論文導讀:：本文利用1985-2009年全國水平的時間序列數據，在測算了全要素生產率的基礎上通過單位根檢驗、協整檢驗的方法實證分析了我國全要素生產率對食品加工業及機械設備制造業出口貿易的影響。研究發現，全要素生產率對食品加工業的出口貿易沒有產生正向的促進作用，而對機械設備制造業的出口貿易產生了正向促進作用；同時，主要出口對象國家國民收入均促進了兩個行業的出口貿易，而有效匯率對兩個行業的出口有抑制作用。 論文關鍵詞：全要素生產率，出口貿易，有效匯率 一、引言

對外貿易在一國經濟發展中占有非常重要的地位，出口導向也成為一些國家為促進經濟發展而實施的戰略政策。我國自改革開放初期就根據外匯資金短缺的實際國情開始實施出口導向型戰略，使我國對外貿易迅速發展，至今已成為全球第二大出口國，出口擴大的同時也有效的促進了我國經濟的騰飛發展。但是近幾年來，受全球性金融危機、人民幣升值壓力等諸多因素影響，我國在出口總量上雖然仍保持著增長的趨勢，但增長率卻在逐年下降。 圖1.1我國出口貿易情況 據海關總署統計數據顯示，我國自2001年加入WTO后出口貿易總額從2002年的26947.9億元持續上升到2008年的100394.9億元，增長了近5倍，2009年略有下降；但增長率僅持續上升了兩年，從2003年開始連續下降，由34.66%下降到2008年的7.43%，且下降幅度持續增大，并在2009年出現了首次負增長。可以看出，我國出口貿易正面臨著新的挑戰，因此研究出口貿易的影響因素從而有效的促進我國出口是十分重要的。 近幾年來，在涉及到全要素生產率與出口關系的文章中，大部分都集中在研究出口貿易是如何促進全要素生產率提高的，一些文章否定了兩者之間的促進作用，如關兵[①]（2009）通過各省際數據以出口增長與生產率關系為基礎，沿著新貿易理論和內生增長理論的發展脈絡，采用完全修正最小二乘估計法綜合分析出口—生產率的動態效應，結果表明我國出口增長對我國全要素生產率的增長沒有產生積極的影響。同時國際貿易論文，一些文章也肯定了兩者間的促進作用，如倪海清[②]等（2005）通過協整分析及Granger因果分析發現中國的出口貿易實際上通過促進技術進步和制度變遷兩方面帶動了全要素生產率的提高。 上述所有文章都是基于出口學習（Learning by exports）效應角度的研究，但從出口選擇（exports-selection）效用角度研究全要素生產率對出口貿易影響的文章較少，且大部分都是對技術進步這個單一因素的分析。但是只從技術進步這個單一因素研究其對一國出口貿易的影響似乎顯得不夠全面，因此本文引入全要素生產率作為解釋變量，它既包含了技術進步的因素，同時也包括了組織創新、生產創新、專業化等一些不易量化的因素，研究其對出口貿易的影響將更具有說服力免費。同時，前文提到的所有文章中的出口貿易都是基于全國角度的數據，考慮到全要素生產率可能會對不同行業部門產生不同的影響，本文擬選取食品加工業及機械設備制造業的出口貿易數據為研究對象，使實證分析更為準確。 二、全要素生產率的測算 本文采用“索羅余值法”對全要素生產率進行測算，首先我們建立一個具有規模報酬約束的兩要素投入的C-D生產函數： （3.1） 式中，表示全國在第t期時的總產量，和分別表示勞動力和資本的投入量，對該生產函數兩邊同時取對數得到如下方程： （3.2） 式中，表示隨機誤差項，由全要素生產率的定義可知，。 因此，全要素生產率的計算式為： （3.3） 以全國為決策單位建立時間序列數據，樣本區間設定為1985~2009年。為消除價格因素的影響，方程中全國經濟增長總量都以1985的平減指數為基期進行平減；取全國年末從業人員人數；取全國各年全社會固定資產投資總額經固定資產投資價格指數平減到以1985年為基期的數額，由于該指數1990年前的數據缺失，固1990年前的數據以商品零售物價總指數代替。 以上所使用數據均來自各年?噸泄臣頗曇芳爸瀉暉菘狻１疚牟捎肙LS方法對各參數進行估計，回歸結果如下： s.e.=(0.03234)(0.03318) 0.8728 對參數的估計結果分別為0.5992和0.2973，括號內表示各自的標準誤，值為0.8728，可以看出模型的擬合優度較高，估計整體效果不錯。 我們將估計出的參數帶入上文全要素生產率的推導公式對其進行計算，得出全國各年數據分布如下： 圖3.1 全國各年全要素生產率分布 可以看出，我國全要素生產率走勢大致可分為兩個階段，1985-1995年為上升階段，這主要得利于我國正確的實行了改革開放的政策，積極引入外資，學習國外先進技術，使得此階段經濟飛速發展，但全要素生產率在到達最高峰后，從1995年開始逐年下降，2009年已下降到同1985年相近的水平，同時結合現階段我國經濟快速增長、投資活躍的現象來看，可以得出我國此輪的經濟增長并不是依靠技術進步和改善技術與投資效率來實現的，而是由高人力、高資本投入來驅動的，這與我國目前粗放型的經濟增長方式相符。下面將使用測算出的結果對食品加工業及機械設備制造業的出口貿易數據進行實證分析。 三、TFP對我國出口貿易影響的實證分析 （一）跨期函數的建立及數據說明 為了研究出口貿易是由哪些因素決定的，本文假設一國的進口品與該國本土產品具有不完全替代性，既進出口貿易并存，同時考慮到一國的出口實際上就是它的出口對象從該國的進口量，所以可以從其他國家需求的角度考慮一國的出口貿易，因此這里我們使用國外居民對我國出口產品的消費作為我國的出口。下面本文根據拉姆齊模型建立跨期函數。 中國出口對象國家的每個家庭單位的跨期效用函數為： （4.1） 其約束條件為： 下面對式（4.1）建立拉格朗日函數： 令s=0，的 對求導并使結果等于0，然后化簡可得到影響函數的幾個因素國際貿易論文，即： 由于為中國出口對像的消費，也即等價于中國的出口，所以中國的出口函數可表示為： 這里不考慮價格指數的影響，所以把去掉；出口數據使用食品加工業及機械設備制造業的出口貿易總額來代替，分別用、表示，數據來自中宏網；關于函數中的，根據中國海關總署網站顯示，我國出口對象主要集中在美國、日本、德國、韓國、荷蘭、印度、英國、意大利、臺灣和俄羅斯這10個國家或地區，但考慮到1991年蘇聯解體使剛成立的俄羅斯聯邦經濟發展不穩定，所以本文去除俄羅斯，使用前9個國家或地區來確定函數中國外GDP的總量；匯率使用IFS（International FinancialStatistics）中公布的人民幣實際有效匯率年平均值來代替，該數值上升表示本幣升值，下降則表示本幣貶值，用RE表示；使用前文測算出的全國全要素生產率來代替，用TFP表示。為了消除異方差的影響，這里取每項變量的對數形勢，lnX、、lnRE、lnTFP （二）實證分析 1.單位根檢驗 為了排除偽回歸，首先必須對時間序列數據進行?ノ桓煅椋浼煅櫚姆椒ê芏啵疚牟捎美┱溝? Dickey -Fuller 檢驗，即ADF檢驗。檢驗結果如下： 變量單位根檢驗表4.1

變量

檢驗形勢（C，Y，K）

ADF統計量

Prob.(5%)

結論

（C，Y，1）

-1.595638

0.7644

不平穩

（C，N，0）

-4.852543

0.0008

平穩

（C，Y，1）

-1.215766

0.8841

不平穩

（C，Y，1）

-4.208412

0.0154

平穩

（C，Y，1）

-1.910584

0.6179

不平穩

（C，Y，0）

-2.244680

0.0268

平穩

lnRE

（C，Y，1）

-2.475256

0.3360

不平穩

lnRE

（C，Y，0）

-3.805800

0.0006

平穩

lnTFP

（C，Y，1）

-0.859395

0.9440

不平穩

lnTFP

（C，Y，0）

-3.693690

0.0445

平穩

表中（C，Y，K）分別表示檢驗方程中是否具有常數項，時間趨勢項及滯后期數，通過檢驗結果可以得出上述四個變量在5%的顯著水平上都是非平穩的，其一階差分都是平穩的，所以都是I(1)階序列。 2.協整檢驗 本文采用基于向量自回歸模型（VAR）的Johansen協整檢驗。我們選擇樣本數據具有明顯趨勢項及截距項國際貿易論文，檢驗結果如下： 原假設跡統計量 跡統計量臨界值 最大特征值 最大特征值統計 協整方程數0.05Porb.0.05 Porb. 食品加工業： 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 機械設備制造業： 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 結果表明無論是食品加工業還是機械設備制造業，其出口貿易、全要素生產率、有效匯率、出口對象國民收入在5%的顯著性水平下都存在協整關系，協整方程為，食品加工業： 機械設備制造業： 3.計量模型解釋 從協整方程系數可以看出，在食品加工行業中，有效匯率每升值1%，其出口貿易會降低0.91%，主要出口對象國家國民收入每提高1%，其出口貿易會增長1.51%，同時全要素生產率的提高對其出口貿易并沒有產生正向促進作用，這說明以出口勞動密集型產品為主的食品加工行業，全要素生產率的提高并不能帶動其出口的增長；機械設備制造行業中，有效匯率每升值1%，其出口貿易會降低0.11%，主要出口對象國家國民收入每提高1%，其出口貿易會增長1.31%，全要素生產率的提高對其出口貿易產生了正向促進作用。通過兩個行業的對比我們發現，有效匯率和主要出口對象國家國民收入對這兩個行業的出口貿易影響效果是相同的，而全要素生產率對兩個行業的出口貿易影響效果相反。本文認為這主要是由行業性質決定的，食品加工業是典型的勞動密集型行業，該行業在生產過程中會投入大量勞動力，而代表技術進步的全要素生產率的變化對該行業的出口影響不會十分顯著，該種生產方式也是我國現階段經濟發展中的主要方式；而機械設備制造業是一種技術密集型行業，技術投入比的變化對產量影響較大，但從方程系數我們也注意到，在我國，全要素生產率對該行業的出口促進率僅為0.38%，這一點也反映出我國技術密集型行業的生產方式仍然是以傳統的中間加工環節為主，而擁有自主知識產權的產品較少，這就導致該產業鏈的研發與海外銷售環節被國外廠商所壟斷，生產的產品附加值較低。 以上就很好的解釋了為什么我國出口貿易總量在逐年增加，而增速卻在逐年下降。一方面我國仍然沿襲著高人力，高資本投入的傳統粗放型生產方式，該方式在短期內雖然可以使產量大幅上升并解決部分就業問題，但隨著勞動力成本的提高以及來自其他新興國家的競爭，其優勢將逐漸喪失；另一方面，技術密集型行業中技術進步的貢獻率不高，生產過多的受國外技術壟斷限制免費。 四、政策建議 我們通過前文的分析發現影響出口的幾個主要因素有全要素生產率，實際有效匯率和國外居民收入，因此可以就這幾個方面提出建設性意見。 （一）積極轉變經濟發展方式，告別“工廠思維” 我國自“九五”計劃起就提出了轉變經濟發展方式的若干建議，經過這十五年的發展，效果顯著，第三產業占GDP的比重從1995年的32.9%持續上升到2010年的43%，但也應該注意到，這與發達國家70%左右的比重還差很遠。目前我國出口仍以低附加值的加工產品為主，而在承接國際產業轉移方面也多以產業鏈中的組裝環節為主，因此中國也被冠以“世界工廠”的稱號。如何告別這種固有思維，是企業需要考慮的問題國際貿易論文，要把今后幾年的發展重點放在如何通過加大科研投入，大力發展人力資本等方面提升產品的技術含量，尤其在出口方面，其產品的附加值高了，出口量也會相應的擴大。 （二）政府制定合理有效的匯率政策 一國匯率對出口貿易的影響應從馬歇爾-勒納條件考慮，但就前面的實證分析發現，我國實際有效匯率的提升確實會抑制出口貿易。目前，人民幣正處在一個逐步升值的過程中，這也成為我國出口貿易增速下降的一個原因，所以政府應積極制定合理有效的匯率政策，防止人民幣匯率出現大幅波動，而是使其處在一個可控范圍內平穩波動。通過有效調節匯率的手段來減小由于產品相對價格變化對出口量的損失?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象，實行出口目的地多元化 出口對象國家的購買力直接影響出口國的出口量，這一點實證分析已經證實。尤其在當前世界經濟形勢下，受前期金融危機及一些地區的債務危機影響，我國主要出口對象美國及歐洲地區國家的國民收入大幅下降，從而導致需求持續低迷，所以僅僅依靠這些國家來支撐我國的出口已經很難維持。我國應該積極考慮尋找更具潛力的出口對象，如巴西，南非等新興經濟體國家，這些國家同中國一樣，都處在一個高速發展的階段，對產品的需求相對旺盛，我國應利用自身的資源優勢與區位優勢，擴大對這些國家的出口。