朱霖

[摘 要]采用2003—2013年我國30個省區(qū)的面板數(shù)據(jù)，實證分析財政分權(quán)及外商直接投資對我國各省區(qū)出口增長的促進(jìn)作用。研究結(jié)果表明，財政分權(quán)作為我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的制度特征，對出口增長既存在當(dāng)期效應(yīng)又存在滯后效應(yīng)，并且滯后效應(yīng)大于當(dāng)期效應(yīng)。依次加入人均固定資產(chǎn)投資、單位面積的公路里程數(shù)、人民幣實際有效匯率等控制變量，計算結(jié)果仍具有穩(wěn)健性。

[關(guān)鍵詞]財政分權(quán)；出口；外商直接投資

[中圖分類號]F74612 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A [文章編號]

2095-3283（2015）07-0037-05

一、引言

改革開放三十多年來，中國對外貿(mào)易保持持續(xù)快速增長。1979—2012年，中國進(jìn)出口總額年均增長率達(dá)1595%，其中出口額由1979年的1366億美元增至2012年的204781億美元，年均增長164%，高出進(jìn)出口增速 045個百分點(diǎn)。同時出口占外貿(mào)總額的比重也有所提高，由1979年的4657%增至2012年的5298%。特別是2001年加入世界貿(mào)易組織以來，我國出口貿(mào)易進(jìn)入了高速發(fā)展階段。雖然受國際金融危機(jī)影響，我國出口額有所下降，2009年出口額同比下降了1601%。但在2009年后，在世界經(jīng)濟(jì)緩慢復(fù)蘇的背景下，我國出口貿(mào)易逆勢上揚(yáng)。關(guān)于我國出口高速增長的原因，學(xué)術(shù)界進(jìn)行了廣泛研究，例如，林毅夫等（1999）認(rèn)為出口高速增長關(guān)鍵在于我國在全球分工中遵循了比較優(yōu)勢原則；劉志彪（2007）提出，我國利用低技能勞動力的要素稟賦優(yōu)勢，通過切入全球價值鏈的生產(chǎn)組裝制造環(huán)節(jié)促進(jìn)了出口增長；劉重力（2000）比較分析了我國出口商品結(jié)構(gòu)與國外出口商品結(jié)構(gòu)，得出了外商直接投資促進(jìn)了我國機(jī)電產(chǎn)品出口增長的結(jié)論；龔艷萍、周維（2005）利用相關(guān)數(shù)據(jù)，綜合運(yùn)用定量和定性分析法對外商直接投資與出口的關(guān)系進(jìn)行了回歸分析，得出外商直接投資與我國出口存在正相關(guān)關(guān)系。無論是基于比較優(yōu)勢理論還是單獨(dú)從外商直接投資的角度解釋我國出口高速增長的原因，這些研究都忽略了出口高速增長的典型制度特征。財政分權(quán)作為中央政府激勵地方政府的經(jīng)濟(jì)手段，會直接鼓勵出口，進(jìn)而擴(kuò)大財政收入。

財政分權(quán)作為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的制度特征，受到越來越多的國內(nèi)學(xué)者的關(guān)注，如吳群、李永樂（2010）提出財政分權(quán)和地方政府競爭共同激勵地方政府實施土地財政策略。沈坤榮、付文林（2005）和林毅夫、劉志強(qiáng)（2000）重點(diǎn)探討了財政分權(quán)對經(jīng)濟(jì)增長的正面效應(yīng)，而范子英、張軍（2010）則討論了其負(fù)面效應(yīng)。

二、財政分權(quán)和外商直接投資促進(jìn)出口增長的機(jī)理分析

（一）財政分權(quán)促進(jìn)出口增長機(jī)理分析

1994年分稅制改革是我國財政史上的標(biāo)志性事件，以法律形式明確了中央政府的財權(quán)和事權(quán)。在現(xiàn)有官員晉升機(jī)制下，地方政府為了追求更好的經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效而獲得晉升機(jī)會，會選擇為當(dāng)?shù)貜S商提供出口補(bǔ)貼。一方面出口增長本身就是經(jīng)濟(jì)發(fā)展成就的組成部分，另一方面出口增長會直接帶動GDP增長，而GDP增長率是衡量地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效的核心指標(biāo)。目前，關(guān)于財政分權(quán)對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，已存在大量的研究。財政分權(quán)對出口增長的促進(jìn)機(jī)制可簡述為在中央政府和地方政府之間財權(quán)與事權(quán)不對稱的情況下，尤其是事權(quán)大于財權(quán)，地方政府就有強(qiáng)烈的經(jīng)濟(jì)動機(jī)通過出口增長來擴(kuò)大財政收入。因此，中央政府提高地方政府財政分權(quán)水平以及留存稅收比例有利于帶動出口增長，從而增加地方政府財政收入。

（二）外商直接投資促進(jìn)出口增長機(jī)理分析

西方學(xué)者布洛斯特姆（MBlomstrom，1990）提出，外商直接投資對東道國的出口增長具有直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。直接效應(yīng)表現(xiàn)為跨國公司直接出口產(chǎn)品對東道國出口貿(mào)易作出的貢獻(xiàn)，間接效應(yīng)則表現(xiàn)為由于跨國公司進(jìn)入而引起的東道國國內(nèi)企業(yè)出口增加所作出的貢獻(xiàn)?？鐕疽话憔哂邢冗M(jìn)的技術(shù)和完備的營銷渠道，其進(jìn)入東道國以后，可以利用東道國豐富的資源進(jìn)行代加工，然后將在東道國加工的產(chǎn)品出口到世界各地，從而帶動?xùn)|道國的出口增長。例如，垂直一體化國際生產(chǎn)中勞動密集型產(chǎn)品及零部件的出口。另外，通過FDI，東道國企業(yè)還可以學(xué)到外資企業(yè)的先進(jìn)技術(shù)，同時與外商建立起較為穩(wěn)定的供求關(guān)系，這樣使得更多的東道國企業(yè)發(fā)展成為間接的出口者。

三、模型設(shè)定與統(tǒng)計描述

（一）模型設(shè)定和數(shù)據(jù)來源

本文主要利用省級面板數(shù)據(jù)研究財政分權(quán)和外商直接投資對我國各省區(qū)出口增長的促進(jìn)作用。我國各省區(qū)間出口增長和財政分權(quán)以及引進(jìn)FDI規(guī)模之間差異較大，東中西部省份發(fā)展極不均衡，所以利用省級數(shù)據(jù)可以在全國范圍內(nèi)驗證財政分權(quán)和FDI對出口增長的促進(jìn)作用是否成立。綜合上述的機(jī)理分析，本文將影響我國出口的主要因素設(shè)定為財政分權(quán)變量（FD）和外商直接投資變量（FDI），財政分權(quán)和外商直接投資作為解釋變量，而將出口額作為被解釋變量。另外，地方政府對出口企業(yè)的補(bǔ)貼對出口的促進(jìn)作用可能存在滯后效應(yīng)，即財政分權(quán)（FD）對我國出口增長的促進(jìn)作用可能存在滯后效應(yīng)，因而財政分權(quán)有當(dāng)期和前期的區(qū)別，所以除了當(dāng)期FD外，前一期FD也可能促進(jìn)我國出口增長。因此本文建立了兩個統(tǒng)計分析模型，分別以當(dāng)期FD和前一期FD作為主要解釋變量，分析它們是否均對我國出口貿(mào)易具有促進(jìn)作用，并且比較兩者對出口促進(jìn)作用的大小。

由于本文采用我國省級層面的數(shù)據(jù)來驗證有關(guān)理論假設(shè)，為了剔除不同省份人口規(guī)模對結(jié)果的影響，所以采用人均出口額為被解釋變量，人均實際利用FDI為解釋變量。同時本文建立對數(shù)線性統(tǒng)計分析模型，即對所有解釋變量和被解釋變量都取自然對數(shù)后進(jìn)行分析，目的在于減少變量極端值和非正態(tài)分布對統(tǒng)計結(jié)果的影響，同時能夠消除異方差現(xiàn)象。在對數(shù)線性統(tǒng)計分析模型中，解釋變量的系數(shù)表示為被解釋變量和解釋變量之間的彈性關(guān)系，即解釋變量每變化1%能引起被解釋變量的變化程度。模型如下：

lnexpit=α0+α1lnFDit+α2lnFDIit+λccontrol_variables+εit（1）endprint

lnexpit=β0+α1lnFDi，t-1+β2lnFDIit+γmcontrol_variables+εit（2）

其中，lnexpit表示第i個省份t年人均出口額的對數(shù)值；lnFDit表示第i個省份t年財政分權(quán)程度；lnFDi，t-1表示第i個省份t-1年財政分權(quán)程度；lnFDIit表示第i個省份t年人均實際吸收外商直接投資的對數(shù)值；control_variables是多個控制變量；εi，t是隨機(jī)擾動項，假設(shè)隨機(jī)擾動項獨(dú)立，且服從正態(tài)分布。隨機(jī)擾動項表示在不同時期可能對各省份出口產(chǎn)生影響的其他因素。α0、β0是截距項，α1、β1分別是當(dāng)期財政分權(quán)和前一期財政分權(quán)的系數(shù)，α2和β2是外商直接投資系數(shù)。

本文使用的數(shù)據(jù)時間跨度為2003—2013年，截面為我國30個省區(qū)。由于西藏數(shù)據(jù)缺失，本文的截面單元不包括西藏。各省區(qū)的人口規(guī)模來源于《中國人口年鑒》；預(yù)算內(nèi)各省的財政收入、實際利用FDI、各省固定資產(chǎn)投資、公路里程數(shù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》；人民幣實際有效匯率來源于國際清算銀行。

（二）變量描述與定義

出口總額變量（lnexp）。lnexp是被解釋變量，對于出口變化的衡量指標(biāo)較多，例如出口額、出口增長率、人均出口額等，由于統(tǒng)計年鑒中公布出口額時會按經(jīng)營單位所在地和按海關(guān)所在地分別公布，本文選取各地區(qū)按經(jīng)營單位所在地統(tǒng)計的貨物出口額。具體而言，本文采用的出口額是各省區(qū)按經(jīng)營單位所在地統(tǒng)計的貨物出口總額與各省當(dāng)年末人口規(guī)模的比值，出口額按人民幣年平均匯率由美元折算為人民幣，lnexp是各省出口總額的對數(shù)值。

財政分權(quán)變量（lnFD）。目前衡量財政分權(quán)的方法主要有兩種，一種是Ma等（1997）使用的收入分成率，但該方法主要在1994年分稅制以前經(jīng)常使用，1994年分稅制后，大多數(shù)學(xué)者更傾向從財政收支的角度衡量財政分權(quán)。本文采用大多數(shù)學(xué)者的做法，從財政收入的角度衡量財政分權(quán)，即選取[省級人均地方財政收入/（省級人均地方財政收入+省級人均中央財政收入）]，該指標(biāo)值越大，表明財政分權(quán)的程度越大，該省利用財政收入補(bǔ)貼出口發(fā)展經(jīng)濟(jì)的自主權(quán)越大。另外考慮到地方政府使用財權(quán)對出口企業(yè)進(jìn)行補(bǔ)貼對出口的促進(jìn)作用可能在下一期更加明顯，因此本文預(yù)計當(dāng)期財政分權(quán)系數(shù)和滯后一期的財政分權(quán)系數(shù)為正，并且滯后期系數(shù)更大。

外商直接投資（lnFDI）。對于FDI的衡量指標(biāo)主要有兩個，名義吸收FDI量和實際利用FDI量。前者反映了各省吸收FDI的多少，但在吸收的這些FDI中只有一部分被利用，另一部分沒有被利用，因此它不能準(zhǔn)確反映各省引進(jìn)外資對本省出口的影響，因此，本文采用實際利用FDI量來衡量外商直接投資對出口的影響。由于我國公布的外商直接投資數(shù)據(jù)以美元計算，所以本文利用人民幣年平均匯率折算為人民幣， 即FDI表示人民幣衡量的各地區(qū)人均實際利用外資額。預(yù)期外商直接投資系數(shù)為正。

控制變量（control_variables）?；诂F(xiàn)有研究模型中的控制變量包括固定資產(chǎn)投資（lnpfai，t）、基礎(chǔ)設(shè)施（lnroadit）、人民幣實際有效匯率（lnreert）。大量的文獻(xiàn)表明一國貿(mào)易水平會受到匯率因素影響，本文選用人民幣實際有效匯率作為控制變量，該指標(biāo)的優(yōu)點(diǎn)在于相對于名義匯率或?qū)嶋H匯率而言，人民幣實際有效匯率是人民幣與多種貨幣匯率的貿(mào)易加權(quán)平均匯率，更能反映匯率因素對我國出口的實際影響。人民幣實際有效匯率上升，本幣升值，出口減少，預(yù)計人民幣實際有效匯率的系數(shù)為負(fù)。新貿(mào)易理論表明要素稟賦的差異決定了不同國家的專業(yè)化分工生產(chǎn)。把各個省份看成是小的國家，該理論同樣適用省區(qū)之間，因此本文選用各省區(qū)人均固定資產(chǎn)投資來衡量不同省份的初始物資資本稟賦水平。具體可表示為：各地區(qū)按注冊類型分全社會年末固定資產(chǎn)投資/各地區(qū)按三次產(chǎn)業(yè)分就業(yè)人數(shù)，單位是元/人，根據(jù)新貿(mào)易理論，預(yù)計其系數(shù)為正。良好的初始基礎(chǔ)設(shè)施有利于吸引企業(yè)落戶生產(chǎn)，因此本文選取各省的公路密集度指標(biāo)來控制省區(qū)間的基礎(chǔ)設(shè)施差異，即單位陸地面積擁有的公路里程，單位是1/公里，預(yù)計其系數(shù)為正。

本文各省區(qū)市人均出口的對數(shù)值與財政分權(quán)和外商直接投資的散點(diǎn)圖如圖1所示。

圖1 2003—2013年各省區(qū)市出口與各核心變量的散點(diǎn)圖擬合

圖1反映了我國省級出口增長與三個主要核心解釋變量之間的關(guān)系，可以看出，各省區(qū)當(dāng)期和滯后一期的財政分權(quán)程度以及外商直接投資對我國出口增長均具有正向的促進(jìn)作用。

被解釋變量的統(tǒng)計描述如表1所示。

四、計量結(jié)果與解釋

本文采用靜態(tài)面板的方法來驗證財政分權(quán)和外商直接投資對我國各省區(qū)出口的促進(jìn)作用，F(xiàn)檢驗結(jié)果表明本文更適合采用固定效應(yīng)，Hausman檢驗結(jié)果表明，固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)相比較，更適合使用固定效應(yīng)，因此在下文繼續(xù)計算固定效應(yīng)的結(jié)果。表2中模型（1）是不包含控制變量的估計結(jié)果，模型（2）—（4）是依次納入控制變量人均固定資產(chǎn)投資（lnpfai，t）、單位面積公路里程數(shù)（lnroadit）以及人民幣實際有效匯率（lnreert）的估計結(jié)果。模型（5）是財政分權(quán)變量滯后一期的估計結(jié)果，模型（6）—（8）也是依次納入控制變量的估計結(jié)果。

從表2模型（1）—（4）可以看出，無論是否加入控制變量，財政分權(quán)變量（lnFD）和外商直接投資變量（lnFDI）的系數(shù)均為正，并且除模型（2）財政分權(quán)系數(shù)只通過了10%的顯著性水平外，其他均通過了1%顯著性水平。財政分權(quán)程度每提高1%，我國各省區(qū)出口規(guī)模將擴(kuò)大0443%—2011%；外商直接投資每增加1%，我國各省區(qū)出口規(guī)模將擴(kuò)大0168%—0400%。這表明財政分權(quán)程度的提高以及外商直接投資的增加均促進(jìn)我國各省區(qū)出口增長，與本文機(jī)理分析的預(yù)期相一致。其原因在于財政分權(quán)制度下，地方政府采取各種激勵措施促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)增長，從中獲取更多的財政收入；地方政府給予出口企業(yè)各類補(bǔ)貼或財稅優(yōu)惠政策，直接促進(jìn)了當(dāng)?shù)爻隹谠鲩L。而外商直接投資的分工深化效應(yīng)以及溢出效應(yīng)能促進(jìn)我國技術(shù)革新和產(chǎn)品升級換代從而促進(jìn)出口增長。endprint

模型（5）—（8）研究了財政分權(quán)對出口增長的滯后效應(yīng)。前一期財政分權(quán)正向促進(jìn)了當(dāng)期人均出口，即財政分權(quán)對出口的促進(jìn)作用存在滯后效應(yīng)，這與上文的預(yù)測相一致，當(dāng)期地方政府利用中央政府財政分權(quán)政策加大對出口企業(yè)的補(bǔ)貼力度，會顯著帶動下一期出口額增加，具體而言，當(dāng)期財政分權(quán)程度每增加1%，會促進(jìn)下一期出口規(guī)模增加1057%—2227%，并且對出口增長的滯后效應(yīng)大于即期效應(yīng)，這也與上文預(yù)期相一致。

在控制變量方面，人均固定資產(chǎn)投資（lnpfai，t）、單位面積公路里程數(shù)（lnroadit）以及人民幣實際有效匯率（lnreert）的系數(shù)絕大多數(shù)顯著并且符合理論預(yù)期。人均固定資產(chǎn)投資系數(shù)均顯著為正，并且均通過了5%的顯著性水平，表明物資資本要素稟賦越豐裕，各省出口規(guī)模越大；單位面積公路里程數(shù)系數(shù)為正，并且均通過了1%的顯著性水平，表明基礎(chǔ)設(shè)施越完善的地區(qū)，其貿(mào)易成本越低，對企業(yè)落戶生產(chǎn)的吸引力就越大。模型（8）中人民幣實際有效匯率系數(shù)為正，但不顯著。

五、穩(wěn)健性檢驗

在穩(wěn)健性檢驗部分，隨機(jī)效應(yīng)的估計結(jié)果如表3所示。模型（9）—（12）、模型（13）—（16）與模型（1）—（4）、模型（5）—（8）的含義一致。

表3模型（9）—（12）財政分權(quán)變量和外商直接投資變量的系數(shù)依然顯著為正，并且均通過了1%的顯著性水平，即固定效應(yīng)方法的估計結(jié)果與隨機(jī)效應(yīng)方法的估計結(jié)果一致：表明了財政分權(quán)作為政府官員晉升的經(jīng)濟(jì)因素，對我國出口具有正向促進(jìn)作用，外商直接投資通過技術(shù)溢出帶動本國企業(yè)技術(shù)提升，分工深化從而促進(jìn)我國出口增長。模型（13）—（16）財政分權(quán)滯后一期的系數(shù)顯著為正，表明無論是固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)，本文的假設(shè)均成立，即地方政府財權(quán)相對獨(dú)立后，通過加大對本省出口企業(yè)的補(bǔ)貼力度，會促進(jìn)當(dāng)期和下期出口額增加，并且下期的增長效應(yīng)更加明顯。在控制變量方面，各變量的估計結(jié)果與本文的預(yù)期相一致，并且絕大數(shù)通過了顯著性檢驗。

六、結(jié)論

本文采用2003—2013年我國省級面板數(shù)據(jù)，實證分析財政分權(quán)和外商直接投資對我國各省區(qū)出口增長的促進(jìn)作用，財政分權(quán)作為我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的制度特征，對出口增長既存在當(dāng)期效應(yīng)又存在滯后效應(yīng)，并且滯后效應(yīng)大于當(dāng)期效應(yīng)。

分別采用固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型估計了財政分權(quán)當(dāng)期和滯后期以及外商直接投資對我國各省區(qū)出口增長的促進(jìn)效應(yīng)。估計結(jié)果表明，無論采用何種估計方法，實證結(jié)論均具有一致性。

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（責(zé)任編輯：董博雯）endprint