論文導(dǎo)讀:：本文利用1985-2009年全國(guó)水平的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，在測(cè)算了全要素生產(chǎn)率的基礎(chǔ)上通過單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)的方法實(shí)證分析了我國(guó)全要素生產(chǎn)率對(duì)食品加工業(yè)及機(jī)械設(shè)備制造業(yè)出口貿(mào)易的影響。研究發(fā)現(xiàn)，全要素生產(chǎn)率對(duì)食品加工業(yè)的出口貿(mào)易沒有產(chǎn)生正向的促進(jìn)作用，而對(duì)機(jī)械設(shè)備制造業(yè)的出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向促進(jìn)作用；同時(shí)，主要出口對(duì)象國(guó)家國(guó)民收入均促進(jìn)了兩個(gè)行業(yè)的出口貿(mào)易，而有效匯率對(duì)兩個(gè)行業(yè)的出口有抑制作用。 論文關(guān)鍵詞：全要素生產(chǎn)率，出口貿(mào)易，有效匯率 一、引言

對(duì)外貿(mào)易在一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中占有非常重要的地位，出口導(dǎo)向也成為一些國(guó)家為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展而實(shí)施的戰(zhàn)略政策。我國(guó)自改革開放初期就根據(jù)外匯資金短缺的實(shí)際國(guó)情開始實(shí)施出口導(dǎo)向型戰(zhàn)略，使我國(guó)對(duì)外貿(mào)易迅速發(fā)展，至今已成為全球第二大出口國(guó)，出口擴(kuò)大的同時(shí)也有效的促進(jìn)了我國(guó)經(jīng)濟(jì)的騰飛發(fā)展。但是近幾年來，受全球性金融危機(jī)、人民幣升值壓力等諸多因素影響，我國(guó)在出口總量上雖然仍保持著增長(zhǎng)的趨勢(shì)，但增長(zhǎng)率卻在逐年下降。 圖1.1我國(guó)出口貿(mào)易情況 據(jù)海關(guān)總署統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)自2001年加入WTO后出口貿(mào)易總額從2002年的26947.9億元持續(xù)上升到2008年的100394.9億元，增長(zhǎng)了近5倍，2009年略有下降；但增長(zhǎng)率僅持續(xù)上升了兩年，從2003年開始連續(xù)下降，由34.66%下降到2008年的7.43%，且下降幅度持續(xù)增大，并在2009年出現(xiàn)了首次負(fù)增長(zhǎng)。可以看出，我國(guó)出口貿(mào)易正面臨著新的挑戰(zhàn)，因此研究出口貿(mào)易的影響因素從而有效的促進(jìn)我國(guó)出口是十分重要的。 近幾年來，在涉及到全要素生產(chǎn)率與出口關(guān)系的文章中，大部分都集中在研究出口貿(mào)易是如何促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提高的，一些文章否定了兩者之間的促進(jìn)作用，如關(guān)兵[①]（2009）通過各省際數(shù)據(jù)以出口增長(zhǎng)與生產(chǎn)率關(guān)系為基礎(chǔ)，沿著新貿(mào)易理論和內(nèi)生增長(zhǎng)理論的發(fā)展脈絡(luò)，采用完全修正最小二乘估計(jì)法綜合分析出口—生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，結(jié)果表明我國(guó)出口增長(zhǎng)對(duì)我國(guó)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)沒有產(chǎn)生積極的影響。同時(shí)國(guó)際貿(mào)易論文，一些文章也肯定了兩者間的促進(jìn)作用，如倪海清[②]等（2005）通過協(xié)整分析及Granger因果分析發(fā)現(xiàn)中國(guó)的出口貿(mào)易實(shí)際上通過促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步和制度變遷兩方面帶動(dòng)了全要素生產(chǎn)率的提高。 上述所有文章都是基于出口學(xué)習(xí)（Learning by exports）效應(yīng)角度的研究，但從出口選擇（exports-selection）效用角度研究全要素生產(chǎn)率對(duì)出口貿(mào)易影響的文章較少，且大部分都是對(duì)技術(shù)進(jìn)步這個(gè)單一因素的分析。但是只從技術(shù)進(jìn)步這個(gè)單一因素研究其對(duì)一國(guó)出口貿(mào)易的影響似乎顯得不夠全面，因此本文引入全要素生產(chǎn)率作為解釋變量，它既包含了技術(shù)進(jìn)步的因素，同時(shí)也包括了組織創(chuàng)新、生產(chǎn)創(chuàng)新、專業(yè)化等一些不易量化的因素，研究其對(duì)出口貿(mào)易的影響將更具有說服力免費(fèi)。同時(shí)，前文提到的所有文章中的出口貿(mào)易都是基于全國(guó)角度的數(shù)據(jù)，考慮到全要素生產(chǎn)率可能會(huì)對(duì)不同行業(yè)部門產(chǎn)生不同的影響，本文擬選取食品加工業(yè)及機(jī)械設(shè)備制造業(yè)的出口貿(mào)易數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，使實(shí)證分析更為準(zhǔn)確。 二、全要素生產(chǎn)率的測(cè)算 本文采用“索羅余值法”對(duì)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)算，首先我們建立一個(gè)具有規(guī)模報(bào)酬約束的兩要素投入的C-D生產(chǎn)函數(shù)： （3.1） 式中，表示全國(guó)在第t期時(shí)的總產(chǎn)量，和分別表示勞動(dòng)力和資本的投入量，對(duì)該生產(chǎn)函數(shù)兩邊同時(shí)取對(duì)數(shù)得到如下方程： （3.2） 式中，表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，由全要素生產(chǎn)率的定義可知，。 因此，全要素生產(chǎn)率的計(jì)算式為： （3.3） 以全國(guó)為決策單位建立時(shí)間序列數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間設(shè)定為1985~2009年。為消除價(jià)格因素的影響，方程中全國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)總量都以1985的平減指數(shù)為基期進(jìn)行平減；取全國(guó)年末從業(yè)人員人數(shù)；取全國(guó)各年全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額經(jīng)固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)平減到以1985年為基期的數(shù)額，由于該指數(shù)1990年前的數(shù)據(jù)缺失，固1990年前的數(shù)據(jù)以商品零售物價(jià)總指數(shù)代替。 以上所使用數(shù)據(jù)均來自各年?噸泄臣頗曇芳爸瀉暉菘狻１疚牟捎肙LS方法對(duì)各參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果如下： s.e.=(0.03234)(0.03318) 0.8728 對(duì)參數(shù)的估計(jì)結(jié)果分別為0.5992和0.2973，括號(hào)內(nèi)表示各自的標(biāo)準(zhǔn)誤，值為0.8728，可以看出模型的擬合優(yōu)度較高，估計(jì)整體效果不錯(cuò)。 我們將估計(jì)出的參數(shù)帶入上文全要素生產(chǎn)率的推導(dǎo)公式對(duì)其進(jìn)行計(jì)算，得出全國(guó)各年數(shù)據(jù)分布如下： 圖3.1 全國(guó)各年全要素生產(chǎn)率分布 可以看出，我國(guó)全要素生產(chǎn)率走勢(shì)大致可分為兩個(gè)階段，1985-1995年為上升階段，這主要得利于我國(guó)正確的實(shí)行了改革開放的政策，積極引入外資，學(xué)習(xí)國(guó)外先進(jìn)技術(shù)，使得此階段經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展，但全要素生產(chǎn)率在到達(dá)最高峰后，從1995年開始逐年下降，2009年已下降到同1985年相近的水平，同時(shí)結(jié)合現(xiàn)階段我國(guó)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)、投資活躍的現(xiàn)象來看，可以得出我國(guó)此輪的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不是依靠技術(shù)進(jìn)步和改善技術(shù)與投資效率來實(shí)現(xiàn)的，而是由高人力、高資本投入來驅(qū)動(dòng)的，這與我國(guó)目前粗放型的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式相符。下面將使用測(cè)算出的結(jié)果對(duì)食品加工業(yè)及機(jī)械設(shè)備制造業(yè)的出口貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。 三、TFP對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易影響的實(shí)證分析 （一）跨期函數(shù)的建立及數(shù)據(jù)說明 為了研究出口貿(mào)易是由哪些因素決定的，本文假設(shè)一國(guó)的進(jìn)口品與該國(guó)本土產(chǎn)品具有不完全替代性，既進(jìn)出口貿(mào)易并存，同時(shí)考慮到一國(guó)的出口實(shí)際上就是它的出口對(duì)象從該國(guó)的進(jìn)口量，所以可以從其他國(guó)家需求的角度考慮一國(guó)的出口貿(mào)易，因此這里我們使用國(guó)外居民對(duì)我國(guó)出口產(chǎn)品的消費(fèi)作為我國(guó)的出口。下面本文根據(jù)拉姆齊模型建立跨期函數(shù)。 中國(guó)出口對(duì)象國(guó)家的每個(gè)家庭單位的跨期效用函數(shù)為： （4.1） 其約束條件為： 下面對(duì)式（4.1）建立拉格朗日函數(shù)： 令s=0，的 對(duì)求導(dǎo)并使結(jié)果等于0，然后化簡(jiǎn)可得到影響函數(shù)的幾個(gè)因素國(guó)際貿(mào)易論文，即： 由于為中國(guó)出口對(duì)像的消費(fèi)，也即等價(jià)于中國(guó)的出口，所以中國(guó)的出口函數(shù)可表示為： 這里不考慮價(jià)格指數(shù)的影響，所以把去掉；出口數(shù)據(jù)使用食品加工業(yè)及機(jī)械設(shè)備制造業(yè)的出口貿(mào)易總額來代替，分別用、表示，數(shù)據(jù)來自中宏網(wǎng)；關(guān)于函數(shù)中的，根據(jù)中國(guó)海關(guān)總署網(wǎng)站顯示，我國(guó)出口對(duì)象主要集中在美國(guó)、日本、德國(guó)、韓國(guó)、荷蘭、印度、英國(guó)、意大利、臺(tái)灣和俄羅斯這10個(gè)國(guó)家或地區(qū)，但考慮到1991年蘇聯(lián)解體使剛成立的俄羅斯聯(lián)邦經(jīng)濟(jì)發(fā)展不穩(wěn)定，所以本文去除俄羅斯，使用前9個(gè)國(guó)家或地區(qū)來確定函數(shù)中國(guó)外GDP的總量；匯率使用IFS（International FinancialStatistics）中公布的人民幣實(shí)際有效匯率年平均值來代替，該數(shù)值上升表示本幣升值，下降則表示本幣貶值，用RE表示；使用前文測(cè)算出的全國(guó)全要素生產(chǎn)率來代替，用TFP表示。為了消除異方差的影響，這里取每項(xiàng)變量的對(duì)數(shù)形勢(shì)，lnX、、lnRE、lnTFP （二）實(shí)證分析 1.單位根檢驗(yàn) 為了排除偽回歸，首先必須對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行?ノ桓煅椋浼煅櫚姆椒ê芏啵疚牟捎美┱溝? Dickey -Fuller 檢驗(yàn)，即ADF檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如下： 變量單位根檢驗(yàn)表4.1

變量

檢驗(yàn)形勢(shì)（C，Y，K）

ADF統(tǒng)計(jì)量

Prob.(5%)

結(jié)論

（C，Y，1）

-1.595638

0.7644

不平穩(wěn)

（C，N，0）

-4.852543

0.0008

平穩(wěn)

（C，Y，1）

-1.215766

0.8841

不平穩(wěn)

（C，Y，1）

-4.208412

0.0154

平穩(wěn)

（C，Y，1）

-1.910584

0.6179

不平穩(wěn)

（C，Y，0）

-2.244680

0.0268

平穩(wěn)

lnRE

（C，Y，1）

-2.475256

0.3360

不平穩(wěn)

lnRE

（C，Y，0）

-3.805800

0.0006

平穩(wěn)

lnTFP

（C，Y，1）

-0.859395

0.9440

不平穩(wěn)

lnTFP

（C，Y，0）

-3.693690

0.0445

平穩(wěn)

表中（C，Y，K）分別表示檢驗(yàn)方程中是否具有常數(shù)項(xiàng)，時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)及滯后期數(shù)，通過檢驗(yàn)結(jié)果可以得出上述四個(gè)變量在5%的顯著水平上都是非平穩(wěn)的，其一階差分都是平穩(wěn)的，所以都是I(1)階序列。 2.協(xié)整檢驗(yàn) 本文采用基于向量自回歸模型（VAR）的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。我們選擇樣本數(shù)據(jù)具有明顯趨勢(shì)項(xiàng)及截距項(xiàng)國(guó)際貿(mào)易論文，檢驗(yàn)結(jié)果如下： 原假設(shè)跡統(tǒng)計(jì)量 跡統(tǒng)計(jì)量臨界值 最大特征值 最大特征值統(tǒng)計(jì) 協(xié)整方程數(shù)0.05Porb.0.05 Porb. 食品加工業(yè)： 82.0157463.87610 0.0007 33.65017 32.118320.0322 48.3655742.91525 0.0130 31.61325 25.823210.007 At most 2 16.7523125.87211 0.4337 10.00953 19.387040.6178 機(jī)械設(shè)備制造業(yè)： 82.8526063.87610 0.0006 41.35908 32.118320.0028 41.4935142.91525 0.0689 26.77769 25.823210.037 At most 2 14.7158325.87211 0.5982 11.15763 19.387040.4972 結(jié)果表明無論是食品加工業(yè)還是機(jī)械設(shè)備制造業(yè)，其出口貿(mào)易、全要素生產(chǎn)率、有效匯率、出口對(duì)象國(guó)民收入在5%的顯著性水平下都存在協(xié)整關(guān)系，協(xié)整方程為，食品加工業(yè)： 機(jī)械設(shè)備制造業(yè)： 3.計(jì)量模型解釋 從協(xié)整方程系數(shù)可以看出，在食品加工行業(yè)中，有效匯率每升值1%，其出口貿(mào)易會(huì)降低0.91%，主要出口對(duì)象國(guó)家國(guó)民收入每提高1%，其出口貿(mào)易會(huì)增長(zhǎng)1.51%，同時(shí)全要素生產(chǎn)率的提高對(duì)其出口貿(mào)易并沒有產(chǎn)生正向促進(jìn)作用，這說明以出口勞動(dòng)密集型產(chǎn)品為主的食品加工行業(yè)，全要素生產(chǎn)率的提高并不能帶動(dòng)其出口的增長(zhǎng)；機(jī)械設(shè)備制造行業(yè)中，有效匯率每升值1%，其出口貿(mào)易會(huì)降低0.11%，主要出口對(duì)象國(guó)家國(guó)民收入每提高1%，其出口貿(mào)易會(huì)增長(zhǎng)1.31%，全要素生產(chǎn)率的提高對(duì)其出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向促進(jìn)作用。通過兩個(gè)行業(yè)的對(duì)比我們發(fā)現(xiàn)，有效匯率和主要出口對(duì)象國(guó)家國(guó)民收入對(duì)這兩個(gè)行業(yè)的出口貿(mào)易影響效果是相同的，而全要素生產(chǎn)率對(duì)兩個(gè)行業(yè)的出口貿(mào)易影響效果相反。本文認(rèn)為這主要是由行業(yè)性質(zhì)決定的，食品加工業(yè)是典型的勞動(dòng)密集型行業(yè)，該行業(yè)在生產(chǎn)過程中會(huì)投入大量勞動(dòng)力，而代表技術(shù)進(jìn)步的全要素生產(chǎn)率的變化對(duì)該行業(yè)的出口影響不會(huì)十分顯著，該種生產(chǎn)方式也是我國(guó)現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的主要方式；而機(jī)械設(shè)備制造業(yè)是一種技術(shù)密集型行業(yè)，技術(shù)投入比的變化對(duì)產(chǎn)量影響較大，但從方程系數(shù)我們也注意到，在我國(guó)，全要素生產(chǎn)率對(duì)該行業(yè)的出口促進(jìn)率僅為0.38%，這一點(diǎn)也反映出我國(guó)技術(shù)密集型行業(yè)的生產(chǎn)方式仍然是以傳統(tǒng)的中間加工環(huán)節(jié)為主，而擁有自主知識(shí)產(chǎn)權(quán)的產(chǎn)品較少，這就導(dǎo)致該產(chǎn)業(yè)鏈的研發(fā)與海外銷售環(huán)節(jié)被國(guó)外廠商所壟斷，生產(chǎn)的產(chǎn)品附加值較低。 以上就很好的解釋了為什么我國(guó)出口貿(mào)易總量在逐年增加，而增速卻在逐年下降。一方面我國(guó)仍然沿襲著高人力，高資本投入的傳統(tǒng)粗放型生產(chǎn)方式，該方式在短期內(nèi)雖然可以使產(chǎn)量大幅上升并解決部分就業(yè)問題，但隨著勞動(dòng)力成本的提高以及來自其他新興國(guó)家的競(jìng)爭(zhēng)，其優(yōu)勢(shì)將逐漸喪失；另一方面，技術(shù)密集型行業(yè)中技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)率不高，生產(chǎn)過多的受國(guó)外技術(shù)壟斷限制免費(fèi)。 四、政策建議 我們通過前文的分析發(fā)現(xiàn)影響出口的幾個(gè)主要因素有全要素生產(chǎn)率，實(shí)際有效匯率和國(guó)外居民收入，因此可以就這幾個(gè)方面提出建設(shè)性意見。 （一）積極轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，告別“工廠思維” 我國(guó)自“九五”計(jì)劃起就提出了轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的若干建議，經(jīng)過這十五年的發(fā)展，效果顯著，第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重從1995年的32.9%持續(xù)上升到2010年的43%，但也應(yīng)該注意到，這與發(fā)達(dá)國(guó)家70%左右的比重還差很遠(yuǎn)。目前我國(guó)出口仍以低附加值的加工產(chǎn)品為主，而在承接國(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移方面也多以產(chǎn)業(yè)鏈中的組裝環(huán)節(jié)為主，因此中國(guó)也被冠以“世界工廠”的稱號(hào)。如何告別這種固有思維，是企業(yè)需要考慮的問題國(guó)際貿(mào)易論文，要把今后幾年的發(fā)展重點(diǎn)放在如何通過加大科研投入，大力發(fā)展人力資本等方面提升產(chǎn)品的技術(shù)含量，尤其在出口方面，其產(chǎn)品的附加值高了，出口量也會(huì)相應(yīng)的擴(kuò)大。 （二）政府制定合理有效的匯率政策 一國(guó)匯率對(duì)出口貿(mào)易的影響應(yīng)從馬歇爾-勒納條件考慮，但就前面的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，我國(guó)實(shí)際有效匯率的提升確實(shí)會(huì)抑制出口貿(mào)易。目前，人民幣正處在一個(gè)逐步升值的過程中，這也成為我國(guó)出口貿(mào)易增速下降的一個(gè)原因，所以政府應(yīng)積極制定合理有效的匯率政策，防止人民幣匯率出現(xiàn)大幅波動(dòng)，而是使其處在一個(gè)可控范圍內(nèi)平穩(wěn)波動(dòng)。通過有效調(diào)節(jié)匯率的手段來減小由于產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格變化對(duì)出口量的損失?Ｍ保喙夭棵旁詵⒉加泄鼗懵市畔⑹幣燦ψ齙膠俠斫魃鰨傭髕笠滌繞涫且猿隹諉騁孜饔鈉笠狄桓齠暈蠢幢浠淖既吩て凇? （三）尋找有潛力的出口對(duì)象，實(shí)行出口目的地多元化 出口對(duì)象國(guó)家的購(gòu)買力直接影響出口國(guó)的出口量，這一點(diǎn)實(shí)證分析已經(jīng)證實(shí)。尤其在當(dāng)前世界經(jīng)濟(jì)形勢(shì)下，受前期金融危機(jī)及一些地區(qū)的債務(wù)危機(jī)影響，我國(guó)主要出口對(duì)象美國(guó)及歐洲地區(qū)國(guó)家的國(guó)民收入大幅下降，從而導(dǎo)致需求持續(xù)低迷，所以僅僅依靠這些國(guó)家來支撐我國(guó)的出口已經(jīng)很難維持。我國(guó)應(yīng)該積極考慮尋找更具潛力的出口對(duì)象，如巴西，南非等新興經(jīng)濟(jì)體國(guó)家，這些國(guó)家同中國(guó)一樣，都處在一個(gè)高速發(fā)展的階段，對(duì)產(chǎn)品的需求相對(duì)旺盛，我國(guó)應(yīng)利用自身的資源優(yōu)勢(shì)與區(qū)位優(yōu)勢(shì)，擴(kuò)大對(duì)這些國(guó)家的出口。