中国高技术制成品出口贸易模式实证分析

李源馨

【摘  要】论文运用1987-2021年的年度数据，考察中国高技术制成品出口贸易模式的内在关系。对高技术制成品的净出口能力指数NX、出口的对称显示性比较优势指数RSCA以及出口政策干预指数H这3个指标建立VAR模型进行数据分析，结果表明：高技术制成品出口贸易由比较劣势转为比较优势，贸易逆差转顺差，出口政策干预指数H对显示性比较优势RSCA有短期负效应和长期正效应，限制出口的政策短期会降低高技术制成品出口比较优势，长期会增加其比较优势。

【关键词】高技术制成品;出口贸易;政策干预;Granger因果关系

【中图分类号】F752.62                                             【文献标志码】A                                                 【文章编号】1673-1069（2022）05-0154-03

1 引言

在全球发展新常态的背景下，国家间的技術竞争对对外贸易的影响越来越深远，创新技术已成为各国竞争的关键因素，世界各国也日益把发展高技术制造业作为国家重要经济战略。高技术产业作为知识和技术密集的产业，可以体现出一个国家的竞争能力、科技创新力以及综合经济实力。高技术制成品贸易不仅会带来技术溢出效应，其高附加值的特征还会促进经济的增长。我国高技术制成品贸易额的快速增长对推动全国商品对外贸易发展具有较高的贡献率，能有效增强我国的出口竞争力和经济实力，而高技术产业的发展对一国占据竞争优势地位获得长足发展尤为重要。在这种背景下，研究政策是否能提高我国高技术制成品的竞争优势可以为推动今后中国高技术产品的进出口贸易提供参考。

2 文献综述

现有文献大多研究我国高技术产品出口竞争力的影响因素以及政策不确定性对高技术产品出口的影响，针对我国高技术制成品出口贸易政策绩效的研究不多。邱士雷等（2017）利用中国高技术产品相关数据构建VAR模型，结果显示R&D投入和人力资本能持续地提高高技术产品的出口竞争力，因此我国应重视技术创新和人才培养。洪宇等（2017）利用韩国进出口贸易数据对韩国农业制成品进口贸易模式进行格兰杰应果关系检验，考察了韩国进口贸易模式的内在关系及贸易政策的绩效。李瑞（2020）通过观察年鉴数据认为我国高技术产品出口贸易存在产业、地理、资源分布不均衡的现状，并提出应该采取计划和市场结合的政策建议。刘钧霆等（2021）利用中国对31个国家出口高技术产品的数据，发现贸易政策的不确定性会降低中国高技术产品出口种类和数量，抑制中国高技术产品出口份额的提高。李雨珊（2022）通过建立VAR模型分析了我国教育水平、外商直接投资、技术创新和研发投入对我国高技术行业出口竞争力的影响，认为我国应该深化对外开放，吸引外资增加研发投入。本文通过研究我国高技术制成品的贸易模式，探究贸易政策对提高高技术制成品的比较优势的绩效，可以丰富现有研究角度。

3 方法和数据

3.1 贸易模式的测度方法

3.1.1 净出口比率

本文使用净出口比率（net export ratio，NX）来计算我国的净出口能力：

NXig表示g产品在i国出口贸易当中的相对地位，其中Xig和Mig分别表示i国g产品的出口贸易额和进口贸易额。NXig的平均值是0，值域是[-1，1]。当NXig>0时，说明i国在g产品对外贸易上处于顺差状态;而当NXig<0时，说明i国在g产品对外贸易上处于逆差状态;当NXig=0，i国在g产品贸易上处于平衡状态。

3.1.2 对称的显示性比较优势指数

本文利用显示性比较优势指数（revealed comparative advantage，RCA）来衡量我国在一种产品出口贸易中的比较优势：

式中，Xi为一国全部产品的出口贸易额，Xwg和Xw分别表示世界g产品和全部产品的出口贸易额。RCA的取值范围是0到正无穷，平均值不一定为0。

为了对NX与RCA进行进一步的分析，本文将RCA指数转换成对称的显示的比较优势指数（revealed symmetric comparative advantage index，RSCA）：

RSCAig为i国g产品出口贸易的“对称的显示性比较优势指数”（RSCA），该指数值域以及平均值均与NXig相同，当RSCAig>0时，有RCAig>1，表示i国的g产品出口贸易具有比较优势;RSCAig<0时，有RCAig<1，表示i国的g产品出口贸易是比较劣势;当RSCAig=0时，该国在产品g的出口上既无比较优势也无比较劣势。

3.1.3 政策干预指数

根据赫克歇尔-俄林模型和李嘉图的自由贸易理论，一国在进行出口贸易时，应该根据自己的资源情况，集中生产利用其相对丰富生产要素的商品，更多地出口其具有“比较优势”的产品，进口其具有“比较劣势”的产品。因此在均衡状态下，NXig应该与RSCAig保持一致，即：NXig-RSCAig=0，因此可以认为当NXig=RSCAig，i国处于自由贸易状态。

净出口比率与比较优势之间的差异，即：

hig是i国g产品出口贸易的“政策干预指数”，该指数反映了当i国在产品g出口的比较优势一定时，其净出口能力与比较优势之间的差异情况。当hig=0，表示该国g产品出口贸易处于均衡状态;当hig>0，表示实际净出口比率大于显示性比较优势，说明i国g产品存在鼓励出口的政策倾向;如果hig<0，则说明i国g产品存在限制出口的政策倾向。

3.1.4 加权平均的政策干预指数

由于高技术制成品包含18种细分产品，所以需要对hig进行加权平均处理计算出高技术制成品整体的出口贸易政策干预指数。i国j产品整体的出口贸易政策干预指数：

式中，ωig为每一种具体的产品g在中国高技术制成品进出口贸易当中的比重，在计算政策干预指数h以及净出口能力NX时不仅使用了出口贸易总额，还用到了进口贸易总额，所以不能简单利用出口贸易额占比作为权重。所以ωig=（Xig+Mig）/（Xi+Mi），同樣地，也利用权重ωig对j产品的净出口能力NX指数进行加权平均处理，j产品处理后净出口比率为：

RSCAig的计算过程中只包含细分产品的出口贸易额，因此第j类产品加权平均的RSCAij为：RSCAij=∑（μig·RSCAig）

其权重μig是中国g产品出口在第j类产品总出口中所占比重。

3.2 数据来源

本文选择联合国统计署UN Comtrade网站提供的中国以及世界1987-2021年的年度贸易数据，高技术制成品的识别方法采取Lall的分类方法，根据技术构成将“国际贸易标准分类法第二修正版”下三位编码的产品分成六大类。本文按照其分类方法确定出18种高技术制成品，具体编码为：716、718、751、752、759、761、764、771、774、776、778、524、541、712、792、871、874、881。

4 实证分析结果

4.1 贸易模式指标分析结果

图1描绘了中国高技术制成品出口贸易加权平均的NXij、RSCAij以及Hij指数在1987-2021年期间的变化趋势。

从过程图可以总结出以下特征：

第一，NXij指数呈上升趋势，在2004年由负转正，2008年之后保持平稳。说明中国高技术制成品的出口从贸易逆差转为贸易顺差。第二，RSCAij指数在1998年由负转正并保持较快增速，随后保持平稳。这说明在出口贸易上，中国高技术制成品的出口贸易由比较劣势状态转为优势状态。第三，中国高技术制成品的出口政策干预指数Hij指数先波动，在1999年以来持续为负数状态，说明中国高技术制成品的实际净出口比率小于其对称的显示性比较优势，这表示中国的高技术制成品出口贸易有着偏离当前比较优势的情况，政策有着限制出口的倾向。

4.2 平稳性检验

本文利用ADF单位根检验判断指标的平稳性，进而避免出现“伪回归”现象。如表1所示，在5%的显著性水平下，所选两个变量的一阶差分序列均能通过检验，均为一阶单整变量。

4.3 Johansen协整关系检验

利用协整关系检验可以判断同阶单整序列之间是否具有长期均衡协整关系。首先，判断最优滞后区间，建立包含？驻LNRSCAij和？驻LNHij的VAR模型，根据样本容量选择最大滞后期为7，根据AIC和SIC最小信息准则判断出VAR模型的最优滞后期数为1～6。其次，基于滞后区间为1～5的误差修正模型，确定最优检验形式，根据最小信息准则选择出的最优模型为：序列空间有二次趋势，协整方程既有截距又有线性趋势。根据迹统计量和最大特征根统计量判断该模型形式存在1个以上的协整关系。

4.4 Granger因果关系检验

4.4.1 短期Granger因果关系检验

在最优形式的误差修正模型的基础上，利用Wald检验判断自变量ΔLNRSCAij、ΔLNHij之间的短期效应。表2为两个时间序列之间短期格兰杰因果关系的检验结果。结果显示，中国高技术制成品的出口比较优势和出口政策干预指数在短期内存在格兰杰因果关系，且根据差分滞后项系数和及其显著性判断H对RSCA存在负效应。

4.4.2 长期Granger因果关系检验

长期效应的分析应该基于变量ΔLNRSCAij、ΔLNHij之间的协整方程。分别以每一个变量作为因变量，其他变量作为自变量建立方程，根据广义脉冲响应函数100期后的收敛值判定长期效应，表3结果表明，中国高技术制成品的出口比较优势和出口政策干预指数在长期内存在格兰杰因果关系，且H对RSCA存在正效应。

5 结论

样本期间内中国高技术产品的净出口能力NX和出口的对称的显示性比较优势RSCA的基本趋势均由负转正，说明中国在高技术制成品的出口贸易上，出口竞争力在不断上升，比较优势在不断增强。反映出口政策的Hij指数在观察期间基本保持负数，说明中国在该类产品上实施了限制出口的贸易保护政策。这可能是由于近年来，国际环境复杂，特别是在高技术制成品上，外国通过设置一系列贸易壁垒，对中国出口的高技术产品贸易采取限制措施，这在一定程度上影响了中国的高技术产品出口。我国高技术产品出口的政策干预指数和对称的显示性比较优势存在长期稳定的均衡关系，出口限制政策短期会降低我国的出口比较优势，长期会增加我国的出口比较优势。出口限制政策虽然短期内可能会降低我国高技术制成品的出口竞争力，但在长期上可以倒逼我国相关产业自主创新，调整产业结构，进而取得长足的竞争优势。

6 政策建议

第一，规范专利技术管理，保持竞争优势。对于我国的优势产品和技术，可以在出口时给予一定的保护，如专利申请等。为此可以完善相关的法律政策，并且引导出口企业对自己的优势和先进技术进行必要的保护，这不仅可以合理保护我国高技术制成品的优势，还可以为企业开拓市场提供保障，帮助企业根据市场的反应及时更新技术，促进我国高技术制成品出口贸易的健康发展。

第二，提高自主创新能力，增加研发投入。加强对高技术产业研发的支持，提高高技术研究人员的积极性，降低高技术企业的创新成本。面对复杂的国际环境，不能单纯依靠学习国外已有的技术，我们可以通过吸引优质外资，积极与先进企业进行交流，吸引国外人才带动本土人才，提高自主研发创新能力，促进高技术产业的可持续发展。这样不仅可以帮助我国在对外贸易中掌握主动权，还可以在长期发展中优化出口商品的结构，提高竞争地位。

第三，推动贸易自由化，稳定出口贸易政策。为了帮助我国高技术企业应对复杂多变的国际贸易环境，我国应积极推进自贸区的建立，为高技术企业参与国际竞争与合作提供更好的外贸平台，稳定国内政策，学习发达国家的相关经验，为企业提供良好的国内营商环境。

【参考文献】

【1】邱士雷，吴宗杰，董会忠.中国高技术产品出口影响因素实证分析——基于时序变量VAR模型[J].科技管理研究，2017（11）：105-111.

【2】洪宇，邵博楠，牟晓伟.韩国农业制成品进口贸易模式格兰杰因果关系检验[C]//.Proceedings of 2017 2nd International Conference on Sport Science and Social Science （ICSS 2017）.，2017：399-404.

【3】李瑞.中国高技术产品出口贸易现状及对策[J].广西质量监督导报，2020（01）：182+181.

【4】刘钧霆，曲丽娜，王子睿.贸易政策不确定性是否抑制了中国高技术产品出口？[J].江西社会科学，2021，41（04）：96-107.

【5】李雨珊.中国高新技术行业国际竞争力影响研究[J].现代商业，2022（10）：45-48.