中間品貿易對我國制造業產品出口質量影響研究

蘇子堯 余玥 李世楊 韓文菲 趙天朗

[摘要]隨著經濟全球化進程加速，中間品貿易對產品質量的影響已引起學者廣泛關注，文章以產品的技術復雜度作為出發點分析中間品貿易對制造業出口質量的影響。全文基于WIOD數據庫中的貿易數據，采用出口產品國內技術含量模型，構建中間品與出口產品質量的計量模型，實證考察了2004—2014年中間品貿易對我國制造業出口復雜度的影響。研究發現制造業不同細分行業中間品貿易帶來的產品質量影響不同，同樣，進口不同品質的中間品對于產品質量的加成也不同，實證表明我國高端制造業對于中間品依賴較大。

[關鍵詞]中間品;制造業;質量;出口產品;技術復雜度

[DOI]1013939/jcnkizgsc201913016

1引言

自改革開放以來，我國對外貿易發展十分迅速。外貿出口規模于2010年已超過德國，躍居世界第一，經過這些年的快速發展，2017年進出口總額達到了4104萬億美元，同比增長114%。以上事實足以證明我國已是名副其實的貿易大國。但在世界經濟論壇發布的《2017—2018全球競爭力報告》中，中國僅位居27位，這與中國的經濟總量和出口地位形成了鮮明的對比，“質”與“量”的不匹配問題已成為我國貿易的一大熱點問題。

隨著經濟全球化的發展，各國生產要素加速流動，傳統貿易方式轉變為產品的設計、加工、包裝、銷售分到不同國家地區進行的新貿易方式。在此情況下，制造類企業為了實現成本最小化，進口中間品成為必然選擇，而中間品貿易在制造業生產過程中的重要性也越發顯著。中國作為制造業出口大國，其中間品進口量更是占有很大比重。如今中美在貿易問題上摩擦不斷，美國對我國包括芯片在內的一系列高精尖中間品的禁售也導致了我國高端制造業受到了一定程度上的打擊。因此，研究中間品貿易對我國制造業出口產品質量影響具有重要意義。

文章從我國制造業出口產品的重要組成部分“中間品”這一視角，以技術復雜度作為產品質量的替代變量，并利用WIOD數據庫中宏觀的貿易數據，開展了制造業不同技術水平的中間品對于其產品技術復雜度影響的研究，間接反映我國制造業所依靠的機制。

2模型構建與數據獲取

21質量的替代變量“出口產品國內技術含量”（DTC）的測度

經濟全球化過程中，作為分解和配置資源的重要連接點“中間品貿易”對產品“量”與“質”的提升有很重要作用。[1-2]由于“質量”作為中間品貿易中的重要變量具有不可觀測性，因此， 學術界主要采取替代變量進行研究，主流有以下四種：出口產品的單位價值、出口復雜度指數、出口質量指數和嵌套Logit方法。[3]

由于無法判斷進口品是否為中間品進一步投入到出口品的生產中，而且我國投入產出表5年才公布一次，其在時間連續性上存在一定的缺陷。但如姚洋、張曄（2008）[4]利用我國公布的競爭型投入產出表，并假定所有進口品都作為中間品投入，會在一定程度上低估我國出口產品的國內技術含量。因此文章改用WIOD提供的2004—2014年的非競爭性投入產出表，借鑒經姚洋、張曄（2008）改進的出口復雜度指數“出口產品國內技術含量”（DTC），同時對模型進行修正，分別對中國出口產品質量進行測算。

出口產品國內技術含量指數以PRODY指數為基礎。PRODY指數被定義為：[5]

PRODYk=∑j（xjk/Xj）（∑jxjk/Xj） yj（1）

其中，k、j分別表示產品和國家，x（X）表示出口額，y表示人均真實GDP。

為了修正我國東西部地區人均GDP差距過大導致的PRODY指數低估，我們借鑒Xu， B.（2010）的處理方法，對yj進行修正。

y'j=∑（r∈R）sryr（2）

其中，r表示省市，sr表示r省市的出口份額，yr表示r省市的平均收入。

接下來，在經過修正的PRODY指數的基礎上，構造復合技術含量Vk：

Vk=∑iαik PRODY'i+（1-∑iαik ） PRODY'k（3）

其中，k表示最終品，i表示其一種中間品。αik 為直接消耗系數，即生產一個價值單位的k所需要的i的價值量。在此基礎上再剔除進口中間品，即可得到國內技術含量VDk：

VDk=∑iαik（1-βi）PRODY'i+（1-∑iαik） PRODY'k（4）

其中，βi表示進口中間品的占比。

最后即可得到出口產品國內技術含量指數DTCj：

DTCk=VDk）Vk（5）

其中，VDk代表國內技術含量，Vk代表復合技術含量。

22中間品貿易對出口產品質量影響的理論模型

中間品貿易可以從各種渠道促進產品質量的提升。產品技術的進步代表了企業能出口價值含量更高的產品亦或是以更低的成本生產更多的產品[4]，這都會使產品更具有國際競爭力，從而提高一國的人均收入水平。因此將中間品作為解釋變量引入Cobb-Douglas生產函數，并借鑒OECD數據庫中的劃分方法，將中間品按不同技術水平分類，則有：

Y=ALα Kβ Nγ，0<α，β，γ<1，α+β+γ=1（6）

其中A、L、K分別表示一國的技術稟賦、勞動要素和資本要素，N表示該國使用的進口中間品的價值量，且

N=NG+NZG+NZD+ND（7）

NG、NZG、NZD、ND分別表示高、較高、較低和低四類技術水平的中間品的價值量。將（7）帶入（6）中，即有：

Y=ALα Kβ （NG+NZG+NZD+ND）γ（8）

在等式（8）兩邊同時除以L，則有：

y=AL（α-1） Kβ （NG+NZG+NZD+ND）γ（9）

其中y表示一國人均GDP。

上文構建了剔除進口中間品技術含量的國內技術含量VDk：

VDk=∑iαik（1-βi）PRODY'j，i+（1-∑iαik） PRODY'j，k其中，

PRODY'j，k=xjkxj∑jxjk/Xjy'j=Cj，ky'j（10）

由（10）即知國內技術含量VDk與人均GDP呈線性關系，將（9）帶入（4）中得到：

VDk=AL（α-1） Kβ Nγ[∑iαik（1-βi）Cj，i+（1-αik）Cj，k]（11）

通過上式可知，出口產品質量不僅依靠于一國的技術稟賦、勞動要素和資本要素，也與進口中間品價值量與質量有著密切聯系。

基于上述理論模型，對等式（11）兩邊取對數并進行整理后，即可得到實證模型：

lnV（t，k）D=C0+C1lnNGt，k+C2lnNZGt，k+C3lnNZDt，k+C4 lnNDt，k+C5 lnRDt，k+C6lnLABORt，k+C7lnCAPITALt，k+vi+ut+εi，t（12）

其中，下標t表示時間，k表示某一制造行業的產品，vi、ut、ε（i，t）為面板模型的誤差項。其中vi為個體效應誤差，ut為時間固定效應誤差，ε（i，t）為隨機誤差。被解釋變量是出口產品質量的替代變量：國內技術含量VDk，核心解釋變量包括四種不同技術含量的進口中間產品價值量占比（NG、NZG、NZD、ND）;其他解釋變量包括：技術稟賦的替代變量：研發強度RD;勞動要素的替代變量：人力資本LABOR;資本要素的替代變量：資本密集度CAPITAL。

23數據來源及處理

文章選取2004—2014年中國制造業各細分行業為樣本。樣本行業歷年各類產品的出口數據取自WIOD數據庫中的國家非競爭型投入產出表。人均GDP 數據取自《中國統計年鑒》。研發投入（R&D）、人力資本（LABOR）數據均來自《中國科技統計年鑒》;資本密集度（CAPITAL）數據均來自于《中國工業經濟統計年鑒》。

文章借鑒OECD數據庫中的劃分方法，將中間品按不同技術水平分類。其次利用WIOD數據庫提供的投入產出表計算出每一技術水平的產品所進口的中間品價值量占其所利用的所有中間品價值量的比例。

3實證結果分析

31平穩性檢驗

文章使用的面板數據包括18個時間序列。考慮到時間序列易存在單位根，導致檢驗失效、偽相關甚至偽回歸等。為避免上述問題，在進行實證分析前，首先進行平穩性檢驗，以判斷變量的平穩性。

文章采用四種單位根檢驗方法：LLC（Levin，Lin， Chu）、IPS（Im， Pesaran， Shin）、ADF（Augmented Dickey-Fuller）和PP（Phillips &Perron）分別對各變量進行了單位根檢驗。變量在經過二階差分后，均通過了單位根檢驗，所有變量均為二階單整，因此各變量為同階單整。在這種情況下，文章將直接對差分平穩后的變量進行相應的回歸。

32核心變量的多重共線性檢驗

為了避免多個核心變量之間存在多重共線性問題導致模型失效，文章對模型中的四個核心變量進行了多重共線性檢驗。檢驗結果如下。

檢驗結果表明，條件數=2667<30，表明四個核心變量之間不存在多重共線性問題，因此模型等式右側存在四個核心變量不會影響最終結果。

33面板模型的選擇及實證結果

運用面板模型，首先要進行Hausman檢驗以判別應使用固定效應模型還是隨機效應模型。首先建立隨機效應模型，在其基礎上進行Hausman檢驗，結果P值低于01，拒絕原假設，即應該建立固定效應模型。

同時由于面板模型還分為：混合模型、變截距效應模型和變系數效應模型三類，故采用F檢驗進一步進行判別。結果F值均大于5%顯著性水平下的臨界值，故采用變系數模型。綜上，文章將采用固定效應變系數模型進行最終的實證分析。

34面板模型實證結果分析

從18個制造業細分行業的影響結果來看，不同技術水平的中間品對質量的影響存在著一定的差異。總體而言，中高、中低技術水平的中間品對行業產品質量的影響趨向于負，而高技術水平與低技術水平的中間品對行業產品質量的影響卻不易總結。參考OECD對制造業的行業分類，其中高技術水平的中間品對高技術水平和中低技術水平行業的產品質量影響趨向于正，而對于低技術水平的行業則趨向于負;而低技術水平的中間品對中高技術水平及低技術水平行業的產品質量影響趨向于負，對高技術水平及中低技術水平行業的技術水平的產品質量影響趨向于正。

從制造業細分行業層面來看，對于相對較高技術水平的行業，與其在相似技術水平的中間品往往對該行業的出口產品質量有正向影響。例如C21（制藥業）對應為高技術水平行業，其中高技術水平中間品對應的系數為07762，為較明顯的正向影響;C20（除制藥業外的化學產品制造業）對應為中高技術水平，其中高技術水平中間品對應的系數為14187，為強正向影響;C26（辦公、核算和計算機設備制造業&通信設備制造業&醫療、精密和光學設備制造業）對應為高技術水平行業，其中中高技術水平中間品對應的系數為05844，為較明顯的正向影響。以上結果都通過了1%的顯著性水平檢驗。

相反的，對于相對較低技術水平的行業，與其在相似技術水平的中間品卻往往對該行業的出口產品質量有負向影響。例如C18（印刷及出版業）對應為低技術水平行業，其中中低水平中間品對應的系數為-07969，為較明顯的負向影響，并通過了1%的顯著性水平檢驗;C31-32（家具的制造&其他制造業）對應為中低技術水平行業，其中中低技術水平中間品對應的系數為-05717，并通過了5%的顯著性檢驗。

通過上述分析，中高及中低技術水平的中間品對總體制造業出口產品質量趨于負向影響。相對而言，較高技術水平的中間品能為同技術水平的制造業細分行業的產品質量帶來提升，相反較低技術水平的中間品卻不能提升同技術水平的制造業細分行業的產品質量。

35我國高端制造業出口產品質量與中間品關系分析

圖1中，對于不同的制造業行業來說，進口中間品會帶來不同的影響，從整體上來看，在2004—2014年間，我國高技術中間品的進口一直占有較大比重，且比例十分平穩，這也側面印證了我國高端制造業出口產品對于中間品的依賴較大，產品質量中中間品所帶來的提升也較大，從表4中，通訊設備及計算機設備的國內技術復雜度系數來看，由于進口了高品質的中間品，國內對于產品增加值十分有限，產品的質量和品質更多程度上依賴于中間品帶來的效益。中低技術水平中間品進口的增加減少了我國在機械設備制造方面的技術復雜度，從一定程度上節省了制造過程中繁瑣的工序和成本，也會對產品的質量產生正向的影響。近些年來，我國汽車產業的不斷發展也印證了中間品貿易對于質量的提升，汽車產業在進口高和中高技術水平的中間品后國內技術復雜度下降，從而得到質量的提升。

圖2中，高技術中間品占比在90%左右，這說明了我國高新技術產業如計算機、通訊設備等對高技術水平中間品的依賴性，雖然中國高新技術制造業產品質量在國際上飽受好評，援建了很多國外的機電通訊設備，但是產品多數依靠中間品帶來的質量提升，在我國本土技術復雜度為負，這說明了我國在核心科技領域有所欠缺，例如蘋果、三星等高新技術產業都在華設有工廠，中國更多的是作為一個組裝者，對產品質量提升微乎其微。如今，中美貿易糾紛不斷，我國高端制造業進入了非常時期，如果沒有高技術水平的中間品，我國高端制造業的產品質量可能會出現下滑。

4結論與啟示

中美貿易摩擦，從特斯拉來華落戶到電子企業富士康到美建廠，世界上最兩個最大的經濟體之間的博弈正聚焦于制造業，中國提出的推動高新技術制造業發展，提升產品在國際競爭力的《中國制造2025》成為了美國此次貿易戰的主要目標，可以預見從中間品到最終品，都會受到一定程度的波及。

文章研究結果顯示，第一，制造業不同行業對于進口不同水平的中間品效果并不相同，但總體趨勢是進口低于或等于本行業技術水平的中間品能有效提升產品復雜度，從一定程度上可以提升產品的質量。第二，進口相應技術水平的中間品能有效提升產品技術復雜度，使企業能將精力更多的投入到剩余的生產環節中，從而提升產品質量。第三，我國高端制造業對于中間品的依賴程度較大，其質量也受中間品影響。第四，我國在高技術中間品的領域一直存在缺口，靠進口彌補。

基于以上結論，筆者得到的啟示是：第一，高水平的中間品提升出口產品質量的方法，對國外供貨依賴很大，若外供貨中斷，會對產品產生很大影響。在中美貿易戰中，美國禁止出口芯片，中國的通訊設備制造業受到了一定打擊。第二，在全球價值鏈中，作為加工貿易國，根據“微笑曲線”理論，過分的依賴中間品貿易，會導致我國落入“微笑曲線”的中部或底部，所以過分的依賴中間品貿易提升我國出口產品質量并不可取。第三，一些產品生產過程中人員、設備等要求相對較高，如果所有原料都在本國生產，成本會有所提升，在相同條件下，會對產品質量產生影響。第四，我國應大力發展高技術中間品產業，例如芯片，核心部件等，提升我國在全球價值鏈中的地位，加強知識產權保護，促進企業創新，使更多國外先進技術進入國內，加強相關配套資源建設，從簡單的組裝產品到切實的制造產品，增加國內對于產品質量的提升。第五，針對不同技術水平的產品要相應的進口不同技術水平的中間品，切不可光重“量”不重“質”。

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