“一带一路”背景下沿线国家工业制成品比较优势与产品密度关系研究

陈 砺 黄晓玲

1（对外经济贸易大学国际经济与贸易学院，北京 100029）

2（石河子大学经济与管理学院，石河子 832000）

引 言

2008年国际金融危机导致的深层次影响依然存在，全球化遭遇挫折，世界经济发展缓慢，新一代国际贸易投资格局和规则正发生深刻调整。新形势下，世界各国面临的经济发展形势依然严峻，国际经济合作和竞争格局正在发生深刻变化，随着全球经济缓慢复苏，加强区域合作和交流是推动世界经济发展的重要动力，也是一种发展趋势。2013年中国提出 “丝绸之路经济带”和 “21世纪海上丝绸之路”（简称 “一带一路”）倡议，具有深刻的时代背景。“一带一路”沿线国家众多，各国资源禀赋各异，经济发展水平差距较大，“一带一路”倡议的提出为沿线国家提供了前所未有的发展机遇，目前各国之间经贸合作势头良好，发展空间巨大。基于 “一带一路”背景，沿线国家如何更好地发挥各自比较优势，积极参与到 “一带一路”建设和发展，实现沿线国家经贸可持续发展值得研究。

实施 “一带一路”倡议，国际贸易是一个重点领域。传统比较优势理论为产品和产业升级提供方向，却解决不了 “产业空心化”、“制造业回归”等经济现象，产品空间理论很好地解决了这些问题。从产品角度出发可以确定一国 （地区）比较优势产品和产业，产品密度会影响产品和产业升级的发展路径，因此产品密度与比较优势之间会有某种动态联系。考虑到 “一带一路”沿线国家贸易往来频繁，尤其是工业制成品贸易量大，本文重点研究 “一带一路”背景下，沿线国家工业制成品比较优势与产品密度关系及发展规律，从而促进沿线国家更好地发挥比较优势和经贸可持续发展。

1 文献回顾

绝对优势理论、比较优势理论和要素禀赋理论奠定了国际贸易理论的基础，为动态比较优势理论研究提供了依据。由于比较利益建立在一国比较优势基础之上，其前提是假定各国生产条件不变以及生产要素不能自由流动，因此传统比较优势理论具有静态特征。处于经济全球化的当今世界，各国经济都要参与国际分工和国际交换，体现为静态比较优势向动态比较优势的转变。

动态比较优势理论是静态比较优势理论的延续与发展，它主要研究要素积累和技术水平等各种因素是如何影响一国 （地区）比较优势的变化过程，以及研究长期动态比较优势变化对一国 （地区）对外贸易与经济增长的影响。早期对于动态比较优势理论的研究，主要是将技术作为外生变量考虑，因此认为各国劳动生产率保持不变进行研究。动态比较优势理论主要围绕技术展开两方面的研究：（1）把技术作为外生变量研究贸易利得和产业发展。如日本学者提出的 “雁行”理论和 “雁行”发展模式，Posner等 （1961） 提出的“技术差距理论”［1］，弗农的产品生命周期理论等；（2）把技术作为内生变量研究一国 （地区）经济增长、技术进步以及比较优势的动态变化。如Lucas （1988） 提出的 “内生增长理论”［2］， Lucas（1993） 的 “技术外溢” 理论［3］， 杨小凯 （2003）提出比较优势具有内生性和动态性等理论［4］，成祖松等 （2012）认为这些理论为研究动态比较优势理论提供了依据和支撑［5］。虽然早期比较优势理论将技术作为外生变量进行研究，但是将技术进步以及技术扩散等相关因素纳入研究领域，并且采用动态分析方法来阐释国际贸易、产业结构和经济增长的变化趋势，有利于动态比较优势理论的不断演变和完善 （赵晓晨，2007）［6］。 认识到技术是研究经济发展和结构转变不可缺少的重要因素，为后来动态比较优势的研究提供了良好基础 （韩民春和徐姗，2009）［7］。 动态比较优势理论，根据技术内生性，从不同角度阐释了动态比较优势的演变，为国际贸易和经济增长提供了理论支撑。

研究比较优势演变文献中，Grossman和Helpman（1991）认为由于产品异质性，不同产品之间比较优势具有异质性和独立性［8］，而Hausmann和Klinger（2007）则认为虽然产品特性各异，只要产品之间存在一定的关联，势必影响产品间的比较优势变化，认为产品空间结构会影响一国 （地区）比较优势演变以及比较优势产品选择和产业结构调整［9］，产品空间理论为动态比较优势理论发展提供了另一种思路和方法 （毛海涛等，2016）［10］。根据产品空间理论，国内学者邓向荣和曹红（2016）从产品空间结构视角分析了比较优势和中国产业升级的关系［11］。刘林青和谭畅 （2016） 基于产品空间理论拓展了国家空间结构，分析了出口结构对经济绩效的影响［12］。 张华和刘帷韬 （2019） 基于产品空间理论研究中国新技术的产生及对新产业的发展路径［13］。刘守英和杨继东 （2019）根据产品空间理论论证了中国产品空间变化和产业升级演化过程［14］。

2 相关概念界定

按照 《联合国国际贸易商品分类标准》，初级产品分为五大类 （SITC0-SITC4），工业制成品为后五大类 （SITC5-SITC9）。以中国为例，2018年中国与沿线国家货物贸易进出口总额达到1.3万亿美元，中国对沿线国家出口7047.3亿美元，同比增长10.9%，其中出口SITC7（机械运输设备产品）最多，达到2629.20亿美元，占10类产品的41.64%。其次是SITC6（按原料分制成品）和STIC8（杂项制品）较多，分别为1464.95亿美元和1254.91亿美元，占比23.20%和19.88%，两类产品占了43.08%，前3类产品共占84.72%。而SITC1（饮料烟酒）、SITC4（动植物油脂蜡）出口仅过1亿美元，合计仅占0.16%，可见 “一带一路”沿线国家出口商品主要以工业制成品为主，初级产品占比很少。

2.1 比较优势指数

对于比较优势的衡量，本文采用显示性比较优势指数 （RCA）表示。即一国 （地区）某产品出口额在该国 （地区）出口比例，除以该种产品的世界出口额在全世界总出口额的比例 （Balassa， 1965）［15］， 计算公式为：

式 （1） 中RCAi，c，t是 C 国 （地区）i产品在t期的显示性比较优势指数， 若RCAi，c，t≥1， 表明C国家 （地区）i产品在t期具有比较优势，否则不具备比较优势，即比较劣势 （Balassa，1989；Run等， 1999； 董小麟和庞小霞， 2007）［16-18］。RCA指数反映的是商品流通领域而非生产领域的相对比较优势，虽不是直接衡量比较优势，但该指数考虑了一国 （地区）不同产品在国际市场上所占份额，能够体现出一国 （地区）的出口绩效，并且充分考虑了贸易政策变化对出口的直接和间接影响，能够体现出一国 （地区）出口特征，具有一定科学性。

2.2 产品中心度与产品密度

产品中心度，是根据产品间的邻近程度矩阵计算得出。该指标用来衡量某产品与其他产品在产品空间上的分布情况，若该产品分布于产品空间的中央区域，该值越大，表明该产品与其他产品联系程度较高 （紧密），反之越低 （稀疏）。

式 （2） 中centralityi，t表示 C 国 （地区）i产品在t时期的中心度，是i产品和j产品关联程度之和，J为产品数量。某种产品密度较大，表明该产品周围有比较优势产品较多，该产品将来转变为比较优势产品的渠道较多，同时该产品受周围比较优势产品影响，容易吸收周围比较优势产品技术扩散带来的好处，将来转变为比较优势产品的概率更高。

式 （3） 中DENSITYi，c，t表示产品密度。φi，j，t指在t期i产品与j产品的关联程度，是i产品和j产品关联程度之和，是在t期产品i与产品j的关联程度矩阵分别与C国 （地区）i产品在t时期是否为比较优势产品的逻辑值。

3 “一带一路”沿线国家工业制成品比较优势与产品密度的实证分析

3.1 模型设定

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

式中Yi，c，t和Yi，c，t-1分别为RCA指数的虚拟变量， 表示 C 国i产品RCA指数值大于 1时Yi，c，t取1， 否则取 0。DENSITYi，c，t表示 C 国i产品的密度，X是控制随时间变化的国家和产品特征的虚拟变量，ε为随机扰动项。通过观察原始数据，发现一国工业制成品RCA指数具有时序性和延续性，即上期RCA指数值大于1，当前及以后几期RCA指数值也会持续大于1，说明上期RCA指数对当期RCA指数变化影响较大，本文采用两期RCA指数 （即Yi，c，t和Yi，c，t-1） 放入模型中， 反映产品比较优势的动态变化。

3.2 变量选择与数据来源

采用显示性比较优势指数RCA和产品密度指数DENSITY作为因变量和自变量，考虑到RCA指数和产品密度指数具有时序性和延续性，模型中会涉及到上期RCA指数和产品密度指数，所有产品数据通过UN Comtrade数据库收集整理得出。剔除工业制成品出口未统计的国家以及出口额占比较低的国家，确定出35个 “一带一路”沿线国家的34种工业制成品，分析其比较优势与产品密度的关系。回归方法分别采用个体固定效应（FE）回归和最小二乘虚拟变量法 （LSDV）进行对比验证。

表 1 是RCA的Yi，c，t逻辑值和RCAi，c，t原值相关变量的描述性统计分析。Yi，c，t和Yi，c，t-1标准差为0.4 大于平均值 0.25，RCAi，c，t和RCAi，c，t-1标准差为3.8大于平均值1.2，表明当期和上期不同国家在比较优势产品上有一定差异，体现出各国产品的差异性。产品密度最小值为0，说明沿线国家某些产品周围没有任何比较优势产品，当期该产品转换为比较优势产品的可能性为0。

表1 主要变量的描述性统计

3.3 实证结果分析

（1）基本方程回归

表2模型 （1） 和 （2） 显示 “一带一路” 沿线国家工业制成品比较优势与产品密度的个体固定效应 （FE）和LSDV回归结果基本一致，第一项衡量的是上期产品比较优势指数 （虚拟变量Yi，c，t-1）对当期产品比较优势指数 （虚拟变量Yi，c，t） 的影响，模型 （1）和模型 （2）两种方法估计系数一致为0.574，在1%水平上对当期产品比较优势呈显著正向影响，即上期比较优势指数 （虚拟变量Yi，c，t-1） 每增长 1%， 当期产品成为比较优势产品的可能性提高57.4%。

表2 “一带一路”沿线国家工业制成品比较优势与产品密度回归结果

为了研究二者之间长期变化趋势，在基本方程中加入了上期产品密度二次项结果见模型 （3）和模型 （4），上期比较优势和产品密度对当期产品比较优势分别在5%和10%水平上对当期产品比较优势呈显著正向影响和负向影响，随着转型产品生产规模扩大，上期产品密度对当期产品比较优势在5%和10%水平上影响显著为正，从系数看为长期正向影响 （13.5%和11.9%）明显大于在产品转型初期负向影响（4.5%和4.8%），说明产品密度与产品比较优势之间呈显著U型关系 （三次项结果不显著故省略）。

为了反映产品密度对比较优势影响的连续性，对方程 （4） 进行扩展 （张亭和刘林青，2017）［20］，方程 （5） 分析上期产品密度指数（DENSITYi，c，t-1）和当期产品密度指数（DENSITYi，c，t）同时对当期比较优势产品的影响程度。

回归结果见模型 （5） 和 （6），可以看出，当期产品密度在产品转型初期和生产规模扩大时期，都对当期产品比较优势在1%水平上呈显著正向影响，说明上期和当期产品密度都对当期产品比较优势有显著影响。

（2）扩展方程回归

根据产品密度公式，若两种产品之间距离越近，产品向另一种产品转变的可能性越大，而具有潜在比较优势产品周围聚集的比较优势产品越多，该产品下期成为比较优势产品概率越高。产品之间结构转变包括市场自动筛选现有比较优势产品以及市场生产资源转移到新产品，方程 （5）只分析了具有上期比较优势产品和产品密度对当期比较优势产品的影响，并未区分目前正在出口却要被放弃的产品，以及转向新产品出口可能性的决定性因素，这种过渡产品并未详细区分，在此采用当期比较优势产品和当期潜在比较优势产品进行分类说明。 根据学者Hausmann等 （2007）［9］、邓向荣等 （2016）［11］和张亭等 （2016）［21］研究基础上建立方程 （6）。

方程 （6） 中Yi，c，t和Yi，c，t-1为RCA虚拟变量，β2为产品密度对防止被放弃产品的影响，而β3为产品密度与向新产品转移概率的系数。若某期RCA值大于 1，Yi，c，t-1取 1， 则β1Yi，c，t-1和β2Yi，c，t-1×DENSITYi，c，t-1项在方程中保留， 即β1和β2项保留， 而β3（1-Yi，c，t-1）×DENSITYi，c，t-1项， 即β3项则为0，否则β3项保留，β1和β2项为0。为了理解产品之间结构转换过程，通过0和1变量确定β1、β2和β3项的保留与否，区分具有比较优势产品和潜在比较优势产品，其他变量含义与方程 （5）相同， 根据方程 （5） 和方程 （6）， 对 “一带一路”沿线国家工业制成品比较优势和产品密度做进一步研究，分析上期产品密度对当期产品成为比较优势产品和潜在比较优势产品影响程度，回归结果见表3。

表3 “一带一路”沿线国家工业制成品比较优势与产品密度扩展方程回归结果

表 3 模型 （1） 和 （2） 中Yi，c，t-1和Yi，c，t-1×DENSITYi，c，t-1交互项在 1%和 5%水平上， 对当期产品成为比较优势产品有显著正向影响，上期产品密度每增加1%，上期具有比较优势的产品当期依然是比较优势产品的概率增加8.4%和7.5%，而上期具有潜在比较优势的产品，当期成为比较优势产品的概率无显著变化。模型 （3）和模型 （4）的个体固定效应回归和LSDV回归结果相似，以模型 （4） 为例， 产品转型初期Yi，c，t-1×DENSITYi，c，t-1在 5%水平上， 上期产品密度对当期产品成为比较优势产品有显著正向影响，即上期产品密度每增加1%，上期具有比较优势的产品成为当期比较优势产品的概率增加27.1%，而（1-Yi，c，t-1）×DENSITYi，c，t-1项在 5% 水平上显著为负，上期具有潜在比较优势的产品当期成为比较优势产品的概率减少11.9%，说明 “一带一路”沿线国家工业制成品更新变化快，上期比较优势产品和潜在比较优势产品之间结构转换具有一定时效性。

3.4 稳健性检验

本文采用变换因变量方法进行稳健性检验，因变量为工业制成品RCA原值代替虚拟变量值，自变量为上期工业制成品RCA指数和上期产品密度指数，其他变量含义不变。

表4结果显示，上期RCA指数对当期RCA影响均在1%水平上显著为正，回归结果与原回归结果并无显著差异。由模型 （3）和 （4）可知，上期产品密度与当期比较优势之间呈U型关系，模型 （5）和模型 （6）中加入了当期产品密度一次项和二次项，回归结果与原回归结果大致相同。进一步印证了 “一带一路”沿线国家34种工业制成品比较优势与产品密度之间呈显著的U型关系。

表4 稳健性检验

3.5 内生性检验

本文所选自变量均为滞后一期，在一定程度上减弱了与因变量之间的内生性问题。由于相似产品在生产工艺、生产要素和技术方面具有一定相似性，生产出相似产品的数量越多，产品之间距离也越近，产品密度也越大，该产品周围聚集的具有比较优势产品可能性越大，通过吸收和学习周围聚集比较优势产品技术扩散和知识转移带来的好处，使得该产品下期成为比较优势产品的可能性提高，因此产品密度对产品比较优势影响显著。反之，产品比较优势对产品密度影响较小。由于不同产品之间差异大小构成产品空间分布距离的远近，产品密度的测算与产品距离 （或相似性）相关，而产品之间距离与产品属性和产品特征密切相关，其大小由产品内在固有属性决定，与产品比较优势关系不大。因此产品比较优势对产品密度影响很小，反向因果关系并不成立，模型中采用产品密度滞后项作为关键解释变量进一步消除了因果互逆关系。关于遗漏变量问题，从产品视角出发提出产品空间理论，认为产品是一国 （地区）各种要素和生产结构与能力的最终载体，产品本身已经包含了构成产品所需的各种要素，将产品作为研究对象分析产品密度和产品比较优势关系，较好地克服了遗漏变量问题。因此，本文认为产品密度和产品比较优势之间内生性问题很小。

4 结论与建议

通过以上分析得出结论： （1） “一带一路”背景下，本文通过对 “一带一路”沿线国家工业制成品比较优势与产品密度关系分析，发现上期产品比较优势和产品密度对当期产品比较优势呈显著正向和负向影响，长期看上期产品密度对当期产品比较优势影响显著为正，且正向影响明显大于短期的负向影响。加入当期产品密度一次项和二次项后，发现当期产品密度对当期产品比较优势有显著正向影响，二者呈U型关系；（2）工业制成品转型初期，上期产品密度对当期成为比较优势产品有显著正向影响，而对上期具有潜在比较优势的产品成为当期比较优势产品的影响较小。说明上期比较优势产品和潜在比较优势产品之间结构转换具有一定时效性。

本文提出如下建议：（1）由于比较优势的内生性和产品空间高度异质性与不连续性，给政府决策和企业发展留有较大的操作空间。根据 “一带一路”沿线国家工业制成品出口以及比较优势产品动态发展规律，倒逼 “一带一路”沿线国家政府部门和企业在产品结构和产业结构转变方面进行有益的改革和创新； （2）根据 “一带一路”沿线国家工业制成品比较优势与产品密度之间呈U型关系，对于上期具有比较优势的工业制成品转型初期，该类产品在当期可能依然是比较优势产品，应继续扩大生产规模和出口，做好其生产和服务工作，使该类产品能够保持较长时期的比较优势状态。随着转型产品生产规模不断扩大，上期具有比较优势的工业制成品，在当期不一定还具有比较优势，若比较优势产品失势，应及时转变生产目标和生产结构 （耿伟，2007；伏玉林和胡尊芳， 2017）［22，23］， 直至该类产品逐渐成为比较劣势产品甚至淘汰，以保持企业生产的连续性；（3）一国 （地区）根据自身资源和条件，以及现有工业制成品发展状况开展多元化生产和服务，开展比较优势产品生产和扶持潜在比较优势产品发展，使其经济发展始终与优势产品和产业关联；（4）一国 （地区）和企业需要不断积累各种资源和开发自我创新能力，增强自身核心竞争力。产品空间中各个产品之间是离散且异质的，如果企业在能力范围内找不到新产品，不能实现生产结构转换和产品升级，会导致企业继续生产和出口已不具备比较优势的产品，最终生产陷入停滞。因此一国 （地区）和企业需要不断增强创新研发能力，加强企业核心竞争力，才有能力进行产业升级和产品结构转换。