基于細分加工貿易的非競爭型投入產出模型對我國外貿商品結構的合理性分析

林發(fā)彬

(福建社會科學院，福建 福州350001)

外貿商品結構的合理性是指一定時期內一國進出口貿易中各種商品的構成比例是否合理。研究角度不同對合理性的評價標準也不同，其中討論較多的一個研究角度是外貿商品結構與國民經濟產業(yè)結構的匹配程度。作為國民經濟的重要組成部分，進出口貿易的變化通過各產業(yè)部門之間復雜的關聯(lián)和波及，對各部門的產出及增加值產生誘發(fā)效應，從而直接影響整個國民經濟增長的速度和質量。因此，外貿商品結構越是能適應經濟系統(tǒng)中誘發(fā)效應較大的產業(yè)部門的需要，就越具有合理性。對此，在出口方面，評判標準是比較出口商品結構與影響力系數(或生產誘發(fā)系數)的排序，計算出口商品的合理度指數;在進口方面，評判標準是比較進口商品結構與推動力系數(或需求依賴度)的排序，計算進口商品的合理度。顯然，排序越趨于一致，計算的進出口商品合理度指數就越大，外貿商品結構就越合理。在現(xiàn)有的研究文獻中，沈利生、吳振宇，楊麗華等都是以此判斷我國外貿商品結構的合理性。然而，隨著對影響力系數研究的不斷深入，研究者發(fā)現(xiàn)以增加值為判斷標準的非競爭型影響力指標更具有合理性。因此，有必要重新審視以傳統(tǒng)影響力系數來分析外貿商品結構的合理性。

一、實證研究的理論基礎

(一) 傳統(tǒng)影響力系數計算的缺陷

影響力系數是指國民經濟某一個部門增加1 個單位最終產品時，對國民經濟各部門所產生的生產需求波及程度。該系數一般用符號表示，傳統(tǒng)的計算公式可表示為:

式(1)中，分子為列昂惕夫逆矩陣第j 列之和，表示只有第j 個部門提供1 單位最終產品拉動n 個部門總產出之和，即影響力;分母為里昂惕夫逆矩陣列和的平均值。如果Fj大于1，表示該部門生產對其他部門生產的波及影響程度超過社會平均影響力水平;如果Fj等于1，表示該部門生產對其他部門生產的波及影響程度等于社會平均影響力水平;如果Fj小于1，表示該部門生產對其他部門生產的波及影響程度低于社會平均影響力水平。沈利生認為式(1)的計算有兩個缺陷:影響力系數的傳統(tǒng)計算是以總產出為判斷標準，不具有合理性，應該以增加值為判斷標準;影響力系數由競爭型投入產出表計算得出不合理，應該由非競爭型投入產出表計算得出。此外，他認為影響力系數的大小可以用影響力的大小來替代。

(二) 細分加工貿易的非競爭型投入產出模型

在非競爭型投入產出分析框架內，國產中間產品和進口中間產品之間有本質的區(qū)別，即前者進入國民經濟流通體系內，是構成各產業(yè)關聯(lián)結構的重要組成部分;后者是在境外實現(xiàn)的增加值，本身并不直接進入到國民經濟流通體系。競爭型投入產出表將二者等同對待，會夸大對國內各部門的消耗，導致式(1)的分子被夸大。但是通過后續(xù)的研究發(fā)現(xiàn)，將競爭型投入產出表轉化為非競爭型投入產出表不夠妥當。因為加工貿易是我國主要貿易方式之一，2007年之前占我國出口貿易總額的比重超過了一半，2008年才開始稍有下降，為48.1%，2011年降為44%。而加工貿易對我國經濟的拉動作用和一般貿易有很大差別，所以忽略加工貿易有可能導致研究結果出現(xiàn)偏差。表1 是Robert Koopman 等編制的細分加工貿易的非競爭型投入產出表。在橫向上存在以下平衡關系:

表1 細分加工貿易的非競爭型投入產出

以各部門增加值率為權重，計算出逆矩陣各列元素的加權和，就得到各部門影響力的大小，即:

由于中間使用將加工出口細分出來，因此部門的增加值率也分為兩部分，對應的行向量分別為ADV和APV。在式(2)中，ADV(I －ADD)－1中的元素表示歸屬于國內使用和一般貿易出口部分的各部門的影響力;ADV(I －ADD)－1ADP+APV中的元素表示歸屬于加工出口部分的各部門的影響力。對這兩部分按照各自出口比例進行加權平均，就得到整體上各部門的影響力，用矩陣TP 表示為:

在式(3)中，te 為出口總額。由式(3)得出的部門影響力引入了以增加值為判斷標準。

二、對我國外貿商品結構合理性的分析

(一) 評價的基準及數據來源

1. 評價基準。由式(3)計算出的影響力的基礎上，即可對出口貿易的結構是否合理作出判定。理由如下:

在表1 的分析框架內，進口產品分為三個部分:國內使用和一般貿易出口、加工出口和最終使用(最終消費支出+資本形成)。進口商品結構是否合理取決于前兩個部分。這主要是因為在開放的經濟條件下，最終需求在對國內增加值影響的過程中，會有部分增加值通過這兩個部分漏出。令u={1，1，…，1}，uAMD(I －ADD)－1中的元素表示歸屬于國內使用和一般貿易出口部分的部門，j(j=1，…，n)在國內需求增加1 個單位時，所有部門的進口總額，即增加值漏出額;uAMD(I －ADD)－1ADP+uAMP中的元素表示歸屬于加工出口部分的部門，j(j =1，…，n)在國內需求增加1 個單位時，所有部門的進口總額，即增加值漏出額。所以從拉動國民經濟增長的角度看，如果進口商品在增加值漏出額較大的部門所占的比例較小，那么這樣的進口商品結構就具有合理性。

Robert Koopman 等人的研究表明，分別歸屬于上述兩部分的各部門在影響力和增加值漏出額上具有以下關系:

上述等式關系表明，進口商品在增加值漏出額較大的部門所占的比例較小，等同于進口商品在影響力較大的部門所占的比例較小。因此，可以對進口商品結構與影響力的排序進行比較，計算進口商品的合理度指數，二者越是趨于反向一致，進口商品的合理度指數就越小，就說明進口商品的結構越合理。綜合來看，無論是出口商品還是進口商品，其結構是否合理都可以在部門影響力的基礎上進行判定。因此，本文以部門影響力作為評價的基準，判定我國外貿商品貿易結構的合理性。

2. 數據來源。各部門影響力的數據來源于文獻Robert Koopman 等人的“How much of Chinese exports is really made in China?Assessing domestic value － added when processing trade is pervasive”。各部門的進、出口商品的結構比例由投入產出表中的數據計算得出。其中，在計算進口貿易的結構比例時，各部門的進口額均先剔除了用于最終使用的部分，然后再計算結構比例。各部門進口剔除的比例也是來源于此文獻，共列出了2002年83 個部門的影響力，2007年91 個部門的影響力，還有少數部門的影響力數據未列出，且都是以現(xiàn)價計算得出。所以，要以此對進、出口商品結構的合理度指數進行跨年度比較并不十分適宜，本文僅對二者排序的一致性進行檢驗。

(二) 外貿商品結構與影響力排序的一致性檢驗

1.Kendall 協(xié)同系數檢驗。這是一種對多配對樣本進行檢驗的非參數檢驗方法，Kendall 協(xié)同系數定義為秩和的函數:

表2 2002年和2007年進出口商品結構與影響力的協(xié)同系數檢驗

2. 檢驗結果。利用統(tǒng)計分析軟件檢驗的結果如表2所示。從表2 最后一行看，顯著性概率小于給定的顯著性水平0.05 的只有一項，即2007年進口商品結構與影響力的排序。這說明二者在排序上具有反向一致性，說明相比2002年進口商品結構有所改善。而在出口方面，無論是2002年還是2007年，都無法拒絕原假設，說明出口商品結構均不具有合理性。由于本文沒有對出口商品結構的合理度指數進行測算，所以無法判定2007年出口商品結構的不合理性相比2002年是否有所減輕。

(三) 出口商品結構比例較大的部門影響力

在上述協(xié)同系數檢驗的基礎上，進一步分析出口商品結構不合理問題。圖1 列出了2007年出口結構比例前11 位的部門影響力，這11 個部門出口總額占91 個部門出口總額的50.48%。其中，電子計算機、通信設備、電子元器件以及儀器儀表等制造業(yè)均屬于高技術部門，其出口結構比例分別位于第1、2、4 位和第11 位，這幾類產品出口總額又占這11 個部門出口總額的48.48%。然而從圖1 可以看出，它們的影響力均低于50%，也遠遠低于紡織服裝、鞋、帽等勞動密集型部門以及金屬制品等部分資本密集型部門的影響力。

圖1 出口商品結構比例前11 位的部門影響力(國內成分)

本文所討論的部門影響力以增加值為評判標準。根據陳錫康等人的研究，部門影響力實際上也可理解為部門j(j=1，…，n)在國內需求每增加1 個單位時，對所有部門增加值的國內部分的誘發(fā)比例(即增加值的國內成分)。由式(3)和(4)可知，用100%減去該誘發(fā)比例，即得出前面提及的增加值漏出比例。由于增加值的國內成分較低，優(yōu)先增加這些高技術部門的出口，從貿易利得來看，我們僅截留了較低比例的附加值，如1 單位出口所誘發(fā)的增加值中，在電子計算機制造業(yè)國內僅截留33.9%，在電子元器件制造業(yè)國內僅截留32.3%。但貿易保護主義者僅看商品的進口總量，并不考量進口中所包含的我國所獲得的低附加值比例。仍以高技術產品的出口為例，《中國高技術產業(yè)數據(2011)》顯示2008—2010年高技術產品出口額占商品出口總額的29.1%、31.4% 和31.2%，占工業(yè)制成品出口總額的30.8%、33.1% 和32.9%。從貿易特化系數(貿易差額/貿易總額)來看，該系數在2008—2010年分別為0.1、0.1 和0.09，間接說明我國從高技術產品的出口中所截留的附加值比例仍然較低。

三、外貿商品結構合理化的建議

據WTO 統(tǒng)計，1995—2010年，我國已連續(xù)16年成為受全球反傾銷調查最多的國家，并自2006年以來連續(xù)5年成為全球反補貼措施的“重災國”。商務部產業(yè)損害調查局發(fā)布的《全球貿易摩擦研究報告(2011)》顯示，目前，國外對我國貿易摩擦涉案產品逐漸走向高端，對華貿易救濟調查肯定性裁決占比不斷加大;碳關稅的實施必將對我國的外貿和經濟發(fā)展產生重要影響;發(fā)達國家嚴格限制高技術產品對華出口，我國引進國外的高端技術更趨困難;消耗資源性產品及發(fā)展高新技術產業(yè)所必需的原材料或成為國外對華貿易保護的重點。顯然，我國對外貿易的發(fā)展不能再依賴量上的擴張，這樣只會面臨更加頻繁的貿易摩擦。

外貿商品結構的合理化有助于減少貿易保護主義的威脅。以上分析表明，出口商品結構的合理化要求增加具有較高影響力部門的出口比例，因為有較高影響力的部門也是那些國內增加值成分較高的部門;進口商品結構的合理化則要求減少那些具有較高影響力部門的進口比例，進口替代的作用不可或缺。綜合而言，我國外貿商品結構合理化的著力點應落在提高部門影響力上，也就是提高增加值的國內成分。這意味著政府不能一味地鼓勵增加電子計算機、通信設備、電子元器件以及儀器儀表等高技術產品制造業(yè)的出口，而應先加大研發(fā)投入力度，幫助這些部門突破核心技術的制約瓶頸，減少進口中間產品的投入比例。此外，還應重新審視利用外資問題，因為外資的流入大多只是出于整合投資國國內低廉要素成本的考慮，無意于提高產品附加值的國內成分。

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