中國與其貿易伙伴間產業同構性的影響因素分析

曾衛鋒，施曉麗，朱珈慧

（集美大學a.財經學院；b.區域經濟研究中心，福建 廈門 361021）

0 引言

貿易伙伴之間的產業同構程度會直接影響到它們之間的貿易互補性和競爭性。研究我國與其貿易伙伴間產業同構性的影響因素，對于我國提高出口產品競爭力，加強同貿易伙伴國之間的產業互補合作，規避貿易競爭風險與應對國際貿易摩擦以及制定合理的對外經貿政策無疑都具有重要的意義。

當前實證研究產業同構性的影響因素所采用的方法存在一定的局限性。一是采用博弈論方法。楊秀云和趙科翔（2016）[1]將博弈模型結合實際案例分析發現，產業創新發展能夠消除地區間的產業趨同，但這類博弈論方法難以實現定量研究。二是采用時間序列模型或者靜態面板模型分析。Barrios等（2002）[2]的靜態面板模型發現人均收入趨同會對地區間的產業同構產生顯著的正效應；Nicole和Claudia（2010）[3]表明國家間的產業關聯程度提高對它們的產業同構性會產生比較顯著的正效應，而各國在技術知識密集型新興產業方面存在差距增大的趨勢；Wu和Zhu（2017）[4]發現，2005年之后中國各省區的產業結構由于國家產業政策的激勵而不斷趨同。時間序列分析因為缺乏考慮個體效應而可能使得回歸系數的估計結果有偏；靜態面板模型既難以解釋研究對象的動態變化特征又難以克服反向因果關系，缺陷比較明顯。三是綜述定性研究。苗長虹等（2017）[5]將產業同構性的影響因素定性概括為地區間的技術創新、產業政策與人均收入水平等因素的差異以及地區間的產業關聯程度的高低，這類研究因缺乏針對性而使得其應用價值存在局限。實際上，產業結構變動是經濟發展的一個長期動態過程，具有明顯的慣性特征，因此，動態面板模型應該是較好的方法，然而當前比較缺乏這類實證研究。本文建立動態面板模型考察中國同其41個貿易伙伴間產業同構性的影響因素，為我國今后調整對外經貿政策特別是更好地推進“一帶一路”倡議提供更為科學的依據。

1 理論分析與研究假設

從理論上來說，影響產業結構變動的因素包括供給、需求、市場競爭程度、市場關聯程度和產業政策等，本文從以下幾個方面探索影響中國與其貿易伙伴間產業同構性的主要因素：

第一，一國產業結構的變化是其投資發揮作用的結果，因此，兩國之間投資規模的差異往往會影響到兩國產業結構的不同變化，而且一般來說，兩國投資規模的差異越大，它們的產業結構相對變化就會越大，據此可以提出：

假設1：兩國間投資規模的差距對它們的產業同構性具有負效應。

第二，技術創新既可能創造出新興產業又可能改造傳統產業，技術上的研發創新活動是促進產業結構變動的重要因素。從長期來看，如果兩國的技術研發創新規模存在差距，那么兩國的產業同構性必然會發生改變，而且兩國間的技術創新規模的差異越大，則兩國的產業結構相對變動就會越大，據此可提出：

假設2：兩國研發創新規模的差距對它們的產業同構性會產生負效應。

第三，當前的研究表明，市場競爭程度的提高有利于具備優勢的經濟區域加快產業集聚，而對于劣勢區域來說可能會導致其出現產業衰退的現象[1]。中國加入世界貿易組織之后，中國同經濟規模較大國家之間的市場競爭程度會更高，而同經濟規模較小國家之間的市場競爭程度會相對較低，因此，中國通過國際貿易途徑同經濟規模較大國家的市場競爭可能會使得兩者的產業同構性下降，而同經濟規模較小國家間的產業同構性則上升，于是可以提出：

假設3：兩國經濟規模差距的擴大對兩國的產業同構性會產生正效應。

第四，當前的研究表明，國家間的產業關聯程度提高對它們的產業同構性會產生比較顯著的正效應[3]。由于隨著產業內貿易與產品內貿易在中國當代出口貿易中占據越來越重要的地位，中國對其貿易伙伴的出口依存度對于兩國間的產業關聯程度具有重要的影響，因此可以提出：

假設4：中國對其貿易伙伴出口依存度的提高會對兩國間的產業同構性產生正效應。

第五，雖然Barrios等（2002）[2]發現人均收入趨同會對地區間的產業同構產生顯著的正效應，但因其靜態面板模型方法的局限性，其研究結論未必可信。從理論上來說，封閉經濟均衡過程必然會形成一個內部需求結構與產出結構呈現一致的過程，但是，開放經濟均衡因外部因素的作用未必會產生這樣的內部需求結構與產出結構一致的過程。在開放經濟條件下，雖然兩國的人均收入趨同與兩國的產業結構趨同存在著正相關的關系，但兩國間較大的經濟開放度有可能會削弱這種正相關的關系，有鑒于此，暫時提出：

假設5：兩國人均收入差距的擴大對兩國產業同構性可能會產生負效應。

2 模型構建與變量選擇

一方面中國與不同貿易伙伴間產業同構性的變化可能是不同的，可能存在不同貿易伙伴的個體差異；另一方面，與單個國家的產業結構變動一樣，中國與其貿易伙伴間產業同構性的變化也是兩國經濟發展的一個長期動態過程，具有明顯的連續性或慣性。鑒于這兩方面的原因，中國與不同貿易伙伴間產業同構性的影響因素分析需要運用動態面板模型。根據以上理論分析與研究假設建立以下模型：

其中，下標i代表中國的第i個貿易伙伴國，下標t代表年份，θ（jj=0,1,2,3,4,5）和λ分別為待估回歸系數，ε為模型的隨機干擾項，模型的被解釋變量和各解釋變量的含義如下：

（1）被解釋變量DIIit代表中國與其貿易伙伴的產業同構性。當前產業同構性的測度指標較多[6]，為了使得本文的實證分析結果更為穩健可靠，本文選擇兩個具有相反屬性的指標來度量中國與其貿易伙伴的產業同構性，以此進行對比分析，其中一個指標是中國與其第i個貿易伙伴之間的結構相似系數SSCit,另一個是中國與其第i個貿易伙伴間的Krugman結構差異度指數ISDDit。由于SSCit是產業同構性的正向指標，而ISDDit是產業同構性的逆向指標，因此，同一個解釋變量對它們兩者的影響方向應該恰好相反。

（2）在上述動態模型中，解釋變量DIIi,t-1是被解釋變量DIIit的一期滯后值。當被解釋變量DIIit使用指標SSCit時DIIi,t-1為SSCi,t-1；當被解釋變量DIIit使用指標ISDDit時DIIi,t-1為ISDDi,t-1。

（3）解釋變量X1it代表中國與其第i個貿易伙伴間投資規模之差，本文使用“資本形成率”來衡量投資規模，一國的資本形成率即該國的資本形成總額與其國內生產總值之比；X2it代表中國與其第i個貿易伙伴間研發創新規模之差，本文使用一國的“研發支出”來衡量其研發創新的規模；X3it代表中國與其第i個貿易伙伴間經濟規模之差，本文使用一國的“國內生產總值（GDP）”來衡量其經濟規模；X4it代表中國對其第i個貿易伙伴的出口依存度，即中國對第i個貿易伙伴的出口額占中國國內生產總值（GDP）的比重；X5it代表中國與其第i個貿易伙伴間人均收入之差，本文使用一國的“人均GDP”作為其人均收入的代理變量。

3 實證分析

3.1 數據來源與描述性統計

本文計算產業同構性的原始數據來源于世界投入產出數據庫（WIOD database）2016年發布的投入產出表，其中只有中國及其41個貿易伙伴截止2014年的數據。計算X4的原始數據來源于聯合國Comtrade數據庫，計算其他變量的原始數據來源于世界銀行的世界發展指標。本文的樣本期間為2000—2014年。全部變量的描述性統計結果如表1所示。

表1 變量的描述性統計結果

3.2 模型的估計及其結果分析

本文運用Stata11.0版軟件估計模型。由于模型（1）存在內生性，這里有必要使用工具變量法來估計模型的回歸系數。然而，由于產業同構性這個被解釋變量其變動在時間上明顯存在的連續慣性會減弱工具變量的作用，因此，這里應該使用系統廣義矩方法（System GMM），而不應該使用一階差分廣義矩方法來估計模型的回歸系數。模型的估計結果如下頁表2所示，結果A和結果B分別以SSCt和ISDDt作為被解釋變量的度量指標。由表2可見，Sargan檢驗的結果表明估計模型時所使用的工具變量是顯著有效的，工具變量的使用不存在過度識別的問題；當被解釋變量DIIit使用SSCit指標時Arellano-bond檢驗得到AR（2）的p值為0.1283，通過了5%顯著性水平的檢驗，而當被解釋變量DIIit使用指標ISDDit時Arellano-bond檢驗得到AR（2）的p值為0.0735，也通過了5%顯著性水平的檢驗，這些結果表明這里使用系統廣義矩方法時模型的擾動項不存在自相關。這里Sargan檢驗和Arellano-bond檢驗結果表明本文使用系統GMM方法估計模型（1）是合理的。

表2 模型（1）的兩步系統GMM估計結果

表2顯示模型（1）的截距項和解釋變量X5的系數估計值沒有通過10%顯著性水平的z檢驗，解釋變量X4在結果A中和解釋變量X2在結果B中的系數估計值通過了5%顯著性水平的檢驗，其他系數估計值都通過了1%顯著性水平的檢驗。根據表2可得到以下結論：

（1）無論是使用結構相似系數SSCit還是使用Krugman結構差異度指數ISDDit作為產業同構性DIIit的度量指標，作為被解釋變量一期滯后值的SSCi,t-1和ISDDi,t-1兩者的系數估計值都大于零，表明當期的產業同構性會對下一期的產業同構性產生顯著的正效應，這表明中國與其貿易伙伴間產業同構性的變動確實存在慣性特征，本文使用動態面板模型來分析中國與其貿易伙伴間的產業同構性是完全必要的、合理的。

（2）解釋變量中國與其貿易伙伴間投資規模之差X1的系數估計值在結果A中小于零，而在結果B中大于零，表明中國與其貿易伙伴間資本形成率差距的擴大會顯著減弱它們間的結構相似系數或者增大它們間的結構差異度指數，即上述假設1得以證實。

（3）中國與其貿易伙伴間研發創新規模之差X2it的系數估計值也是在結果A中小于零而在結果B中大于零，表明中國與其貿易伙伴間研發創新規模負差距的縮小或正差距的增大也會顯著減少兩者間的結構相似系數或增大兩者間的結構差異度指數，即假設2被證實。

（4）中國與其貿易伙伴間經濟規模之差X3it的系數估計值在結果A中大于零而在結果B中小于零，表明中國與其貿易伙伴間經濟規模差距的擴大會顯著提高兩者間的結構相似系數或顯著減小兩者間的結構差異度指數，即假設3得到證實。

（5）中國對其貿易伙伴的出口依存度X4it的系數估計值也是在結果A中大于零而在結果B中小于零，表明中國對貿易伙伴出口依存度的提高會促使兩國間的產業結構更加趨同，即假設4得到證實。

（6）中國與其貿易伙伴間人均收入差距X5it的系數估計值在結果A和結果B中都不顯著，表明中國與其貿易伙伴間人均收入差距的變化對于兩者間的產業同構性不會產生顯著的影響，即本文的假設5沒有得到證實。其實，這個結論是在理論分析的預料之中的，它說明隨著中國加入世界貿易組織以及貿易開放水平的提高，中國與其貿易伙伴間人均收入差距和需求結構的相對變化未必要通過各國自身的產業結構變動來滿足，各國間的貿易是彌補各國供需結構差異變動的一條重要途徑。

4 結論

中國與其貿易伙伴間產業同構性的變化是一個長期復雜的動態過程，會受到較多因素的復雜影響。本文的實證分析表明，中國與其貿易伙伴間投資規模差距和研發創新規模差距的擴大會顯著抑制兩者間的產業趨同，中國與其貿易伙伴間經濟規模差距的擴大和中國對貿易伙伴出口依存度的提高則會顯著提高兩者的產業同構性，而人均收入趨同對于產業同構性不會產生顯著的影響。隨著產業內貿易和中間產品貿易在我國出口貿易發展中的地位越來越重要，我國同貿易伙伴間的產業關聯程度和產業同構性會越來越高。在這種情況下，一方面，我國應該采取相關政策措施不斷增強出口企業的研發創新能力，通過出口企業的研發創新活動不斷擴大同貿易伙伴國之間的產品差異性，不斷提高產品競爭力特別是產品質量上的競爭力，另一方面，我國應該做好充分準備應對未來越來越多的國際貿易摩擦。