丁小義 郁甜霞

(浙江工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，杭州 310023)

當前我國經(jīng)濟正處于由高速增長向高質(zhì)量發(fā)展的轉(zhuǎn)型階段，推進貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展是其中的重要內(nèi)容之一。2019年國務(wù)院發(fā)布《中共中央國務(wù)院關(guān)于推進貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的指導(dǎo)意見》，明確提出要“加快培育貿(mào)易競爭新優(yōu)勢，推進貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展”。為此如何培育新出口優(yōu)勢產(chǎn)品尤其是高質(zhì)量優(yōu)勢產(chǎn)品，加速推進產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級，成為當前各界關(guān)注的熱點問題。傳統(tǒng)的產(chǎn)業(yè)、出口升級研究往往以行業(yè)或產(chǎn)品大類為基礎(chǔ)進行，這種粗略的視角缺乏對產(chǎn)品異質(zhì)性以及產(chǎn)品之間交互效應(yīng)的觀察和研究，特別在當前充滿不確定性的對外貿(mào)易發(fā)展環(huán)境下，難以對出口升級提出指導(dǎo)性意見。Hausmann和Klinger(2006)、Hidalgo等(2007)提出的產(chǎn)品空間理論(Product Space)[1-2]則充分彌補了過往研究的不足，從產(chǎn)品比較優(yōu)勢動態(tài)演化的微觀視角出發(fā)，將產(chǎn)品之間的交互效應(yīng)納入理論框架之中。因此在產(chǎn)品空間理論提出后的十余年里，被研究出口升級的國內(nèi)外學(xué)者廣為采用。但相關(guān)研究仍存在需要補足和深入的地方：一是這些研究偏重于與出口產(chǎn)品的關(guān)聯(lián)關(guān)系，對進口產(chǎn)品的關(guān)聯(lián)效應(yīng)有待拓展；二是對產(chǎn)品空間與地區(qū)既有能力的聯(lián)動作用機制和效應(yīng)尚需進一步深入。為此，本文基于產(chǎn)品空間理論，從出口產(chǎn)品和進口產(chǎn)品兩個維度，結(jié)合中國各省區(qū)市的本地能力，探索地區(qū)內(nèi)、外部產(chǎn)品空間結(jié)構(gòu)關(guān)系對不同經(jīng)濟水平地區(qū)的作用差異。

1 文獻回顧與理論假設(shè)

1.1 產(chǎn)品空間與出口升級

產(chǎn)品空間理論認為產(chǎn)品是一個國家或地區(qū)能力和稟賦的反映。如果兩種產(chǎn)品需要相似的生產(chǎn)要素、技術(shù)設(shè)備、人力資本等投入，那么它們更有可能同時生產(chǎn)?；谶@一想法，產(chǎn)品空間對于產(chǎn)品之間的聯(lián)系通過出口結(jié)果衡量，這種方法保證了所有產(chǎn)品聯(lián)系的可測量性，也形成了產(chǎn)品空間時間維度上的自穩(wěn)定性，直觀化了這樣一個概念：一個出口香蕉的國家下一次更有可能出口芒果而不是出口噴氣式發(fā)動機，國家、地區(qū)的既有產(chǎn)品空間結(jié)構(gòu)影響著比較優(yōu)勢的演變路徑和出口升級方向(Hausmann和Klinger，2006)[1]。

已有研究基本采用了出口密度指標來衡量出口產(chǎn)品之間的關(guān)聯(lián)程度，且多數(shù)研究已經(jīng)證實了出口密度在出口升級中具有促進作用。如Hausmann 等(2007)運用132個國家在1975—2000年的出口數(shù)據(jù)，研究了出口密度對未來產(chǎn)品比較優(yōu)勢的影響，得到顯著的正向結(jié)果[3]。類似的結(jié)論也出現(xiàn)在鄧向榮和曹紅(2016)對世界出口貿(mào)易的研究中[4]。

在國別層次的相關(guān)研究中，不少學(xué)者發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展水平較高的國家在出口升級過程中更可能偏離原有的比較優(yōu)勢。如鄧向榮和曹紅(2016)實證檢驗了國別層面產(chǎn)品空間的關(guān)聯(lián)關(guān)系對出口升級的影響，發(fā)現(xiàn)全球出口升級路徑偏離程度與經(jīng)濟增幅正相關(guān)[4]。這一發(fā)現(xiàn)在李強(2017)對全球國家制造業(yè)出口升級的研究中得到了應(yīng)和[5]。

之后，學(xué)者將出口密度與出口升級的相關(guān)性研究擴展到了地區(qū)層面，但地區(qū)層面的經(jīng)濟水平與出口升級路徑偏離關(guān)系尚未進行深入討論。Boschma等(2013)首次在區(qū)域和國家層面分析了新產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)生情況，指出出口密度對出口升級具有促進作用，且在地區(qū)層面該影響更為深刻[6]。此后，基于不同的地理方位，不少學(xué)者對地區(qū)出口升級的異質(zhì)性進行了討論。如徐孝新和李顥(2019)經(jīng)研究分析認為相對于經(jīng)濟發(fā)展水平較高的東部，經(jīng)濟發(fā)展水平較低的西部對累積生產(chǎn)能力稟賦的依賴性表現(xiàn)得更加明顯[7]?；谏鲜龇治觯疚奶岢龅?個假設(shè)：

H1：與既有優(yōu)勢產(chǎn)品越相似、越關(guān)聯(lián)，越有利于地區(qū)出口升級，但影響程度與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平有關(guān)，地區(qū)經(jīng)濟越發(fā)達，越可能突破關(guān)聯(lián)約束，路徑依賴程度降低。

1.2 出口密度、地區(qū)能力與出口升級

多數(shù)文獻認為原有產(chǎn)品關(guān)聯(lián)約束著出口升級，但部分文獻認為地區(qū)能力可以幫助地區(qū)突破這一制約。Zhu等(2017)認為各地區(qū)可以通過承接和吸收外部知識，自主創(chuàng)造新知識，使各地區(qū)增加跳躍能力，而地區(qū)能力則在這種知識獲取中發(fā)揮著關(guān)鍵作用[8]。因此，地區(qū)能力可能是出口升級突破路徑依賴狀態(tài)的助力器。

許多文獻對地區(qū)能力進行了考察，包括外部聯(lián)系、人力資本、制度和政府政策等。多數(shù)學(xué)者認為地區(qū)能力支持出口升級實現(xiàn)突破關(guān)聯(lián)約束，如Zhu等(2017)考察了進口、教育等要素與出口密度對出口升級的聯(lián)動影響，認為地區(qū)可以通過投資于區(qū)域外聯(lián)系和內(nèi)部創(chuàng)新來突破路徑依賴[8]。He和Zhu(2018)基于中國地區(qū)2000—2011年出口產(chǎn)品空間的演變研究，強調(diào)了政府可以通過各種產(chǎn)業(yè)政策影響區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演變[9]?；谏鲜龇治?，本文提出第2個假設(shè)。

H2：出口密度、地區(qū)能力會對出口升級產(chǎn)生聯(lián)動效應(yīng)，且該效應(yīng)在不同經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)存在差異。

1.3 進口密度、地區(qū)能力與出口升級

相較于出口關(guān)聯(lián)，貿(mào)易的另一方向——進口關(guān)聯(lián)對出口升級的影響較少得到關(guān)注。在中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演變中，進口具有重要意義，因此有必要在研究中考慮進口的影響。

少數(shù)文獻通過構(gòu)建類似于出口密度指標的進口密度來探索這一影響，但進口密度對于出口升級的影響存在不確定性。Boschma和Gianluca(2016)在實證中構(gòu)建了進口密度指標，證明了未來的出口結(jié)構(gòu)還受到其進口的影響，但該影響僅在EU國家通過了顯著性檢驗。一般而言，進口密度表明進口品與該國現(xiàn)有的生產(chǎn)結(jié)構(gòu)密切相關(guān)。然而進口密度也可能表明本土缺乏相應(yīng)的生產(chǎn)能力，在這種情況下，高進口密度反而不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級[10]。這意味著，良好的生產(chǎn)能力基礎(chǔ)是進口密度能夠促進出口升級的先決條件。

雖然這種生產(chǎn)能力的先決性還沒有得到研究及驗證，但內(nèi)生增長理論中的“吸收能力”與之有相通之處。在內(nèi)生增長理論中，“吸收能力”被認為是進口技術(shù)溢出能否促進生產(chǎn)率增長的先決條件。Crespo-Cuaresma等(2004)認為在研發(fā)投入較大以及教育基礎(chǔ)較好的經(jīng)合組織國家，更能獲得外國研發(fā)的溢出效應(yīng)[11]。不少研究指出，進口技術(shù)溢出對生產(chǎn)率的影響存在一種“門檻效應(yīng)”，只有在生產(chǎn)能力和基礎(chǔ)設(shè)施較好的國家，進口技術(shù)溢出才能推動生產(chǎn)率增長。根據(jù)上述分析，本文提出第3個假設(shè)：

H3：進口密度會對出口升級產(chǎn)生正向推動作用，但該效應(yīng)受地區(qū)技術(shù)基礎(chǔ)和吸收能力的影響，同樣會出現(xiàn)一定的地區(qū)差異性。

2 產(chǎn)品空間與實證模型構(gòu)建

2.1 產(chǎn)品空間結(jié)構(gòu)關(guān)系測度

本文采用Hidalgo等(2007)[2]和Boschma等(2013)[6]的方法測算產(chǎn)品空間。以下是測算方法的簡單介紹。

首先，采用Balassa定義的顯示性比較優(yōu)勢指標(Revealed Comparative Advantage，RCA)衡量產(chǎn)品的比較優(yōu)勢，其計算公式如式(1)所示。其中xvali,c,t衡量的是c地區(qū)i產(chǎn)品在t時間的出口額，∑cxvali,c,t衡量的是所有地區(qū)i產(chǎn)品在t時間的總出口額。如果RCAi,c,t>1，則代表c地區(qū)i產(chǎn)品的出口額大于全國平均水平，具有比較優(yōu)勢。

(1)

式(2)為鄰近性(proximity)的測算公式，φi,k,t是i、k兩種產(chǎn)品同時在某一地區(qū)具有比較優(yōu)勢的條件概率最小值。xi,t表示某一地區(qū)t時間i產(chǎn)品具有比較優(yōu)勢，P(xi,t│xk,t)表示在某一地區(qū)t時間k產(chǎn)品具有比較優(yōu)勢的情況下，i產(chǎn)品在同一地區(qū)也具有比較優(yōu)勢的概率。在通常情況下，P(xi,t│xk,t)≠P(xk,t│xi,t)，采用這兩者的最小值來保持一致性。

φi,k,t=min{P(xi,t│xk,t),P(xk,t│xi,t)}

(2)

式(3)為出口密度(density)的計算公式，xc,k,t根據(jù)c地區(qū)k產(chǎn)品的顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)判定，如果RCAc,k,t>1，那么xc,k,t就為1，其余情況則為0。φi,k,t則是i、k產(chǎn)品的鄰近性。

(3)

參考出口密度的計算方法構(gòu)建進口密度指標。如果t時間c地區(qū)k產(chǎn)品的進口份額大于全國k產(chǎn)品的進口份額，則Ic,k,t取為1，其余情況則為0。φi,k,t是產(chǎn)品鄰近度。

(4)

2.2 實證模型及變量說明

2.2.1 模型構(gòu)建

本文借鑒Boschma和Gianluca(2016)[10]，構(gòu)建以下模型：

xi,c,t+1=α0+α1xi,c,t+α2di,c,t+α3idi,c,t+δX+πY+εi,c,t

(5)

xi,c,t+1=α0+α1xi,c,t+α2di,c,t+β1HRc,tdi,c,t+β2INFc,tdi,c,t+β3RDc,tdi,c,t+δX+πY+εi,c,t

(6)

xi,c,t+1=α0+α1xi,c,t+α2idi,c,t+β1HRc,tidi,c,t+β2INFc,tidi,c,t+β3RDc,tidi,c,t+δX+πY+εi,c,t

(7)

式(5)主要檢驗產(chǎn)品空間對出口升級的影響，包括出口密度和進口密度，而式(6)、式(7)則加入了地區(qū)能力因素與進、出口密度的交互項，用以檢驗產(chǎn)品空間、地區(qū)能力對出口升級的聯(lián)動作用。其中，xi,c,t和xi,c,t+1分別表示c地區(qū)的i產(chǎn)品在t時間和t+1時間的比較優(yōu)勢情況；di,c,t和idi,c,t則分別代表i產(chǎn)品的出口密度和進口密度；X和Y分別為地區(qū)+年份和產(chǎn)業(yè)+年份的虛擬變量，用以控制任何隨著時間變化的地區(qū)和產(chǎn)業(yè)特性；εi,c,t為隨機誤差項。HRc,t、INFc,t、RDc,t則是本文選擇的代表地區(qū)能力的變量，分別代表人力資本、基礎(chǔ)設(shè)施、科技投入。

2.2.2 變量說明

被解釋變量為產(chǎn)品i的出口比較優(yōu)勢情況，采用一年前后的產(chǎn)品比較優(yōu)勢變化作為出口升級判斷標準，變化主要包括以下4種情況，但只有狀態(tài)b發(fā)生了出口升級(見表1)。

表1 產(chǎn)品比較優(yōu)勢變化情況

核心解釋變量為出口密度和進口密度，用其考察產(chǎn)品空間結(jié)構(gòu)關(guān)系對地區(qū)出口升級的影響。如果出口密度系數(shù)顯著為正，且系數(shù)值越高，表明產(chǎn)品出口升級越受制于產(chǎn)品出口關(guān)聯(lián)。進口密度的含義不似出口密度那樣明確，如果進口密度系數(shù)為正，則表示進口密度促進了出口升級。

地區(qū)能力變量包括人力資本、基礎(chǔ)設(shè)施和科技投入，具體如下：HRc,t為人力資本水平，以t時間c地區(qū)的擁有大專學(xué)位的人數(shù)表示；INFc,t為基礎(chǔ)設(shè)施水平，以t時間c地區(qū)每平方千米的公路里程數(shù)表示，數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》；RDc,t為科技投入，以c地區(qū)在t年的R&D經(jīng)費內(nèi)部支出占c地區(qū)GDP的比重表示，數(shù)據(jù)來自《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

上述的類似變量在一些研究中得到了分析，如Zhu等(2017)[8]、He和Zhu(2018)[9]，雖然具體形式和內(nèi)容有所不同，均認為類似變量有助于地區(qū)突破路徑依賴。因此預(yù)計地區(qū)能力與出口密度的交互項具有負向作用；而地區(qū)能力與進口密度的交互影響則因為進口密度對出口升級的影響不定而存在不確定性。一般認為具有良好生產(chǎn)能力基礎(chǔ)地區(qū)的進口密度系數(shù)為正，地區(qū)能力的交互項可能為負，促進產(chǎn)品突破路徑依賴；生產(chǎn)能力基礎(chǔ)較差地區(qū)的進口密度系數(shù)為負，地區(qū)能力交互項可能為正，促進當?shù)禺a(chǎn)品吸收進口知識溢出，發(fā)展新產(chǎn)品優(yōu)勢。

2.3 實證結(jié)果與分析

本文的研究時間段為2012—2019年，產(chǎn)品的進出口數(shù)據(jù)來自國研網(wǎng)的國際貿(mào)易研究及決策支持系統(tǒng)(http://trade.drcnet.com.cn/data/goods/china/monthly)。海關(guān)數(shù)據(jù)HS編碼在2012年開展了較大規(guī)模的調(diào)整和修訂，為了減少標準修訂帶來的統(tǒng)計口徑誤差，增強研究內(nèi)容和結(jié)論的實時性，本文采用HS(2012)、HS(2017)編碼的2012—2019年進出口數(shù)據(jù)，并將HS(2017)編碼的進出口數(shù)據(jù)通過匹配調(diào)整為HS(2012)。數(shù)據(jù)篩選方面，參考He和Zhu(2018)的方法刪去進出口金額小于5 000美元的產(chǎn)品[9]。考慮到部分地區(qū)能力因素的變量極值差距過大，衡量單位不一致，對各地區(qū)能力因素進行標準化處理。參考Hausmann和Klinger(2006)[1]、Hidalgo等(2007)[2]采用OLS方法對實證模型進行回歸。

表2顯示了基礎(chǔ)模型在高、中、低經(jīng)濟水平地區(qū)①的分組回歸結(jié)果。

表2 地區(qū)分組基礎(chǔ)實證模型結(jié)果

由表2可知，xi,c,t的系數(shù)均為正，且在1%的水平下顯著，表明產(chǎn)品的既往比較優(yōu)勢情況會正向影響將來的比較優(yōu)勢演化。di,c,t、idi,c,t的系數(shù)均為正，均在10%的水平下顯著，這與多數(shù)文獻結(jié)果保持一致，表明中國的產(chǎn)品出口升級仍是路徑依賴的。具體而言：di,c,t在高經(jīng)濟水平地區(qū)的系數(shù)最小，在中經(jīng)濟水平地區(qū)的系數(shù)最大。表明出口升級路徑偏離程度和經(jīng)濟水平并不存在正相關(guān)，可能由于低經(jīng)濟水平地區(qū)的生產(chǎn)能力稟賦較弱，高經(jīng)濟水平地區(qū)傾向于將產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到生產(chǎn)能力稟賦較好的中經(jīng)濟水平地區(qū)，導(dǎo)致中經(jīng)濟水平地區(qū)的出口升級最受限于出口關(guān)聯(lián)。這也驗證了假設(shè)1：地區(qū)經(jīng)濟發(fā)達，出口升級較有可能突破關(guān)聯(lián)約束，路徑依賴程度低。idi,c,t的系數(shù)均為正，部分驗證了假設(shè)3：進口密度會對出口升級產(chǎn)生正向推動作用。idi,c,t在高經(jīng)濟水平地區(qū)的系數(shù)最小，在低經(jīng)濟水平地區(qū)的系數(shù)最大。表明進口密度對出口升級的促進作用與經(jīng)濟水平成負相關(guān)。

表3和表4為產(chǎn)品空間、地區(qū)能力對出口升級的聯(lián)動效應(yīng)實證結(jié)果?？傮w上驗證了假設(shè)2和假設(shè)3：出口密度與地區(qū)能力差異會對出口升級產(chǎn)生聯(lián)動效應(yīng)，因地區(qū)能力差異，聯(lián)動效應(yīng)并不確定；地區(qū)能力影響著進口密度對出口升級的推動作用，這一作用存在地區(qū)差異性。具體而言：以人力資本、基礎(chǔ)設(shè)施、科技投入為代表的地區(qū)能力與出口密度、進口密度的交互效應(yīng)在高經(jīng)濟水平地區(qū)多表現(xiàn)為負向，在中、低經(jīng)濟水平地區(qū)多表現(xiàn)為正向。這表明地區(qū)能力在高收入地區(qū)可以幫助出口升級脫離關(guān)聯(lián)約束，在中、低經(jīng)濟水平地區(qū)可以促進產(chǎn)品進行路徑依賴式的出口升級。而許多交互項系數(shù)不顯著則可能由于該地生產(chǎn)要素累積稟賦較少，不足以影響出口升級的路徑依賴。

表3 地區(qū)分組聯(lián)動效應(yīng)實證模型結(jié)果(出口密度)

表4 地區(qū)分組聯(lián)動效應(yīng)實證模型結(jié)果(進口密度)

3 結(jié) 論

本文利用產(chǎn)品空間理論，構(gòu)建了一個從產(chǎn)品微觀角度出發(fā)，分析出口升級的研究框架，并在此框架上結(jié)合宏觀內(nèi)容，即地區(qū)能力，探討產(chǎn)品空間、地區(qū)能力的聯(lián)動對產(chǎn)品出口升級的影響。研究結(jié)果表明：近年來中國產(chǎn)品空間的出口密度和進口密度均對出口升級具有正向推動作用，且這一作用存在地區(qū)異質(zhì)性。出口密度、進口密度在高經(jīng)濟水平地區(qū)的系數(shù)最小，說明高經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)的出口升級對路徑依賴、外部資源依賴的程度較弱；低經(jīng)濟水平地區(qū)對既有生產(chǎn)結(jié)構(gòu)、外部資源的依賴較強。地區(qū)能力在高經(jīng)濟水平地區(qū)有利于出口升級突破產(chǎn)品關(guān)聯(lián)約束，在中、低經(jīng)濟水平地區(qū)則增強了出口升級的路徑依賴。