基于國際外包與對外直接投資替代關(guān)系的實證研究(編輯修改稿)
2025-07-24 20:46 本頁面
【文章內(nèi)容簡介】 內(nèi)的中間品進(jìn)口來衡量外包。中間品進(jìn)口量可以借助投入—產(chǎn)出表或者計算每種投入品的數(shù)量與該投入品進(jìn)口比例的乘積來獲得，然后計算進(jìn)口投入品占總投入品的份額得出外包的程度。Feentra和Hanson(1997)計算了美國制造業(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)計算了加拿大、日本、英國與美國的這一比例，也得出類似的結(jié)果舊本除外)。 第三種方法也涉及中間品進(jìn)口的計算，但不同的是Hummels等(1997)用垂直專業(yè)化(vertical specialization)程度來表示外包，并用進(jìn)口投入品占總貿(mào)易額的比例來衡量垂直專業(yè)化程度，特別是一國在全球價值鏈中某些環(huán)節(jié)的專業(yè)化。當(dāng)投入品進(jìn)口到一國被加工，最后出口時出口價值體現(xiàn)的遠(yuǎn)遠(yuǎn)不止投入品在該國的附加值。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。這種計算方法易受產(chǎn)業(yè)鏈的不同階段和最終產(chǎn)品相對價格的影響，而且方法較為粗糙，但該法數(shù)據(jù)容易獲取，也便于實證，其運用還是相當(dāng)廣泛的。 由于我國的加工貿(mào)易發(fā)展迅速，并且多是“兩頭在外”的來料加工、進(jìn)料加工和來件組裝裝配業(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)易在我國的對外貿(mào)易中占有較大的比重，且統(tǒng)計數(shù)據(jù)比較完整，所以在研究我國的外包現(xiàn)象時，用加工貿(mào)易代替國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數(shù)據(jù)進(jìn)行一定的處理，設(shè)計某些指標(biāo)。如Ingo Geishecker and Holger Gorg（2004）采用了廣義和狹義外包的概念衡量國際外包。計算公式為： （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外同一產(chǎn)業(yè)的中間品進(jìn)口占國內(nèi)該產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比重，廣義的外包計算中則包括了該產(chǎn)業(yè)從國外進(jìn)口的所有中間品?？紤]到中國在國際外包中所處的地位，閆金光（2005）構(gòu)建了衡量中國各產(chǎn)業(yè)參與外包程度的指標(biāo)，稱之為“外包指數(shù)”。具體的計算公式是： （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]南開學(xué)報(哲學(xué)社會科學(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)衡量中國各產(chǎn)業(yè)外包的理由是：第一，在國際外包的環(huán)節(jié)中，中國總體上處于接受外包方的地位，也就是從發(fā)達(dá)國家進(jìn)口中間產(chǎn)品和零部件，加工后出口外銷。第二，從目前中國的進(jìn)口結(jié)構(gòu)來看，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)易出口是中國完成國際外包的結(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）實證分析本文所采用的數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》(2007)。筆者選取19852006年全國加工貿(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。為了消除價格因素的影響，用各年的商品零售價格指數(shù)（1990=100）對GDP數(shù)據(jù)進(jìn)行價格調(diào)整，用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)（1990=100）對FDI數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整（其中19851990年的價格指數(shù)用商品零售價格指數(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檢驗的結(jié)果。D表示上述變量相應(yīng)的一階差分。為避免時間序列經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的異方差影響，所有變量均取實際值的自然對數(shù)形式。 Johansen檢驗及VEC模型的建立從表1可以看出三個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，說明它們不存在單位根。而各水平變量t統(tǒng)計量的絕對值在5%的顯著性水平下大于所對應(yīng)的臨界值, 因而存在單位根，是不平穩(wěn)的。由于不平穩(wěn)的時間序列不能直接進(jìn)行簡單回歸，需要通過協(xié)整檢驗來驗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期均衡關(guān)系。 表1 ADF檢驗結(jié)果變量ADF檢驗統(tǒng)計量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中列出了對這兩個變量進(jìn)行協(xié)整檢驗的結(jié)果。由于使用Johansen Juselius 方法建立的VAR模型對滯后期的選擇比較敏感，所以采用AIC或SC準(zhǔn)則來確定最佳滯后期，本文中p為3階。在滯后期數(shù)確定之后，再對協(xié)整中是否具有常數(shù)項和時間趨勢進(jìn)行驗證，然后再對數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗。 表2 Johansen檢驗HypothesizedTraceNo. of CE(s)Eigenva
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