基于國(guó)際外包與對(duì)外直接投資替代關(guān)系的實(shí)證研究(編輯修改稿)
2025-07-24 20:46 本頁(yè)面
【文章內(nèi)容簡(jiǎn)介】 內(nèi)的中間品進(jìn)口來(lái)衡量外包。中間品進(jìn)口量可以借助投入—產(chǎn)出表或者計(jì)算每種投入品的數(shù)量與該投入品進(jìn)口比例的乘積來(lái)獲得，然后計(jì)算進(jìn)口投入品占總投入品的份額得出外包的程度。Feentra和Hanson(1997)計(jì)算了美國(guó)制造業(yè)的進(jìn)口投入品一總投入品比例，發(fā)現(xiàn)該比例到1990年達(dá)13. 9%。Campa和Goldberg (1997)計(jì)算了加拿大、日本、英國(guó)與美國(guó)的這一比例，也得出類(lèi)似的結(jié)果舊本除外)。 第三種方法也涉及中間品進(jìn)口的計(jì)算，但不同的是Hummels等(1997)用垂直專(zhuān)業(yè)化(vertical specialization)程度來(lái)表示外包，并用進(jìn)口投入品占總貿(mào)易額的比例來(lái)衡量垂直專(zhuān)業(yè)化程度，特別是一國(guó)在全球價(jià)值鏈中某些環(huán)節(jié)的專(zhuān)業(yè)化。當(dāng)投入品進(jìn)口到一國(guó)被加工，最后出口時(shí)出口價(jià)值體現(xiàn)的遠(yuǎn)遠(yuǎn)不止投入品在該國(guó)的附加值。該比例值處于0到1之間，若投入品并非用于生產(chǎn)出口產(chǎn)品，則該比值等于0，若投入品全部用于出口品的生產(chǎn)，則比值等于1。這種計(jì)算方法易受產(chǎn)業(yè)鏈的不同階段和最終產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格的影響，而且方法較為粗糙，但該法數(shù)據(jù)容易獲取，也便于實(shí)證，其運(yùn)用還是相當(dāng)廣泛的。 由于我國(guó)的加工貿(mào)易發(fā)展迅速，并且多是“兩頭在外”的來(lái)料加工、進(jìn)料加工和來(lái)件組裝裝配業(yè)務(wù)，符合外包具有的零部件貿(mào)易的特征，而且加工貿(mào)易在我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易中占有較大的比重，且統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)比較完整，所以在研究我國(guó)的外包現(xiàn)象時(shí)，用加工貿(mào)易代替國(guó)際外包的方法比較適用。為了有效利用外包數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，在研究中往往需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行一定的處理，設(shè)計(jì)某些指標(biāo)。如Ingo Geishecker and Holger Gorg（2004）采用了廣義和狹義外包的概念衡量國(guó)際外包。計(jì)算公式為： （1）OUT表示外包，IMP為中間產(chǎn)品進(jìn)口，Y為總產(chǎn)值，j表示某產(chǎn)業(yè)，t代表年份。某產(chǎn)業(yè)的狹義的外包是指從國(guó)外同一產(chǎn)業(yè)的中間品進(jìn)口占國(guó)內(nèi)該產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比重，廣義的外包計(jì)算中則包括了該產(chǎn)業(yè)從國(guó)外進(jìn)口的所有中間品?？紤]到中國(guó)在國(guó)際外包中所處的地位，閆金光（2005）構(gòu)建了衡量中國(guó)各產(chǎn)業(yè)參與外包程度的指標(biāo)，稱(chēng)之為“外包指數(shù)”。具體的計(jì)算公式是： （2）OUT表示外包指數(shù)，EXP為該產(chǎn)業(yè)的總出口，pEXP為該產(chǎn)業(yè)的外包出口（加工貿(mào)易出口），j代表產(chǎn)業(yè)，t代表年份。外包指數(shù)的取值范圍是[0,1]。該產(chǎn)業(yè)外包出口所占比重越大，該指數(shù)越接近1；外包出口所占比重越小，該指數(shù)越接近0 唐宜紅,[J]南開(kāi)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版),2002(3).。本文選擇以出口量而不是進(jìn)口量或其他指標(biāo)衡量中國(guó)各產(chǎn)業(yè)外包的理由是：第一，在國(guó)際外包的環(huán)節(jié)中，中國(guó)總體上處于接受外包方的地位，也就是從發(fā)達(dá)國(guó)家進(jìn)口中間產(chǎn)品和零部件，加工后出口外銷(xiāo)。第二，從目前中國(guó)的進(jìn)口結(jié)構(gòu)來(lái)看，技術(shù)含量高的機(jī)械設(shè)備的進(jìn)口占普通進(jìn)口的比重很大，如果在外包指數(shù)中包含了這些機(jī)械設(shè)備的進(jìn)口量，將難以對(duì)指標(biāo)的意義進(jìn)行解釋。第三，某產(chǎn)業(yè)的加工貿(mào)易出口是中國(guó)完成國(guó)際外包的結(jié)果，它與該產(chǎn)業(yè)總出口的比較可以較好地衡量參與外包的程度。（二）實(shí)證分析本文所采用的數(shù)據(jù)均來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2007)。筆者選取19852006年全國(guó)加工貿(mào)易進(jìn)出口數(shù)據(jù)、FDI及GDP的年度數(shù)據(jù)作為樣本，樣本容量為22個(gè)。為了消除價(jià)格因素的影響，用各年的商品零售價(jià)格指數(shù)（1990=100）對(duì)GDP數(shù)據(jù)進(jìn)行價(jià)格調(diào)整，用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)（1990=100）對(duì)FDI數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整（其中19851990年的價(jià)格指數(shù)用商品零售價(jià)格指數(shù)替代）。首先根據(jù)外包指數(shù)公式算出19852006年外包指數(shù)，為了數(shù)據(jù)的平衡性，用100乘以外包指數(shù)；以DGDP表示GDP的增量，表1為各年外包指數(shù)、FDI與DGDP的ADF檢驗(yàn)的結(jié)果。D表示上述變量相應(yīng)的一階差分。為避免時(shí)間序列經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的異方差影響，所有變量均取實(shí)際值的自然對(duì)數(shù)形式。 Johansen檢驗(yàn)及VEC模型的建立從表1可以看出三個(gè)變量的一階差分序列的ADF值都小于5%顯著性水平下的臨界值，說(shuō)明它們不存在單位根。而各水平變量t統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值在5%的顯著性水平下大于所對(duì)應(yīng)的臨界值, 因而存在單位根，是不平穩(wěn)的。由于不平穩(wěn)的時(shí)間序列不能直接進(jìn)行簡(jiǎn)單回歸，需要通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)驗(yàn)證各變量是否存在協(xié)整關(guān)系，也即變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。 表1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果變量ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量5%臨界值P臨界值結(jié)論LOUT/D(LOUT)///I（1）/ I（0）LFDI/ D(LFDI)///I（1）/ I（0）LDGDP/ D(LDGDP)///I（1）/I（0）表2中列出了對(duì)這兩個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果。由于使用Johansen Juselius 方法建立的VAR模型對(duì)滯后期的選擇比較敏感，所以采用AIC或SC準(zhǔn)則來(lái)確定最佳滯后期，本文中p為3階。在滯后期數(shù)確定之后，再對(duì)協(xié)整中是否具有常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)進(jìn)行驗(yàn)證，然后再對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。 表2 Johansen檢驗(yàn)HypothesizedTraceNo. of CE(s)Eigenva
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