李源馨

（吉林財經(jīng)大學，長春 130000）

1 引言

在全球發(fā)展新常態(tài)的背景下，國家間的技術競爭對對外貿(mào)易的影響越來越深遠，創(chuàng)新技術已成為各國競爭的關鍵因素，世界各國也日益把發(fā)展高技術制造業(yè)作為國家重要經(jīng)濟戰(zhàn)略。高技術產(chǎn)業(yè)作為知識和技術密集的產(chǎn)業(yè)，可以體現(xiàn)出一個國家的競爭能力、科技創(chuàng)新力以及綜合經(jīng)濟實力。高技術制成品貿(mào)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(jīng)濟的增長。我國高技術制成品貿(mào)易額的快速增長對推動全國商品對外貿(mào)易發(fā)展具有較高的貢獻率，能有效增強我國的出口競爭力和經(jīng)濟實力，而高技術產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對一國占據(jù)競爭優(yōu)勢地位獲得長足發(fā)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(yōu)勢可以為推動今后中國高技術產(chǎn)品的進出口貿(mào)易提供參考。

2 文獻綜述

現(xiàn)有文獻大多研究我國高技術產(chǎn)品出口競爭力的影響因素以及政策不確定性對高技術產(chǎn)品出口的影響，針對我國高技術制成品出口貿(mào)易政策績效的研究不多。邱士雷等（2017）利用中國高技術產(chǎn)品相關數(shù)據(jù)構建VAR 模型，結果顯示R&D 投入和人力資本能持續(xù)地提高高技術產(chǎn)品的出口競爭力，因此我國應重視技術創(chuàng)新和人才培養(yǎng)。洪宇等（2017）利用韓國進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)對韓國農(nóng)業(yè)制成品進口貿(mào)易模式進行格蘭杰應果關系檢驗，考察了韓國進口貿(mào)易模式的內(nèi)在關系及貿(mào)易政策的績效。李瑞（2020）通過觀察年鑒數(shù)據(jù)認為我國高技術產(chǎn)品出口貿(mào)易存在產(chǎn)業(yè)、地理、資源分布不均衡的現(xiàn)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(chǎn)品的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易政策的不確定性會降低中國高技術產(chǎn)品出口種類和數(shù)量，抑制中國高技術產(chǎn)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(chuàng)新和研發(fā)投入對我國高技術行業(yè)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(fā)投入。本文通過研究我國高技術制成品的貿(mào)易模式，探究貿(mào)易政策對提高高技術制成品的比較優(yōu)勢的績效，可以豐富現(xiàn)有研究角度。

3 方法和數(shù)據(jù)

3.1 貿(mào)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=（Xig-Mig）/（Xig+Mig）

NXig表示g 產(chǎn)品在i 國出口貿(mào)易當中的相對地位，其中Xig和Mig分別表示i 國g 產(chǎn)品的出口貿(mào)易額和進口貿(mào)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(chǎn)品對外貿(mào)易上處于順差狀態(tài)；而當NXig＜0 時，說明i 國在g產(chǎn)品對外貿(mào)易上處于逆差狀態(tài)；當NXig=0，i 國在g 產(chǎn)品貿(mào)易上處于平衡狀態(tài)。

3.1.2 對稱的顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)

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

RCAig=（Xig/Xi）/（Xwg/Xw）

式中，Xi為一國全部產(chǎn)品的出口貿(mào)易額，Xwg和Xw分別表示世界g 產(chǎn)品和全部產(chǎn)品的出口貿(mào)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(shù)轉(zhuǎn)換成對稱的顯示的比較優(yōu)勢指數(shù)（revealed symmetric comparative advantage index，RSCA）：

RSCAig=（RCAig-1）/（RCAig+1）

RSCAig為i 國g 產(chǎn)品出口貿(mào)易的“對稱的顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)”（RSCA），該指數(shù)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(chǎn)品出口貿(mào)易具有比較優(yōu)勢；RSCAig＜0 時，有RCAig＜1，表示i 國的g 產(chǎn)品出口貿(mào)易是比較劣勢；當RSCAig=0 時，該國在產(chǎn)品g 的出口上既無比較優(yōu)勢也無比較劣勢。

3.1.3 政策干預指數(shù)

根據(jù)赫克歇爾-俄林模型和李嘉圖的自由貿(mào)易理論，一國在進行出口貿(mào)易時，應該根據(jù)自己的資源情況，集中生產(chǎn)利用其相對豐富生產(chǎn)要素的商品，更多地出口其具有“比較優(yōu)勢”的產(chǎn)品，進口其具有“比較劣勢”的產(chǎn)品。因此在均衡狀態(tài)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(mào)易狀態(tài)。

凈出口比率與比較優(yōu)勢之間的差異，即：

hig=NXig-RSCAig

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

由于高技術制成品包含18 種細分產(chǎn)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(mào)易政策干預指數(shù)。i 國j 產(chǎn)品整體的出口貿(mào)易政策干預指數(shù)：

Hij=∑（ωig·hig）

式中，ωig為每一種具體的產(chǎn)品g 在中國高技術制成品進出口貿(mào)易當中的比重，在計算政策干預指數(shù)h 以及凈出口能力NX 時不僅使用了出口貿(mào)易總額，還用到了進口貿(mào)易總額，所以不能簡單利用出口貿(mào)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(chǎn)品的凈出口能力NX 指數(shù)進行加權平均處理，j 產(chǎn)品處理后凈出口比率為：

NXij=∑（ωig·NXig）

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

其權重μig是中國g 產(chǎn)品出口在第j 類產(chǎn)品總出口中所占比重。

3.2 數(shù)據(jù)來源

本文選擇聯(lián)合國統(tǒng)計署UN Comtrade 網(wǎng)站提供的中國以及世界1987-2021年的年度貿(mào)易數(shù)據(jù)，高技術制成品的識別方法采取Lall 的分類方法，根據(jù)技術構成將“國際貿(mào)易標準分類法第二修正版”下三位編碼的產(chǎn)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(mào)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(mào)易加權平均的NXij、RSCAij以及Hij指數(shù)在1987-2021年期間的變化趨勢。

圖1 中國高技術制成品出口貿(mào)易模式演進趨勢

從過程圖可以總結出以下特征：

第一，NXij指數(shù)呈上升趨勢，在2004年由負轉(zhuǎn)正，2008年之后保持平穩(wěn)。說明中國高技術制成品的出口從貿(mào)易逆差轉(zhuǎn)為貿(mào)易順差。第二，RSCAij指數(shù)在1998年由負轉(zhuǎn)正并保持較快增速，隨后保持平穩(wěn)。這說明在出口貿(mào)易上，中國高技術制成品的出口貿(mào)易由比較劣勢狀態(tài)轉(zhuǎn)為優(yōu)勢狀態(tài)。第三，中國高技術制成品的出口政策干預指數(shù)Hij指數(shù)先波動，在1999年以來持續(xù)為負數(shù)狀態(tài)，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(yōu)勢，這表示中國的高技術制成品出口貿(mào)易有著偏離當前比較優(yōu)勢的情況，政策有著限制出口的傾向。

4.2 平穩(wěn)性檢驗

本文利用ADF 單位根檢驗判斷指標的平穩(wěn)性，進而避免出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)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。

表1 ADF 單位根檢驗

4.3 Johansen 協(xié)整關系檢驗

利用協(xié)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(xié)整關系。首先，判斷最優(yōu)滯后區(qū)間，建立包含ΔLNRSCAij和ΔLNHij的VAR 模型，根據(jù)樣本容量選擇最大滯后期為7，根據(jù)AIC 和SIC 最小信息準則判斷出VAR 模型的最優(yōu)滯后期數(shù)為1～6。其次，基于滯后區(qū)間為1～5 的誤差修正模型，確定最優(yōu)檢驗形式，根據(jù)最小信息準則選擇出的最優(yōu)模型為：序列空間有二次趨勢，協(xié)整方程既有截距又有線性趨勢。根據(jù)跡統(tǒng)計量和最大特征根統(tǒng)計量判斷該模型形式存在1 個以上的協(xié)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(yōu)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(yōu)勢和出口政策干預指數(shù)在短期內(nèi)存在格蘭杰因果關系，且根據(jù)差分滯后項系數(shù)和及其顯著性判斷H 對RSCA 存在負效應。

表2 短期Granger 因果關系檢驗

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(xié)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(jù)廣義脈沖響應函數(shù)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(yōu)勢和出口政策干預指數(shù)在長期內(nèi)存在格蘭杰因果關系，且H 對RSCA 存在正效應。

表3 長期Granger 因果關系檢驗

5 結論

樣本期間內(nèi)中國高技術產(chǎn)品的凈出口能力NX 和出口的對稱的顯示性比較優(yōu)勢RSCA 的基本趨勢均由負轉(zhuǎn)正，說明中國在高技術制成品的出口貿(mào)易上，出口競爭力在不斷上升，比較優(yōu)勢在不斷增強。反映出口政策的Hij指數(shù)在觀察期間基本保持負數(shù)，說明中國在該類產(chǎn)品上實施了限制出口的貿(mào)易保護政策。這可能是由于近年來，國際環(huán)境復雜，特別是在高技術制成品上，外國通過設置一系列貿(mào)易壁壘，對中國出口的高技術產(chǎn)品貿(mào)易采取限制措施，這在一定程度上影響了中國的高技術產(chǎn)品出口。我國高技術產(chǎn)品出口的政策干預指數(shù)和對稱的顯示性比較優(yōu)勢存在長期穩(wěn)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(yōu)勢，長期會增加我國的出口比較優(yōu)勢。出口限制政策雖然短期內(nèi)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(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結構，進而取得長足的競爭優(yōu)勢。

6 政策建議

第一，規(guī)范專利技術管理，保持競爭優(yōu)勢。對于我國的優(yōu)勢產(chǎn)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(yè)對自己的優(yōu)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(yōu)勢，還可以為企業(yè)開拓市場提供保障，幫助企業(yè)根據(jù)市場的反應及時更新技術，促進我國高技術制成品出口貿(mào)易的健康發(fā)展。

第二，提高自主創(chuàng)新能力，增加研發(fā)投入。加強對高技術產(chǎn)業(yè)研發(fā)的支持，提高高技術研究人員的積極性，降低高技術企業(yè)的創(chuàng)新成本。面對復雜的國際環(huán)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(yōu)質(zhì)外資，積極與先進企業(yè)進行交流，吸引國外人才帶動本土人才，提高自主研發(fā)創(chuàng)新能力，促進高技術產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。這樣不僅可以幫助我國在對外貿(mào)易中掌握主動權，還可以在長期發(fā)展中優(yōu)化出口商品的結構，提高競爭地位。

第三，推動貿(mào)易自由化，穩(wěn)定出口貿(mào)易政策。為了幫助我國高技術企業(yè)應對復雜多變的國際貿(mào)易環(huán)境，我國應積極推進自貿(mào)區(qū)的建立，為高技術企業(yè)參與國際競爭與合作提供更好的外貿(mào)平臺，穩(wěn)定國內(nèi)政策，學習發(fā)達國家的相關經(jīng)驗，為企業(yè)提供良好的國內(nèi)營商環(huán)境。