技術密集度、比較優勢結構及其影響因素的實證檢驗

楊明

（天津理工大學馬克思主義學院，天津300384）

0 引言

一般而言，技術密集度較高的產品由于貿易條件較好，出口附加值較高。促進高技術密集度產品獲得比較優勢，提高貿易福利是發展中國家產業發展的目標之一。我國改革開放以來，出口增速快，形成了巨大的貿易規模。聯合國貿發會議統計數據顯示，2015年中國出口額占世界總出口額的13.8%，高出第二位美國4.67個百分點。但是從產品技術密集度，我國的對外出口還不容樂觀。對此相關研究形成了兩種不同觀點，一種觀點認為，盡管我國貿易總量發展很快，但產品的技術密集度和出口產品的附加值水平整體偏低。例如，高敬峰（2013）[1]通過計算2001—2010制造業出口價值鏈長度，認為中國制造業出口產品向上游生產環節轉移，但與發達國家相比，總體上處于下游生產環節。姚洋、張曄（2008）[2]計算了1997—2002年出口品國內技術含量，認為全國和江蘇省出口品的整體技術含量相對于世界先進水平并沒有提高，產品國內技術含量迅速下降，而廣東省產品國內技術含量呈現出先下降、后上升的V型動態變化，中國產品國內技術含量要越過V型曲線的拐點出現上升趨勢,仍然存在諸多障礙,尤其是在高技術產業中。齊俊妍（2006）[3]基于產品技術含量和附加值分布的國際貿易結構分析方法比較了中韓兩國產品出口情況，認為從上世紀90年代到21世紀初,中國的產業結構變動不是很大,占絕對份額的仍然是低附加值的低技術產品,齊俊妍（2015）[4]進一步運用2002—2007年的數據分析，認為勞動和資源密集型產品國內完全技術含量比例較高且提升明顯，而資本和技術密集型部門的國內完全技術含量比例較低且提升緩慢。另一種觀點認為，自改革開放以來，中國的比較優勢結構發生了很大變化。例如，陸文聰、許為（2015）[5]分析了中國出口產品技術復雜度和比較優勢的變化情況，認為我國產品中的技術復雜度不斷提高，比較優勢從低技術產品過度到了中技術產品。在經濟轉型的關鍵時期，推動比較優勢產品向高技術高附加值過渡成為我國面臨的重大現實問題，本文的研究具有重要的理論和現實意義。

1 按技術密集度分類商品比較優勢的測算

出于對貿易利益分析的目的，有多種角度考察商品結構。隨著生產技術的提高，技術密集度對商品附加值水平越來越具有決定作用，近年來很多學者根據技術密集度對商品進行分類，計算分類商品的比較優勢判斷一國的商品結構情況，例如lall（2000）[6]按技術密集度度對商品進行了分類（見表1）。

表1 按技術密集度對出口商品的分類

本文根據lall技術密集度分類方法，使用聯合國貿發會議公布的各國出口商品數據以及歷年《中國統計年鑒》數據，并依據（Balassa，1981）的方法[7]計算了中國各類商品的顯示性比較優勢指數①根據巴拉薩的方法計算。一國某種商品占本國總出口值的比重與世界這一比重的比較。計算公式是：RCAij=(Xij/Xi)/Xwj/Xw),其中RCAij表示i國家第j種商品的顯示性比較優勢指數,Xij表示i國第j種商品的出口值，Xi表示i國所有商品的出口值，Xwj表示世界第j種商品的出口值，Xw表示世界所有商品的出口值.按照顯示性比較優勢指數RCAij的定義，0≤RCAij≤，RCAij的值越大，比較優勢程度越高。如當RCAij＜1時，缺乏比較優勢，當1＜RCAij時，且當1.25≤RCAij＜2.5時，比較優勢較強；當RCAij≥2.5時，反映出i國第j種商品比較優勢很強。（見表2）。

表2 按技術密集度分類中國出口商品比較優勢指數

結果顯示，自90年代以來，中國低技術密集型產品的比較優勢呈不斷下降趨勢，中、高技術密集型產品比較優勢呈不斷上升趨勢。但紡織服裝等低技術商品(LT1)仍具有明顯的比較優勢，屬于中技術的機械類商品(MT3)自2005年開始已顯示出具有比較優勢，屬于高技術的電子器件及電器等商品(HT1)比較優勢提高較快，并具有較強的比較優勢，其他類商品(HT2)比較優勢水平偏低。

2 計量模型與變量設計

2.1 計量模型構建

在分析決定產品比較優勢因素時，最早可追溯到李嘉圖成本比較模型，他把勞動作為唯一投入要素進行分析，產品的比較優勢取決于勞動生產率，相對勞動生產率高的產品具有比較優勢。在李嘉圖模型的基礎上，加入資本要素，產品的生產函數表現為Q=AF(L,K)，其中Q表示產出,L表示勞動，K表示資本，A表示生產技術，反映了在生產過程中綜合使用兩種要素的全要素生產率。以兩個國家（國家1,2）和兩種產品（X,Y）分析，在假定要素稟賦相同的情況下，與國家2相比，如果國家1在產品X生產中全要素生產率高于在產品Y生產中的全要素生產率，即，那么國家1的產品X具有比較優勢，國家2的產品Y具有比較優勢。進一步考慮存在要素稟賦差異，構造技術與要素稟賦的比較優勢綜合決定模型[8]。假設國家i(i=1,2)生產兩種產品X和Y，投入兩種生產要素Li與Ki，生產函數采用柯布道格拉斯形式：其中A表示全要素生產率。假定α＜β，即產品X是資本密集型產品，產品Y是勞動密集型產品。在封閉情況下，國家i的相對價格是：

其中θ表示消費者在X產品上的消費份額。這時，兩個國家兩種產品相對價格的大小取決于兩個方面：要素稟賦與全要素生產率，如果國家1在X產品上具有比較優勢，即P1＜P2，充分必要條件應是(a1Xa2Y/a2Xa1Y)1/(β-α)(K1L2/K2L1)＞1。據此，可以構建計量模型如下：

其中，A表示反映技術水平的變量，用全要素生產率（TFP）表示，表示反映要素稟賦的變量。對于要素稟賦，由于各類產品的生產來自于以往的要素，而不是僅僅取決于當期投入，因此構成要素稟賦的各變量選取應該是存量。本文分別引入人均國內物質資本存量k和人均外商直接投資存量（fdi）以及人力資本存量h。為了消除數據中存在的異方差，對各解釋變量取自然對數，用于實證檢驗的假設模型如下：

2.2 變量設計與數據說明

被解釋變量RCA。設定三個被解釋變量，根據按技術密集度分類中國出口商品的比較優勢指數，分別計算中/低、高/中技術商品顯示性比較優勢指數相對變動率序列，作為比較，引入資本密集型產品/勞動密集型商品顯示性比較優勢指數相對變動序列，分別表示為RCAMT/LT、RCAHT/MT和RCAK/L。

解釋變量TFP，運用LP方法，基于總產出、資本投入和勞動投入數據，使用Coelli的DEAP2.1數據包絡軟件，得到TFP序列。

對于k，用物質資本存量除以從業人員。歷年從業人員直接來自《中國統計年鑒》。對國內固定資本存量的計算，采用由Goldsmith（1951）提出、被廣泛采用的永續盤存法其中Kt表示第t年的資本存量，Kt-1表示第t-1年資本存量，It表示第t年的投資，δt表示第t年的資本折舊率。對于基年資本存量，現有研究一般確定為1952年或1978年，張軍（2003）[9]將基年確定為1952年，將1952年的價格設定為不變價格，計算了1952—2001年的資本存量，據此得到1991年的資本存量，進一步計算1992—2014年的資本存量。其次要確定國內固定資本存量折舊率，在對折舊率的測算中，有的采取固定值方法，將每年的折舊率確定為一個定值，有的采取動態值方法，將不同年份的折舊率確定為不同的數值?？紤]到資本存量的折舊不僅來自于物理上的消耗，也來自于技術上的淘汰，本文動態計算固定資本存量的折舊率，將固定資產投資分為三部分，建筑安裝類資本、機器設備類資本和其他類型的投資，將1991年之后建筑安裝類和機器設備類折舊率每年分別遞增0.04%和0.02%，對其他投資的處理方法是將其歸并到建筑和機器設備上，按建筑安裝類和機器設備的權重加權分配給二者，將建筑安裝類和機器設備的折舊率按權重計算出全社會內資固定資產的折舊率。

對于人力資本h的測算有兩種方法，一種方法是成本法，即測算人力資本形成的投資成本，最常用的成本測算法是用學校入學率和受教育年限來衡量人力資本投資成本，這一計算方法是基于人們受教育年限與教育投入成比例的考慮。另一種方法是收入法，通過具有人力資本水平人員與普通勞動力之間的收入差異來測算人力資本投入，兩種方法各有優缺點。本文使用成本法，在王小魯（2000）[10]的計算方法的基礎上，運用歷年從業人員中的不同教育程度比重計算受教育的平均年限，計算出中國歷年的人力資本存量。

對于fdi的計算，用外商直接投資存量FDI除以外商企業從業人員。對于FDI計算，取1982年為基年，折舊率采用霍爾和瓊斯（Hall，Jones，1999）在研究127個國家資本存量時所采用的6%，楊格（Young,2000）[11]也假定了6%的折舊率。通過永續存盤法的測算，得出我國歷年FDI存量值，進一步除以外商投資企業從業人員，得到人均外商直接投資存量值。

原始數據均來自于聯合國貿發會議和歷年《中國統計年鑒》，為消除價格因素，各序列數據用各類價格指數進行了平減。

3 實證檢驗

本文使用的數據是時間序列，而這些序列很可能是非平穩的，對非平穩序列進行回歸分析會產生偽回歸問題。為此，首先需要對各時間序列進行平穩性檢驗。經檢驗，各序列皆是非平穩的。對上述序列進行一階差分之后的序列進行平穩性檢驗，通過5%臨界值的平穩性檢驗，因此，上述各序列是一階單整序列，檢驗結果如表3所示。

表3 各時間序列平穩性檢驗結果

對于同階單整非平穩時間序列，如果兩個或多個變量之間存在協整關系，則這些非平穩變量特定線性組合穩定時，將不存在偽回歸問題，存在長期穩定關系。所以，對上述變量進行協整檢驗，經檢驗，各模型中的非平穩變量之間存在協整關系，檢驗結果如表4所示。

表4 各模型中非平穩變量之間的協整關系檢驗結果

根據上面檢驗結果，可以進一步對各個模型進行OLS檢驗，檢驗結果如表5所示。

表5 OLS檢驗結果

結果顯示：第一，全要素生產率在中技術與低技術的相對比較優勢中通過了顯著性檢驗，這反映出經過幾十年的經濟發展，我國技術水平的提高使中技術產品取得比較優勢的重要影響因素，但對于高技術產品獲得比較優勢沒有通過顯著性檢驗，影響作用還沒有顯現。第二，國內物質資本存量通過了顯著性檢驗，比較優勢由勞動密集型產品向資本密集型產品轉變起到了積極作用，但對低技術向中技術產品過渡、中技術產品向高技術產品過渡卻具有反向影響。其主要原因可作如下分析：生產性資本投入可產生兩種效應：直接生產效應和間接技術效應，實證結果反映出我國資本投入促進了資本密集型產品的出口，產生了明顯的生產效應，但間接技術效應較小。而且，對外貿易使比較優勢產品生產擴張，吸引資源向該部門流動，對通過技術提升獲得比較優勢的部門生產，產生擠出效應。第三，外商直接投資存量在三個模型中均通過了顯著性檢驗，這主要因為投資于我國內地的外商投資企業主要來自于我國港澳臺地區和歐美日等發達國家，其技術水平普遍高于內地企業，具有技術溢出效應，而且外商直接投資企業占我國內地總出口的比重較大，所以對各類出口產品比較優勢的獲得起到了積極作用。不過這種影響程度不同，其中對由低到中技術產品比較優勢的過渡影響最大，對由勞動向資本密集型產品比較優勢的過渡影響最小。這主要因為由勞動向資本密集型產品的比較優勢的過渡主要來自于國內投資，我國已經超越了利用外商直接投資發展資本密集型產業的階段，但外商直接投資對高技術產品的投資比較謹慎，對由中到高技術產品比較優勢的過渡其積極影響程度有限，程度不是很高。第四，人力資本變量在由勞動向資本密集型產品比較優勢的過渡中未通過顯著性檢驗，說明這種過渡主要來自于物質資本，人力資本并未對其產生實質性影響。人力資本在中技術與低技術的相對比較優勢和高技術與中技術的相對比較優勢中通過了顯著性檢驗，而且具有十分重要的積極影響因素，特別是對由中到高技術產品比較優勢的過渡影響是最大的。

4 結論與建議

比較優勢的升級表現為由勞動向資本密集型產品轉變和低技術向中技術進而向高技術產品轉變。這一轉變過程中，決定內生比較優勢形成的各種因素在我國所起的作用不同。人力資本對我國比較優勢的升級起到了重大的推動作用，外商直接投資也起到了積極的推動作用。物質資本稟賦是推動比較優勢由勞動向資本密集型產品轉變的另一因素，技術進步對推動我國低技術向中技術產品的轉變起到了重要作用，但在推動中技術向高技術產品的轉變中效果還不明顯。根據本文研究結果，對于今后促進我國比較優勢升級提出幾點政策建議：

第一，我國通過大規模投資促進對外貿易進而促進經濟發展的增長模式需要改變，為實現比較優勢產品由低技術向高技術轉變，需要進一步發揮技術進步的作用，將更多資本投入到推動技術進步特別是技術創新中，發揮資本在經濟發展中更加有效的功能。要“加快從要素驅動、資規模驅動發展為主向以創新驅動發展為主的轉變?！?/p>

第二，加大對人力資本的積累。實證檢驗說明，人力資本在推動我國比較優勢的升級中都發揮了重要作用，這與國外的經驗分析是一致的。人力資本是活的生產能力和推動技術進步的基礎，我國要實現經濟的根本轉型，提高人力資本水平是重要的措施和途徑之一。

[1]高敬峰.中國出口價值鏈演化及其內在機理剖析[J].財貿經濟，2013，（4）.

[2]姚洋，張曄.中國出口品國內技術含量升級的動態研究[J].中國社會科學，2008，（2）.

[3]齊俊妍.基于技術含量和附加值的貿易結構分析方法研究[J].現代財經，2006，（8）.

[4]齊俊妍，王嵐.貿易轉型、技術升級和中國出口品國內完全技術含量演進[J].世界經濟，2015，（3）.

[5]陸文聰，許為.中國落入“比較優勢陷阱”了嗎？[J].數量經濟技術經濟研究，2015，（5）.

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[7]Balassa B A.A Stages Approach to Comparative Advantages[M].New York:Pergamon Press,1981.

[8]楊小凱.當代中國經濟學與中國經濟[M].北京：中國社會科學出版社，1997.

[9]張軍，章元.對中國資本存量K的再估計[J].經濟研究，2003，（7）.

[10]王小魯，樊綱等.中國經濟增長的可持續性[M].北京：經濟科學出版社，2000.

[11]Young,Alwyn.Gold Into Base Metals:Productivity Growth in the People's Republic of China During the Reform Period[R].NBER Working Paper,No.7856,2000.