中國高技術制成品出口貿易模式實證分析

李源馨

【摘? 要】論文運用1987-2021年的年度數據，考察中國高技術制成品出口貿易模式的內在關系。對高技術制成品的凈出口能力指數NX、出口的對稱顯示性比較優勢指數RSCA以及出口政策干預指數H這3個指標建立VAR模型進行數據分析，結果表明：高技術制成品出口貿易由比較劣勢轉為比較優勢，貿易逆差轉順差，出口政策干預指數H對顯示性比較優勢RSCA有短期負效應和長期正效應，限制出口的政策短期會降低高技術制成品出口比較優勢，長期會增加其比較優勢。

【關鍵詞】高技術制成品;出口貿易;政策干預;Granger因果關系

【中圖分類號】F752.62? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?【文獻標志碼】A? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?【文章編號】1673-1069（2022）05-0154-03

1 引言

在全球發展新常態的背景下，國家間的技術競爭對對外貿易的影響越來越深遠，創新技術已成為各國競爭的關鍵因素，世界各國也日益把發展高技術制造業作為國家重要經濟戰略。高技術產業作為知識和技術密集的產業，可以體現出一個國家的競爭能力、科技創新力以及綜合經濟實力。高技術制成品貿易不僅會帶來技術溢出效應，其高附加值的特征還會促進經濟的增長。我國高技術制成品貿易額的快速增長對推動全國商品對外貿易發展具有較高的貢獻率，能有效增強我國的出口競爭力和經濟實力，而高技術產業的發展對一國占據競爭優勢地位獲得長足發展尤為重要。在這種背景下，研究政策是否能提高我國高技術制成品的競爭優勢可以為推動今后中國高技術產品的進出口貿易提供參考。

2 文獻綜述

現有文獻大多研究我國高技術產品出口競爭力的影響因素以及政策不確定性對高技術產品出口的影響，針對我國高技術制成品出口貿易政策績效的研究不多。邱士雷等（2017）利用中國高技術產品相關數據構建VAR模型，結果顯示R&D投入和人力資本能持續地提高高技術產品的出口競爭力，因此我國應重視技術創新和人才培養。洪宇等（2017）利用韓國進出口貿易數據對韓國農業制成品進口貿易模式進行格蘭杰應果關系檢驗，考察了韓國進口貿易模式的內在關系及貿易政策的績效。李瑞（2020）通過觀察年鑒數據認為我國高技術產品出口貿易存在產業、地理、資源分布不均衡的現狀，并提出應該采取計劃和市場結合的政策建議。劉鈞霆等（2021）利用中國對31個國家出口高技術產品的數據，發現貿易政策的不確定性會降低中國高技術產品出口種類和數量，抑制中國高技術產品出口份額的提高。李雨珊（2022）通過建立VAR模型分析了我國教育水平、外商直接投資、技術創新和研發投入對我國高技術行業出口競爭力的影響，認為我國應該深化對外開放，吸引外資增加研發投入。本文通過研究我國高技術制成品的貿易模式，探究貿易政策對提高高技術制成品的比較優勢的績效，可以豐富現有研究角度。

3 方法和數據

3.1 貿易模式的測度方法

3.1.1 凈出口比率

本文使用凈出口比率（net export ratio，NX）來計算我國的凈出口能力：

NXig表示g產品在i國出口貿易當中的相對地位，其中Xig和Mig分別表示i國g產品的出口貿易額和進口貿易額。NXig的平均值是0，值域是[-1，1]。當NXig>0時，說明i國在g產品對外貿易上處于順差狀態;而當NXig<0時，說明i國在g產品對外貿易上處于逆差狀態;當NXig=0，i國在g產品貿易上處于平衡狀態。

3.1.2 對稱的顯示性比較優勢指數

本文利用顯示性比較優勢指數（revealed comparative advantage，RCA）來衡量我國在一種產品出口貿易中的比較優勢：

式中，Xi為一國全部產品的出口貿易額，Xwg和Xw分別表示世界g產品和全部產品的出口貿易額。RCA的取值范圍是0到正無窮，平均值不一定為0。

為了對NX與RCA進行進一步的分析，本文將RCA指數轉換成對稱的顯示的比較優勢指數（revealed symmetric comparative advantage index，RSCA）：

RSCAig為i國g產品出口貿易的“對稱的顯示性比較優勢指數”（RSCA），該指數值域以及平均值均與NXig相同，當RSCAig>0時，有RCAig>1，表示i國的g產品出口貿易具有比較優勢;RSCAig<0時，有RCAig<1，表示i國的g產品出口貿易是比較劣勢;當RSCAig=0時，該國在產品g的出口上既無比較優勢也無比較劣勢。

3.1.3 政策干預指數

根據赫克歇爾-俄林模型和李嘉圖的自由貿易理論，一國在進行出口貿易時，應該根據自己的資源情況，集中生產利用其相對豐富生產要素的商品，更多地出口其具有“比較優勢”的產品，進口其具有“比較劣勢”的產品。因此在均衡狀態下，NXig應該與RSCAig保持一致，即：NXig-RSCAig=0，因此可以認為當NXig=RSCAig，i國處于自由貿易狀態。

凈出口比率與比較優勢之間的差異，即：

hig是i國g產品出口貿易的“政策干預指數”，該指數反映了當i國在產品g出口的比較優勢一定時，其凈出口能力與比較優勢之間的差異情況。當hig=0，表示該國g產品出口貿易處于均衡狀態;當hig>0，表示實際凈出口比率大于顯示性比較優勢，說明i國g產品存在鼓勵出口的政策傾向;如果hig<0，則說明i國g產品存在限制出口的政策傾向。

3.1.4 加權平均的政策干預指數

由于高技術制成品包含18種細分產品，所以需要對hig進行加權平均處理計算出高技術制成品整體的出口貿易政策干預指數。i國j產品整體的出口貿易政策干預指數：

式中，ωig為每一種具體的產品g在中國高技術制成品進出口貿易當中的比重，在計算政策干預指數h以及凈出口能力NX時不僅使用了出口貿易總額，還用到了進口貿易總額，所以不能簡單利用出口貿易額占比作為權重。所以ωig=（Xig+Mig）/（Xi+Mi），同樣地，也利用權重ωig對j產品的凈出口能力NX指數進行加權平均處理，j產品處理后凈出口比率為：

RSCAig的計算過程中只包含細分產品的出口貿易額，因此第j類產品加權平均的RSCAij為：RSCAij=∑（μig·RSCAig）

其權重μig是中國g產品出口在第j類產品總出口中所占比重。

3.2 數據來源

本文選擇聯合國統計署UN Comtrade網站提供的中國以及世界1987-2021年的年度貿易數據，高技術制成品的識別方法采取Lall的分類方法，根據技術構成將“國際貿易標準分類法第二修正版”下三位編碼的產品分成六大類。本文按照其分類方法確定出18種高技術制成品，具體編碼為：716、718、751、752、759、761、764、771、774、776、778、524、541、712、792、871、874、881。

4 實證分析結果

4.1 貿易模式指標分析結果

圖1描繪了中國高技術制成品出口貿易加權平均的NXij、RSCAij以及Hij指數在1987-2021年期間的變化趨勢。

從過程圖可以總結出以下特征：

第一，NXij指數呈上升趨勢，在2004年由負轉正，2008年之后保持平穩。說明中國高技術制成品的出口從貿易逆差轉為貿易順差。第二，RSCAij指數在1998年由負轉正并保持較快增速，隨后保持平穩。這說明在出口貿易上，中國高技術制成品的出口貿易由比較劣勢狀態轉為優勢狀態。第三，中國高技術制成品的出口政策干預指數Hij指數先波動，在1999年以來持續為負數狀態，說明中國高技術制成品的實際凈出口比率小于其對稱的顯示性比較優勢，這表示中國的高技術制成品出口貿易有著偏離當前比較優勢的情況，政策有著限制出口的傾向。

4.2 平穩性檢驗

本文利用ADF單位根檢驗判斷指標的平穩性，進而避免出現“偽回歸”現象。如表1所示，在5%的顯著性水平下，所選兩個變量的一階差分序列均能通過檢驗，均為一階單整變量。

4.3 Johansen協整關系檢驗

利用協整關系檢驗可以判斷同階單整序列之間是否具有長期均衡協整關系。首先，判斷最優滯后區間，建立包含？駐LNRSCAij和？駐LNHij的VAR模型，根據樣本容量選擇最大滯后期為7，根據AIC和SIC最小信息準則判斷出VAR模型的最優滯后期數為1～6。其次，基于滯后區間為1～5的誤差修正模型，確定最優檢驗形式，根據最小信息準則選擇出的最優模型為：序列空間有二次趨勢，協整方程既有截距又有線性趨勢。根據跡統計量和最大特征根統計量判斷該模型形式存在1個以上的協整關系。

4.4 Granger因果關系檢驗

4.4.1 短期Granger因果關系檢驗

在最優形式的誤差修正模型的基礎上，利用Wald檢驗判斷自變量ΔLNRSCAij、ΔLNHij之間的短期效應。表2為兩個時間序列之間短期格蘭杰因果關系的檢驗結果。結果顯示，中國高技術制成品的出口比較優勢和出口政策干預指數在短期內存在格蘭杰因果關系，且根據差分滯后項系數和及其顯著性判斷H對RSCA存在負效應。

4.4.2 長期Granger因果關系檢驗

長期效應的分析應該基于變量ΔLNRSCAij、ΔLNHij之間的協整方程。分別以每一個變量作為因變量，其他變量作為自變量建立方程，根據廣義脈沖響應函數100期后的收斂值判定長期效應，表3結果表明，中國高技術制成品的出口比較優勢和出口政策干預指數在長期內存在格蘭杰因果關系，且H對RSCA存在正效應。

5 結論

樣本期間內中國高技術產品的凈出口能力NX和出口的對稱的顯示性比較優勢RSCA的基本趨勢均由負轉正，說明中國在高技術制成品的出口貿易上，出口競爭力在不斷上升，比較優勢在不斷增強。反映出口政策的Hij指數在觀察期間基本保持負數，說明中國在該類產品上實施了限制出口的貿易保護政策。這可能是由于近年來，國際環境復雜，特別是在高技術制成品上，外國通過設置一系列貿易壁壘，對中國出口的高技術產品貿易采取限制措施，這在一定程度上影響了中國的高技術產品出口。我國高技術產品出口的政策干預指數和對稱的顯示性比較優勢存在長期穩定的均衡關系，出口限制政策短期會降低我國的出口比較優勢，長期會增加我國的出口比較優勢。出口限制政策雖然短期內可能會降低我國高技術制成品的出口競爭力，但在長期上可以倒逼我國相關產業自主創新，調整產業結構，進而取得長足的競爭優勢。

6 政策建議

第一，規范專利技術管理，保持競爭優勢。對于我國的優勢產品和技術，可以在出口時給予一定的保護，如專利申請等。為此可以完善相關的法律政策，并且引導出口企業對自己的優勢和先進技術進行必要的保護，這不僅可以合理保護我國高技術制成品的優勢，還可以為企業開拓市場提供保障，幫助企業根據市場的反應及時更新技術，促進我國高技術制成品出口貿易的健康發展。

第二，提高自主創新能力，增加研發投入。加強對高技術產業研發的支持，提高高技術研究人員的積極性，降低高技術企業的創新成本。面對復雜的國際環境，不能單純依靠學習國外已有的技術，我們可以通過吸引優質外資，積極與先進企業進行交流，吸引國外人才帶動本土人才，提高自主研發創新能力，促進高技術產業的可持續發展。這樣不僅可以幫助我國在對外貿易中掌握主動權，還可以在長期發展中優化出口商品的結構，提高競爭地位。

第三，推動貿易自由化，穩定出口貿易政策。為了幫助我國高技術企業應對復雜多變的國際貿易環境，我國應積極推進自貿區的建立，為高技術企業參與國際競爭與合作提供更好的外貿平臺，穩定國內政策，學習發達國家的相關經驗，為企業提供良好的國內營商環境。

【參考文獻】

【1】邱士雷，吳宗杰，董會忠.中國高技術產品出口影響因素實證分析——基于時序變量VAR模型[J].科技管理研究，2017（11）：105-111.

【2】洪宇，邵博楠，牟曉偉.韓國農業制成品進口貿易模式格蘭杰因果關系檢驗[C]//.Proceedings of 2017 2nd International Conference on Sport Science and Social Science （ICSS 2017）.，2017：399-404.

【3】李瑞.中國高技術產品出口貿易現狀及對策[J].廣西質量監督導報，2020（01）：182+181.

【4】劉鈞霆，曲麗娜，王子睿.貿易政策不確定性是否抑制了中國高技術產品出口？[J].江西社會科學，2021，41（04）：96-107.

【5】李雨珊.中國高新技術行業國際競爭力影響研究[J].現代商業，2022（10）：45-48.