遼寧省動態比較優勢研究

許曉軍 王偉兵 袁輝 姚娜

[提要] 比較優勢概率模型認為比較優勢會隨著時間增加而遞減，大數據會加快比較優勢遞減。實證模型表明：在沒有控制其他控制變量的條件下，核心控制變量時間的回歸系數為正數;在控制大數據這個控制變量，但是沒有控制其他控制變量的條件下，核心控制變量時間的回歸系數仍然為正數;在控制大數據bs、總勞動生產率tlr、人均資本pzd和凈出口rp所有控制變量的條件下，核心控制變量時間的回歸系數仍然為正數。所以，遼寧省的比較優勢不符合比較優勢遞減定理，其比較優勢具有鎖定效應，稱為比較優勢之謎。應深入發展培育新型產業，打造遼寧省新的比較優勢。

關鍵詞：遼寧;大數據;比較優勢;動態比較優勢之謎;回歸模型

基金項目：遼寧省社會科學規劃基金課題：“基于大數據要素稟賦轉移的遼寧省比較優勢路徑升級研究”（編號：L18BJL008）階段性成果;遼寧省社科聯2018年度遼寧省經濟社會發展研究課題：“遼寧深入實施創新驅動發展戰略、加快老工業基地轉型發展研究”（編號：2018lslktyb-093）階段性成果;遼寧省教育廳遼寧省高等學?；究蒲许椖浚骸按髷祿尘跋逻|寧省社區網格化管理優化設計研究”（編號：WQGD2017018）階段成果

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A

收錄日期：2020年6月23日

一、引言

比較優勢是國際貿易核心概念，貫穿整個國際貿易理論的整個主線。主要研究成果包括：（1）比較優勢的來源（David Ricardo，1817;Heckscher，1919;Ohlin，1924）。（2）比較優勢與價格關系（Paul A.Samuelson，1949）。Samuelson提出了著名的生產要素實際價格會均等定理。（3）比較優勢的拓展（Jaroslav Vanek，1968;鞠建東，2012）。（4）比較優勢戰略及路徑演進（林毅夫，1999;張其仔，2008）。（5）比較優勢邊界及其規律（許曉軍，袁輝，2014）。雖然袁輝、許曉軍對比較優勢動態遞減規律進行了研究，給出比較優勢動態遞減定理，但是缺乏實證檢驗。本論文運用遼寧省數據對動態比較優勢進行檢驗。范銘殊（2020）認為比較優勢是不斷變動的，但是未來經濟增長還是要依靠比較優勢的支持。牛志偉（2020）提出了比較優勢動態轉換的三條途徑與產業升級的四個維度，構建了中國制造業比較優勢動態轉換與產業升級的理論框架。邵桂蘭（2019）運用非參數估計的分布動態法研究了中國入世以來水產品比較優勢的動態演變和比較優勢水產品技術含量升級情況。認為中國水產品在國際貿易中具有比較優勢，但比較優勢在減弱，比較優勢具有較強的內部流動性。中國比較優勢水產品主要集中于低技術型和中等技術型。劉志彪（2019）認為推進產業基礎高級化進程必須運用動態比較優勢理論為指導。李玲娣（2019）認為長三角地區的服務貿易應該創建具有動態比較優勢的服務業。呂杰（2016）研究了遼寧玉米布局變化及其區域比較優玉米的新興比較優勢產區，而丹東、營口、遼陽和盤錦4個地區在玉米生產上不具有比較優勢，所以動態比較優勢具有重要的研究價值。本文借鑒袁輝、許曉軍（2017）對于動態比較優勢遞減的研究成果，運用遼寧省數據進行檢驗。

二、動態比較優勢理論機制

假設只考慮一個國家本國H，在X產品上具有比較優勢，N表示X產品具有比較優勢的持續時間，假設本國在X產品上具有比較優勢已經持續n年，比較劣勢的概率為？滋h+o（h），F（n）表示隨機變量N的分布函數，即F（n）=P（N

Pn≤Nn=

可以推出F（n）=1-e-？滋n。有下面比較優勢遞減定理：比較優勢會隨著時間增加而遞減，具有發散效應，各國的比較優勢是不斷更新變動的。考慮大數據條件下的比較優勢遞減定理。將大數據考慮進來，大數據會讓比較優勢已經持續n增加，進而e-？滋n減小，所以F（n）=1-e-？滋n會增大，即大數據會加快比較優勢遞減。所以，大數據時代是遼寧省轉型升級，培育新的比較優勢的最好機會。

三、遼寧省動態比較優勢實證分析

（一）計量模型的構建及數據來源。假設物價指數為price，因為價格price是比較優勢的定義變量。價格price高，不具有比較優勢。價格price低，具有比較優勢。所以可以運用價格price來衡量比較優勢。因此選用價格price作為被解釋變量。選用大數據bs、總勞動生產率tlr、人均資本pzd和凈出口rp作為控制變量。時間t作為核心控制變量。建立動態比較優勢計量經濟模型如下：

price=？茁0+？茁1t+？茁iXi+？滋

其中，Xi為其他控制變量，表示大數據bs、總勞動生產率tlr、人均資本pzd和凈出口rp。大數據bigstata作為虛擬變量，定義為：

bs=0 if year<20121 if year≥2012

（二）遼寧省動態比較優勢模型回歸結果。繪制價格與時間、總勞動生產率與時間的關系圖形，見圖1。從圖1可以看出，價格和總勞動生產率都隨著時間而上升，具有模型關系。基準模型的回歸結果見表1。（圖1、表1）

從表1可以看出，在沒有控制其他控制變量的條件下，核心控制變量時間的回歸系數為12.85499，而且顯著性水平非常高，說明遼寧省比較優勢隨著時間遞增，不符合比較優勢遞減定理。在控制大數據這個控制變量，但是沒有控制其他控制變量的條件下，核心控制變量時間的回歸系數為13.93313，也不符合比較優勢遞減定理。在全面控制大數據bs、總勞動生產率tlr、人均資本pzd和凈出口rp的條件下，核心控制變量時間的回歸系數為19.6497，也不符合比較優勢遞減定理。下面將工資作為被解釋變量，進行穩健性檢驗，見表2。（表2）

從表2可以看出，在沒有控制其他控制變量的條件下，核心控制變量時間的回歸系數為105.1196，而且顯著性水平非常高，說明遼寧省比較優勢隨著時間遞增，不符合比較優勢遞減定理。在控制大數據這個控制變量，但是沒有控制其他控制變量的條件下，核心控制變量時間的回歸系數為65.87292，也不符合比較優勢遞減定理。在控制大數據bs、總勞動生產率tlr、人均資本pzd和凈出口rp等所有控制變量的條件下，核心控制變量時間的回歸系數為21.16675，也不符合比較優勢遞減定理。稱為比較優勢遞減之謎。

四、結論

各國的比較優勢是不斷更新變動的，比較優勢會隨著時間增加而遞減。將大數據考慮進來，大數據會加快比較優勢遞減。從模型上看，大數據時代是遼寧省轉型升級，培育新的比較優勢的最好機會。實證模型表明，在沒有控制其他控制變量的條件下，核心控制變量時間的回歸系數為正數，而且顯著性水平非常高，說明遼寧省比較優勢隨著時間遞增。在控制大數據這個控制變量，但是沒有控制其他控制變量的條件下，核心控制變量時間的回歸系數仍然為正數。在全面控制大數據bs、總勞動生產率tlr、人均資本pzd和凈出口rp的條件下，核心控制變量時間的回歸系數仍然為正數。所以，遼寧省的比較優勢不符合比較優勢遞減定理，寧省的比較優勢具有鎖定效應。所以，即使在大數據條件下，想提升遼寧省比較優勢，進行產業轉型升級，也是比較不容易的。應該深入發展培育遼寧省新型產業，培育做強做大創新產業，打造遼寧省新的比較優勢。

主要參考文獻：

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