曾衛(wèi)鋒，施曉麗，朱珈慧

（集美大學(xué)a.財(cái)經(jīng)學(xué)院；b.區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究中心，福建 廈門(mén) 361021）

0 引言

貿(mào)易伙伴之間的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度會(huì)直接影響到它們之間的貿(mào)易互補(bǔ)性和競(jìng)爭(zhēng)性。研究我國(guó)與其貿(mào)易伙伴間產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性的影響因素，對(duì)于我國(guó)提高出口產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力，加強(qiáng)同貿(mào)易伙伴國(guó)之間的產(chǎn)業(yè)互補(bǔ)合作，規(guī)避貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)風(fēng)險(xiǎn)與應(yīng)對(duì)國(guó)際貿(mào)易摩擦以及制定合理的對(duì)外經(jīng)貿(mào)政策無(wú)疑都具有重要的意義。

當(dāng)前實(shí)證研究產(chǎn)業(yè)同構(gòu)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(jié)合實(shí)際案例分析發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展能夠消除地區(qū)間的產(chǎn)業(yè)趨同，但這類(lèi)博弈論方法難以實(shí)現(xiàn)定量研究。二是采用時(shí)間序列模型或者靜態(tài)面板模型分析。Barrios等（2002）[2]的靜態(tài)面板模型發(fā)現(xiàn)人均收入趨同會(huì)對(duì)地區(qū)間的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)產(chǎn)生顯著的正效應(yīng)；Nicole和Claudia（2010）[3]表明國(guó)家間的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)程度提高對(duì)它們的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性會(huì)產(chǎn)生比較顯著的正效應(yīng)，而各國(guó)在技術(shù)知識(shí)密集型新興產(chǎn)業(yè)方面存在差距增大的趨勢(shì)；Wu和Zhu（2017）[4]發(fā)現(xiàn)，2005年之后中國(guó)各省區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由于國(guó)家產(chǎn)業(yè)政策的激勵(lì)而不斷趨同。時(shí)間序列分析因?yàn)槿狈紤]個(gè)體效應(yīng)而可能使得回歸系數(shù)的估計(jì)結(jié)果有偏；靜態(tài)面板模型既難以解釋研究對(duì)象的動(dòng)態(tài)變化特征又難以克服反向因果關(guān)系，缺陷比較明顯。三是綜述定性研究。苗長(zhǎng)虹等（2017）[5]將產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性的影響因素定性概括為地區(qū)間的技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)政策與人均收入水平等因素的差異以及地區(qū)間的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)程度的高低，這類(lèi)研究因缺乏針對(duì)性而使得其應(yīng)用價(jià)值存在局限。實(shí)際上，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)過(guò)程，具有明顯的慣性特征，因此，動(dòng)態(tài)面板模型應(yīng)該是較好的方法，然而當(dāng)前比較缺乏這類(lèi)實(shí)證研究。本文建立動(dòng)態(tài)面板模型考察中國(guó)同其41個(gè)貿(mào)易伙伴間產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性的影響因素，為我國(guó)今后調(diào)整對(duì)外經(jīng)貿(mào)政策特別是更好地推進(jìn)“一帶一路”倡議提供更為科學(xué)的依據(jù)。

1 理論分析與研究假設(shè)

從理論上來(lái)說(shuō)，影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的因素包括供給、需求、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度、市場(chǎng)關(guān)聯(lián)程度和產(chǎn)業(yè)政策等，本文從以下幾個(gè)方面探索影響中國(guó)與其貿(mào)易伙伴間產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性的主要因素：

第一，一國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化是其投資發(fā)揮作用的結(jié)果，因此，兩國(guó)之間投資規(guī)模的差異往往會(huì)影響到兩國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不同變化，而且一般來(lái)說(shuō)，兩國(guó)投資規(guī)模的差異越大，它們的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相對(duì)變化就會(huì)越大，據(jù)此可以提出：

假設(shè)1：兩國(guó)間投資規(guī)模的差距對(duì)它們的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性具有負(fù)效應(yīng)。

第二，技術(shù)創(chuàng)新既可能創(chuàng)造出新興產(chǎn)業(yè)又可能改造傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，技術(shù)上的研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)是促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的重要因素。從長(zhǎng)期來(lái)看，如果兩國(guó)的技術(shù)研發(fā)創(chuàng)新規(guī)模存在差距，那么兩國(guó)的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性必然會(huì)發(fā)生改變，而且兩國(guó)間的技術(shù)創(chuàng)新規(guī)模的差異越大，則兩國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相對(duì)變動(dòng)就會(huì)越大，據(jù)此可提出：

假設(shè)2：兩國(guó)研發(fā)創(chuàng)新規(guī)模的差距對(duì)它們的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性會(huì)產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。

第三，當(dāng)前的研究表明，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度的提高有利于具備優(yōu)勢(shì)的經(jīng)濟(jì)區(qū)域加快產(chǎn)業(yè)集聚，而對(duì)于劣勢(shì)區(qū)域來(lái)說(shuō)可能會(huì)導(dǎo)致其出現(xiàn)產(chǎn)業(yè)衰退的現(xiàn)象[1]。中國(guó)加入世界貿(mào)易組織之后，中國(guó)同經(jīng)濟(jì)規(guī)模較大國(guó)家之間的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度會(huì)更高，而同經(jīng)濟(jì)規(guī)模較小國(guó)家之間的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度會(huì)相對(duì)較低，因此，中國(guó)通過(guò)國(guó)際貿(mào)易途徑同經(jīng)濟(jì)規(guī)模較大國(guó)家的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)可能會(huì)使得兩者的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性下降，而同經(jīng)濟(jì)規(guī)模較小國(guó)家間的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性則上升，于是可以提出：

假設(shè)3：兩國(guó)經(jīng)濟(jì)規(guī)模差距的擴(kuò)大對(duì)兩國(guó)的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性會(huì)產(chǎn)生正效應(yīng)。

第四，當(dāng)前的研究表明，國(guó)家間的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)程度提高對(duì)它們的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性會(huì)產(chǎn)生比較顯著的正效應(yīng)[3]。由于隨著產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易與產(chǎn)品內(nèi)貿(mào)易在中國(guó)當(dāng)代出口貿(mào)易中占據(jù)越來(lái)越重要的地位，中國(guó)對(duì)其貿(mào)易伙伴的出口依存度對(duì)于兩國(guó)間的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)程度具有重要的影響，因此可以提出：

假設(shè)4：中國(guó)對(duì)其貿(mào)易伙伴出口依存度的提高會(huì)對(duì)兩國(guó)間的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性產(chǎn)生正效應(yīng)。

第五，雖然Barrios等（2002）[2]發(fā)現(xiàn)人均收入趨同會(huì)對(duì)地區(qū)間的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)產(chǎn)生顯著的正效應(yīng)，但因其靜態(tài)面板模型方法的局限性，其研究結(jié)論未必可信。從理論上來(lái)說(shuō)，封閉經(jīng)濟(jì)均衡過(guò)程必然會(huì)形成一個(gè)內(nèi)部需求結(jié)構(gòu)與產(chǎn)出結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)一致的過(guò)程，但是，開(kāi)放經(jīng)濟(jì)均衡因外部因素的作用未必會(huì)產(chǎn)生這樣的內(nèi)部需求結(jié)構(gòu)與產(chǎn)出結(jié)構(gòu)一致的過(guò)程。在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下，雖然兩國(guó)的人均收入趨同與兩國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同存在著正相關(guān)的關(guān)系，但兩國(guó)間較大的經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度有可能會(huì)削弱這種正相關(guān)的關(guān)系，有鑒于此，暫時(shí)提出：

假設(shè)5：兩國(guó)人均收入差距的擴(kuò)大對(duì)兩國(guó)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性可能會(huì)產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。

2 模型構(gòu)建與變量選擇

一方面中國(guó)與不同貿(mào)易伙伴間產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性的變化可能是不同的，可能存在不同貿(mào)易伙伴的個(gè)體差異；另一方面，與單個(gè)國(guó)家的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)一樣，中國(guó)與其貿(mào)易伙伴間產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性的變化也是兩國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)過(guò)程，具有明顯的連續(xù)性或慣性。鑒于這兩方面的原因，中國(guó)與不同貿(mào)易伙伴間產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性的影響因素分析需要運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板模型。根據(jù)以上理論分析與研究假設(shè)建立以下模型：

其中，下標(biāo)i代表中國(guó)的第i個(gè)貿(mào)易伙伴國(guó)，下標(biāo)t代表年份，θ（jj=0,1,2,3,4,5）和λ分別為待估回歸系數(shù)，ε為模型的隨機(jī)干擾項(xiàng)，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(guó)與其貿(mào)易伙伴的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性。當(dāng)前產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性的測(cè)度指標(biāo)較多[6]，為了使得本文的實(shí)證分析結(jié)果更為穩(wěn)健可靠，本文選擇兩個(gè)具有相反屬性的指標(biāo)來(lái)度量中國(guó)與其貿(mào)易伙伴的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性，以此進(jìn)行對(duì)比分析，其中一個(gè)指標(biāo)是中國(guó)與其第i個(gè)貿(mào)易伙伴之間的結(jié)構(gòu)相似系數(shù)SSCit,另一個(gè)是中國(guó)與其第i個(gè)貿(mào)易伙伴間的Krugman結(jié)構(gòu)差異度指數(shù)ISDDit。由于SSCit是產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性的正向指標(biāo)，而ISDDit是產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性的逆向指標(biāo)，因此，同一個(gè)解釋變量對(duì)它們兩者的影響方向應(yīng)該恰好相反。

（2）在上述動(dòng)態(tài)模型中，解釋變量DIIi,t-1是被解釋變量DIIit的一期滯后值。當(dāng)被解釋變量DIIit使用指標(biāo)SSCit時(shí)DIIi,t-1為SSCi,t-1；當(dāng)被解釋變量DIIit使用指標(biāo)ISDDit時(shí)DIIi,t-1為ISDDi,t-1。

（3）解釋變量X1it代表中國(guó)與其第i個(gè)貿(mào)易伙伴間投資規(guī)模之差，本文使用“資本形成率”來(lái)衡量投資規(guī)模，一國(guó)的資本形成率即該國(guó)的資本形成總額與其國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之比；X2it代表中國(guó)與其第i個(gè)貿(mào)易伙伴間研發(fā)創(chuàng)新規(guī)模之差，本文使用一國(guó)的“研發(fā)支出”來(lái)衡量其研發(fā)創(chuàng)新的規(guī)模；X3it代表中國(guó)與其第i個(gè)貿(mào)易伙伴間經(jīng)濟(jì)規(guī)模之差，本文使用一國(guó)的“國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）”來(lái)衡量其經(jīng)濟(jì)規(guī)模；X4it代表中國(guó)對(duì)其第i個(gè)貿(mào)易伙伴的出口依存度，即中國(guó)對(duì)第i個(gè)貿(mào)易伙伴的出口額占中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的比重；X5it代表中國(guó)與其第i個(gè)貿(mào)易伙伴間人均收入之差，本文使用一國(guó)的“人均GDP”作為其人均收入的代理變量。

3 實(shí)證分析

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源與描述性統(tǒng)計(jì)

本文計(jì)算產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性的原始數(shù)據(jù)來(lái)源于世界投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫(kù)（WIOD database）2016年發(fā)布的投入產(chǎn)出表，其中只有中國(guó)及其41個(gè)貿(mào)易伙伴截止2014年的數(shù)據(jù)。計(jì)算X4的原始數(shù)據(jù)來(lái)源于聯(lián)合國(guó)Comtrade數(shù)據(jù)庫(kù)，計(jì)算其他變量的原始數(shù)據(jù)來(lái)源于世界銀行的世界發(fā)展指標(biāo)。本文的樣本期間為2000—2014年。全部變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

3.2 模型的估計(jì)及其結(jié)果分析

本文運(yùn)用Stata11.0版軟件估計(jì)模型。由于模型（1）存在內(nèi)生性，這里有必要使用工具變量法來(lái)估計(jì)模型的回歸系數(shù)。然而，由于產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性這個(gè)被解釋變量其變動(dòng)在時(shí)間上明顯存在的連續(xù)慣性會(huì)減弱工具變量的作用，因此，這里應(yīng)該使用系統(tǒng)廣義矩方法（System GMM），而不應(yīng)該使用一階差分廣義矩方法來(lái)估計(jì)模型的回歸系數(shù)。模型的估計(jì)結(jié)果如下頁(yè)表2所示，結(jié)果A和結(jié)果B分別以SSCt和ISDDt作為被解釋變量的度量指標(biāo)。由表2可見(jiàn)，Sargan檢驗(yàn)的結(jié)果表明估計(jì)模型時(shí)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(guò)度識(shí)別的問(wèn)題；當(dāng)被解釋變量DIIit使用SSCit指標(biāo)時(shí)Arellano-bond檢驗(yàn)得到AR（2）的p值為0.1283，通過(guò)了5%顯著性水平的檢驗(yàn)，而當(dāng)被解釋變量DIIit使用指標(biāo)ISDDit時(shí)Arellano-bond檢驗(yàn)得到AR（2）的p值為0.0735，也通過(guò)了5%顯著性水平的檢驗(yàn)，這些結(jié)果表明這里使用系統(tǒng)廣義矩方法時(shí)模型的擾動(dòng)項(xiàng)不存在自相關(guān)。這里Sargan檢驗(yàn)和Arellano-bond檢驗(yàn)結(jié)果表明本文使用系統(tǒng)GMM方法估計(jì)模型（1）是合理的。

表2 模型（1）的兩步系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果

表2顯示模型（1）的截距項(xiàng)和解釋變量X5的系數(shù)估計(jì)值沒(méi)有通過(guò)10%顯著性水平的z檢驗(yàn)，解釋變量X4在結(jié)果A中和解釋變量X2在結(jié)果B中的系數(shù)估計(jì)值通過(guò)了5%顯著性水平的檢驗(yàn)，其他系數(shù)估計(jì)值都通過(guò)了1%顯著性水平的檢驗(yàn)。根據(jù)表2可得到以下結(jié)論：

（1）無(wú)論是使用結(jié)構(gòu)相似系數(shù)SSCit還是使用Krugman結(jié)構(gòu)差異度指數(shù)ISDDit作為產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性DIIit的度量指標(biāo)，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(shù)估計(jì)值都大于零，表明當(dāng)期的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性會(huì)對(duì)下一期的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性產(chǎn)生顯著的正效應(yīng)，這表明中國(guó)與其貿(mào)易伙伴間產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性的變動(dòng)確實(shí)存在慣性特征，本文使用動(dòng)態(tài)面板模型來(lái)分析中國(guó)與其貿(mào)易伙伴間的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性是完全必要的、合理的。

（2）解釋變量中國(guó)與其貿(mào)易伙伴間投資規(guī)模之差X1的系數(shù)估計(jì)值在結(jié)果A中小于零，而在結(jié)果B中大于零，表明中國(guó)與其貿(mào)易伙伴間資本形成率差距的擴(kuò)大會(huì)顯著減弱它們間的結(jié)構(gòu)相似系數(shù)或者增大它們間的結(jié)構(gòu)差異度指數(shù)，即上述假設(shè)1得以證實(shí)。

（3）中國(guó)與其貿(mào)易伙伴間研發(fā)創(chuàng)新規(guī)模之差X2it的系數(shù)估計(jì)值也是在結(jié)果A中小于零而在結(jié)果B中大于零，表明中國(guó)與其貿(mào)易伙伴間研發(fā)創(chuàng)新規(guī)模負(fù)差距的縮小或正差距的增大也會(huì)顯著減少兩者間的結(jié)構(gòu)相似系數(shù)或增大兩者間的結(jié)構(gòu)差異度指數(shù)，即假設(shè)2被證實(shí)。

（4）中國(guó)與其貿(mào)易伙伴間經(jīng)濟(jì)規(guī)模之差X3it的系數(shù)估計(jì)值在結(jié)果A中大于零而在結(jié)果B中小于零，表明中國(guó)與其貿(mào)易伙伴間經(jīng)濟(jì)規(guī)模差距的擴(kuò)大會(huì)顯著提高兩者間的結(jié)構(gòu)相似系數(shù)或顯著減小兩者間的結(jié)構(gòu)差異度指數(shù)，即假設(shè)3得到證實(shí)。

（5）中國(guó)對(duì)其貿(mào)易伙伴的出口依存度X4it的系數(shù)估計(jì)值也是在結(jié)果A中大于零而在結(jié)果B中小于零，表明中國(guó)對(duì)貿(mào)易伙伴出口依存度的提高會(huì)促使兩國(guó)間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更加趨同，即假設(shè)4得到證實(shí)。

（6）中國(guó)與其貿(mào)易伙伴間人均收入差距X5it的系數(shù)估計(jì)值在結(jié)果A和結(jié)果B中都不顯著，表明中國(guó)與其貿(mào)易伙伴間人均收入差距的變化對(duì)于兩者間的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性不會(huì)產(chǎn)生顯著的影響，即本文的假設(shè)5沒(méi)有得到證實(shí)。其實(shí)，這個(gè)結(jié)論是在理論分析的預(yù)料之中的，它說(shuō)明隨著中國(guó)加入世界貿(mào)易組織以及貿(mào)易開(kāi)放水平的提高，中國(guó)與其貿(mào)易伙伴間人均收入差距和需求結(jié)構(gòu)的相對(duì)變化未必要通過(guò)各國(guó)自身的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)來(lái)滿(mǎn)足，各國(guó)間的貿(mào)易是彌補(bǔ)各國(guó)供需結(jié)構(gòu)差異變動(dòng)的一條重要途徑。

4 結(jié)論

中國(guó)與其貿(mào)易伙伴間產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性的變化是一個(gè)長(zhǎng)期復(fù)雜的動(dòng)態(tài)過(guò)程，會(huì)受到較多因素的復(fù)雜影響。本文的實(shí)證分析表明，中國(guó)與其貿(mào)易伙伴間投資規(guī)模差距和研發(fā)創(chuàng)新規(guī)模差距的擴(kuò)大會(huì)顯著抑制兩者間的產(chǎn)業(yè)趨同，中國(guó)與其貿(mào)易伙伴間經(jīng)濟(jì)規(guī)模差距的擴(kuò)大和中國(guó)對(duì)貿(mào)易伙伴出口依存度的提高則會(huì)顯著提高兩者的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性，而人均收入趨同對(duì)于產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性不會(huì)產(chǎn)生顯著的影響。隨著產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易和中間產(chǎn)品貿(mào)易在我國(guó)出口貿(mào)易發(fā)展中的地位越來(lái)越重要，我國(guó)同貿(mào)易伙伴間的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)程度和產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性會(huì)越來(lái)越高。在這種情況下，一方面，我國(guó)應(yīng)該采取相關(guān)政策措施不斷增強(qiáng)出口企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新能力，通過(guò)出口企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)不斷擴(kuò)大同貿(mào)易伙伴國(guó)之間的產(chǎn)品差異性，不斷提高產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力特別是產(chǎn)品質(zhì)量上的競(jìng)爭(zhēng)力，另一方面，我國(guó)應(yīng)該做好充分準(zhǔn)備應(yīng)對(duì)未來(lái)越來(lái)越多的國(guó)際貿(mào)易摩擦。