1、本地市場效應(yīng)與出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變改革開放以來，伴隨著中國出口貿(mào)易量的快速增長，中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)也發(fā)生了深刻的轉(zhuǎn)變。尤其是20 世紀(jì) 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持續(xù)下降; 以電子和電氣產(chǎn)品為代表的技術(shù)密集型制成品出現(xiàn)了加速增長的態(tài)勢， 2004 年之后成為份額最大的出口產(chǎn)品 ; 以機動車輛、工程設(shè)備為代表的資本密集型制成品的份額穩(wěn)步提升 ( 見圖 1) 。眾多學(xué)者的研究也表明，中國的出口復(fù)雜度遠遠超出了現(xiàn)有的要素稟賦和經(jīng)濟發(fā)展水平，其出口結(jié)構(gòu)與高收入發(fā)達國家越發(fā)相似(Rodrik ,2006;Schott , 2008;Wang

2、和 Wei, 2007)。長期以來被認(rèn)為具有豐裕勞 動力的中國卻在大量出口高技術(shù)和高資本密集型產(chǎn)品，這一現(xiàn)象被學(xué)者們稱為“中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)之謎”?，F(xiàn)有文獻對這一現(xiàn)象的解釋歸納起來主要有3 點： (1) 加工貿(mào)易。中國出口的高技術(shù)產(chǎn)品大多數(shù)是加工貿(mào)易，中國僅僅完成了其中勞動密集型的裝配環(huán)節(jié)。 (2) 外資企業(yè)。行業(yè)層面的出口復(fù)雜度與該行業(yè)的外資企業(yè)數(shù)目成正比，本土企業(yè)的出口復(fù)雜度并不高。 (3) 政策鼓勵。中國通過經(jīng)濟技術(shù)開發(fā)區(qū)等政策鼓勵了高新技術(shù)企業(yè)的發(fā)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

3、互為補充，解釋了相當(dāng)一部分出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的原因，但歸根結(jié)底還是對勞動力比較優(yōu)勢在出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變中作用的重新解讀。本文強調(diào)了另一類基于規(guī)模經(jīng)濟的比較優(yōu)勢本地市場效應(yīng) (HomeMarketEffects) 在貿(mào)易結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變中的作用?！氨镜厥袌鲂?yīng)”是指在一個存有規(guī)模經(jīng)濟和貿(mào)易成本的行業(yè)中，那些擁有相對較大國內(nèi)市場需求的國家傾向于生產(chǎn)更多該產(chǎn)品，并成為該產(chǎn)品的凈出口國 (Krugman， 1980)。具體來說，因為規(guī)模經(jīng)濟的存有，企業(yè)傾向于集中生產(chǎn)而不是在所有國家都設(shè)立工廠，以享受規(guī)模經(jīng)濟帶來的成本下降; 因為貿(mào)易成本的存有，企業(yè)傾向于將集中生產(chǎn)的工廠設(shè)立在市場需求較大的地方以節(jié)約貿(mào)易成本。當(dāng)一

4、個行業(yè)中的所有企業(yè)都按照這一機制進行選擇時，便會形成產(chǎn)業(yè)集聚，產(chǎn)業(yè)集聚帶來的成本下降和生產(chǎn)超常增加形成了出口競爭力，進而促進了該行業(yè)出口的增長。本地市場效應(yīng)揭示了特定條件下內(nèi)需與外貿(mào)之間相輔相成相互促進的關(guān)系。各行業(yè)本地市場效應(yīng)的強弱決定了各行業(yè)可以在多大水準(zhǔn)上利用我國迅速增長的國內(nèi)市場需求促進出口的增長。這一差異導(dǎo)致了各行業(yè)出口增速的差異，進而推動了出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變。已有文獻也指出，傳統(tǒng)要素稟賦比較優(yōu)勢已經(jīng)不能完全解釋中國出口取得的成就及其貿(mào)易結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變，而應(yīng)該考慮以規(guī)模經(jīng)濟為標(biāo)志的本地市場效應(yīng)的作用 ( 江小涓， 2007; 楊汝岱， 2008; 林發(fā)勤和唐宜紅， 2010) ，但這些文

5、獻并沒有直接檢驗本地市場效應(yīng)在出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變中的作用。已有檢驗中國出口貿(mào)易本地市場效應(yīng)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(yīng)的基礎(chǔ)模型上做了不同拓展，完善了檢驗技術(shù)。例如，邱斌和尹威(2010) 重點考察了加工貿(mào)易的因素 ; 許統(tǒng)生和涂遠芬(2010) 將檢驗?zāi)Ｐ陀呻p邊拓展到多個國家; 錢學(xué)鋒和黃云湖 (2013) 進一步考慮了市場準(zhǔn)入效應(yīng)的影響，完善了多國模型檢驗框架。但現(xiàn)有文獻在使用面板數(shù)據(jù)對本地市場效應(yīng)進行估計時，無一例外強調(diào)本地市場效應(yīng)在行業(yè)間的差異，而假設(shè)模型估計系數(shù)對各時期是相同的。事實上，本地市場效應(yīng)的存有與否不僅與行業(yè)特質(zhì)緊密相連，也與相關(guān)的制度

6、和經(jīng)濟發(fā)展水平相關(guān)。本地市場效應(yīng)帶來的出口增加，首先基于產(chǎn)業(yè)集聚帶來的生產(chǎn)超常增加(Davis和 Weinstein , 1996)。即使在一個本來具有規(guī)模經(jīng)濟的行業(yè),縱然擁有較大的市場需求規(guī)模，但如果不具備諸如勞動力和資本的自由流動、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、配套設(shè)施建設(shè)、相關(guān)制度環(huán)境等其他產(chǎn)業(yè)集聚的條件，就不會發(fā)生生產(chǎn)的超常增加，進而也無法觀察到本地市場效應(yīng)的存有。所以本地市場效應(yīng)不僅存有行業(yè)層面的差異，也應(yīng)該隨著制度和經(jīng)濟的發(fā)展動態(tài)變動。那么以往文獻在使用面板數(shù)據(jù)估計模型尤其當(dāng)時間跨度較長時，均假定本地市場效應(yīng)的系數(shù)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(mào)易結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的一個關(guān)

7、鍵點是 20 世紀(jì)90 年代中期，那么在這個時點前后，各出口行業(yè)的本地市場效應(yīng)是否也出現(xiàn)了轉(zhuǎn)變呢？本文使用19782011年的面板數(shù)據(jù)，考察了用于檢驗本地市場效應(yīng)的擴展引力模型是否在 1995 年前后存有結(jié)構(gòu)突變，結(jié) 果證實了本文的假設(shè)。結(jié)合進一步的分時期檢驗結(jié)果本文發(fā)現(xiàn)， 1995年之后出口份額上升的技術(shù)密集型和資本密集型兩大制成品行業(yè)，都發(fā)生了本地市場效應(yīng)從無到有、由弱至強的關(guān)鍵轉(zhuǎn)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(yè)，本地市場效應(yīng)的變動相對于要素稟賦優(yōu)勢的變動則顯得無關(guān)緊要。本地市場效應(yīng)在不同出口行業(yè)不同時期之間的差異為中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的快速轉(zhuǎn)變提供了另一種解釋

8、：本地市場效應(yīng)作用增強的行業(yè)如技術(shù)密集型和資本密集型制成品行業(yè)，可以更加充分地利用我國迅速增長的國內(nèi)市場需求，享受規(guī)模經(jīng)濟效益，實現(xiàn)出口的快速增長; 而本地市場效應(yīng)較弱、要素稟賦優(yōu)勢作用相對更大的行業(yè)，如勞動密集型和資源型制成品行業(yè)，相對不能充分利用國內(nèi)市場需求的擴張，并且隨著我國勞動力比較優(yōu)勢的減弱出現(xiàn)了增速放緩的態(tài)勢。兩方面共同作用推動了中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的快速轉(zhuǎn)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(mào)易結(jié)構(gòu)的文獻。本文證實了本地市場效應(yīng)在中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)快速轉(zhuǎn)變過程中的重要作用，為解釋中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)之謎提供了新視角。二是檢驗本地市場效應(yīng)的文獻。本文基于模型結(jié)構(gòu)突變的檢驗，

9、證實了本地市場效應(yīng)不僅存有行業(yè)間的差異，而且隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的變化存有時間上的變動。一、文獻回顧自 20 世紀(jì) 80 年代初以規(guī)模經(jīng)濟為標(biāo)志的新貿(mào)易理論創(chuàng)立以來，在長達十幾年的時間里，經(jīng)濟學(xué)家都無法回答現(xiàn)實中的貿(mào)易結(jié)構(gòu)到底有多少可由比較優(yōu)勢解釋，多少可以由規(guī)模經(jīng)濟解釋。直到 Davis 和Weinstein(1996)發(fā)現(xiàn)Krugman(1980)提出的“本地市場效應(yīng)”才成為破解這一難題的關(guān)鍵：在規(guī)模報酬遞增和貿(mào)易成本存有的情況下，本地需求的增加會引致本地生產(chǎn)的超比例增加，進而帶來出口的增加，即存有本地市場效應(yīng) ; 而在規(guī)模報酬不變的比較優(yōu)勢世界，無論貿(mào)易成本存有與否，需求的增加只會引致生產(chǎn)的

10、同比例或者縮小比例增加，甚至無法引致生產(chǎn)的增加，所以無法帶來出口的增加，即不存有本地市場效應(yīng)。所以對特定行業(yè)本地市場效應(yīng)的檢驗區(qū)分了比較優(yōu)勢和規(guī)模經(jīng)濟在促進該行業(yè)出口中的相對作用。對“本地市場效應(yīng)”的檢驗主要有兩種思路：一種是檢驗超常需求對生產(chǎn)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(guān)系，進而確定本地市場效應(yīng)的存有性，以 Feenstra(1998 , 2001)、Schumacher(2003)等為代表。在第一種思路中， Davis 和 Weinstein(1996 ， 1999)做

11、了開創(chuàng)性的工作，他們采用一個規(guī)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(yīng)和要素稟賦對貿(mào)易模式的不同影響。 Davis 和Weinstein(1996)首先檢驗了 OECC家的制造業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，結(jié)果并不支持本地市場效應(yīng)。要素稟賦解釋了90%的生產(chǎn)模式，本地市場效應(yīng)僅為 5%。隨后，Davis 和 Weinstein(1999) 考察了日本的區(qū)域生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，發(fā)現(xiàn) 19 個制造業(yè)部門中有8 個支持本地市場效應(yīng)，這說明本地市場效應(yīng)在解釋區(qū)域?qū)哟紊系纳a(chǎn)結(jié)構(gòu)要強于解釋國家層次上的生產(chǎn)結(jié)構(gòu)。Davis 和 Weinstein 認(rèn)為原因可能有兩個：一個是貿(mào)易成本，無論是運輸成本還是貿(mào)易壁壘，

12、區(qū)域之間肯定低于國家之間，低貿(mào)易成本意味著在相對小的市場上保護較少; 其次，區(qū)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(yīng)。隨著國際物流業(yè)的持續(xù)快速發(fā)展，以及全球經(jīng)濟一體化的進一步深入，以上兩個原因都在持續(xù)弱化，越來越多的實證研究證實了本地市場效應(yīng)在國家層次上的存有。第二種檢驗本地市場效應(yīng)的思路是運用引力模型，通過檢驗不同行業(yè)中出口收入彈性和進口收入彈性的相對關(guān)系來檢驗本地市場效應(yīng)的存有性?？偟膩碚f，如果在一個行業(yè)中，出口收入彈性大于進口收入彈性，說明該行業(yè)存有本地市場效應(yīng) ; 反之則不存有。代表性的論文如Feenstra(1998) 等的研究，他們發(fā)現(xiàn)，對生產(chǎn)差異化產(chǎn)品

13、(多為工業(yè)制成品 ) 的行業(yè)來說，在雙邊貿(mào)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(guī)模對該行業(yè)出口的促進作用大于進口國市場規(guī)模的拉動作用，存有本地市場效應(yīng)。而對于生產(chǎn)同質(zhì)產(chǎn)品 ( 多為初級產(chǎn)品 ) 的行業(yè)來說，結(jié)果正好相反，出口國收入彈性小于進口國收入彈性，不存有本地市場效應(yīng)。 Schumacher(2003) 采用引力模型方法，運用22個OEC家25個三位數(shù)ISIC(InternationalStandardIndustrialClassification)產(chǎn)業(yè)的實證結(jié)果表明，很多制造業(yè)部門出現(xiàn)了本地市場效應(yīng)，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

14、Xiang(2004)采用倍差(Difference-in-difference) 引力模型方法檢驗本地市場效應(yīng)，認(rèn)為本地市場效應(yīng)依賴于行業(yè)的運輸成本。國內(nèi)學(xué)者越來越多地關(guān)注到“本地市場效應(yīng)”，并將其運用于中國區(qū)域經(jīng)濟以及對外貿(mào)易領(lǐng)域的研究中，取得了一系列具有啟發(fā)性的成果。在實證領(lǐng)域，國內(nèi)學(xué)者的研究大致分為以下兩個層面：其一是地區(qū)層面，檢驗國內(nèi)地區(qū)間生產(chǎn)與貿(mào)易的本地市場效應(yīng) ( 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(qū)域?qū)用嫔系难芯坎皇潜疚难芯康闹攸c，在此不再贅述。其

15、二是國家層面，檢驗中國的雙邊或多邊貿(mào)易是否存有本地市場效應(yīng)。張帆和潘佐紅 (2006b) 、錢學(xué)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(mào)易中的本地市場效應(yīng)。許統(tǒng)生和涂遠芬(2010) 、陳雯和李佳璐(2012) 將本地市場效應(yīng)的檢驗拓展到了多個國家。錢學(xué)鋒和黃云湖 (2013) 在多國框架下進一步考慮了市場準(zhǔn)入效應(yīng)，使得對本地市場效應(yīng)的檢驗更為穩(wěn)健。雖然探討角度和產(chǎn)業(yè)細(xì)分各有不同，但這些研究都發(fā)現(xiàn)，近年來中國制造業(yè)出口已經(jīng)出現(xiàn)了本地市場效應(yīng)。此外，現(xiàn)有檢驗中國本地市場效應(yīng)的文獻對于加工貿(mào)易存有爭議。邱斌和尹威 (

16、2010) 認(rèn)為加工貿(mào)易以出口為導(dǎo)向與本國市場需求關(guān)聯(lián)不高，并發(fā)現(xiàn)本地市場效應(yīng)在一般貿(mào)易中顯著，在加工貿(mào)易中不顯著。錢學(xué)鋒和黃云湖 (2013) 則發(fā)現(xiàn)無論是低加工貿(mào)易行業(yè)還是高加工貿(mào)易行業(yè)，本地市場效應(yīng)都顯著存有。上述差異正是因為忽視了在規(guī)模經(jīng)濟以外本地市場效應(yīng)存有的另一個重要條件，即產(chǎn)業(yè)集聚。中國的加工貿(mào)易出口80%以上來自外資企業(yè)，正體現(xiàn)了這種全球范圍的產(chǎn)業(yè)集聚帶來生產(chǎn)放大進而促進出口的機制。本地市場效應(yīng)與貿(mào)易方式無關(guān)，但與產(chǎn)業(yè)集聚緊密相連。如果加工貿(mào)易引發(fā)了產(chǎn)業(yè)集聚，就有本地市場效應(yīng) ; 如果加工貿(mào)易不能引發(fā)產(chǎn)業(yè)集聚就不具有本地市場效應(yīng)。產(chǎn)業(yè)集聚需要考慮制度和經(jīng)濟發(fā)展水平等動態(tài)因素，所

17、以本地市場效應(yīng)也應(yīng)該隨著制度和經(jīng)濟的發(fā)展存有動態(tài)變動。上述國家層面的文獻在使用面板數(shù)據(jù)對本地市場效應(yīng)進行檢驗時，尤其當(dāng)面板數(shù)據(jù)的時間跨度較長時，忽視了模型可能在時間層面上存有結(jié)構(gòu)突變的問題。本文基于模型結(jié)構(gòu)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(yè)的本地市場效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)本地市場效應(yīng)在不同出口行業(yè)從無到有、由弱至強的變化，很好地揭示了中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)快速轉(zhuǎn)變的深層次原因。二、模型及數(shù)據(jù)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(yīng)，關(guān)鍵是如何控制要素稟賦比較優(yōu)勢的影響。只有在恰當(dāng)控制了要素稟賦比較優(yōu)勢對于雙邊貿(mào)易的影響后，才能明確分離出本地市場效應(yīng)的作用。長期

18、以來，中國的出口繁榮被認(rèn)為主要源于勞動力稟賦優(yōu)勢，所以對中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)中的本地市場效應(yīng)進行檢驗時，控制要素稟賦比較優(yōu)勢顯得尤為重要。 Bergstrand（1989） 最早在具有理論基礎(chǔ)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(chǎn)業(yè)、多個國家的框架下推導(dǎo)出了具有理論基礎(chǔ)的引力模型，并通過引入人均GDPf艮好地捕捉了 H-O要素稟賦理論和規(guī)模報酬遞增的新貿(mào)易理論的精髓。 Bergstrand 得出的引力模型可以表達。本文所關(guān)心的本地市場效應(yīng)可以從系數(shù)（3 1和B 2的相對關(guān)系上看出來。（3 1代表出口 收入彈性，（3 2代表進口收入彈性。當(dāng)（3 1B2時，說明出口國的本 國市場規(guī)模對

19、產(chǎn)業(yè)a 出口的促進作用大于進口國市場規(guī)模的拉動作用，產(chǎn)業(yè)a存有本地市場效應(yīng)；當(dāng)（3 1 B 2時，產(chǎn)業(yè)a不存有本地市場效 應(yīng)。系數(shù)（3 3和B 4代表產(chǎn)業(yè)a的技術(shù)以及需求特性。數(shù)據(jù)來源及處理本文使用面板數(shù)據(jù)，使得傳統(tǒng)橫截面引力模型中被忽視的國家個體效應(yīng)問題在很大水準(zhǔn)上得到了解決。選取中國與 30個主要出口目的國 /地區(qū) （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(lián)酋、越南）19782011年的數(shù)據(jù)進行檢驗。這30個國家（

20、地區(qū)）遍布6 大洲，涉及發(fā)達國家和發(fā)展中國家，中國對這30 個國家 （ 地區(qū) ） 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(mào)易數(shù)據(jù)來自NB出貿(mào)易數(shù)據(jù)庫和聯(lián)合國 UNcomtrade數(shù)據(jù)庫。其中，19782000年 的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)來自NB出-UN貿(mào)易數(shù)據(jù)庫，為最大限度保持?jǐn)?shù)據(jù)的連 貫性，19781990年的德國數(shù)據(jù)使用前西德數(shù)據(jù)，19781991年的俄 羅斯數(shù)據(jù)使用前蘇聯(lián)數(shù)據(jù)。20012011年的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國 UN-comtrade數(shù)據(jù)庫。均采用SITCR ev. 2分類，并加總至3位編碼使 用。本文進一步根據(jù)Lall（2000） 的貿(mào)易產(chǎn)品分類方法，將3 位 SIT

21、C 編碼的 200 多種產(chǎn)品進一步劃分，具體分類及代表性產(chǎn)品見表1。該方法綜合考慮了要素稟賦和技術(shù)在貿(mào)易產(chǎn)品生產(chǎn)中的作用，并充分考慮了 發(fā)展中國家的出口特性。引力模型中涉及的其他相關(guān)數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)庫 和世界銀行的WDI數(shù)據(jù)庫。其中資本勞動比根據(jù)固定資本存量和總?cè)?口兩個指標(biāo)計算得出。三、計量結(jié)果及分析對模型結(jié)構(gòu)突變的檢驗中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)在20 世紀(jì) 90 年代中期前后發(fā)生了相當(dāng)大的變化 （ 見圖 1） ，這一變化很可能與本地市場效應(yīng)的變動密切相關(guān)，為檢驗這一假設(shè)，我們以 1995 年為界對模型（2） 進行了 ChoW僉驗。為進

22、一步區(qū)別模型在兩個時期差異的來源，本文構(gòu)造 了全模型和關(guān)鍵系數(shù)兩個ChoW僉驗。我們將不考慮結(jié)構(gòu)突變的約束模 型寫為（3）式，即1995年前后兩個時期具有相同的系數(shù)。表 2匯報 了上述兩個ChoW僉驗的結(jié)果。全模型ChoW僉驗的結(jié)果表明，用于檢 驗本地市場效應(yīng)的擴展引力模型，在各個出口行業(yè)的 1995年前后都出現(xiàn)了顯著的結(jié)構(gòu)突變（ 顯著性水平為95%），這說明以往使用面板數(shù)據(jù)檢驗本地市場效應(yīng)而假設(shè)各時期估計系數(shù)相同具有不合理性。關(guān)鍵系數(shù)ChoW僉驗的結(jié)果表明，在初級產(chǎn)品、資本密集型制成品和技術(shù)密集型 制成品這三大出口行業(yè)中，確定本地市場效應(yīng)是否存有的關(guān)鍵系數(shù)發(fā)生了結(jié)構(gòu)突變，這意味著本地市場效應(yīng)

23、的變動在相當(dāng)水準(zhǔn)上解釋了全模型的結(jié)構(gòu)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(yè)中，關(guān)鍵系數(shù)并沒有發(fā)生顯著結(jié)構(gòu)突變，所以全模型的結(jié)構(gòu)突變可能更多來源于進出口國資本勞動比系數(shù)的變化。分時期本地市場效應(yīng)檢驗結(jié)果及分析為進一步確定模型結(jié)構(gòu)突變前后系數(shù)變動的方向與幅度，我們分時期檢驗了本地市場效應(yīng)。估計中考慮的主要計量問題如下： (1) 數(shù)據(jù)缺失。為最大限度保留觀測值、提升估計效率，本文使用非平衡面板數(shù)據(jù)估計方法應(yīng)對數(shù)據(jù)缺失問題。本文的數(shù)據(jù)缺失主要是因為相關(guān)國家的統(tǒng)計制度造成的，與各國經(jīng)貿(mào)發(fā)展水平不存有直接關(guān)系，因此可以認(rèn)為數(shù)據(jù)缺失的原因是相對外生的，傳統(tǒng)的平衡面板數(shù)據(jù)方法仍然適用。(2)

24、不可觀測效應(yīng)。通過Hausman僉驗可知數(shù)據(jù)存有個體固定效應(yīng)。(3)組內(nèi)序列相關(guān)。通過 Wooldridge 的面板數(shù)據(jù)組內(nèi)序列相關(guān)檢驗可知數(shù)據(jù)存有組內(nèi)一階自相關(guān)問題。在存有組內(nèi)自相關(guān)的前提下，一階差分(FirstDifference) 估計量比固定效應(yīng)模型更為穩(wěn)健，且是利用嚴(yán)格外生性假設(shè)的一類估計量中最有效率的。根據(jù)上述分析本文匯報了一階差分結(jié)果，如表 3、表4所示。結(jié)果顯示，所有制成品行業(yè)在19952011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(yīng)。這與現(xiàn)有文獻的發(fā)現(xiàn)一致，即近年來中國制造業(yè)出口普遍存有本地市場效應(yīng) ( 邱斌和尹威， 2010; 錢學(xué)鋒和黃云湖， 2013) ，而初級產(chǎn)品行業(yè)始終不存有本地市場效應(yīng)。結(jié)合模型結(jié)構(gòu)突變的檢驗，本文進一步揭示出制成品行業(yè)中本地市場效應(yīng)在不同時期之間的變動。首先來關(guān)注全模型和關(guān)鍵系數(shù)ChoW僉驗都顯示存有結(jié)構(gòu)突變的兩大部門：資本密集型制成品(MT)和技術(shù)密集型制成品 (HT) 。 1995年之后，這兩大類產(chǎn)品在出口總額中的份額持續(xù)增加，尤其是技術(shù)密集型產(chǎn)品的出口份額呈現(xiàn)加速增長的態(tài)勢。對比表4 的 (1) 、 (2) 列可以看出，資本密集型制成品行業(yè)在1995 年之前就已經(jīng)顯現(xiàn)出本地市