出口放緩、高質量換擋與地區經濟增長*

李逸飛 陳靈杉 李瑞子

一、引言

自20世紀80年代起,中國實行改革開放政策,對外開放與對內改革并行推進。其中,對外開放帶來的是出口貿易的迅猛發展。1978年中國出口貿易額為167.60億元,直至2019年出口貿易額高達172373.63億元。加入WTO后更是加速了中國融入全球化的進程,2002—2008年期間平均出口依存度為31.52%,而往前追溯五年,這一數字還在18%左右徘徊。作為拉動經濟增長的“三駕馬車”之一,中國對外貿易出口在1992—2008年期間平均增長率為18%,相較于消費、投資在經濟增長中占有更大份額(Hanson,2012)。然而2008年金融危機后,全球經濟雖在一定程度上復蘇,需求逐漸下降表現出的疲軟卻使貿易量增速明顯放緩,這通常意味著福利永久性的損失,而世界范圍內對外貿易零增長預示著全球經濟即將衰退(Davies,2013)。外部經濟環境的下行直接沖擊著中國對外貿易,金融危機后尤其是2010年以來,中國對外出口則出現了緩慢增長以及負增長的趨勢,中國經濟進入新常態。2011—2016年全球貿易發展呈現疲軟態勢,同期我國的出口增長速度下降趨勢也極為明顯,并在2015年首次出現負增長(趙春明等,2021)。

與此同時,2014年5月習近平總書記指出:“中國發展仍處于重要戰略機遇期,我們要增強信心,從當前中國經濟發展的階段性特征出發,適應新常態,保持戰略上的平常心態?！彪S后2014年12月的中央工作經濟會議提出中國的經濟發展進入新常態,對外貿易正處于增速的換擋期,中國的外貿已經從高速增長階段進入到了中高速增長階段。2019年11月發布的《中共中央國務院關于推進貿易高質量發展的指導意見》明確了:“大力推動貿易高質量發展,到2022年貿易結構更優化,貿易效益顯著提升,貿易實力進一步增強。因此貿易增速下降的同時我們要更加關注對外貿易發展的質量和效益?！倍髨蟾嬷羞M一步強調加快構建新發展格局,著力推動高質量發展。

眾所周知,對外貿易發展的質量和效益與貿易結構密不可分?；凇俺隹趯蛐汀苯洕季S,在新常態背景下,相較于原來粗放式的出口拉動經濟增長,新時期出口增速放緩對地區經濟增長結構的影響、要素投入引起的貿易結構變化對地區經濟增長的影響等問題成為當前經濟轉型的關注重點。另一方面,我國當前經濟發展的重點是把擴大內需戰略同深化供給側結構性改革有機結合,增強國內大循環內生動力和可靠性,提升國際循環質量和水平,以高質量發展推進中國式現代化。因此,研究出口放緩、高質量換擋下的地區經濟增長問題十分必要。

以往相關文獻由于選取的方法與數據不同,所得出的結論也有差異。在數據方面的限制也導致較少學者將出口額從產品出發加總至地級市層面來研究“新常態”時期貿易環境變化與經濟增長的關系。此外,因果識別產生的內生性問題使在研究貿易環境變化對宏觀經濟變量的邊際效應時產生誤差。有鑒于此,為有效研究新常態時期中國出口放緩這一貿易環境變化對地區經濟增長的影響,本文利用2011—2015年的海關數據,從地級市層面和產品層面出發,基于Bartik(1991)的“份額-移動工量變量”,同時借鑒Autor等(2013)和Campante等(2019)構建地區進出口競爭沖擊的方法,利用各地級市層面基期的產業結構差異性,構建了地區出口沖擊的工具變量,以解決因果識別的內生性問題。

二、文獻綜述與研究假說

出口貿易與經濟增長的因果關系,以及出口對經濟增長的邊際貢獻等問題,長期以來都是貿易理論和發展經濟學界爭論的焦點之一。隨著格蘭杰因果檢驗與誤差修正模型的提出與完善,眾多學者通過宏觀時間序列數據探究出口貿易與經濟增長的因果關系。Moschos(1989)、Greenaway和Sapsford(1994)等學者的研究表明出口貿易促進經濟增長,但一些學者認為此影響效應有時僅在特定的條件下成立,如石傳玉等(2003)認為出口僅短期內對經濟增長有促進作用,長時期則并不存在;王永中和趙奇鋒(2017)運用面板向量自回歸的分析方法得到出口對經濟增長有短期拉動作用。此外,Kunst和Marin(1989)指出出口貿易與GDP之間互為因果,相互影響。微觀數據層面上,部分學者以產業或者企業層面的數據為出發點,研究出口貿易在供給端能否提升產業以及企業生產率,進而推動經濟增長。如范劍勇和馮猛(2013)測算了出口企業和非出口企業的全要素生產率,發現了出口企業的全要素生產率普遍高于非出口企業,其原因為高全要素生產率的出口企業存在自我選擇效應和出口學習效應。

中國出口貿易對經濟增長的邊際貢獻的相關文獻主要分為測算貿易乘數和探究乘數效應兩方面。將貿易乘數以4.0作為分界線,該數值以上為高位乘數,反之則為低位乘數。大部分學者測算貿易乘數為低位乘數(蔡米納,2002;葉勁松,2006),僅少數學者測得了高位乘數(王笑寒等,2007)。羅靜和李春明(2007)將貿易乘數模型擴展為動態形式,通過Z變換推導貿易乘數,進一步測算了1986—2005年中國貿易乘數的平均值為1.32。進一步,部分學者在測算貿易乘數的基礎上探究乘數效應。張亞雄和陶麗萍(2009)通過投入—產出模型測算2002—2007年的中國貿易乘數,結果表明外貿的乘數效應存在遞減情形。此外,史言信(2009)認為貿易乘數效應劇烈波動,且凈出口對經濟增長的邊際貢獻弱化,這與羅靜和李春明(2007)的觀點一致。

基于上述分析,本文提出如下假說:

假說1:出口與地區經濟增長之間具有正相關關系,出口增速減緩會降低人均地區生產總值的增長幅度。

現有文獻主要通過要素結構改變出口貿易結構、進而作用于經濟增長這一路徑,研究貿易轉型對經濟增長的影響。一方面,在要素結構對出口貿易結構的影響上,Ju等(2010)對發展中國家的要素結構進行探究,認為要素結構的不斷變化導致產業結構隨之變化。貿易所積累的資本最終會使資本密集型產業取代勞動密集型產業,且取代過程交互不斷。另一方面,貿易結構優化本身能夠顯著作用經濟增長。Balaguer和Cantavella-Jordá(2004)的研究表明出口貿易量增加對經濟增長的正向作用遠不及貿易結構優化對經濟增長的影響。馮帆(2012)運用VAR模型研究中國貿易結構與經濟增長水平之間的關系,發現貿易結構與貿易量之間獨立且貿易結構對經濟增長有顯著積極作用。景鵬飛(2012)則指出長期來看貿易結構對經濟增長有顯著正向效應,但短期來看還是貿易量的作用占據主導。

基于上述分析,本文提出如下假說:

假說2:貿易結構轉型升級能夠減少出口增速放緩對地區經濟增長的抑制作用。

與本文相關的另一類文獻是出口產品質量的有關研究。大多數學者是從企業或行業層面展開分析,集中探討出口產品質量的影響因素,發現提升企業效率、促進金融市場發展、增強市場競爭、集約邊際、資源再配置效應、市場競爭和集聚經濟等均有益于出口產品質量提升(施炳展和邵文波,2014;汪建新等,2015;許明,2015;許家云等,2016)。賀祥民(2017)、程玲(2022)、趙春明等(2022)一些學者也對城市層面的出口產品質量有所研究,但出口結構變化所引起的出口產品質量的提升對地區經濟增長的影響的文獻卻很少。

從已有研究來看,關于出口對于經濟增長的影響,研究對象主要集中在發達國家,即使研究中國的對外貿易,大部分文獻也集中在金融危機前外貿高速增長階段,“新常態”階段出口貿易的研究相對匱乏。關于出口貿易經濟增長影響的研究缺乏從產業結構、城市行政區劃以及要素投入視角的分析。本文的邊際貢獻主要體現在以下三個方面:第一,在研究對象上,本文使用地級市、產品等微觀層面的數據對出口變量進行處理,一定程度上補充、豐富了出口對地區經濟增長影響的研究。第二,在研究視角上,本文將地區生產總值按照三大產業結構進行劃分,同時考慮了城市出口增長的異質性,并進一步分析了要素投入影響出口結構變化所帶來的出口產品質量的提升對地區經濟增長的影響。第三,在研究方法上,本文借鑒Bartik IV構建了地區出口沖擊的工具變量,最大程度控制內生性,使回歸估計的邊際系數更準確。

三、數據說明、出口沖擊測度與實證策略

(一)數據說明

1. 貿易相關數據

貿易數據來源于中國海關數據庫,該數據庫包含進口或出口類型、稅號編碼、稅號中文、企業編碼、經營單位、消費地進口或生產地出口、企業性質、起運國或目的國、貿易方式、運輸方式等相關信息。本文選取所有出口數據,首先根據稅號編碼和稅號中文,參照UNcomtrade數據庫中各版本HS-6編碼轉換表,將產品HS六位數編碼統一調整為1996版。再根據經營單位地址和生產地出口,結合《中國城市統計年鑒》中行政區劃將出口地調整至288個地級市。進一步,將各產品出口額加總到地級市層面。

2. 經濟發展相關數據

本文研究出口沖擊對于地區經濟增長的影響,選取地區生產總值作為主要被解釋變量,其數據來源于《中國城市統計年鑒》。此外,本文還收集了一組地級市層面的經濟變量,用于控制和探究其他地方經濟成果。數據均來自《中國城市統計年鑒》,包括科技研發資本、人均享有醫療資源、受過高等教育的人口比例、人均固定資產投資等可能對經濟發展有影響的變量,均為地級市層面數據。后續實證當中根據4位城市代碼將出口數據與經濟發展相關數據進行匹配。需要說明的是,本文均選取《中國城市統計年鑒》中“全市”統計范圍的樣本,即全部行政區域,包括城區、轄縣、轄市。

3. 貿易結構相關數據

衡量出口技術結構的方法大致可以分為兩類:(1)對貿易品進行技術層面分類,并根據此標準對一國出口貿易結構進行分析;(2)構建測度指數,大多采用人均GDP構建出口復雜度指標,并以此構建測度產品技術含量的指標。從Hausmann等(2007)的出口技術復雜度指標可知技術復雜度與人均GDP高度相關,但由于其內在實質不夠明確,因此本文采用方法(1),即從貿易結構出發,選取資本與技術要素密集度指標,從要素投入的角度分析中國貿易出口的轉型升級對地區經濟增長的影響。本文收集整理了Ma等(2014)關于產品要素密集度的指標,Ma等(2014)計算了1999—2007年資本、技術、研發及廣告要素密集度指標,其原數據來源為《中國工業企業統計年鑒》。

(二)出口沖擊測度

本文首先匯總了i城市f公司k產品的出口數據,以構建t年人均出口的度量指標:

(1)

其中,Xfikt表示t年i城市f公司k產品的出口額,Li,2010表示i城市2010年的適齡勞動(15～64歲)人口數量,此數據來自中國人口普查,包括所有具有或沒有居住權(戶口)的人員。本文分析的主要研究期t∈{2012,2013,2014,2015},同時考慮出口的年度變化值,定義為ExpShockit=Exportit-Exporti,t-1,并作為主要解釋變量。通過構建ExpShockit可以衡量每工人單位美元的出口變化量。圖2顯示了2012—2015年全國各地級市的分布情況,可以看出時空差異性很大,2015年有明顯的出口放緩。

本文考慮到由于內生性的存在,普通最小二乘估計結果可能存在反向因果問題。因此,本文基于經典的Bartik(1991)方法,同時借鑒Autor等(2013)和Campante等(2019)構建地區進出口競爭沖擊的方法,為出口沖擊構建了一個工具變量,從而為從出口放緩到經濟發展水平變化的因果關系提供了更清晰的分析框架。該工具變量結合了有關中國各城市初始出口結構的信息以及除中國外的世界其他國家之間貿易流的產品水平變化情況。具體的,關于工具變量的構造如式(2)所示:

(2)

接下來從經濟意義上說明本文所構建的工具變量是有效的。一方面,從圖1可以看出中國的出口貿易額與其他國家出口到其他地區的貿易額有著相似趨勢,從圖形上直觀反映了式(2)中ΔXROW與內生解釋變量(出口沖擊)的相關性。國際貨幣基金組織(IMF)在《世界經濟展望報告》中指出,金融危機后全球貿易增速放緩60%～80%是由于需求方面的沖擊,其供給方面的摩擦性因素較少。進一步,葛陽琴和謝建國(2018)認為國外需求疲軟是中國2011年至2014年出口貿易增速下降的主要驅動因素,且國外貿易需求下降在該過程中的貢獻度為85.9%,因此保證了國外貿易沖擊與內生解釋變量間接相關。另一方面,國外需求沖擊外生于中國外貿與經濟發展水平,分析思路與式(2)的基期出口結構相同:外部貿易需求沖擊影響一個樣本地區的生產總值,但同樣一個樣本地區的生產總值反過來作用于全球出口貿易額的概率較低。

資料來源:《中國統計年鑒》、《中國海關》。圖1 貿易出口增長率:中國和世界其他國家(ROW)(2002—2015年)

(3)

(4)

(三)模型構建

本文探究貿易新常態背景下中國對外貿易出口額變化對地區經濟增長的影響,地區經濟增長以人均地區生產總值(人均GDP)來衡量,因此設定的計量模型如下:

(5)

式中,i代表城市,t代表年份。因變量為人均地區生產總值(GDP)的變化量,且進行對數化處理使數據的平穩性得以加強;ExpShockit為前文構建的出口沖擊指標(人均出口變化量),是本文的核心解釋變量;而在后續的兩階段最小二乘回歸當中,本文將用ExpShockROWit作為出口沖擊的工具變量。值得一提的是,通過觀察圖2中位數變化可知本文的研究背景為中國出口增速放緩階段,模型中的出口沖擊則可以表示為出口增加或者減少1000美元/人時對于地區生產總值的影響。趙春明等(2021)在實證分析中把正向出口沖擊作相反數處理以符合增速放緩的大背景,便于實證結果的解釋。但本文在研究兩者關系中關注點在于出口沖擊對于地區生產總值邊際影響的大小(乘數大小),因此未作相關處理。此回歸分析包含2012～2013年、2013～2014年和2014～2015年三個時期,變量均為t年和t-1年的差值。Xit代表一組隨時間變化的地區特征,包括科技研發資本、人均享有醫療資源、受過高等教育的人口比例、人均固定資產投資,本文將其作為因變量的潛在替代決定因素加以控制。βit為常數項,Dpt為按省份年份排列的固定效應,Di為城市固定效應,εit為隨機擾動項。人均出口變化量對人均地區生產總值變化量的具體影響可從參數中反映出來。此外,回歸中還包含了因變量的滯后一期變量,以控制任何可能出現的平均回歸趨勢。

資料來源:《中國海關》,經整理獲得。圖2 地級市層面2012—2015年出口增長率分布

本文將式(3)關于城市出口產品的資本、技術要素密集度指標引入模型中,以分析資本與技術要素投入變化所引致的出口轉型對于地區經濟水平的影響,具體回歸如式(6)所示:

(6)

本文的變量定義如表1所示:

表1 各變量定義及說明

四、實證結果及分析

(一)描述性統計

表2報告了主要變量的描述性統計結果。從表中可以看到,出口沖擊變量(ExportShock)均值為0.147,即2011—2015年中國地級市層面的平均出口變化量是147美元/人。出口沖擊的工具變量(ExpShockROW)的均值為0.081,與原出口沖擊相比均值有所下降。而ExpShockROW的標準差的值大于ExpShock,說明樣本觀測值的變化幅度相對更大?？紤]要素密集度之后發現出口沖擊均變為負值且標準差也隨之變小。其中,技術密集度出口沖擊(ExpShock-Skill)的均值小于資本密集度出口沖擊(ExpShock-Capital)。本文同樣對考慮要素密集度的出口沖擊構建工具變量ExpIntensity-Capital以及ExpIntensity-Skill,相比于原要素密集度出口沖擊,均值由負轉正,同時發現ExpIntensity-Capital的標準差為3.392,遠高于ExpIntensity-Skill。

表2 各變量描述性統計

2011—2015年中國288個地級市的平均地區生產總值(PerCapitaGDP)為7581美元/人,根據第一、二、三產業的人均地區生產總值的均值來看,第二產業占比最高,第一產業占比最低,符合中國在該時期的工業化進程現狀。

(二)基準回歸結果

表3報告了方程(5)的全樣本估計結果,回歸都加入了地級市層面固定效應和省份與年份交乘的固定效應,并且均是以地級市15～64歲適齡勞動人數為權重的加權。第(1)列顯示了關于式(5)的OLS回歸估計,結果表明出口沖擊下降1000美元/人時,地區生產總值的增量下降1123美元/人,即出口沖擊會導致人均地區生產總值的增長同比下滑,本文使用式(2)中定義的出口沖擊的工具變量進行兩階段最小二乘回歸,結果表明出口沖擊下降1000美元/人時,地區生產總值的增量為4436美元/人,邊際系數為正則符合“對外貿易乘數論”理論的預期,即出口增長的放緩對一國經濟增長具有抑制作用。對比第(1)列與第(2)列,發現IV的回歸結果的顯著性加強,且使用OLS方法在回歸系數大小方面造成了一定程度的低估。第一階段F值理論上大于10可初步判斷該工具變量不是弱工具變量(表3中第(2)列、第(3)列第(4)列所報告的第一階段F值分別為22.161、21.911、27.337,結果均大于10)。對第(2)～(4)列列進一步有不可識別檢驗與弱工具變量檢驗:①不可識別檢驗匯報的統計量為Kleibergen-PaaprkLM。第(2)～(4)列檢驗結果的P值均小于0.01,拒絕原假設“工具變量不可識別(秩條件不成立)”;②弱工具變量檢驗匯報的統計量為Kleibergen-PaaprkWaldF。第2-4列的結果均大于10%偏誤下的臨界值16.380,拒絕弱工具變量的原假設。以上不可識別檢驗、弱工具變量檢驗均保證工具變量與內生解釋變量的相關性。由于工具變量與原內生解釋變量個數相等,回歸結果中無法進行過度識別檢驗。(本文在其余章節處從經濟意義上說明了工具變量的外生性)根據第一階段F值、不可識別檢驗與弱工具變量的檢驗結果,Bartik IV可在一定程度上解決內生性問題,因此應使用兩階段最小二乘法進行回歸估計。進一步,本文在第(3)列回歸中加入了一系列可能對地區經濟發展有影響的變量加以控制,包括科技研發資本、人力資本(以人均享有醫療資源與教育資源來衡量,具體參見表1)以及人均固定資產投資,所有控制變量均為地級市層面數據,結果顯示,在加入控制變量后,出口沖擊對人均地區生產總值增量的回歸系數依然在1%的水平下顯著,大小與第(2)列相比無明顯差異。為進一步加強工具變量的外生性,本文將核心解釋變量滯后一期來研究對地區生產總值的影響,結果如第(4)列所示。與第(3)列相比,出口沖擊滯后一期對地區生產總值的邊際貢獻加強。最后,第(5)列報告了工具變量與人均地區生產總值變化的OLS回歸,以確認除中國外的世界其他國家或地區(ROW)之間的出口沖擊的減少與解釋人均地區生產總值增量減緩間接相關,進一步保證工具變量在統計意義上的有效性。

表3 出口沖擊與人均地區生產總值

五、異質性分析與進一步討論

(一)產業與城市層面異質性分析

本文考慮到同一個城市在不同年份的出口變化可能存在差異,不同城市間的出口情況也具有異質性。對此,本文計算了2011—2015年期間各城市的平均出口增長率,并以中位數作為分界點,高于中位數的前50%的城市為高平均出口增長率組,低于中位數的后50%的城市為低平均出口增長率組,按此標準把樣本分為兩組,將兩組分樣本的出口沖擊指標與人均地區生產總值進行回歸,出口沖擊對不同出口增長率、不同產業的人均地區生產總值的影響情況如表4所示。出口沖擊變化對于地區經濟增長的影響程度,與城市本身的出口情況有關。對于不同產業而言,出口沖擊均對平均出口增長率較低城市的人均地區生產總值具有顯著的正向影響,可以發現出口沖擊的邊際貢獻大小為第三產業最高,第一產業最低。原因可能是第一產業相較于其他兩產業,其產品為剛性需求,需求彈性較低,相反對第三產業的服務的需求彈性最高,若出口增速減緩從需求端來講則首先對第三產業服務造成沖擊,由于需求彈性的作用,出口增速下降對該地區第三產業的經濟增長的抑制效應最大。此外,以上結果能看到出口沖擊對分產業經濟增長的影響小于對整體經濟增長的影響,也就是說在出口增速下降對地區生產總值的內部結構的抑制作用相比于整體有所弱化。

表4 出口沖擊與分產業人均地區生產總值的分組回歸

(二)出口結構變化對地區生產總值的影響

進一步分析資本要素投入變化所引致的出口轉型對于地區經濟增長的影響,本文將出口沖擊與資本要素密集度沖擊引入回歸方程。根據指標構建一節,將資本要素密集度加入工具變量ExpShockROW進行兩階段最小二乘回歸。同理,所有回歸均作加權處理,出口沖擊與出口產品的資本要素密集度沖擊對地區人均生產總值的影響如表5所示?；貧w結果表明:(1)第(1)列中,在引入資本要素密集度沖擊后,出口沖擊對地區生產總值影響的邊際系數仍在1%上顯著。具體來看,出口沖擊下降1000美元/人,地區生產總值的增量下降2531美元/人。(2)第(2)列中,引入技術要素密集度沖擊后,出口沖擊下降1000美元/人,地區生產總值的增量下降2593美元/人,兩列結果并無明顯差異。將表5中的兩列結果與未加入要素密集度沖擊的結果(表2第(3)列)相比,出口增速放緩對地區經濟增長的抑制作用有較大程度的減緩。(3)資本與技術要素密集度沖擊對人均地區生產總值的變化具有正向邊際貢獻。從數值上來看,資本與技術要素密集度沖擊對經濟增長的邊際貢獻值為分別為0.095、3.968,可以發現技術密集型產品相比資本密集型產品對產出的提升作用更大。中國正處在貿易大國向貿易強國的轉型階段,目前多為勞動密集型的加工出口貿易,資本與技術密集型的出口貿易占比較低。而技術密集型產品的附加值高,對于經濟增長的推動作用更加明顯。在貿易增速減緩的“新常態”背景下,增加出口產品中高級要素含量、優化貿易結構與加強出口轉型升級可減緩出口增速放緩對地區經濟增長的負面作用。

表5 出口沖擊與出口產品要素密集度沖擊對人均地區生產總值的回歸

六、結論與政策啟示

金融危機后全球貿易經歷了“大崩潰”,各個國家采取宏觀刺激政策試圖擺脫危機困境,比如美國“無限量化寬松政策”、中國“四萬億計劃”,一系列的刺激雖有一定效果但全球需求仍然疲軟,隨之使得貿易處于低速增長甚至負增長趨勢。中國在全球貿易下滑的背景下未能獨善其身,出口貿易增長由高速增長轉為中高速增長,該特征被稱為“新常態”。新常態背景下,一方面是外部需求疲軟,另一方面中國自身產品成本低廉的優勢逐漸被東南亞等新型“世界工廠”所替代,在中國出口產品技術含量未與頂尖制造業發達國家持平的情形下,導致目前中國出口產品處于兩難境地。

本文利用2011—2015年的海關數據,從地級市層面和產品層面出發,基于經典的Bartik(1991)方法,利用各地區最初產業結構的差異性,構建了地區出口沖擊的工具變量,同時考慮出口產品質量上的變化,結合資本與技術要素密集度指標,探究貿易增速減緩的“新常態”背景下出口貿易“換擋”轉型對地區經濟增長的影響。

本研究得出的主要結論為:

(1)出口貿易增速減緩會降低人均地區生產總值的增長幅度,在一定程度上會阻礙經濟增長,普通最小二乘回歸相比于構建Bartik IV后進行的兩階段最小二乘回歸低估了出口減緩對人均地區生產總值增長的抑制作用,因此本文在考慮并解決內生性問題后有理由認為新常態時期中國的出口貿易增速放緩對經濟增長的抑制作用實際上應更加明顯。

(2)考慮出口產品質量變化后,資本技術要素的投入會一定程度上降低出口增速減緩對地區生產總值的負向邊際貢獻,其中,技術要素投入的緩解抑制作用更優。此外,本文還觀察到技術要素與資本要素投入本身能通過增加出口產品的技術含量以帶動地區的經濟增長,且同樣技術要素的投入帶來的出口增加相比資本要素的投入能較大程度上帶動地區經濟增長。

(3)出口沖擊對于人均地區生產總值的影響程度,與城市本身的出口情況有關,即出口增速放緩對地區經濟增長的負向影響存在城市層面樣本的異質性。將城市樣本按照平均出口增長率中位數分組后回歸發現,出口沖擊對于那些平均出口增長率較低的城市的人均地區生產總值具有更顯著的作用。在低出口增長率的城市中,出口沖擊對地區服務業產值的邊際貢獻最大,對地區農業產值的邊際貢獻最小。

基于本文的研究結論,提高出口質量水平、完善出口貿易結構從而實現出口升級是中國在經濟轉型期亟待解決的問題。因此,本文有如下政策啟示:

(1)充分引進國際高級生產要素,提升出口產品質量。中國目前出口貿易中,多為附加值低的加工貿易品。改革開放至金融危機前出口貿易額的大量提升成為經濟增長中最不可替代的重要一環,而目前中國出口貿易中附加值低的加工貿易品占據主體,使外貿進一步發展遇到了瓶頸。在全球要素跨國流動不斷增強的今天,中國應依托良好的營商環境發揮“虹吸”效應,充分引進國外高級生產要素。但需注意的是,我們應轉變過去的思維,此處的生產要素不僅僅是資本要素,而是“全要素”的概念,即技術、管理、制度等一系列有益于提升出口產品質量的要素。同時應做好整合高級生產要素的工作,發揮其應有價值,增強出口發展的后勁。

(2)鼓勵科技創新和培育人力資本,增強經濟增長內生動力。中國出口產品的技術含量及附加值較低,很大程度上的原因為自主創新的能力不足。中國過去以勞動力成本低廉成為“世界工廠”,但新興經濟體的崛起使中國逐漸失去勞動力成本優勢,在此窗口期,應培育新的出口外貿優勢。中國制造業的技術水平與世界發達制造業經濟體還存在不小的差距。其中原因有很多,比如出口型企業的研發投入與營收占比較低導致沒有核心技術優勢在手,再深究下去也可能是制度層面所為,即沒有創造一個良好的鼓勵出口企業研究開發的制度環境。因此,除了加快引進國外的先進技術以外,還應加強基礎研究的投入,增加產學研的合作力度,促進自主創新成果的轉化,使資本密集型、技術密集型產品在出口中占據主體地位。

(3)優化產業結構,實現出口轉型與產業調整之間的良性循環。實現產業結構的優化是出口貿易轉型“調結構、轉動力”的重要方向。在中國經濟開放初期,以一般制造業的發展路徑來跟隨發達工業化國家的腳步,此為“補短”。而目前的確縮短了與發達國家之間的差距,一度使中國成為“工業大國”。但是現如今中國處在工業大國向工業強國的轉變階段,“補強”成為新的產業優化的發展路徑,提高先進制造業如新能源、半導體等產業的水平使中國在產業結構上具備與發達工業化國家的競爭能力。為此,推進“中國工業4.0”,以《中國制造2025》為該計劃的初步行動綱領,堅持“創新驅動、質量為先、綠色發展、結構優化、人才為本”的仿真,提升中國制造業企業的核心競爭力。