陳 礪 黃曉玲

1（對外經(jīng)濟貿(mào)易大學國際經(jīng)濟與貿(mào)易學院，北京 100029）

2（石河子大學經(jīng)濟與管理學院，石河子 832000）

引 言

2008年國際金融危機導致的深層次影響依然存在，全球化遭遇挫折，世界經(jīng)濟發(fā)展緩慢，新一代國際貿(mào)易投資格局和規(guī)則正發(fā)生深刻調(diào)整。新形勢下，世界各國面臨的經(jīng)濟發(fā)展形勢依然嚴峻，國際經(jīng)濟合作和競爭格局正在發(fā)生深刻變化，隨著全球經(jīng)濟緩慢復蘇，加強區(qū)域合作和交流是推動世界經(jīng)濟發(fā)展的重要動力，也是一種發(fā)展趨勢。2013年中國提出 “絲綢之路經(jīng)濟帶”和 “21世紀海上絲綢之路”（簡稱 “一帶一路”）倡議，具有深刻的時代背景?！耙粠б宦贰毖鼐€國家眾多，各國資源稟賦各異，經(jīng)濟發(fā)展水平差距較大，“一帶一路”倡議的提出為沿線國家提供了前所未有的發(fā)展機遇，目前各國之間經(jīng)貿(mào)合作勢頭良好，發(fā)展空間巨大?；?“一帶一路”背景，沿線國家如何更好地發(fā)揮各自比較優(yōu)勢，積極參與到 “一帶一路”建設(shè)和發(fā)展，實現(xiàn)沿線國家經(jīng)貿(mào)可持續(xù)發(fā)展值得研究。

實施 “一帶一路”倡議，國際貿(mào)易是一個重點領(lǐng)域。傳統(tǒng)比較優(yōu)勢理論為產(chǎn)品和產(chǎn)業(yè)升級提供方向，卻解決不了 “產(chǎn)業(yè)空心化”、“制造業(yè)回歸”等經(jīng)濟現(xiàn)象，產(chǎn)品空間理論很好地解決了這些問題。從產(chǎn)品角度出發(fā)可以確定一國 （地區(qū)）比較優(yōu)勢產(chǎn)品和產(chǎn)業(yè)，產(chǎn)品密度會影響產(chǎn)品和產(chǎn)業(yè)升級的發(fā)展路徑，因此產(chǎn)品密度與比較優(yōu)勢之間會有某種動態(tài)聯(lián)系?？紤]到 “一帶一路”沿線國家貿(mào)易往來頻繁，尤其是工業(yè)制成品貿(mào)易量大，本文重點研究 “一帶一路”背景下，沿線國家工業(yè)制成品比較優(yōu)勢與產(chǎn)品密度關(guān)系及發(fā)展規(guī)律，從而促進沿線國家更好地發(fā)揮比較優(yōu)勢和經(jīng)貿(mào)可持續(xù)發(fā)展。

1 文獻回顧

絕對優(yōu)勢理論、比較優(yōu)勢理論和要素稟賦理論奠定了國際貿(mào)易理論的基礎(chǔ)，為動態(tài)比較優(yōu)勢理論研究提供了依據(jù)。由于比較利益建立在一國比較優(yōu)勢基礎(chǔ)之上，其前提是假定各國生產(chǎn)條件不變以及生產(chǎn)要素不能自由流動，因此傳統(tǒng)比較優(yōu)勢理論具有靜態(tài)特征。處于經(jīng)濟全球化的當今世界，各國經(jīng)濟都要參與國際分工和國際交換，體現(xiàn)為靜態(tài)比較優(yōu)勢向動態(tài)比較優(yōu)勢的轉(zhuǎn)變。

動態(tài)比較優(yōu)勢理論是靜態(tài)比較優(yōu)勢理論的延續(xù)與發(fā)展，它主要研究要素積累和技術(shù)水平等各種因素是如何影響一國 （地區(qū)）比較優(yōu)勢的變化過程，以及研究長期動態(tài)比較優(yōu)勢變化對一國 （地區(qū)）對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的影響。早期對于動態(tài)比較優(yōu)勢理論的研究，主要是將技術(shù)作為外生變量考慮，因此認為各國勞動生產(chǎn)率保持不變進行研究。動態(tài)比較優(yōu)勢理論主要圍繞技術(shù)展開兩方面的研究：（1）把技術(shù)作為外生變量研究貿(mào)易利得和產(chǎn)業(yè)發(fā)展。如日本學者提出的 “雁行”理論和 “雁行”發(fā)展模式，Posner等 （1961） 提出的“技術(shù)差距理論”［1］，弗農(nóng)的產(chǎn)品生命周期理論等；（2）把技術(shù)作為內(nèi)生變量研究一國 （地區(qū)）經(jīng)濟增長、技術(shù)進步以及比較優(yōu)勢的動態(tài)變化。如Lucas （1988） 提出的 “內(nèi)生增長理論”［2］， Lucas（1993） 的 “技術(shù)外溢” 理論［3］， 楊小凱 （2003）提出比較優(yōu)勢具有內(nèi)生性和動態(tài)性等理論［4］，成祖松等 （2012）認為這些理論為研究動態(tài)比較優(yōu)勢理論提供了依據(jù)和支撐［5］。雖然早期比較優(yōu)勢理論將技術(shù)作為外生變量進行研究，但是將技術(shù)進步以及技術(shù)擴散等相關(guān)因素納入研究領(lǐng)域，并且采用動態(tài)分析方法來闡釋國際貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟增長的變化趨勢，有利于動態(tài)比較優(yōu)勢理論的不斷演變和完善 （趙曉晨，2007）［6］。 認識到技術(shù)是研究經(jīng)濟發(fā)展和結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變不可缺少的重要因素，為后來動態(tài)比較優(yōu)勢的研究提供了良好基礎(chǔ) （韓民春和徐姍，2009）［7］。 動態(tài)比較優(yōu)勢理論，根據(jù)技術(shù)內(nèi)生性，從不同角度闡釋了動態(tài)比較優(yōu)勢的演變，為國際貿(mào)易和經(jīng)濟增長提供了理論支撐。

研究比較優(yōu)勢演變文獻中，Grossman和Helpman（1991）認為由于產(chǎn)品異質(zhì)性，不同產(chǎn)品之間比較優(yōu)勢具有異質(zhì)性和獨立性［8］，而Hausmann和Klinger（2007）則認為雖然產(chǎn)品特性各異，只要產(chǎn)品之間存在一定的關(guān)聯(lián)，勢必影響產(chǎn)品間的比較優(yōu)勢變化，認為產(chǎn)品空間結(jié)構(gòu)會影響一國 （地區(qū)）比較優(yōu)勢演變以及比較優(yōu)勢產(chǎn)品選擇和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整［9］，產(chǎn)品空間理論為動態(tài)比較優(yōu)勢理論發(fā)展提供了另一種思路和方法 （毛海濤等，2016）［10］。根據(jù)產(chǎn)品空間理論，國內(nèi)學者鄧向榮和曹紅（2016）從產(chǎn)品空間結(jié)構(gòu)視角分析了比較優(yōu)勢和中國產(chǎn)業(yè)升級的關(guān)系［11］。劉林青和譚暢 （2016） 基于產(chǎn)品空間理論拓展了國家空間結(jié)構(gòu)，分析了出口結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟績效的影響［12］。 張華和劉帷韜 （2019） 基于產(chǎn)品空間理論研究中國新技術(shù)的產(chǎn)生及對新產(chǎn)業(yè)的發(fā)展路徑［13］。劉守英和楊繼東 （2019）根據(jù)產(chǎn)品空間理論論證了中國產(chǎn)品空間變化和產(chǎn)業(yè)升級演化過程［14］。

2 相關(guān)概念界定

按照 《聯(lián)合國國際貿(mào)易商品分類標準》，初級產(chǎn)品分為五大類 （SITC0-SITC4），工業(yè)制成品為后五大類 （SITC5-SITC9）。以中國為例，2018年中國與沿線國家貨物貿(mào)易進出口總額達到1.3萬億美元，中國對沿線國家出口7047.3億美元，同比增長10.9%，其中出口SITC7（機械運輸設(shè)備產(chǎn)品）最多，達到2629.20億美元，占10類產(chǎn)品的41.64%。其次是SITC6（按原料分制成品）和STIC8（雜項制品）較多，分別為1464.95億美元和1254.91億美元，占比23.20%和19.88%，兩類產(chǎn)品占了43.08%，前3類產(chǎn)品共占84.72%。而SITC1（飲料煙酒）、SITC4（動植物油脂蠟）出口僅過1億美元，合計僅占0.16%，可見 “一帶一路”沿線國家出口商品主要以工業(yè)制成品為主，初級產(chǎn)品占比很少。

2.1 比較優(yōu)勢指數(shù)

對于比較優(yōu)勢的衡量，本文采用顯示性比較優(yōu)勢指數(shù) （RCA）表示。即一國 （地區(qū)）某產(chǎn)品出口額在該國 （地區(qū)）出口比例，除以該種產(chǎn)品的世界出口額在全世界總出口額的比例 （Balassa， 1965）［15］， 計算公式為：

式 （1） 中RCAi，c，t是 C 國 （地區(qū)）i產(chǎn)品在t期的顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)， 若RCAi，c，t≥1， 表明C國家 （地區(qū)）i產(chǎn)品在t期具有比較優(yōu)勢，否則不具備比較優(yōu)勢，即比較劣勢 （Balassa，1989；Run等， 1999； 董小麟和龐小霞， 2007）［16-18］。RCA指數(shù)反映的是商品流通領(lǐng)域而非生產(chǎn)領(lǐng)域的相對比較優(yōu)勢，雖不是直接衡量比較優(yōu)勢，但該指數(shù)考慮了一國 （地區(qū)）不同產(chǎn)品在國際市場上所占份額，能夠體現(xiàn)出一國 （地區(qū)）的出口績效，并且充分考慮了貿(mào)易政策變化對出口的直接和間接影響，能夠體現(xiàn)出一國 （地區(qū)）出口特征，具有一定科學性。

2.2 產(chǎn)品中心度與產(chǎn)品密度

產(chǎn)品中心度，是根據(jù)產(chǎn)品間的鄰近程度矩陣計算得出。該指標用來衡量某產(chǎn)品與其他產(chǎn)品在產(chǎn)品空間上的分布情況，若該產(chǎn)品分布于產(chǎn)品空間的中央?yún)^(qū)域，該值越大，表明該產(chǎn)品與其他產(chǎn)品聯(lián)系程度較高 （緊密），反之越低 （稀疏）。

式 （2） 中centralityi，t表示 C 國 （地區(qū)）i產(chǎn)品在t時期的中心度，是i產(chǎn)品和j產(chǎn)品關(guān)聯(lián)程度之和，J為產(chǎn)品數(shù)量。某種產(chǎn)品密度較大，表明該產(chǎn)品周圍有比較優(yōu)勢產(chǎn)品較多，該產(chǎn)品將來轉(zhuǎn)變?yōu)楸容^優(yōu)勢產(chǎn)品的渠道較多，同時該產(chǎn)品受周圍比較優(yōu)勢產(chǎn)品影響，容易吸收周圍比較優(yōu)勢產(chǎn)品技術(shù)擴散帶來的好處，將來轉(zhuǎn)變?yōu)楸容^優(yōu)勢產(chǎn)品的概率更高。

式 （3） 中DENSITYi，c，t表示產(chǎn)品密度。φi，j，t指在t期i產(chǎn)品與j產(chǎn)品的關(guān)聯(lián)程度，是i產(chǎn)品和j產(chǎn)品關(guān)聯(lián)程度之和，是在t期產(chǎn)品i與產(chǎn)品j的關(guān)聯(lián)程度矩陣分別與C國 （地區(qū)）i產(chǎn)品在t時期是否為比較優(yōu)勢產(chǎn)品的邏輯值。

3 “一帶一路”沿線國家工業(yè)制成品比較優(yōu)勢與產(chǎn)品密度的實證分析

3.1 模型設(shè)定

采用 Hausman 和 Klinger （2007）［9］研究方法，設(shè)定基本方程：

式中Yi，c，t和Yi，c，t-1分別為RCA指數(shù)的虛擬變量， 表示 C 國i產(chǎn)品RCA指數(shù)值大于 1時Yi，c，t取1， 否則取 0。DENSITYi，c，t表示 C 國i產(chǎn)品的密度，X是控制隨時間變化的國家和產(chǎn)品特征的虛擬變量，ε為隨機擾動項。通過觀察原始數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)一國工業(yè)制成品RCA指數(shù)具有時序性和延續(xù)性，即上期RCA指數(shù)值大于1，當前及以后幾期RCA指數(shù)值也會持續(xù)大于1，說明上期RCA指數(shù)對當期RCA指數(shù)變化影響較大，本文采用兩期RCA指數(shù) （即Yi，c，t和Yi，c，t-1） 放入模型中， 反映產(chǎn)品比較優(yōu)勢的動態(tài)變化。

3.2 變量選擇與數(shù)據(jù)來源

采用顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)RCA和產(chǎn)品密度指數(shù)DENSITY作為因變量和自變量，考慮到RCA指數(shù)和產(chǎn)品密度指數(shù)具有時序性和延續(xù)性，模型中會涉及到上期RCA指數(shù)和產(chǎn)品密度指數(shù)，所有產(chǎn)品數(shù)據(jù)通過UN Comtrade數(shù)據(jù)庫收集整理得出。剔除工業(yè)制成品出口未統(tǒng)計的國家以及出口額占比較低的國家，確定出35個 “一帶一路”沿線國家的34種工業(yè)制成品，分析其比較優(yōu)勢與產(chǎn)品密度的關(guān)系?；貧w方法分別采用個體固定效應（FE）回歸和最小二乘虛擬變量法 （LSDV）進行對比驗證。

表 1 是RCA的Yi，c，t邏輯值和RCAi，c，t原值相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計分析。Yi，c，t和Yi，c，t-1標準差為0.4 大于平均值 0.25，RCAi，c，t和RCAi，c，t-1標準差為3.8大于平均值1.2，表明當期和上期不同國家在比較優(yōu)勢產(chǎn)品上有一定差異，體現(xiàn)出各國產(chǎn)品的差異性。產(chǎn)品密度最小值為0，說明沿線國家某些產(chǎn)品周圍沒有任何比較優(yōu)勢產(chǎn)品，當期該產(chǎn)品轉(zhuǎn)換為比較優(yōu)勢產(chǎn)品的可能性為0。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

3.3 實證結(jié)果分析

（1）基本方程回歸

表2模型 （1） 和 （2） 顯示 “一帶一路” 沿線國家工業(yè)制成品比較優(yōu)勢與產(chǎn)品密度的個體固定效應 （FE）和LSDV回歸結(jié)果基本一致，第一項衡量的是上期產(chǎn)品比較優(yōu)勢指數(shù) （虛擬變量Yi，c，t-1）對當期產(chǎn)品比較優(yōu)勢指數(shù) （虛擬變量Yi，c，t） 的影響，模型 （1）和模型 （2）兩種方法估計系數(shù)一致為0.574，在1%水平上對當期產(chǎn)品比較優(yōu)勢呈顯著正向影響，即上期比較優(yōu)勢指數(shù) （虛擬變量Yi，c，t-1） 每增長 1%， 當期產(chǎn)品成為比較優(yōu)勢產(chǎn)品的可能性提高57.4%。

表2 “一帶一路”沿線國家工業(yè)制成品比較優(yōu)勢與產(chǎn)品密度回歸結(jié)果

為了研究二者之間長期變化趨勢，在基本方程中加入了上期產(chǎn)品密度二次項結(jié)果見模型 （3）和模型 （4），上期比較優(yōu)勢和產(chǎn)品密度對當期產(chǎn)品比較優(yōu)勢分別在5%和10%水平上對當期產(chǎn)品比較優(yōu)勢呈顯著正向影響和負向影響，隨著轉(zhuǎn)型產(chǎn)品生產(chǎn)規(guī)模擴大，上期產(chǎn)品密度對當期產(chǎn)品比較優(yōu)勢在5%和10%水平上影響顯著為正，從系數(shù)看為長期正向影響 （13.5%和11.9%）明顯大于在產(chǎn)品轉(zhuǎn)型初期負向影響（4.5%和4.8%），說明產(chǎn)品密度與產(chǎn)品比較優(yōu)勢之間呈顯著U型關(guān)系 （三次項結(jié)果不顯著故省略）。

為了反映產(chǎn)品密度對比較優(yōu)勢影響的連續(xù)性，對方程 （4） 進行擴展 （張亭和劉林青，2017）［20］，方程 （5） 分析上期產(chǎn)品密度指數(shù)（DENSITYi，c，t-1）和當期產(chǎn)品密度指數(shù)（DENSITYi，c，t）同時對當期比較優(yōu)勢產(chǎn)品的影響程度。

回歸結(jié)果見模型 （5） 和 （6），可以看出，當期產(chǎn)品密度在產(chǎn)品轉(zhuǎn)型初期和生產(chǎn)規(guī)模擴大時期，都對當期產(chǎn)品比較優(yōu)勢在1%水平上呈顯著正向影響，說明上期和當期產(chǎn)品密度都對當期產(chǎn)品比較優(yōu)勢有顯著影響。

（2）擴展方程回歸

根據(jù)產(chǎn)品密度公式，若兩種產(chǎn)品之間距離越近，產(chǎn)品向另一種產(chǎn)品轉(zhuǎn)變的可能性越大，而具有潛在比較優(yōu)勢產(chǎn)品周圍聚集的比較優(yōu)勢產(chǎn)品越多，該產(chǎn)品下期成為比較優(yōu)勢產(chǎn)品概率越高。產(chǎn)品之間結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變包括市場自動篩選現(xiàn)有比較優(yōu)勢產(chǎn)品以及市場生產(chǎn)資源轉(zhuǎn)移到新產(chǎn)品，方程 （5）只分析了具有上期比較優(yōu)勢產(chǎn)品和產(chǎn)品密度對當期比較優(yōu)勢產(chǎn)品的影響，并未區(qū)分目前正在出口卻要被放棄的產(chǎn)品，以及轉(zhuǎn)向新產(chǎn)品出口可能性的決定性因素，這種過渡產(chǎn)品并未詳細區(qū)分，在此采用當期比較優(yōu)勢產(chǎn)品和當期潛在比較優(yōu)勢產(chǎn)品進行分類說明。 根據(jù)學者Hausmann等 （2007）［9］、鄧向榮等 （2016）［11］和張亭等 （2016）［21］研究基礎(chǔ)上建立方程 （6）。

方程 （6） 中Yi，c，t和Yi，c，t-1為RCA虛擬變量，β2為產(chǎn)品密度對防止被放棄產(chǎn)品的影響，而β3為產(chǎn)品密度與向新產(chǎn)品轉(zhuǎn)移概率的系數(shù)。若某期RCA值大于 1，Yi，c，t-1取 1， 則β1Yi，c，t-1和β2Yi，c，t-1×DENSITYi，c，t-1項在方程中保留， 即β1和β2項保留， 而β3（1-Yi，c，t-1）×DENSITYi，c，t-1項， 即β3項則為0，否則β3項保留，β1和β2項為0。為了理解產(chǎn)品之間結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換過程，通過0和1變量確定β1、β2和β3項的保留與否，區(qū)分具有比較優(yōu)勢產(chǎn)品和潛在比較優(yōu)勢產(chǎn)品，其他變量含義與方程 （5）相同， 根據(jù)方程 （5） 和方程 （6）， 對 “一帶一路”沿線國家工業(yè)制成品比較優(yōu)勢和產(chǎn)品密度做進一步研究，分析上期產(chǎn)品密度對當期產(chǎn)品成為比較優(yōu)勢產(chǎn)品和潛在比較優(yōu)勢產(chǎn)品影響程度，回歸結(jié)果見表3。

表3 “一帶一路”沿線國家工業(yè)制成品比較優(yōu)勢與產(chǎn)品密度擴展方程回歸結(jié)果

表 3 模型 （1） 和 （2） 中Yi，c，t-1和Yi，c，t-1×DENSITYi，c，t-1交互項在 1%和 5%水平上， 對當期產(chǎn)品成為比較優(yōu)勢產(chǎn)品有顯著正向影響，上期產(chǎn)品密度每增加1%，上期具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)品當期依然是比較優(yōu)勢產(chǎn)品的概率增加8.4%和7.5%，而上期具有潛在比較優(yōu)勢的產(chǎn)品，當期成為比較優(yōu)勢產(chǎn)品的概率無顯著變化。模型 （3）和模型 （4）的個體固定效應回歸和LSDV回歸結(jié)果相似，以模型 （4） 為例， 產(chǎn)品轉(zhuǎn)型初期Yi，c，t-1×DENSITYi，c，t-1在 5%水平上， 上期產(chǎn)品密度對當期產(chǎn)品成為比較優(yōu)勢產(chǎn)品有顯著正向影響，即上期產(chǎn)品密度每增加1%，上期具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)品成為當期比較優(yōu)勢產(chǎn)品的概率增加27.1%，而（1-Yi，c，t-1）×DENSITYi，c，t-1項在 5% 水平上顯著為負，上期具有潛在比較優(yōu)勢的產(chǎn)品當期成為比較優(yōu)勢產(chǎn)品的概率減少11.9%，說明 “一帶一路”沿線國家工業(yè)制成品更新變化快，上期比較優(yōu)勢產(chǎn)品和潛在比較優(yōu)勢產(chǎn)品之間結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換具有一定時效性。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

本文采用變換因變量方法進行穩(wěn)健性檢驗，因變量為工業(yè)制成品RCA原值代替虛擬變量值，自變量為上期工業(yè)制成品RCA指數(shù)和上期產(chǎn)品密度指數(shù)，其他變量含義不變。

表4結(jié)果顯示，上期RCA指數(shù)對當期RCA影響均在1%水平上顯著為正，回歸結(jié)果與原回歸結(jié)果并無顯著差異。由模型 （3）和 （4）可知，上期產(chǎn)品密度與當期比較優(yōu)勢之間呈U型關(guān)系，模型 （5）和模型 （6）中加入了當期產(chǎn)品密度一次項和二次項，回歸結(jié)果與原回歸結(jié)果大致相同。進一步印證了 “一帶一路”沿線國家34種工業(yè)制成品比較優(yōu)勢與產(chǎn)品密度之間呈顯著的U型關(guān)系。

表4 穩(wěn)健性檢驗

3.5 內(nèi)生性檢驗

本文所選自變量均為滯后一期，在一定程度上減弱了與因變量之間的內(nèi)生性問題。由于相似產(chǎn)品在生產(chǎn)工藝、生產(chǎn)要素和技術(shù)方面具有一定相似性，生產(chǎn)出相似產(chǎn)品的數(shù)量越多，產(chǎn)品之間距離也越近，產(chǎn)品密度也越大，該產(chǎn)品周圍聚集的具有比較優(yōu)勢產(chǎn)品可能性越大，通過吸收和學習周圍聚集比較優(yōu)勢產(chǎn)品技術(shù)擴散和知識轉(zhuǎn)移帶來的好處，使得該產(chǎn)品下期成為比較優(yōu)勢產(chǎn)品的可能性提高，因此產(chǎn)品密度對產(chǎn)品比較優(yōu)勢影響顯著。反之，產(chǎn)品比較優(yōu)勢對產(chǎn)品密度影響較小。由于不同產(chǎn)品之間差異大小構(gòu)成產(chǎn)品空間分布距離的遠近，產(chǎn)品密度的測算與產(chǎn)品距離 （或相似性）相關(guān)，而產(chǎn)品之間距離與產(chǎn)品屬性和產(chǎn)品特征密切相關(guān)，其大小由產(chǎn)品內(nèi)在固有屬性決定，與產(chǎn)品比較優(yōu)勢關(guān)系不大。因此產(chǎn)品比較優(yōu)勢對產(chǎn)品密度影響很小，反向因果關(guān)系并不成立，模型中采用產(chǎn)品密度滯后項作為關(guān)鍵解釋變量進一步消除了因果互逆關(guān)系。關(guān)于遺漏變量問題，從產(chǎn)品視角出發(fā)提出產(chǎn)品空間理論，認為產(chǎn)品是一國 （地區(qū)）各種要素和生產(chǎn)結(jié)構(gòu)與能力的最終載體，產(chǎn)品本身已經(jīng)包含了構(gòu)成產(chǎn)品所需的各種要素，將產(chǎn)品作為研究對象分析產(chǎn)品密度和產(chǎn)品比較優(yōu)勢關(guān)系，較好地克服了遺漏變量問題。因此，本文認為產(chǎn)品密度和產(chǎn)品比較優(yōu)勢之間內(nèi)生性問題很小。

4 結(jié)論與建議

通過以上分析得出結(jié)論： （1） “一帶一路”背景下，本文通過對 “一帶一路”沿線國家工業(yè)制成品比較優(yōu)勢與產(chǎn)品密度關(guān)系分析，發(fā)現(xiàn)上期產(chǎn)品比較優(yōu)勢和產(chǎn)品密度對當期產(chǎn)品比較優(yōu)勢呈顯著正向和負向影響，長期看上期產(chǎn)品密度對當期產(chǎn)品比較優(yōu)勢影響顯著為正，且正向影響明顯大于短期的負向影響。加入當期產(chǎn)品密度一次項和二次項后，發(fā)現(xiàn)當期產(chǎn)品密度對當期產(chǎn)品比較優(yōu)勢有顯著正向影響，二者呈U型關(guān)系；（2）工業(yè)制成品轉(zhuǎn)型初期，上期產(chǎn)品密度對當期成為比較優(yōu)勢產(chǎn)品有顯著正向影響，而對上期具有潛在比較優(yōu)勢的產(chǎn)品成為當期比較優(yōu)勢產(chǎn)品的影響較小。說明上期比較優(yōu)勢產(chǎn)品和潛在比較優(yōu)勢產(chǎn)品之間結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換具有一定時效性。

本文提出如下建議：（1）由于比較優(yōu)勢的內(nèi)生性和產(chǎn)品空間高度異質(zhì)性與不連續(xù)性，給政府決策和企業(yè)發(fā)展留有較大的操作空間。根據(jù) “一帶一路”沿線國家工業(yè)制成品出口以及比較優(yōu)勢產(chǎn)品動態(tài)發(fā)展規(guī)律，倒逼 “一帶一路”沿線國家政府部門和企業(yè)在產(chǎn)品結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變方面進行有益的改革和創(chuàng)新； （2）根據(jù) “一帶一路”沿線國家工業(yè)制成品比較優(yōu)勢與產(chǎn)品密度之間呈U型關(guān)系，對于上期具有比較優(yōu)勢的工業(yè)制成品轉(zhuǎn)型初期，該類產(chǎn)品在當期可能依然是比較優(yōu)勢產(chǎn)品，應繼續(xù)擴大生產(chǎn)規(guī)模和出口，做好其生產(chǎn)和服務工作，使該類產(chǎn)品能夠保持較長時期的比較優(yōu)勢狀態(tài)。隨著轉(zhuǎn)型產(chǎn)品生產(chǎn)規(guī)模不斷擴大，上期具有比較優(yōu)勢的工業(yè)制成品，在當期不一定還具有比較優(yōu)勢，若比較優(yōu)勢產(chǎn)品失勢，應及時轉(zhuǎn)變生產(chǎn)目標和生產(chǎn)結(jié)構(gòu) （耿偉，2007；伏玉林和胡尊芳， 2017）［22，23］， 直至該類產(chǎn)品逐漸成為比較劣勢產(chǎn)品甚至淘汰，以保持企業(yè)生產(chǎn)的連續(xù)性；（3）一國 （地區(qū)）根據(jù)自身資源和條件，以及現(xiàn)有工業(yè)制成品發(fā)展狀況開展多元化生產(chǎn)和服務，開展比較優(yōu)勢產(chǎn)品生產(chǎn)和扶持潛在比較優(yōu)勢產(chǎn)品發(fā)展，使其經(jīng)濟發(fā)展始終與優(yōu)勢產(chǎn)品和產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)；（4）一國 （地區(qū)）和企業(yè)需要不斷積累各種資源和開發(fā)自我創(chuàng)新能力，增強自身核心競爭力。產(chǎn)品空間中各個產(chǎn)品之間是離散且異質(zhì)的，如果企業(yè)在能力范圍內(nèi)找不到新產(chǎn)品，不能實現(xiàn)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換和產(chǎn)品升級，會導致企業(yè)繼續(xù)生產(chǎn)和出口已不具備比較優(yōu)勢的產(chǎn)品，最終生產(chǎn)陷入停滯。因此一國 （地區(qū)）和企業(yè)需要不斷增強創(chuàng)新研發(fā)能力，加強企業(yè)核心競爭力，才有能力進行產(chǎn)業(yè)升級和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換。