我国制造业出口的区际转移：理论与实证

朱克朋

(安徽工业大学 商学院，安徽 马鞍山 243032)

改革开放以后，伴随着经济的高速增长，“中国制造”在国际市场上展现出强劲的出口竞争力。然而，在我国内部，制造业出口在地区间极不平衡。沿海地区凭借着丰厚的政策红利、优越的地理位置和源源不断地来自内陆的劳动力供给，制造业得到优先发展。时至今日，我国制造业出口依然集中在沿海地区。近些年来，我国制造业所面临的经济环境发生了重要变化。Sirkin et al.通过测算发现，中国制造业成本指数在2014年已经上升到96，仅比美国低了4%[1]。随着“人口红利”的消失，特别是2012年劳动力数量的绝对减少，制造业发展的驱动因素已改变。“中国制造2025”战略的提出，标志着我国制造业进入全面升级的时代。这些经济环境的变化，对中西部地区提供了机遇，可能对我国制造业在地区上的分布产生深刻的影响。

本文对我国近年来各地区制造业出口进行研究，发现近年来中部地区的出口份额在不断扩大，制造业出口有从东部地区向中部地区转移的迹象。本文建立一个两地区模型，对制造业出口转移的条件进行了理论分析，得出制造业出口的区际转移主要取决于地区间生产率相对变化的结论。在理论模型的基础上，本文用我国制造业2013-2016年的省份面板数据进行了实证检验，检验结果与理论模型的结论基本一致。十九大报告提出要优化区域开放布局，推动形成全面开放新格局。本文的研究结论对如何优化区域开放布局有着参考价值。

一、理论模型

本部分建立一个两地区模型对制造业出口区际转移的条件进行理论分析，分别记为地区1和地区2。两个地区都生产制造业产品，但是生产技术有所差异。i地区制造业的生产函数为：

yi=AiLαiT1-αi

(1)

该生产函数具有柯布-道格拉斯函数的形式，且是一次齐次的。其中yi为i地区制造业的产量，Ai代表i地区制造业的生产率。生产过程需要投入两类要素：一类要素在地区间可以流动，如劳动力，其数量记为L；另一类要素在地区间不可以流动，如土地，其数量记为T。

与生产函数对偶的单位成本函数为：

ci(w,ri)=minLi,Ti≥0{wLi+riTi|AiLαiT1-αi≥1}

(2)

其中ci(w,ri)是i地区制造业每生产一单位产品所需的最小成本，w为可流动要素的价格，ri是不可流动要素在i地区的价格。根据生产函数，我们可以计算出i地区制造业的单位成本函数为：

ci(w,ri)=B/Ai·wαr1-αi

(3)

这里，B=[α/(1-α)]1-α+[(1-α)/α]α。根据单位成本函数的性质[2]，有∂ci/∂w=aiL，其中aiL为i地区每生产一单位制造业产品的最优L投入量。同样，∂ci/∂ri=aiT，其中aiT为i地区每生产一单位制造业产品的最优T投入量。这两个投入量取决于要素价格，即：

aiL(w,ri)=B/Ai·α·(ri/w)1-α

(4)

aiT(w,ri)=B/Ai·(1-α)·(w/ri)α

(5)

记世界市场上制造业产品的价格为p，则在均衡条件下，

p=c1(w,r1)=c2(w,r2)

(6)

由(6)式可知：

r1/r2=(A1/A2)11-α

(7)

即两地不可流动要素的价格差异与两地的生产率差异有关，生产率高的地区不可流动要素的价格也相对较高。

另外，在资源充分利用时，两个地区在生产中所投入的要素量等于所拥有的资源禀赋。对于可流动要素而言，两个地区投入生产过程中的要素总和等于整个国家可流动要素的禀赋；而对于不可流动要素而言，两个地区投入生产过程中的要数量等于各自不可流动要素的禀赋。因此有：

a1Ly1+a2Ly2=L

(8)

a1Ty1=T1

(9)

a2Ty2=T2

(10)

其中，L为整个国家可流动要素的禀赋，T1和T2分别为地区1和地区2不可流动要素的禀赋。由(9)式和(10)式，结合(7)式，得到：

y1/y2=(T1/T2)(r1/r2)α(A1/A2)

=(T1/T2)(A1/A2)11-α

(11)

记地区i制造业出口为xi，所生产出的制造业产品用于出口的比重为Ci，则两地区制造业出口之比为：

x1/x2=(C1/C2)(T1/T2)(A1/A2)11-α

(12)

两地区制造业出口之比发生变化意味着制造业出口在地区间发生了转移。根据(12)式，可以得出结论：制造业出口的区际转移取决于两地生产率之比的变化、不可流动要素禀赋之比的变化和制造业产品用于出口的比重之比的变化。而在很长时期内，两地的不可流动要素禀赋之比不会发生太大的变化，所以制造业出口的区际转移主要取决于两地生产率之比的变化和两地制造业产品用于出口的比重之比的变化。从这个结论可以看出生产率的重要性，比如，在其他因素不变的情况下，如果内陆地区生产率的增长速度低于沿海地区生产率的增长速度，我国制造业出口不会从沿海地区转移到内陆地区；只有当内陆地区生产率的增长速度快于沿海地区生产率的增长速度，制造业出口从沿海地区向内陆地区转移才可能发生。

这个结论中的另一层含义是，两地区要素价格的差异并非制造业出口发生转移的原因。对于可流动要素来说，由于要素在地区间的流动，要素价格趋于一致；而对不可流动要素来说，地区间要素价格的差异源自于地区间的生产率差异。如果说，要素价格的差异会导致制造业出口在地区间发生转移，那从根本上而言，这种转移也是由生产率变动所引起的。

二、实证检验

本部分用我国各省2013-2016年间的经验数据，对理论模型的结论进行实证检验。先对这一期间制造业出口在地区间转移的情况做一描述，然后用省份面板数据对影响制造业出口份额的因素进行计量分析。

(一)我国制造业出口的区际转移

为了从总体上概括2013—2016年间我国制造业出口在地区间转移的情况，我们把中国大陆的31个省份、直辖市和自治区划分为4大板块：东部地区，包括北京、天津、河北、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东和海南；中部地区，包括安徽、江西、山西、河南、湖北和湖南；西部地区，包括重庆、四川、广西、贵州、云南、陕西、甘肃、宁夏、内蒙古、青海、新疆和西藏；东北地区，包括辽宁、吉林和黑龙江。用历年《中国工业统计年鉴》中规模以上制造业企业的出口交货值数据，计算出2013—2016年期间四大板块制造业出口占中国大陆制造业出口的份额，见表1。

表1 2013～2016年各地区制造业出口的份额(%)

数据来源：根据历年《中国工业统计年鉴》的数据计算得到。

从表1中可以发现，目前我国制造业出口仍大部分集中在东部地区，东部地区的制造业出口的份额占到80%以上。实际上，即使在东部地区内部，制造业出口也比较集中，其中广东和江苏两省制造业出口的份额较大，2016年两省为27.3%和19.8%。但从时间趋势上看，东部地区制造业出口的份额在近年呈现下降趋势；与之对应的是，中部地区制造业出口的份额在近年呈现上升趋势；东北地区制造业出口的份额也是呈下降趋势；而西部地区制造业出口份额的变化趋势不明显。从中可以看出，我国制造业出口有向中部地区转移的迹象。

(二)基于面板数据模型的计量检验

根据理论模型的结论，我们建立如下的计量经济方程：

exshareit=β0+β1exsaleit+β2proit+β3fpriceit+εit

(13)

在上式中，i为省份，t为年份。变量exshare为出口份额，是把当年各省制造业出口与全国制造业出口相除得到。变量exsale为相对出口销售比，由制造业的出口交货值除以制造业销售产值得到出口销售比，再把各省的出口销售比与全国的出口销售比相除，得到各省的相对出口销售比。变量pro为相对生产率，我们根据数据的可获得性，计算了各省规模以上制造业企业的劳动生产率和资本生产率，再把各省的劳动生产率和资本生产率除以全国的劳动生产率和资本生产率，得到各省制造业的相对劳动生产率(变量记为lpro)和相对资本生产率(变量记为cpro)，取各省相对劳动生产率和相对资本生产率的几何平均值作为该省的相对生产率。变量fprice为相对要素价格，我们以相对工资(变量记为wage)和相对房价(变量记为hprice)来度量各省劳动要素和土地要素的相对价格，相对工资和相对房价分别是由各省的平均工资和平均房价除以全国的平均工资和平均房价得到。

上述变量的原始数据来自国研网的《工业统计数据库》和《宏观经济数据库》，包括2013—2016年4年31个省份的数据。各变量共有4×31=124个观测值，由于2014年各省房价数据的缺失，因此变量hprice仅有3×31=93个观测值。表2给出了各变量的描述性统计。

表2 变量的描述性统计

数据来源：对“国研网”原始数据进行整理并统计得到。

我们使用面板数据的固定效应模型和随机效应模型对式(13)进行了回归分析，因为豪斯曼检验[3]不支持随机效应模型，因此我们用固定效应模型的回归结果，结果见表3。

表3 出口份额的回归结果

注: ***、**、*分别表示在1%、5%和10%的显著水平上显著，括号内为t值。

在表3中，方程(1)和方程(2)分别用相对资本生产率和相对劳动生产率作为相对生产率的变量，结合相对出口销售比、相对工资和相对房价对出口份额进行回归。结果表明，相对出口销售比对出口份额的影响显著为正，相对资本生产率或相对劳动生产率对出口份额的影响也显著为正。方程(3)用相对资本生产率和相对劳动生产率的几何平均值作为相对生产率的衡量，回归结果依然表明相对生产率对出口份额的影响显著为正。这与理论模型的结论一致。

方程(1)至方程(3)的回归结果还表明，相对工资对出口份额影响不显著，而相对房价对出口份额产生了显著影响，且影响方向为负。根据理论模型的结论，不可流动要素的相对价格由相对生产率决定，因此如果在方程中放入相对生产率的变量，不可流动要素的相对价格对出口份额的影响应该不存在。比较方程(4)和方程(3)的回归结果，除相对生产率的影响之外，相对房价对出口份额还是产生了显著影响。这个结果说明，我国各省房价的差异可能并不是由生产率的差异决定的。

表4中的方程把相对工资和相对房价作为被解释变量，把相对资本生产率、相对劳动生产率或二者的几何平均值作为解释变量。我们依然用面板数据的固定效应模型对方程进行估计。结果发现，相对工资显著受到相对生产率的影响，且影响方向为正；而相对房价受相对生产率的影响不显著，各地房价的差异是由其他原因所造成的。因此在表3中，相对房价与相对生产率一起影响到出口份额，而房价作为生产成本，影响方向与生产率的影响方向相反。

表4 相对要素价格的回归结果

注: ***、**、*分别表示在1%、5%和10%的显著水平上显著，括号内为t值。

综合以上的计量分析结果。各省的出口份额及其变化受到该省的出口销售比和相对生产率的显著影响。在要素价格的影响方面，相对工资对出口份额的影响不大，而相对房价对出口份额有显著的负面影响。原因在于，各省工资的差异是由于生产率的差异所引起，而房价的差异却与生产率没有显著关系。

为了检验上述结果的稳健性，我们做了三种调试：第一，对解释变量进行了调试，用解释变量的前期值代替当期值，重新对方程进行了回归。第二，对样本进行了调试，剔除掉出口份额最大的广东省和江苏省，重新对方程进行了回归。第三，对回归方法进行了调试，用解释变量的前期值作为工具变量用工具变量法重新对方程进行回归以减轻方程的内生性。以上三种调试的结果与表3和表4的回归结果没有显著地差异，因此我们认为结果具有稳健性。

三、主要结论与政策含义

本文建立了一个两地区模型对制造业出口的区际转移进行了理论分析，结论为制造业出口的区际转移主要由各地区生产率的相对变化所引起，而地区间要素价格差异并非转移的根本原因，地区间要素价格的差异仅仅反映了生产率的差异。经验数据基本支持了理论分析的结论，我们用2013-2016年省份面板数据进行回归分析，发现制造业的相对生产率显著地影响到各省的出口份额，而相对工资对出口份额的影响不明显。然而，经验数据与理论结论不一致的是，房价作为土地要素价格的一个衡量，即使考虑到各地的生产率差异，相对房价对各省出口份额的影响仍显著为负。其中的原因在于各地房价的差异并非反映生产率的差异，房价作为要素成本影响到当地制造业的竞争力。

这些结论对优化区域开放布局有着重要的政策含义。第一，各地要把促进生产率增长作为最根本的手段。生产率是出口竞争力最根本的因素[4]，各地应通过各种方式提高生产技术水平。第二，各地不能太过注重劳动力成本。与产业转移的诸多研究[5-6]不同，本文认为劳动力成本并非引起产业转移或出口转移的原因。出口竞争力的增强主要靠生产率的增长，而生产率的增长必然带动工资的增长。第三，各地要注重对房价的调控。本文实证检验发现当前各地房价的差异并没有反映生产率的差异，而房价作为生产成本显著地影响到当地的制造业，因此需要通过调控减少房价中的不合理因素。