gòu)成的反函數(shù),其中σ<0,這意味著給定投入要素yit不變,最終產(chǎn)品x1和x2之間是嚴(yán)格凹的。全要素生產(chǎn)率的變化被重新定義為實(shí)際產(chǎn)出增長(zhǎng)減去生產(chǎn)要素yit的增長(zhǎng),即(5)式改為負(fù)值。TFPst=-ΔVARst/(σ-1),其中σ<0,ΔVARst>0表示最終產(chǎn)品種類的增加。本文的實(shí)證研究希望利用已有模型對(duì)中日兩國(guó)各產(chǎn)業(yè)部門以及時(shí)間序列形成的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析研究。為了更準(zhǔn)確的定義最終產(chǎn)品的種類,定義τ為年份,t、s分別表示中國(guó)和日本,并且存在Iτ≡Itτ∩Isτ,I≡Iτ-1∩Iτ那么中國(guó)相對(duì)于日本的產(chǎn)品種類變化可以表示為:ΔVARτ=???ln???∑i∈Itτpitτxitτ/∑i∈Ipitτxitτ∑i∈Isτpisτxisτ/∑i∈Ipisτxisτ????ln???∑i∈Itτpitτxitτ/∑i∈Ipitτxitτ∑i∈Isτpisτxisτ/∑i∈Ipisτxisτ???ln???∑i∈Iiτ?1pitτ?1xitτ?1/∑i∈Ipitτ?1xitτ?1∑i∈Isτ?1pisτ?1xisτ?1/∑i∈Ipisτ?1xisτ?1??????(10)VARτ=[ln(∑i∈Ιtτpitτxitτ/∑i∈Ιpitτxitτ∑i∈Ιsτpisτxisτ/∑i∈Ιpisτxisτ)-ln(∑i∈Ιtτpitτxitτ/∑i∈Ιpitτxitτ∑i∈Ιsτpisτxisτ/∑i∈Ιpisτxisτ)ln(∑i∈Ιiτ-1pitτ-1xitτ-1/∑i∈Ιpitτ-1xitτ-1∑i∈Ιsτ-1pisτ-1xisτ-1/∑i∈Ιpisτ-1xisτ-1)](10)(10)式計(jì)算出來(lái)的中日兩國(guó)產(chǎn)品種類的相對(duì)變化是本文衡量中日兩國(guó)相對(duì)全要素生產(chǎn)率變化的重要決定要素,作為實(shí)證分析中的主要解釋變量。三、中日兩國(guó)中間投入品比重及產(chǎn)品種類分析內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)數(shù)據(jù)獲得較為困難,無(wú)論是產(chǎn)品種類的衡量,還是全要素生產(chǎn)率的測(cè)算,都缺乏權(quán)威統(tǒng)計(jì)或者準(zhǔn)確數(shù)據(jù)。由于相關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒中沒(méi)有最終產(chǎn)品種類的一手?jǐn)?shù)據(jù),本文采用出口產(chǎn)品種類近似代替最終產(chǎn)品種類(FrankelandRomer,199612;Frankel,RomerandCyrus,199613),根據(jù)1991-2006年中國(guó)和日本對(duì)美國(guó)出口的數(shù)據(jù)來(lái)近似計(jì)算最終產(chǎn)品的種類14。由于對(duì)產(chǎn)業(yè)劃分存在較大差異,中日兩國(guó)投入產(chǎn)出表之間和投入產(chǎn)出表與國(guó)際產(chǎn)品分類標(biāo)準(zhǔn)(HS標(biāo)準(zhǔn))之間關(guān)于產(chǎn)品和產(chǎn)業(yè)的劃分均有較大出入,因此,為了便于計(jì)算本文采取中國(guó)編制投入產(chǎn)出表時(shí)確定的產(chǎn)業(yè)標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行分類,中日兩國(guó)的出口產(chǎn)品按照這一產(chǎn)業(yè)標(biāo)準(zhǔn)歸類計(jì)算,納入分析范圍的產(chǎn)業(yè)包括食品制造業(yè)、服裝皮革制品業(yè)、紡織業(yè)、造紙印刷及文教用品制造業(yè)、木材加工及家具制造業(yè)、石油加工業(yè)、化學(xué)工業(yè)、金屬制品業(yè)、交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)、電氣機(jī)械及器材制造業(yè)、通用專用設(shè)備制造業(yè)、通信設(shè)備、電子計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)和儀器儀表及辦公用機(jī)械制造業(yè)等13個(gè)產(chǎn)業(yè)。表1為進(jìn)行實(shí)證分析的相關(guān)數(shù)據(jù),根據(jù)原始數(shù)據(jù)計(jì)算整理得到。表1第一欄是中日兩國(guó)中間投入品占各產(chǎn)業(yè)總值的比重的平均值,根據(jù)2002年中國(guó)投出產(chǎn)出表和1997年日本投入產(chǎn)出表計(jì)算得出。對(duì)于中間投入品比重的計(jì)算包括兩部分,即從產(chǎn)業(yè)自身購(gòu)入的中間投入品占產(chǎn)業(yè)總值的比重和從國(guó)內(nèi)其他制造業(yè)產(chǎn)業(yè)購(gòu)入中間投入品所占比重。例如,食品制造業(yè)從產(chǎn)業(yè)自身購(gòu)買了18.6%的中間投入品,從國(guó)內(nèi)其他制造業(yè)產(chǎn)業(yè)購(gòu)買中間投入品占10.3%。對(duì)于從產(chǎn)業(yè)自身購(gòu)入的中間投入品比重大于從國(guó)內(nèi)其他制造業(yè)產(chǎn)業(yè)購(gòu)入比重的,歸為初級(jí)產(chǎn)業(yè),包括食品制造業(yè)、服裝皮革制品業(yè)、紡織業(yè)、造紙印刷及文教用品制造業(yè)、木材加工及家具制造業(yè)等5個(gè)產(chǎn)業(yè)部門。對(duì)于從國(guó)內(nèi)其他制造業(yè)產(chǎn)業(yè)購(gòu)入中間投入品比重大于從產(chǎn)業(yè)自身購(gòu)入比重的,歸為高級(jí)產(chǎn)業(yè),包括石油加工業(yè)、化學(xué)工業(yè)、金屬制品業(yè)、交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)、電氣機(jī)械及器材制造業(yè)、通用專用設(shè)備制造業(yè)、通信設(shè)備、電子計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)和儀器儀表及辦公用機(jī)械制造業(yè)等八個(gè)產(chǎn)業(yè)部門。其中有兩個(gè)特例,化學(xué)產(chǎn)業(yè)和通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)雖然從本產(chǎn)業(yè)購(gòu)入中間投入品的比重高于從國(guó)內(nèi)其他制造業(yè)產(chǎn)業(yè)購(gòu)入中間投入品的比重,但是根據(jù)其產(chǎn)業(yè)特點(diǎn),也將這兩個(gè)產(chǎn)業(yè)歸于高級(jí)產(chǎn)業(yè)。出現(xiàn)這種情況可能與產(chǎn)業(yè)特質(zhì)與統(tǒng)計(jì)口徑有關(guān)系。第二欄中的數(shù)據(jù)是中國(guó)相對(duì)于日本的出口產(chǎn)品種類,其中第二欄下的第一列為根據(jù)(9)式計(jì)算得到的各產(chǎn)業(yè)中國(guó)相對(duì)于日本出口產(chǎn)品種類的比值。正值表示該產(chǎn)業(yè)中國(guó)出口的產(chǎn)品種類多于日本,負(fù)值表示該產(chǎn)業(yè)出口的產(chǎn)品種類少于日本。第二欄中的數(shù)據(jù)表明,除金屬制品業(yè)、電氣、機(jī)械及器材制造業(yè)、通用專用設(shè)備制造業(yè)等三個(gè)產(chǎn)業(yè)部門,中國(guó)出口的產(chǎn)品種類要多于日本。第二欄的第二列表示1991年至2006年中國(guó)相對(duì)于日本出口產(chǎn)品種類的變化,這是根據(jù)(10)式計(jì)算出來(lái)的,這些數(shù)據(jù)將是下面實(shí)證檢驗(yàn)中解釋全要素生產(chǎn)率的關(guān)鍵變量。第三欄和第四欄是中國(guó)和日本各產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率,其中中國(guó)各產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率采用了Wu(2007)15關(guān)于中國(guó)各行業(yè)TFP的計(jì)算結(jié)果,而日本各產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率根據(jù)Kyoji和Hyeog(2004)16關(guān)于日本TFP文獻(xiàn)的計(jì)算結(jié)果所得。全要素生產(chǎn)率采用Divisia指數(shù)計(jì)算得到,即用產(chǎn)出增長(zhǎng)率減去加權(quán)中間投入品的增長(zhǎng)率,這里的中間投入品包括投入產(chǎn)出表中的中間品投入、能源、勞動(dòng)以及幾種資本。最后一欄是根據(jù)第三欄和第四欄計(jì)算得到的中日兩國(guó)全要素生產(chǎn)率差異,這將作為實(shí)證分析中的被解釋變量。四、產(chǎn)品種類及生產(chǎn)率的變化以全要素生產(chǎn)率為被解釋變量,中日兩國(guó)出口產(chǎn)品種類為主要解釋變量進(jìn)行回歸分析。定義中日兩國(guó)k產(chǎn)業(yè)在第τ年的全要素生產(chǎn)率差異為TFPκτ.檢驗(yàn)方程如(11)式所示:TFPκτ=ακ+βκRCJ+γκΔVARκτ+εκτ(11)其中ακ為k產(chǎn)業(yè)的常數(shù)項(xiàng),RCJ為人民幣兌換日元的匯率,考慮到匯率的變化會(huì)對(duì)出口貿(mào)易帶來(lái)較大影響因此把這一變量作為解釋變量,γκ為出口產(chǎn)品種類變量的回歸參數(shù),并且有γκ=1/(σκ-1),其中σκ為k產(chǎn)業(yè)中各產(chǎn)品的替代彈性。采用出口產(chǎn)品的種類近似代替最終產(chǎn)品的種類存在一個(gè)缺陷,由于出口產(chǎn)品種類的變化并不一定對(duì)當(dāng)期的全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響,即有可能存在滯后性,也有可能出口的產(chǎn)品在之前幾年就已經(jīng)影響了該產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率的變化。因此把(11)式改寫為:TFPκτ=ακ+βκRCJ+γκΔVARκτ-η+εκτ(12)其中η在{-2,-1,0,1,2}中取值,在進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)之前,采用AIC標(biāo)準(zhǔn)(AkaikeInformationCriterion)來(lái)確定每一產(chǎn)業(yè)η的最優(yōu)值。AIC分析結(jié)果見表2。AIC標(biāo)準(zhǔn)分析的結(jié)果表明,不同的產(chǎn)業(yè)最優(yōu)的η取值也不同,其中通過(guò)、專用設(shè)備制造業(yè)應(yīng)該選擇滯后兩年的出口產(chǎn)品種類,而食品制造業(yè)、通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)應(yīng)該選擇滯后一年的出口產(chǎn)品種類,而對(duì)于服裝皮革制造業(yè)、紡織業(yè)、木材加工及家具制造業(yè)、金屬制品業(yè)、交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)、儀器儀表及辦公用機(jī)械制造業(yè)適用于當(dāng)期的出口產(chǎn)品種類近似代替最終產(chǎn)品種類,造紙印刷及文教用品制造業(yè)、石油加工業(yè)、電氣、機(jī)械及器材制造業(yè)應(yīng)采用提前一年的出口產(chǎn)品種類作為解釋這些產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變化的決定性變量,而化學(xué)工業(yè)產(chǎn)品種類的變化在對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響兩年后才會(huì)在出口貿(mào)易中體現(xiàn)出來(lái)。根據(jù)上面計(jì)算整體得到的數(shù)據(jù),運(yùn)用eviews5.1對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行OLS(最小二乘回歸)和SUR(似不相關(guān)回歸)檢驗(yàn),回歸檢驗(yàn)結(jié)果見表3。表3的回歸結(jié)果表明,在初級(jí)產(chǎn)業(yè)的四個(gè)產(chǎn)業(yè)中,食品制造業(yè)和服裝皮革制品業(yè)的OLS回歸系數(shù)和SUR回歸系數(shù)都沒(méi)有通過(guò)T檢驗(yàn),即這兩個(gè)產(chǎn)業(yè)出口產(chǎn)品種類的增加沒(méi)有顯著提高相關(guān)產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率,造紙印刷及文教用品制造業(yè)的OLS回歸系數(shù)和SUR回歸系數(shù)均通過(guò)了檢驗(yàn),而木材加工及家具制造業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)在進(jìn)行OLS檢驗(yàn)時(shí),回歸系數(shù)沒(méi)有通過(guò)T檢驗(yàn),而在進(jìn)行SUR檢驗(yàn)時(shí),回歸系數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量超過(guò)了臨界值,通過(guò)了檢驗(yàn)。在高級(jí)產(chǎn)業(yè)中,化學(xué)工業(yè)、電器、機(jī)械及器材制造業(yè)、交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)、通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)的OLS回歸系數(shù)和SUR回歸系數(shù)均通過(guò)了T檢驗(yàn),石油加工業(yè)、金屬制品業(yè)和儀器儀表及辦公用機(jī)械制造業(yè)的OLS系數(shù)沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn),SUR回歸系數(shù)則通過(guò)了檢驗(yàn),而通用、專用設(shè)備制造業(yè)的OLS回歸系數(shù)和SUR回歸系數(shù)都沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)。在進(jìn)行回歸檢驗(yàn)的13個(gè)產(chǎn)業(yè)中,有5個(gè)產(chǎn)業(yè)的回歸系數(shù)通過(guò)OLS檢驗(yàn),10個(gè)產(chǎn)業(yè)的回歸系數(shù)通過(guò)了SUR檢驗(yàn)。在5個(gè)OLS檢驗(yàn)和SUR檢驗(yàn)都通過(guò)的產(chǎn)業(yè)中,有四個(gè)產(chǎn)業(yè)屬于高級(jí)產(chǎn)業(yè),并且高級(jí)產(chǎn)業(yè)中出口產(chǎn)品種類變化影響全要素生產(chǎn)率的系數(shù)均為正值,而唯一一個(gè)通過(guò)OLS檢驗(yàn)和SUR檢驗(yàn)的初級(jí)產(chǎn)業(yè)造紙印刷與文教用品制造業(yè)所得系數(shù)為負(fù)值(OLS回歸系數(shù)-2.13,SUR回歸系數(shù)-2.08),而由于這一回歸系數(shù)為負(fù)值,并且絕對(duì)值超出預(yù)期和相似行業(yè)回歸結(jié)果,因此可以認(rèn)為這一回歸結(jié)果不可置信。13個(gè)產(chǎn)業(yè)部門中,紡織業(yè)、木材加工及家具制造業(yè)、石油加工業(yè)、化學(xué)工業(yè)、電器、機(jī)械及器材制造業(yè)、交通運(yùn)輸設(shè)備