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改革開放以來，伴隨著中國出口貿易量的快速增長，中國出口貿易結構也發生了深刻的轉變。尤其是20世紀90年代中期以后，以紡織品、服裝、鞋類為代表的勞動密集型制成品出口增速放緩，在出口總額中的份額不斷下降;以電子和電氣產品為代表的技術密集型制成品出現了加速增長的態勢，2004年之后成為份額最大的出口產品;以機動車輛、工程設備為代表的資本密集型制成品的份額穩步提升(見圖1)。眾多學者的研究也表明，中國的出口復雜度遠遠超出了現有的要素稟賦和經濟發展水平，其出口結構與高收入發達國家越發相似(Rodrik，2006;Schott，2008;Wang和Wei，2007)。長期以來被認為具有豐裕勞動力的中國卻在大量出口高技術和高資本密集型產品，這一現象被學者們稱為“中國出口貿易結構之謎”。

現有文獻對這一現象的解釋歸納起來主要有3點:(1)加工貿易。中國出口的高技術產品大部分是加工貿易，中國只是完成了其中勞動密集型的裝配環節。(2)外資企業。行業層面的出口復雜度與該行業的外資企業數目成正比，本土企業的出口復雜度并不高。(3)政策鼓勵。中國通過經濟技術開發區等政策鼓勵了高新技術企業的發展，使其在國際市場上獲得了一定競爭力(Rodrik，2006;Wang和Wei，2007;Xu和Lu，2009)。這3個方面的解釋互為補充，解釋了相當一部分出口貿易結構轉變的原因，但歸根結底還是對勞動力比較優勢在出口貿易結構轉變中作用的重新解讀。本文強調了另一類基于規模經濟的比較優勢———本地市場效應(HomeMarketEffects)在貿易結構轉變中的作用。“本地市場效應”是指在一個存在規模經濟和貿易成本的行業中，那些擁有相對較大國內市場需求的國家傾向于生產更多該產品，并成為該產品的凈出口國(Krugman，1980)。具體來說，由于規模經濟的存在，企業傾向于集中生產而不是在所有國家都設立工廠，以享受規模經濟帶來的成本下降;由于貿易成本的存在，企業傾向于將集中生產的工廠設立在市場需求較大的地方以節約貿易成本。當一個行業中的所有企業都按照這一機制進行選擇時，便會形成產業集聚，產業集聚帶來的成本下降和生產超常增加形成了出口競爭力，進而促進了該行業出口的增長。本地市場效應揭示了特定條件下內需與外貿之間相輔相成相互促進的關系。各行業本地市場效應的強弱決定了各行業可以在多大程度上利用我國迅速增長的國內市場需求促進出口的增長。

這一差異導致了各行業出口增速的差異，進而推動了出口貿易結構的轉變。已有文獻也指出，傳統要素稟賦比較優勢已經不能完全解釋中國出口取得的成就及其貿易結構的轉變，而應該考慮以規模經濟為標志的本地市場效應的作用(江小涓，2007;楊汝岱，2008;林發勤和唐宜紅，2010)，但這些文獻并沒有直接檢驗本地市場效應在出口貿易結構轉變中的作用。已有檢驗中國出口貿易本地市場效應的文獻為本文的分析提供了諸多借鑒，并且其中一些文獻在檢驗本地市場效應的基礎模型上做了不同拓展，完善了檢驗技術。例如，邱斌和尹威(2010)重點考察了加工貿易的因素;許統生和涂遠芬(2010)將檢驗模型由雙邊拓展到多個國家;錢學鋒和黃云湖(2013)進一步考慮了市場準入效應的影響，完善了多國模型檢驗框架。但現有文獻在使用面板數據對本地市場效應進行估計時，無一例外強調本地市場效應在行業間的差異，而假設模型估計系數對各時期是相同的。事實上，本地市場效應的存在與否不僅與行業特質緊密相連，也與相關的制度和經濟發展水平相關。本地市場效應帶來的出口增加，首先基于產業集聚帶來的生產超常增加(Davis和Weinstein，1996)。即使在一個本來具有規模經濟的行業，縱然擁有較大的市場需求規模，但如果不具備諸如勞動力和資本的自由流動、基礎設施建設、配套設施建設、相關制度環境等其他產業集聚的條件，就不會發生生產的超常增加，進而也無法觀察到本地市場效應的存在。所以本地市場效應不僅存在行業層面的差異，也應該隨著制度和經濟的發展動態變動。那么以往文獻在使用面板數據估計模型尤其當時間跨度較長時，均假定本地市場效應的系數在各個時期都是相同的不具有合理性。

從圖1中可以看出，中國出口貿易結構轉變的一個關鍵點是20世紀90年代中期，那么在這個時點前后，各出口行業的本地市場效應是否也出現了轉變呢?本文使用1978～2011年的面板數據，考察了用于檢驗本地市場效應的擴展引力模型是否在1995年前后存在結構突變，結果證實了本文的假設。結合進一步的分時期檢驗結果本文發現，1995年之后出口份額上升的技術密集型和資本密集型兩大制成品行業，都發生了本地市場效應從無到有、由弱至強的關鍵轉變;而份額下降或者變化不大的勞動密集型制成品和資源型制成品行業，本地市場效應的變動相對于要素稟賦優勢的變動則顯得無關緊要。本地市場效應在不同出口行業不同時期之間的差異為中國出口貿易結構的快速轉變提供了另一種解釋:本地市場效應作用增強的行業如技術密集型和資本密集型制成品行業，可以更加充分地利用我國迅速增長的國內市場需求，享受規模經濟效益，實現出口的快速增長;而本地市場效應較弱、要素稟賦優勢作用相對更大的行業，如勞動密集型和資源型制成品行業，相對不能充分利用國內市場需求的擴張，并且隨著我國勞動力比較優勢的減弱出現了增速放緩的態勢。兩方面共同作用推動了中國出口貿易結構的快速轉變。本文的研究對下述兩類文獻有所貢獻:一是研究中國出口貿易結構的文獻。本文證實了本地市場效應在中國出口貿易結構快速轉變過程中的重要作用，為解釋中國出口貿易結構之謎提供了新視角。二是檢驗本地市場效應的文獻。本文基于模型結構突變的檢驗，證實了本地市場效應不僅存在行業間的差異，而且隨著經濟發展水平的變化存在時間上的變動。

一、文獻回顧

自20世紀80年代初以規模經濟為標志的新貿易理論創立以來，在長達十幾年的時間里，經濟學家都無法回答現實中的貿易結構到底有多少可由比較優勢解釋，多少可以由規模經濟解釋。直到Davis和Weinstein(1996)發現Krugman(1980)提出的“本地市場效應”才成為破解這一難題的關鍵:在規模報酬遞增和貿易成本存在的情況下，本地需求的增加會引致本地生產的超比例增加，進而帶來出口的增加，即存在本地市場效應;而在規模報酬不變的比較優勢世界，無論貿易成本存在與否，需求的增加只會引致生產的同比例或者縮小比例增加，甚至無法引致生產的增加，所以無法帶來出口的增加，即不存在本地市場效應。所以對特定行業本地市場效應的檢驗區分了比較優勢和規模經濟在促進該行業出口中的相對作用。對“本地市場效應”的檢驗主要有兩種思路:一種是檢驗超常需求對生產的放大作用，以Davis和Weinstein(1996，1999)為代表;另一種是采用引力模型的方法，檢驗出口收入彈性和進口收入彈性的相對關系，進而確定本地市場效應的存在性，以Feenstra(1998，2001)、Schumacher(2003)等為代表。在第一種思路中，Davis和Weinstein(1996，1999)做了開創性的工作，他們采用一個規模報酬遞增和要素稟賦相融合的實證模型，巧妙地分離了本地市場效應和要素稟賦對貿易模式的不同影響。Davis和Weinstein(1996)首先檢驗了OECD國家的制造業生產結構，結果并不支持本地市場效應。要素稟賦解釋了90%的生產模式，本地市場效應僅為5%。隨后，Davis和Weinstein(1999)考察了日本的區域生產結構，發現19個制造業部門中有8個支持本地市場效應，這說明本地市場效應在解釋區域層次上的生產結構要強于解釋國家層次上的生產結構。Davis和Weinstein認為原因可能有兩個:一個是貿易成本，無論是運輸成本還是貿易壁壘，區域之間肯定低于國家之間，低貿易成本意味著在相對小的市場上保護較少;其次，區域間要素流動性要強于國家之間，較強的要素流動性將強化本地市場效應。隨著國際物流業的持續快速發展，以及全球經濟一體化的進一步深入，以上兩個原因都在不斷弱化，越來越多的實證研究證實了本地市場效應在國家層次上的存在。

第二種檢驗本地市場效應的思路是運用引力模型，通過檢驗不同行業中出口收入彈性和進口收入彈性的相對關系來檢驗本地市場效應的存在性。總的來說，如果在一個行業中，出口收入彈性大于進口收入彈性，說明該行業存在本地市場效應;反之則不存在。代表性的論文如Feenstra(1998)等的研究，他們發現，對生產差異化產品(多為工業制成品)的行業來說，在雙邊貿易中，出口國收入彈性大于進口國收入彈性，說明出口國的本國市場規模對該行業出口的促進作用大于進口國市場規模的拉動作用，存在本地市場效應。而對于生產同質產品(多為初級產品)的行業來說，結果正好相反，出口國收入彈性小于進口國收入彈性，不存在本地市場效應。Schumacher(2003)采用引力模型方法，運用22個OECD國家25個三位數ISIC(InternationalStandardIndustrialClassification)產業的實證結果表明，許多制造業部門出現了本地市場效應，這些部門可能是資本密集型的也可能是勞動密集型的。Hanson和Xiang(2004)采用倍差(Difference-in-difference)引力模型方法檢驗本地市場效應，認為本地市場效應依賴于行業的運輸成本。

國內學者越來越多地關注到“本地市場效應”，并將其運用于中國區域經濟以及對外貿易領域的研究中，取得了一系列具有啟發性的成果。在實證領域，國內學者的研究大致分為以下兩個層面:其一是地區層面，檢驗國內地區間生產與貿易的本地市場效應(張帆和潘佐紅，2006a;范劍勇和謝強強，2010;陳健生和李文宇，2010)，這類研究大致沿用Davis和Weinstein(1996)的方法，但區域層面上的研究不是本文研究的重點，在此不再贅述。其二是國家層面，檢驗中國的雙邊或多邊貿易是否存在本地市場效應。張帆和潘佐紅(2006b)、錢學鋒和陳六傅(2007)分別沿用Davis和Weinstein(1996)的方法和引力模型的方法檢驗了中美雙邊貿易中的本地市場效應。許統生和涂遠芬(2010)、陳雯和李佳璐(2012)將本地市場效應的檢驗拓展到了多個國家。錢學鋒和黃云湖(2013)在多國框架下進一步考慮了市場準入效應，使得對本地市場效應的檢驗更為穩健。雖然探討角度和產業細分各有不同，但這些研究都發現，近年來中國制造業出口已經出現了本地市場效應。此外，現有檢驗中國本地市場效應的文獻對于加工貿易存在爭議。邱斌和尹威(2010)認為加工貿易以出口為導向與本國市場需求關聯不高，并發現本地市場效應在一般貿易中顯著，在加工貿易中不顯著。錢學鋒和黃云湖(2013)則發現無論是低加工貿易行業還是高加工貿易行業，本地市場效應都顯著存在。上述差異正是由于忽視了在規模經濟以外本地市場效應存在的另一個重要條件，即產業集聚。

中國的加工貿易出口80%以上來自外資企業，正體現了這種全球范圍的產業集聚帶來生產放大進而促進出口的機制。本地市場效應與貿易方式無關，但與產業集聚緊密相連。如果加工貿易引發了產業集聚，就有本地市場效應;如果加工貿易不能引發產業集聚就不具有本地市場效應。產業集聚需要考慮制度和經濟發展水平等動態因素，所以本地市場效應也應該隨著制度和經濟的發展存在動態變動。上述國家層面的文獻在使用面板數據對本地市場效應進行檢驗時，尤其當面板數據的時間跨度較長時，忽視了模型可能在時間層面上存在結構突變的問題。本文基于模型結構突變的檢驗，證實了這一猜測，并進一步分時期檢驗了不同出口行業的本地市場效應，結果發現本地市場效應在不同出口行業從無到有、由弱至強的變化，很好地揭示了中國出口貿易結構快速轉變的深層次原因。

二、模型及數據

1．模型建立及估計方法采用引力模型方法檢驗國家層面上的本地市場效應，關鍵是如何控制要素稟賦比較優勢的影響。只有在恰當控制了要素稟賦比較優勢對于雙邊貿易的影響后，才能明確分離出本地市場效應的作用。長期以來，中國的出口繁榮被認為主要源于勞動力稟賦優勢，所以對中國出口貿易結構中的本地市場效應進行檢驗時，控制要素稟賦比較優勢顯得尤為重要。Bergstrand(1989)最早在具有理論基礎的引力模型中考慮了要素稟賦的作用。他在兩種要素、兩個產業、多個國家的框架下推導出了具有理論基礎的引力模型，并通過引入人均GDP很好地捕捉了H-O要素稟賦理論和規模報酬遞增的新貿易理論的精髓。Bergstrand得出的引力模型可以表達。本文所關心的本地市場效應可以從系數β1和β2的相對關系上看出來。β1代表出口收入彈性，β2代表進口收入彈性。當β1＞β2時，說明出口國的本國市場規模對產業a出口的促進作用大于進口國市場規模的拉動作用，產業a存在本地市場效應;當β1＜β2時，產業a不存在本地市場效應。系數β3和β4代表產業a的技術以及需求特性。

2．數據來源及處理本文使用面板數據，使得傳統橫截面引力模型中被忽視的國家個體效應問題在很大程度上得到了解決。選取中國與30個主要出口目的國/地區(澳大利亞、比利時、巴西、加拿大、法國、德國、中國香港、印度、印度尼西亞、伊朗、意大利、日本、韓國、馬來西亞、墨西哥、荷蘭、巴基斯坦、菲律賓、波蘭、俄羅斯、沙特阿拉伯、新加坡、南非、西班牙、泰國、土耳其、英國、美國、阿聯酋、越南)1978～2011年的數據進行檢驗。這30個國家(地區)遍布6大洲，涉及發達國家和發展中國家，中國對這30個國家(地區)的出口量占中國出口總量的80%以上，具有較強的代表性。雙邊貿易數據來自NBER貿易數據庫和聯合國UNcomtrade數據庫。其中，1978～2000年的雙邊貿易數據來自NBER-UN貿易數據庫，為最大限度保持數據的連貫性，1978～1990年的德國數據使用前西德數據，1978～1991年的俄羅斯數據使用前蘇聯數據。2001～2011年的雙邊貿易數據來自聯合國UN-comtrade數據庫。均采用SITCRev．2分類，并加總至3位編碼使用。本文進一步根據Lall(2000)的貿易產品分類方法，將3位SITC編碼的200多種產品進一步劃分，具體分類及代表性產品見表1。該方法綜合考慮了要素稟賦和技術在貿易產品生產中的作用，并充分考慮了發展中國家的出口特性。引力模型中涉及的其他相關數據如GDP、人均GDP、人口、固定資本存量和雙邊距離等，均來自CEPII的引力數據庫和世界銀行的WDI數據庫。其中資本勞動比根據固定資本存量和總人口兩個指標計算得出。

三、計量結果及分析

1．對模型結構突變的檢驗中國出口貿易結構在20世紀90年代中期前后發生了相當大的變化(見圖1)，這一變化很可能與本地市場效應的變動密切相關，為檢驗這一假設，我們以1995年為界對模型(2)進行了Chow檢驗①。為進一步區別模型在兩個時期差異的來源，本文構造了全模型和關鍵系數兩個Chow檢驗。我們將不考慮結構突變的約束模型寫為(3)式②，即1995年前后兩個時期具有相同的系數。表2匯報了上述兩個Chow檢驗的結果。全模型Chow檢驗的結果表明，用于檢驗本地市場效應的擴展引力模型，在各個出口行業的1995年前后都出現了顯著的結構突變(顯著性水平為95%)，這說明以往使用面板數據檢驗本地市場效應而假設各時期估計系數相同具有不合理性。關鍵系數Chow檢驗的結果表明，在初級產品、資本密集型制成品和技術密集型制成品這三大出口行業中，確定本地市場效應是否存在的關鍵系數發生了結構突變，這意味著本地市場效應的變動在相當程度上解釋了全模型的結構突變;而在資源型制成品、勞動密集型制成品這兩個出口行業中，關鍵系數并沒有發生顯著結構突變，所以全模型的結構突變可能更多來源于進出口國資本勞動比系數的變化。

2．分時期本地市場效應檢驗結果及分析為進一步確定模型結構突變前后系數變動的方向與幅度，我們分時期檢驗了本地市場效應。估計中考慮的主要計量問題如下:(1)數據缺失。為最大限度保留觀測值、提高估計效率，本文使用非平衡面板數據估計方法應對數據缺失問題。本文的數據缺失主要是由于相關國家的統計制度造成的，與各國經貿發展水平不存在直接關系，因此可以認為數據缺失的原因是相對外生的，傳統的平衡面板數據方法仍然適用①。(2)不可觀測效應。通過Hausman檢驗可知數據存在個體固定效應。(3)組內序列相關。通過Wooldridge的面板數據組內序列相關檢驗可知數據存在組內一階自相關問題。在存在組內自相關的前提下，一階差分(FirstDifference)估計量比固定效應模型更為穩健，且是利用嚴格外生性假設的一類估計量中最有效率的②。根據上述分析本文匯報了一階差分結果，如表3、表4所示。結果顯示，所有制成品行業在1995～2011年間的出口收入彈性都大于進口收入彈性，顯示出了本地市場效應。這與現有文獻的發現一致，即近年來中國制造業出口普遍存在本地市場效應(邱斌和尹威，2010;錢學鋒和黃云湖，2013)，而初級產品行業始終不存在本地市場效應。結合模型結構突變的檢驗，本文進一步揭示出制成品行業中本地市場效應在不同時期之間的變動。首先來關注全模型和關鍵系數Chow檢驗都顯示存在結構突變的兩大部門:資本密集型制成品(MT)和技術密集型制成品(HT)。1995年之后，這兩大類產品在出口總額中的份額不斷增加，尤其是技術密集型產品的出口份額呈現加速增長的態勢。對比表4的(1)、(2)列可以看出，資本密集型制成品行業在1995年之前就已經顯現出本地市場效應，但是在1995年之后，本國市場需求相對于外國市場需求的出口促進作用大大加強了，出口收入彈性是進口收入彈性的3．92倍。對比表4的(3)、(4)列可以看出，技術密集型制成品行業在1995年之前并不存在本地市場效應，但在1995年之后，顯示出強烈的本地市場效應，本國市場需求成為促進出口最重要的因素，出口收入彈性統計顯著且遠遠大于統計不顯著的進口收入彈性。表4的(5)、(6)列對比了技術密集型制成品中備受關注的電子和電氣產品(HT1)出口的分時期檢驗結果，與技術密集型制成品的結果非常類似，進一步證明了該結論的穩健性。由于這兩類產品的關鍵系數Chow檢驗也支持結構突變，說明本地市場效應的變動在相當程度上解釋了全模型的結構突變。其次來關注全模型Chow檢驗支持結構突變但關鍵系數Chow檢驗不支持結構突變的兩大部門:資源型制成品(RB)和勞動密集型制成品(LH)。1995年之后，資源型制成品的出口份額幾乎沒有變化，而勞動密集型制成品的出口份額大幅降低。對比表3的(3)、(4)列可以發現，資源型制成品在1995年前后也顯示出了本地市場效應由弱變強的過程，1995年之前出口收入彈性是進口收入彈性的1．40倍，1995年之后則增加到3．62倍。對比表3的(5)、(6)列可以發現，勞動密集型制成品在1995年前后也出現了本地市場效應從無到有的轉變，1995年之前出口收入彈性小于進口收入彈性，1995年之后則相反。但是這兩類產品的關鍵系數Chow檢驗不支持結構突變，說明本地市場效應的這一變動相對于整體模型來說微不足道，全模型的結構突變更多地源于進出口國資本勞動比系數或者常數項發生的變動。也就是說要素稟賦優勢的變動對于解釋資源型制成品和勞動密集型制成品出口的變動更為重要，所以隨著中國勞動力成本比較優勢的不斷減弱，這兩大部門的出口增速也隨之放緩。

四、結論

本文使用1978～2011年的面板數據，考察了用于檢驗本地市場效應的擴展引力模型是否在1995年前后存在結構突變。全模型Chow檢驗顯示各個出口行業的估計模型都存在顯著結構突變，說明以往檢驗本地市場效應的文獻假設各時期系數相同是不合理的。關鍵系數(確定本地市場效應存在與否的系數)Chow檢驗顯示資本密集型和技術密集型兩大制成品行業存在結構突變，這說明本地市場效應的變動在相當程度上解釋了這兩個行業的全模型結構突變;進一步的分時期檢驗結果顯示，這兩大制成品行業在1995年前后出現了本地市場效應由弱至強、從無到有的變動，說明國內市場需求在1995年之后已經成為促進這兩個行業出口最為重要的因素之一。而資源型和勞動密集型兩大制成品行業則不存在關鍵系數結構突變，這說明要素稟賦優勢的變動在解釋這兩個行業的全模型結構突變中更為重要;分時期檢驗結果顯示，這兩大制成品行業雖然也出現了本地市場效應的增強，但這一變動相對于要素稟賦優勢的變動則顯得無關緊要，說明國內市場需求雖然已經開始促進這兩個行業的出口，但是相對于要素稟賦優勢還是微不足道。上述結果揭示了本地市場效應在中國出口貿易結構轉變中的重要作用:1995年之后，在技術密集型和資本密集型制成品行業，本地市場效應對出口的促進作用相對更大，所以這兩個行業可以更加充分地利用規模經濟和我國迅速增長的國內市場需求實現出口快速增長，增加在出口結構中的份額;而在勞動密集型和資源型制成品行業，要素稟賦優勢對出口的促進作用相對更大，所以這兩個行業相對不能充分利用國內市場需求的擴張，并且隨著我國勞動力比較優勢的減弱出現了出口增速放緩的態勢，從而在出口結構中份額下降。兩方面共同作用推動了中國出口貿易結構的快速轉變。本文結論也意味著擴大內需政策的重要性。擴大內需不僅有助于我國國內經濟的再平衡，保證經濟的可持續增長，而且可以通過本地市場效應促進出口，有利于貿易結構的持續升級。基于行業自身特質，技術和資本密集型行業可以更好地利用本地市場效應擴大出口，資源型和勞動密集型行業則隨著勞動力優勢的減弱，其出口增速將進一步放緩，貿易結構將不斷向技術和資本密集的行業傾斜。

作者：唐宜紅 姚曦 單位：中央財經大學國際經濟與貿易學院 對外經濟貿易大學國際經濟貿易學院