半導(dǎo)體開關(guān)元件的出口競爭力影響因素實證分析

摘" 要：文章選取2017—2022年半導(dǎo)體產(chǎn)品領(lǐng)域四大強國（美國、日本、韓國、荷蘭），以及出口大國中國的貿(mào)易出口數(shù)據(jù)，構(gòu)建顯示性對稱比較優(yōu)勢指數(shù)，測算產(chǎn)品半導(dǎo)體開關(guān)元件的出口競爭力水平。在此基礎(chǔ)上，引入生產(chǎn)能力、出口單位價值、研發(fā)支出占GDP比例、出口國家總數(shù)以及出口依存度變量，實證分析半導(dǎo)體開關(guān)元件出口競爭力的影響因素。結(jié)果顯示，出口國家總數(shù)將顯著促進產(chǎn)品半導(dǎo)體開關(guān)元件出口競爭力的提升，而生產(chǎn)能力、研發(fā)支出占GDP比例及出口依存度則會抑制半導(dǎo)體開關(guān)元件的出口競爭力。

關(guān)鍵詞：出口競爭力；顯示性對稱比較優(yōu)勢指數(shù)；影響因素；回歸模型

中圖分類號：TP391" 文獻標(biāo)識碼：A" 文章編號：2096-4706（2025）01-0166-05

Empirical Analysis of Factors Influencing Export Competitiveness of Semiconductor Switching Components

Abstract： This paper selects the trade export data of the four leading countries in the field of semiconductor product， which are the United States， Japan， South Korea， the Netherlands， and China as the export power from 2017 to 2022， constructs the Revealed Symmetric Comparative Advantage Index， and measures the export competitiveness level of product semiconductor switching components. Based on this， the production capacity， export unit value， the proportion of research and development expenditure in GDP， the total number of exporting countries and export dependence variables are introduced to empirically analyze the influencing factors of the export competitiveness of semiconductor switching components. The results show that the total number of exporting countries significantly promotes the advance of export competitiveness of product semiconductor switching components， while production capacity， the proportion of research and development expenditure in GDP and export dependence inhibit the export competitiveness of semiconductor switching components.

Keywords： export competitiveness; Revealed Symmetric Comparative Advantage Index; influencing factor; regression model

0" 引" 言

半導(dǎo)體開關(guān)元件，HS-6位編碼為854130，在半導(dǎo)體供應(yīng)鏈中屬于中間產(chǎn)品，這種產(chǎn)品經(jīng)濟規(guī)模不大，但替代產(chǎn)品少，一旦缺失可能影響全產(chǎn)業(yè)運轉(zhuǎn)，是關(guān)系我國科技高質(zhì)量發(fā)展的重要產(chǎn)品。世界半導(dǎo)體開關(guān)元件出口貿(mào)易總額由2013年的11.48億美元上升至2022年的17.27億美元。2022年世界半導(dǎo)體產(chǎn)品領(lǐng)域四大強國（美國、日本、韓國、荷蘭），以及出口大國中國這五個國家半導(dǎo)體開關(guān)元件出口的出口總額分別為0.88億美元、0.56億美元、0.05億美元、0.11億美元和5.40億美元，分別占世界半導(dǎo)體開關(guān)元件出口總值的5.09%、3.22%、0.32%、0.64%和31.27%。世界對于芯片的緊缺以及對半導(dǎo)體產(chǎn)品的高度重視，使得半導(dǎo)體開關(guān)元件出口競爭力狀況受到廣泛關(guān)注[1]。

當(dāng)前對于半導(dǎo)體開關(guān)元件出口競爭力的研究較少，但在行業(yè)出口競爭力和其他產(chǎn)品出口競爭力方面的研究較為豐富。例如，張振家[2]基于旅游服務(wù)貿(mào)易順逆差、國際市場占有率與顯性比較優(yōu)勢指數(shù)等多個視角，對我國旅游服務(wù)貿(mào)易出口競爭力進行評價；許欣等人[3]基于2011—2021年制造業(yè)分行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，對數(shù)字化轉(zhuǎn)型與制造業(yè)分行業(yè)出口競爭力的內(nèi)在關(guān)系進行實證檢驗；嚴(yán)冬黎[4]基于面板數(shù)據(jù)探究商貿(mào)流通業(yè)效率與我國出口競爭力的影響關(guān)系；Wang等人[5]利用2013—2019年制造業(yè)面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了數(shù)字經(jīng)濟增長對中國制造業(yè)出口競爭力的影響；姚戰(zhàn)琪[6]采用2013—2020年我國各地區(qū)微觀數(shù)據(jù)，研究數(shù)字經(jīng)濟與我國制造業(yè)出口競爭力之間的關(guān)系、內(nèi)在影響機制以及數(shù)字經(jīng)濟與制造業(yè)出口競爭力之間關(guān)系成立的邊界條件；在出口競爭力的影響因素方面，Sun等人[7]從技術(shù)創(chuàng)新能力的角度，分析了技術(shù)創(chuàng)新能力對我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口競爭力的影響，并從整個高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的角度，采用時間序列模型進行實證研究；申君歌等人[8]將出口質(zhì)量指數(shù)納入制造業(yè)出口競爭力的評價指標(biāo)體系，基于中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫，利用熵權(quán)法估算了中國制造業(yè)細分行業(yè)的出口競爭力，并利用中國2000—2013年制造業(yè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)研究了技術(shù)創(chuàng)新對中國制造業(yè)出口競爭力的影響，著重分析了其影響渠道；在產(chǎn)品方面，王翚[9]以UNESCAP2011年提出的64項6位HS編碼的清單界定氣候智能型產(chǎn)品，利用2016年數(shù)據(jù)對海南省氣候智能型產(chǎn)品的出口情況進行分析，并利用貿(mào)易競爭力指數(shù)對海南省氣候智能型產(chǎn)品出口競爭力進行科學(xué)評價；Li[10]基于“一帶一路”倡議，在結(jié)合相關(guān)文獻的基礎(chǔ)上，運用定量分析方法，對老撾對華香蕉出口競爭力及其影響因素進行了分析；蘇蕾等人[11]選取2001—2014年世界上28個林產(chǎn)品貿(mào)易大國的出口數(shù)據(jù)，構(gòu)建顯示性對稱比較優(yōu)勢指數(shù)和質(zhì)量升級指數(shù)，測量世界主要國家林產(chǎn)品的出口競爭力水平，并在此基礎(chǔ)之上，引入產(chǎn)品質(zhì)量、生產(chǎn)成本、實際有效匯率、制度質(zhì)量以及對外貿(mào)易依存度等變量，實證分析林產(chǎn)品出口競爭力的影響因素；Ganai等人[12]在樣本經(jīng)濟體中選取HS兩位數(shù)水平的前10位產(chǎn)品組，利用2001—2020年的顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)和面板數(shù)據(jù)回歸，分析得出印度和中國出口競爭力的影響因素。本文選取了HS六位數(shù)產(chǎn)品，這類產(chǎn)品屬于中間品，在半導(dǎo)體產(chǎn)業(yè)鏈中很重要，Ganai等人的研究為本文做好了鋪墊。

首先，構(gòu)建顯示性對稱比較優(yōu)勢指數(shù)（Revealed Symmetric Comparative Advantage， RSCA），測算半導(dǎo)體產(chǎn)品領(lǐng)域四大強國（美國、日本、韓國、荷蘭），以及出口大國中國的半導(dǎo)體開關(guān)元件出口競爭力水平。然后，以顯示性對稱比較優(yōu)勢指數(shù)作為半導(dǎo)體開關(guān)元件出口競爭力的替代變量，引入生產(chǎn)能力、出口單位價值、研發(fā)支出占GDP比例、出口國家總數(shù)以及出口依存度變量，實證分析半導(dǎo)體開關(guān)元件出口競爭力的影響因素。

1" 出口競爭力水平

1.1" 顯示性對稱比較優(yōu)勢指數(shù)

顯示性對稱比較優(yōu)勢指數(shù)是對顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)的改進[13]。RSCA指數(shù)值在-1和1之間，當(dāng)RSCA＞0時，說明某國某產(chǎn)品的出口競爭力高于世界同期平均水平，指數(shù)值越大，其比較優(yōu)勢就越明顯；反之則相反。

根據(jù)RSCA值的大小將其分為6個層次，如表1所示。

RSCAij = （RCAij-1）/（RCAij+1） （1）

RCAij = （Xij/Xi）/（Xwj/Xw）

式中，RSCAij表示i國j產(chǎn)品的出口競爭力水平，RCAij表示i國j產(chǎn)品的顯示性比較優(yōu)勢；Xij/Xi表示i國j產(chǎn)品出口總值Xij與i國所有商品出口總額Xi的比值；Xwj表示世界各國出口j商品的出口總額Xwj與世界所有商品的出口總額Xw的比值。

1.2" 指數(shù)分析

通過查找UN Comtrade數(shù)據(jù)庫、中國海關(guān)總署官網(wǎng)數(shù)據(jù)庫等資料，考慮到全球芯片短缺、中美貿(mào)易戰(zhàn)、美國對華加征關(guān)稅以及新冠疫情等因素，選取2017—2022年半導(dǎo)體產(chǎn)品領(lǐng)域四大強國（美國、日本、韓國、荷蘭），以及出口大國中國的面板數(shù)據(jù)為研究樣本。由式（1）計算可得各國半導(dǎo)體開關(guān)元件產(chǎn)品的RSCA指數(shù)，如表2所示。

根據(jù)表2的結(jié)果，RSCA指數(shù)如圖1所示。由表2和圖1可知，2017年，中國該產(chǎn)品出口具有明顯優(yōu)勢，美國、日本和荷蘭該產(chǎn)品出口具有微弱劣勢，韓國在該產(chǎn)品出口上則具有明顯劣勢；2018年，中國該產(chǎn)品出口具有微弱優(yōu)勢，美國和日本該產(chǎn)品出口具有微弱劣勢，荷蘭和韓國在該產(chǎn)品出口上具有明顯劣勢；2019年，中國和美國在該產(chǎn)品的出口上均具有微弱優(yōu)勢且中國優(yōu)勢稍大，日本具有微弱劣勢，韓國和荷蘭在該產(chǎn)品出口上均具有明顯劣勢；2020年，除中國在該產(chǎn)品出口具有微弱優(yōu)勢外，其他四個國家均是劣勢，其中美國和日本在該產(chǎn)品出口上均有微弱劣勢，荷蘭具有明顯劣勢，韓國則具有完全劣勢；2021—2022年，同樣僅有中國在該產(chǎn)品出口上具有微弱優(yōu)勢，美國和日本在該產(chǎn)品的出口上具有微弱劣勢，而韓國和荷蘭則具有明顯劣勢。

綜上可知，中國在2017—2022年間在該產(chǎn)品的出口上均具有優(yōu)勢，其中2017年的優(yōu)勢最為明顯；美國除了2019年在該產(chǎn)品的出口上具有微弱優(yōu)勢外，其他年份均具有劣勢；而日本、韓國和荷蘭在2017—2022年該產(chǎn)品的出口上均具有劣勢，中國在該產(chǎn)品半導(dǎo)體開關(guān)元件的出口競爭力上相比其他四國更加具有優(yōu)勢。

2" 回歸模型

2.1" 變量說明與數(shù)據(jù)來源

顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)是指一國或地區(qū)某種商品出口總額占其出口總值的比值與該種商品出口總額占世界出口總額的比值之比，顯示性對稱比較優(yōu)勢指數(shù)是對顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)的改進，是衡量產(chǎn)品出口競爭力的重要指標(biāo)[14]；出口單位價值指數(shù)（EUVI）是用來反映一定時期內(nèi)一個國家出口商品價格的變動趨勢及影響程度的動態(tài)相對數(shù)；生產(chǎn)能力指數(shù)（PCI）衡量各國生產(chǎn)貨物與提供服務(wù)的能力，這對國際貿(mào)易和全球生產(chǎn)價值鏈至關(guān)重要，生產(chǎn)能力指數(shù)越高說明該國生產(chǎn)能力水平就越高，這對國家產(chǎn)品的出口具有一定的促進作用；研發(fā)支出占GDP比例（RDE）研發(fā)支出是指系統(tǒng)性創(chuàng)新工作的經(jīng)常支出和資本支出，研究與試驗發(fā)展（Research and Development， Ramp;D）包括基本研究、應(yīng)用研究和實驗開發(fā)，對于高科技產(chǎn)品的投入越大，則對產(chǎn)品的生產(chǎn)及質(zhì)量就具有保證，產(chǎn)品質(zhì)量的上升對于出口也具有一定促進作用；出口國家總數(shù)（TOTAL）代表某國家該產(chǎn)品出口的范圍，出口國家總數(shù)越多，說明該產(chǎn)品被世界的需求就越大，則產(chǎn)品的出口競爭力就越大；出口依存度（EXPDEP）[15]反映產(chǎn)品出口對國際市場的依賴程度，依賴程度越高，往往會削弱產(chǎn)品競爭力。

通過查詢UNCTADstat Data Centre和世界銀行數(shù)據(jù)庫，得知6個變量6年的年度數(shù)據(jù)，每個變量的觀測值為30。考慮到數(shù)據(jù)的異方差性和平穩(wěn)性，采用對數(shù)來反映相關(guān)變量，并使用Stata軟件分析，結(jié)果如表3所示，展示了核心解釋變量以及控制變量取對數(shù)后的描述性統(tǒng)計。

2.2" 模型構(gòu)建

回歸分析是一種預(yù)測建模技術(shù)，用于研究因變量（目標(biāo)）和自變量（預(yù)測器）之前的關(guān)系。這一技術(shù)廣泛應(yīng)用于預(yù)測、時間序列模型和尋找變量之間因果關(guān)系。

由于本文的研究對象是產(chǎn)品半導(dǎo)體開關(guān)元件出口競爭力水平，因此將顯示性對稱比較優(yōu)勢指數(shù)（RSCA）作為被解釋變量，出口單位價值指數(shù)（EUVI）、生產(chǎn)能力指數(shù)（PCI）、研發(fā)支出占GDP比例（RDE）、出口國家總數(shù)（TOTAL）、出口依存度（EXPDEP）作為解釋變量，考慮到異方差性和數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，將相關(guān)變量取對數(shù)，構(gòu)建回歸分析模型，如式（2）所示：

LnRSCAit = C+β1LnEUVIit+β2LnPCIit+β3LnRDEit+β4LnTOTALit+β5LnEXPDEPit+ε" " （2）

式中，i和t分別表示國家和年份；C表示模型的常數(shù)項；LnRSCAit表示HS-6位編碼為854130的產(chǎn)品出口競爭力；LnEUVIit表示出口單位價值；LnPCIit表示生產(chǎn)能力；LnRDEit表示研發(fā)支出占GDP比例；LnTOTALit表示出口國家總數(shù)； LnEXPDEPit表示出口依存度；ε表示隨機擾動項。

2.3" 實證檢驗與分析

2.3.1" 異方差的假設(shè)檢驗

根據(jù)Stata軟件得出殘差圖，如圖2所示。

由圖2可知，殘差并未因擬合值的增加而發(fā)散，可以初步推斷回歸模型不存在異方差問題。殘差的散點圖如圖3所示。

由圖3可知，隨著自變量Lnpci的數(shù)量增加，殘差基本沒有出現(xiàn)發(fā)散的情況，僅有一個點略微超出范圍，為了徹底檢驗?zāi)Ｐ偷漠惙讲顔栴}，還需做懷特檢驗來對模型進行異方差檢驗。

懷特檢驗是一種用于檢驗多元線性回歸模型是否存在異方差問題的統(tǒng)計方法。異方差是指誤差項的方差在不同自變量取值下不相等，這可能導(dǎo)致對模型進行統(tǒng)計推斷時產(chǎn)生偏差。

本文使用Stata軟件對模型進行懷特檢驗，由結(jié)果得知，chi2（20） = 10.89，Prod＞chi2 = 0.949 1＞0.05，說明在95%的置信水平下不拒絕原假設(shè)，即我們認為擾動項不存在異方差。

2.3.2" 多重共線性檢驗

本文使用方差膨脹因子法檢驗?zāi)Ｐ偷亩嘀毓簿€性，將數(shù)據(jù)輸入Stata軟件后，得到的檢驗結(jié)果如表4所示。

由檢驗結(jié)果可知，各變量的方差膨脹因子（Variance Inflation Factor， VIF），變量的VIF越大，說明該變量與其他變量的相關(guān)性就越大，根據(jù)檢驗規(guī)則，如果VIF＞10，則認為變量之間存在嚴(yán)重的多重共線性。由圖4可知，各變量的VIF均小于10，由此我們認定變量之間不存在多重共線性。

2.3.3" 回歸結(jié)果分析

利用2017—2022年半導(dǎo)體產(chǎn)品領(lǐng)域四大強國（美國、日本、韓國、荷蘭），以及出口大國中國的面板數(shù)據(jù)，根據(jù)建立的回歸模型（式（2））進行回歸，結(jié)果如表5所示。由表5可知，生產(chǎn)能力、研發(fā)支出（占GDP比例）、出口國家總數(shù)及出口依存度對該產(chǎn)品的出口競爭力是具有顯著性影響的。出口國家總數(shù)對于出口競爭力具有極顯著正向影響，當(dāng)出口國家總數(shù)上升1個單位，則出口競爭力要上升0.223個單位。而生產(chǎn)能力、研發(fā)支出（占GDP比例）及出口依存度而生產(chǎn)能力會弱化該產(chǎn)品的出口競爭力，生產(chǎn)能力、研發(fā)支出（占GDP比例）及出口依存度每上升1個單位，出口競爭力則會下降2.491、0.729和0.333個單位。

其中生產(chǎn)能力的影響在負效應(yīng)中最為顯著，這與當(dāng)前高科技產(chǎn)品的科技競爭國際環(huán)境有關(guān)，由于科技研發(fā)支出轉(zhuǎn)化為半導(dǎo)體產(chǎn)品需要時間，當(dāng)前的研發(fā)支出對當(dāng)下產(chǎn)品的出口影響較小，因此呈負相關(guān)。產(chǎn)品出口的依賴程度則會增加半導(dǎo)體開關(guān)元件出口的外部風(fēng)險，不利于出口競爭力的提升。因為出口單位價值指數(shù)衡量的是一個國家所有出口商品的價格變動趨勢，而不限于聚焦某一個產(chǎn)品，所以該變量對出口競爭力的影響不大，即出口單位價值指數(shù)變量不顯著。

3" 結(jié)" 論

本文以識別出未被國際聯(lián)盟“卡脖子”的半導(dǎo)體開關(guān)元件（編碼854130）為例，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型，實證分析半導(dǎo)體開關(guān)元件出口競爭力的影響因素。得出的結(jié)論為：1）出口國家總數(shù)對半導(dǎo)體開關(guān)元件的出口競爭力具有正向效應(yīng)，要提升該產(chǎn)品的出口競爭力，應(yīng)著重擴大其出口國家的范圍；2）生產(chǎn)能力、研發(fā)支出占GDP比例及出口依存度對出口競爭力具有負向效應(yīng)，其中生產(chǎn)能力會最顯著地弱化產(chǎn)品的出口競爭力，由于高科技產(chǎn)品的科技競爭國際環(huán)境影響，部分半導(dǎo)體領(lǐng)域生產(chǎn)能力強的國家會減少高科技產(chǎn)品的出口，從而降低其他國家模仿學(xué)習(xí)的可能性。

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