中國高技術(shù)制成品出口貿(mào)易模式實證分析

李源馨

【摘? 要】論文運用1987-2021年的年度數(shù)據(jù)，考察中國高技術(shù)制成品出口貿(mào)易模式的內(nèi)在關(guān)系。對高技術(shù)制成品的凈出口能力指數(shù)NX、出口的對稱顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)RSCA以及出口政策干預(yù)指數(shù)H這3個指標(biāo)建立VAR模型進行數(shù)據(jù)分析，結(jié)果表明：高技術(shù)制成品出口貿(mào)易由比較劣勢轉(zhuǎn)為比較優(yōu)勢，貿(mào)易逆差轉(zhuǎn)順差，出口政策干預(yù)指數(shù)H對顯示性比較優(yōu)勢RSCA有短期負效應(yīng)和長期正效應(yīng)，限制出口的政策短期會降低高技術(shù)制成品出口比較優(yōu)勢，長期會增加其比較優(yōu)勢。

【關(guān)鍵詞】高技術(shù)制成品;出口貿(mào)易;政策干預(yù);Granger因果關(guān)系

【中圖分類號】F752.62? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?【文獻標(biāo)志碼】A? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?【文章編號】1673-1069（2022）05-0154-03

1 引言

在全球發(fā)展新常態(tài)的背景下，國家間的技術(shù)競爭對對外貿(mào)易的影響越來越深遠，創(chuàng)新技術(shù)已成為各國競爭的關(guān)鍵因素，世界各國也日益把發(fā)展高技術(shù)制造業(yè)作為國家重要經(jīng)濟戰(zhàn)略。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)作為知識和技術(shù)密集的產(chǎn)業(yè)，可以體現(xiàn)出一個國家的競爭能力、科技創(chuàng)新力以及綜合經(jīng)濟實力。高技術(shù)制成品貿(mào)易不僅會帶來技術(shù)溢出效應(yīng)，其高附加值的特征還會促進經(jīng)濟的增長。我國高技術(shù)制成品貿(mào)易額的快速增長對推動全國商品對外貿(mào)易發(fā)展具有較高的貢獻率，能有效增強我國的出口競爭力和經(jīng)濟實力，而高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對一國占據(jù)競爭優(yōu)勢地位獲得長足發(fā)展尤為重要。在這種背景下，研究政策是否能提高我國高技術(shù)制成品的競爭優(yōu)勢可以為推動今后中國高技術(shù)產(chǎn)品的進出口貿(mào)易提供參考。

2 文獻綜述

現(xiàn)有文獻大多研究我國高技術(shù)產(chǎn)品出口競爭力的影響因素以及政策不確定性對高技術(shù)產(chǎn)品出口的影響，針對我國高技術(shù)制成品出口貿(mào)易政策績效的研究不多。邱士雷等（2017）利用中國高技術(shù)產(chǎn)品相關(guān)數(shù)據(jù)構(gòu)建VAR模型，結(jié)果顯示R&D投入和人力資本能持續(xù)地提高高技術(shù)產(chǎn)品的出口競爭力，因此我國應(yīng)重視技術(shù)創(chuàng)新和人才培養(yǎng)。洪宇等（2017）利用韓國進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)對韓國農(nóng)業(yè)制成品進口貿(mào)易模式進行格蘭杰應(yīng)果關(guān)系檢驗，考察了韓國進口貿(mào)易模式的內(nèi)在關(guān)系及貿(mào)易政策的績效。李瑞（2020）通過觀察年鑒數(shù)據(jù)認為我國高技術(shù)產(chǎn)品出口貿(mào)易存在產(chǎn)業(yè)、地理、資源分布不均衡的現(xiàn)狀，并提出應(yīng)該采取計劃和市場結(jié)合的政策建議。劉鈞霆等（2021）利用中國對31個國家出口高技術(shù)產(chǎn)品的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易政策的不確定性會降低中國高技術(shù)產(chǎn)品出口種類和數(shù)量，抑制中國高技術(shù)產(chǎn)品出口份額的提高。李雨珊（2022）通過建立VAR模型分析了我國教育水平、外商直接投資、技術(shù)創(chuàng)新和研發(fā)投入對我國高技術(shù)行業(yè)出口競爭力的影響，認為我國應(yīng)該深化對外開放，吸引外資增加研發(fā)投入。本文通過研究我國高技術(shù)制成品的貿(mào)易模式，探究貿(mào)易政策對提高高技術(shù)制成品的比較優(yōu)勢的績效，可以豐富現(xiàn)有研究角度。

3 方法和數(shù)據(jù)

3.1 貿(mào)易模式的測度方法

3.1.1 凈出口比率

本文使用凈出口比率（net export ratio，NX）來計算我國的凈出口能力：

NXig表示g產(chǎn)品在i國出口貿(mào)易當(dāng)中的相對地位，其中Xig和Mig分別表示i國g產(chǎn)品的出口貿(mào)易額和進口貿(mào)易額。NXig的平均值是0，值域是[-1，1]。當(dāng)NXig>0時，說明i國在g產(chǎn)品對外貿(mào)易上處于順差狀態(tài);而當(dāng)NXig<0時，說明i國在g產(chǎn)品對外貿(mào)易上處于逆差狀態(tài);當(dāng)NXig=0，i國在g產(chǎn)品貿(mào)易上處于平衡狀態(tài)。

3.1.2 對稱的顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)

本文利用顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)（revealed comparative advantage，RCA）來衡量我國在一種產(chǎn)品出口貿(mào)易中的比較優(yōu)勢：

式中，Xi為一國全部產(chǎn)品的出口貿(mào)易額，Xwg和Xw分別表示世界g產(chǎn)品和全部產(chǎn)品的出口貿(mào)易額。RCA的取值范圍是0到正無窮，平均值不一定為0。

為了對NX與RCA進行進一步的分析，本文將RCA指數(shù)轉(zhuǎn)換成對稱的顯示的比較優(yōu)勢指數(shù)（revealed symmetric comparative advantage index，RSCA）：

RSCAig為i國g產(chǎn)品出口貿(mào)易的“對稱的顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)”（RSCA），該指數(shù)值域以及平均值均與NXig相同，當(dāng)RSCAig>0時，有RCAig>1，表示i國的g產(chǎn)品出口貿(mào)易具有比較優(yōu)勢;RSCAig<0時，有RCAig<1，表示i國的g產(chǎn)品出口貿(mào)易是比較劣勢;當(dāng)RSCAig=0時，該國在產(chǎn)品g的出口上既無比較優(yōu)勢也無比較劣勢。

3.1.3 政策干預(yù)指數(shù)

根據(jù)赫克歇爾-俄林模型和李嘉圖的自由貿(mào)易理論，一國在進行出口貿(mào)易時，應(yīng)該根據(jù)自己的資源情況，集中生產(chǎn)利用其相對豐富生產(chǎn)要素的商品，更多地出口其具有“比較優(yōu)勢”的產(chǎn)品，進口其具有“比較劣勢”的產(chǎn)品。因此在均衡狀態(tài)下，NXig應(yīng)該與RSCAig保持一致，即：NXig-RSCAig=0，因此可以認為當(dāng)NXig=RSCAig，i國處于自由貿(mào)易狀態(tài)。

凈出口比率與比較優(yōu)勢之間的差異，即：

hig是i國g產(chǎn)品出口貿(mào)易的“政策干預(yù)指數(shù)”，該指數(shù)反映了當(dāng)i國在產(chǎn)品g出口的比較優(yōu)勢一定時，其凈出口能力與比較優(yōu)勢之間的差異情況。當(dāng)hig=0，表示該國g產(chǎn)品出口貿(mào)易處于均衡狀態(tài);當(dāng)hig>0，表示實際凈出口比率大于顯示性比較優(yōu)勢，說明i國g產(chǎn)品存在鼓勵出口的政策傾向;如果hig<0，則說明i國g產(chǎn)品存在限制出口的政策傾向。

3.1.4 加權(quán)平均的政策干預(yù)指數(shù)

由于高技術(shù)制成品包含18種細分產(chǎn)品，所以需要對hig進行加權(quán)平均處理計算出高技術(shù)制成品整體的出口貿(mào)易政策干預(yù)指數(shù)。i國j產(chǎn)品整體的出口貿(mào)易政策干預(yù)指數(shù)：

式中，ωig為每一種具體的產(chǎn)品g在中國高技術(shù)制成品進出口貿(mào)易當(dāng)中的比重，在計算政策干預(yù)指數(shù)h以及凈出口能力NX時不僅使用了出口貿(mào)易總額，還用到了進口貿(mào)易總額，所以不能簡單利用出口貿(mào)易額占比作為權(quán)重。所以ωig=（Xig+Mig）/（Xi+Mi），同樣地，也利用權(quán)重ωig對j產(chǎn)品的凈出口能力NX指數(shù)進行加權(quán)平均處理，j產(chǎn)品處理后凈出口比率為：

RSCAig的計算過程中只包含細分產(chǎn)品的出口貿(mào)易額，因此第j類產(chǎn)品加權(quán)平均的RSCAij為：RSCAij=∑（μig·RSCAig）

其權(quán)重μig是中國g產(chǎn)品出口在第j類產(chǎn)品總出口中所占比重。

3.2 數(shù)據(jù)來源

本文選擇聯(lián)合國統(tǒng)計署UN Comtrade網(wǎng)站提供的中國以及世界1987-2021年的年度貿(mào)易數(shù)據(jù)，高技術(shù)制成品的識別方法采取Lall的分類方法，根據(jù)技術(shù)構(gòu)成將“國際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類法第二修正版”下三位編碼的產(chǎn)品分成六大類。本文按照其分類方法確定出18種高技術(shù)制成品，具體編碼為：716、718、751、752、759、761、764、771、774、776、778、524、541、712、792、871、874、881。

4 實證分析結(jié)果

4.1 貿(mào)易模式指標(biāo)分析結(jié)果

圖1描繪了中國高技術(shù)制成品出口貿(mào)易加權(quán)平均的NXij、RSCAij以及Hij指數(shù)在1987-2021年期間的變化趨勢。

從過程圖可以總結(jié)出以下特征：

第一，NXij指數(shù)呈上升趨勢，在2004年由負轉(zhuǎn)正，2008年之后保持平穩(wěn)。說明中國高技術(shù)制成品的出口從貿(mào)易逆差轉(zhuǎn)為貿(mào)易順差。第二，RSCAij指數(shù)在1998年由負轉(zhuǎn)正并保持較快增速，隨后保持平穩(wěn)。這說明在出口貿(mào)易上，中國高技術(shù)制成品的出口貿(mào)易由比較劣勢狀態(tài)轉(zhuǎn)為優(yōu)勢狀態(tài)。第三，中國高技術(shù)制成品的出口政策干預(yù)指數(shù)Hij指數(shù)先波動，在1999年以來持續(xù)為負數(shù)狀態(tài)，說明中國高技術(shù)制成品的實際凈出口比率小于其對稱的顯示性比較優(yōu)勢，這表示中國的高技術(shù)制成品出口貿(mào)易有著偏離當(dāng)前比較優(yōu)勢的情況，政策有著限制出口的傾向。

4.2 平穩(wěn)性檢驗

本文利用ADF單位根檢驗判斷指標(biāo)的平穩(wěn)性，進而避免出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象。如表1所示，在5%的顯著性水平下，所選兩個變量的一階差分序列均能通過檢驗，均為一階單整變量。

4.3 Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗

利用協(xié)整關(guān)系檢驗可以判斷同階單整序列之間是否具有長期均衡協(xié)整關(guān)系。首先，判斷最優(yōu)滯后區(qū)間，建立包含？駐LNRSCAij和？駐LNHij的VAR模型，根據(jù)樣本容量選擇最大滯后期為7，根據(jù)AIC和SIC最小信息準(zhǔn)則判斷出VAR模型的最優(yōu)滯后期數(shù)為1～6。其次，基于滯后區(qū)間為1～5的誤差修正模型，確定最優(yōu)檢驗形式，根據(jù)最小信息準(zhǔn)則選擇出的最優(yōu)模型為：序列空間有二次趨勢，協(xié)整方程既有截距又有線性趨勢。根據(jù)跡統(tǒng)計量和最大特征根統(tǒng)計量判斷該模型形式存在1個以上的協(xié)整關(guān)系。

4.4 Granger因果關(guān)系檢驗

4.4.1 短期Granger因果關(guān)系檢驗

在最優(yōu)形式的誤差修正模型的基礎(chǔ)上，利用Wald檢驗判斷自變量ΔLNRSCAij、ΔLNHij之間的短期效應(yīng)。表2為兩個時間序列之間短期格蘭杰因果關(guān)系的檢驗結(jié)果。結(jié)果顯示，中國高技術(shù)制成品的出口比較優(yōu)勢和出口政策干預(yù)指數(shù)在短期內(nèi)存在格蘭杰因果關(guān)系，且根據(jù)差分滯后項系數(shù)和及其顯著性判斷H對RSCA存在負效應(yīng)。

4.4.2 長期Granger因果關(guān)系檢驗

長期效應(yīng)的分析應(yīng)該基于變量ΔLNRSCAij、ΔLNHij之間的協(xié)整方程。分別以每一個變量作為因變量，其他變量作為自變量建立方程，根據(jù)廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)100期后的收斂值判定長期效應(yīng)，表3結(jié)果表明，中國高技術(shù)制成品的出口比較優(yōu)勢和出口政策干預(yù)指數(shù)在長期內(nèi)存在格蘭杰因果關(guān)系，且H對RSCA存在正效應(yīng)。

5 結(jié)論

樣本期間內(nèi)中國高技術(shù)產(chǎn)品的凈出口能力NX和出口的對稱的顯示性比較優(yōu)勢RSCA的基本趨勢均由負轉(zhuǎn)正，說明中國在高技術(shù)制成品的出口貿(mào)易上，出口競爭力在不斷上升，比較優(yōu)勢在不斷增強。反映出口政策的Hij指數(shù)在觀察期間基本保持負數(shù)，說明中國在該類產(chǎn)品上實施了限制出口的貿(mào)易保護政策。這可能是由于近年來，國際環(huán)境復(fù)雜，特別是在高技術(shù)制成品上，外國通過設(shè)置一系列貿(mào)易壁壘，對中國出口的高技術(shù)產(chǎn)品貿(mào)易采取限制措施，這在一定程度上影響了中國的高技術(shù)產(chǎn)品出口。我國高技術(shù)產(chǎn)品出口的政策干預(yù)指數(shù)和對稱的顯示性比較優(yōu)勢存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，出口限制政策短期會降低我國的出口比較優(yōu)勢，長期會增加我國的出口比較優(yōu)勢。出口限制政策雖然短期內(nèi)可能會降低我國高技術(shù)制成品的出口競爭力，但在長期上可以倒逼我國相關(guān)產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，進而取得長足的競爭優(yōu)勢。

6 政策建議

第一，規(guī)范專利技術(shù)管理，保持競爭優(yōu)勢。對于我國的優(yōu)勢產(chǎn)品和技術(shù)，可以在出口時給予一定的保護，如專利申請等。為此可以完善相關(guān)的法律政策，并且引導(dǎo)出口企業(yè)對自己的優(yōu)勢和先進技術(shù)進行必要的保護，這不僅可以合理保護我國高技術(shù)制成品的優(yōu)勢，還可以為企業(yè)開拓市場提供保障，幫助企業(yè)根據(jù)市場的反應(yīng)及時更新技術(shù)，促進我國高技術(shù)制成品出口貿(mào)易的健康發(fā)展。

第二，提高自主創(chuàng)新能力，增加研發(fā)投入。加強對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)的支持，提高高技術(shù)研究人員的積極性，降低高技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新成本。面對復(fù)雜的國際環(huán)境，不能單純依靠學(xué)習(xí)國外已有的技術(shù)，我們可以通過吸引優(yōu)質(zhì)外資，積極與先進企業(yè)進行交流，吸引國外人才帶動本土人才，提高自主研發(fā)創(chuàng)新能力，促進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。這樣不僅可以幫助我國在對外貿(mào)易中掌握主動權(quán)，還可以在長期發(fā)展中優(yōu)化出口商品的結(jié)構(gòu)，提高競爭地位。

第三，推動貿(mào)易自由化，穩(wěn)定出口貿(mào)易政策。為了幫助我國高技術(shù)企業(yè)應(yīng)對復(fù)雜多變的國際貿(mào)易環(huán)境，我國應(yīng)積極推進自貿(mào)區(qū)的建立，為高技術(shù)企業(yè)參與國際競爭與合作提供更好的外貿(mào)平臺，穩(wěn)定國內(nèi)政策，學(xué)習(xí)發(fā)達國家的相關(guān)經(jīng)驗，為企業(yè)提供良好的國內(nèi)營商環(huán)境。

【參考文獻】

【1】邱士雷，吳宗杰，董會忠.中國高技術(shù)產(chǎn)品出口影響因素實證分析——基于時序變量VAR模型[J].科技管理研究，2017（11）：105-111.

【2】洪宇，邵博楠，牟曉偉.韓國農(nóng)業(yè)制成品進口貿(mào)易模式格蘭杰因果關(guān)系檢驗[C]//.Proceedings of 2017 2nd International Conference on Sport Science and Social Science （ICSS 2017）.，2017：399-404.

【3】李瑞.中國高技術(shù)產(chǎn)品出口貿(mào)易現(xiàn)狀及對策[J].廣西質(zhì)量監(jiān)督導(dǎo)報，2020（01）：182+181.

【4】劉鈞霆，曲麗娜，王子睿.貿(mào)易政策不確定性是否抑制了中國高技術(shù)產(chǎn)品出口？[J].江西社會科學(xué)，2021，41（04）：96-107.

【5】李雨珊.中國高新技術(shù)行業(yè)國際競爭力影響研究[J].現(xiàn)代商業(yè)，2022（10）：45-48.