杨明

（天津理工大学马克思主义学院，天津300384）

0 引言

一般而言，技术密集度较高的产品由于贸易条件较好，出口附加值较高。促进高技术密集度产品获得比较优势，提高贸易福利是发展中国家产业发展的目标之一。我国改革开放以来，出口增速快，形成了巨大的贸易规模。联合国贸发会议统计数据显示，2015年中国出口额占世界总出口额的13.8%，高出第二位美国4.67个百分点。但是从产品技术密集度，我国的对外出口还不容乐观。对此相关研究形成了两种不同观点，一种观点认为，尽管我国贸易总量发展很快，但产品的技术密集度和出口产品的附加值水平整体偏低。例如，高敬峰（2013）[1]通过计算2001—2010制造业出口价值链长度，认为中国制造业出口产品向上游生产环节转移，但与发达国家相比，总体上处于下游生产环节。姚洋、张晔（2008）[2]计算了1997—2002年出口品国内技术含量，认为全国和江苏省出口品的整体技术含量相对于世界先进水平并没有提高，产品国内技术含量迅速下降，而广东省产品国内技术含量呈现出先下降、后上升的V型动态变化，中国产品国内技术含量要越过V型曲线的拐点出现上升趋势,仍然存在诸多障碍,尤其是在高技术产业中。齐俊妍（2006）[3]基于产品技术含量和附加值分布的国际贸易结构分析方法比较了中韩两国产品出口情况，认为从上世纪90年代到21世纪初,中国的产业结构变动不是很大,占绝对份额的仍然是低附加值的低技术产品,齐俊妍（2015）[4]进一步运用2002—2007年的数据分析，认为劳动和资源密集型产品国内完全技术含量比例较高且提升明显，而资本和技术密集型部门的国内完全技术含量比例较低且提升缓慢。另一种观点认为，自改革开放以来，中国的比较优势结构发生了很大变化。例如，陆文聪、许为（2015）[5]分析了中国出口产品技术复杂度和比较优势的变化情况，认为我国产品中的技术复杂度不断提高，比较优势从低技术产品过度到了中技术产品。在经济转型的关键时期，推动比较优势产品向高技术高附加值过渡成为我国面临的重大现实问题，本文的研究具有重要的理论和现实意义。

1 按技术密集度分类商品比较优势的测算

出于对贸易利益分析的目的，有多种角度考察商品结构。随着生产技术的提高，技术密集度对商品附加值水平越来越具有决定作用，近年来很多学者根据技术密集度对商品进行分类，计算分类商品的比较优势判断一国的商品结构情况，例如lall（2000）[6]按技术密集度度对商品进行了分类（见表1）。

表1 按技术密集度对出口商品的分类

本文根据lall技术密集度分类方法，使用联合国贸发会议公布的各国出口商品数据以及历年《中国统计年鉴》数据，并依据（Balassa，1981）的方法[7]计算了中国各类商品的显示性比较优势指数①根据巴拉萨的方法计算。一国某种商品占本国总出口值的比重与世界这一比重的比较。计算公式是：RCAij=(Xij/Xi)/Xwj/Xw),其中RCAij表示i国家第j种商品的显示性比较优势指数,Xij表示i国第j种商品的出口值，Xi表示i国所有商品的出口值，Xwj表示世界第j种商品的出口值，Xw表示世界所有商品的出口值.按照显示性比较优势指数RCAij的定义，0≤RCAij≤，RCAij的值越大，比较优势程度越高。如当RCAij＜1时，缺乏比较优势，当1＜RCAij时，且当1.25≤RCAij＜2.5时，比较优势较强；当RCAij≥2.5时，反映出i国第j种商品比较优势很强。（见表2）。

表2 按技术密集度分类中国出口商品比较优势指数

结果显示，自90年代以来，中国低技术密集型产品的比较优势呈不断下降趋势，中、高技术密集型产品比较优势呈不断上升趋势。但纺织服装等低技术商品(LT1)仍具有明显的比较优势，属于中技术的机械类商品(MT3)自2005年开始已显示出具有比较优势，属于高技术的电子器件及电器等商品(HT1)比较优势提高较快，并具有较强的比较优势，其他类商品(HT2)比较优势水平偏低。

2 计量模型与变量设计

2.1 计量模型构建

在分析决定产品比较优势因素时，最早可追溯到李嘉图成本比较模型，他把劳动作为唯一投入要素进行分析，产品的比较优势取决于劳动生产率，相对劳动生产率高的产品具有比较优势。在李嘉图模型的基础上，加入资本要素，产品的生产函数表现为Q=AF(L,K)，其中Q表示产出,L表示劳动，K表示资本，A表示生产技术，反映了在生产过程中综合使用两种要素的全要素生产率。以两个国家（国家1,2）和两种产品（X,Y）分析，在假定要素禀赋相同的情况下，与国家2相比，如果国家1在产品X生产中全要素生产率高于在产品Y生产中的全要素生产率，即，那么国家1的产品X具有比较优势，国家2的产品Y具有比较优势。进一步考虑存在要素禀赋差异，构造技术与要素禀赋的比较优势综合决定模型[8]。假设国家i(i=1,2)生产两种产品X和Y，投入两种生产要素Li与Ki，生产函数采用柯布道格拉斯形式：其中A表示全要素生产率。假定α＜β，即产品X是资本密集型产品，产品Y是劳动密集型产品。在封闭情况下，国家i的相对价格是：

其中θ表示消费者在X产品上的消费份额。这时，两个国家两种产品相对价格的大小取决于两个方面：要素禀赋与全要素生产率，如果国家1在X产品上具有比较优势，即P1＜P2，充分必要条件应是(a1Xa2Y/a2Xa1Y)1/(β-α)(K1L2/K2L1)＞1。据此，可以构建计量模型如下：

其中，A表示反映技术水平的变量，用全要素生产率（TFP）表示，表示反映要素禀赋的变量。对于要素禀赋，由于各类产品的生产来自于以往的要素，而不是仅仅取决于当期投入，因此构成要素禀赋的各变量选取应该是存量。本文分别引入人均国内物质资本存量k和人均外商直接投资存量（fdi）以及人力资本存量h。为了消除数据中存在的异方差，对各解释变量取自然对数，用于实证检验的假设模型如下：

2.2 变量设计与数据说明

被解释变量RCA。设定三个被解释变量，根据按技术密集度分类中国出口商品的比较优势指数，分别计算中/低、高/中技术商品显示性比较优势指数相对变动率序列，作为比较，引入资本密集型产品/劳动密集型商品显示性比较优势指数相对变动序列，分别表示为RCAMT/LT、RCAHT/MT和RCAK/L。

解释变量TFP，运用LP方法，基于总产出、资本投入和劳动投入数据，使用Coelli的DEAP2.1数据包络软件，得到TFP序列。

对于k，用物质资本存量除以从业人员。历年从业人员直接来自《中国统计年鉴》。对国内固定资本存量的计算，采用由Goldsmith（1951）提出、被广泛采用的永续盘存法其中Kt表示第t年的资本存量，Kt-1表示第t-1年资本存量，It表示第t年的投资，δt表示第t年的资本折旧率。对于基年资本存量，现有研究一般确定为1952年或1978年，张军（2003）[9]将基年确定为1952年，将1952年的价格设定为不变价格，计算了1952—2001年的资本存量，据此得到1991年的资本存量，进一步计算1992—2014年的资本存量。其次要确定国内固定资本存量折旧率，在对折旧率的测算中，有的采取固定值方法，将每年的折旧率确定为一个定值，有的采取动态值方法，将不同年份的折旧率确定为不同的数值。考虑到资本存量的折旧不仅来自于物理上的消耗，也来自于技术上的淘汰，本文动态计算固定资本存量的折旧率，将固定资产投资分为三部分，建筑安装类资本、机器设备类资本和其他类型的投资，将1991年之后建筑安装类和机器设备类折旧率每年分别递增0.04%和0.02%，对其他投资的处理方法是将其归并到建筑和机器设备上，按建筑安装类和机器设备的权重加权分配给二者，将建筑安装类和机器设备的折旧率按权重计算出全社会内资固定资产的折旧率。

对于人力资本h的测算有两种方法，一种方法是成本法，即测算人力资本形成的投资成本，最常用的成本测算法是用学校入学率和受教育年限来衡量人力资本投资成本，这一计算方法是基于人们受教育年限与教育投入成比例的考虑。另一种方法是收入法，通过具有人力资本水平人员与普通劳动力之间的收入差异来测算人力资本投入，两种方法各有优缺点。本文使用成本法，在王小鲁（2000）[10]的计算方法的基础上，运用历年从业人员中的不同教育程度比重计算受教育的平均年限，计算出中国历年的人力资本存量。

对于fdi的计算，用外商直接投资存量FDI除以外商企业从业人员。对于FDI计算，取1982年为基年，折旧率采用霍尔和琼斯（Hall，Jones，1999）在研究127个国家资本存量时所采用的6%，杨格（Young,2000）[11]也假定了6%的折旧率。通过永续存盘法的测算，得出我国历年FDI存量值，进一步除以外商投资企业从业人员，得到人均外商直接投资存量值。

原始数据均来自于联合国贸发会议和历年《中国统计年鉴》，为消除价格因素，各序列数据用各类价格指数进行了平减。

3 实证检验

本文使用的数据是时间序列，而这些序列很可能是非平稳的，对非平稳序列进行回归分析会产生伪回归问题。为此，首先需要对各时间序列进行平稳性检验。经检验，各序列皆是非平稳的。对上述序列进行一阶差分之后的序列进行平稳性检验，通过5%临界值的平稳性检验，因此，上述各序列是一阶单整序列，检验结果如表3所示。

表3 各时间序列平稳性检验结果

对于同阶单整非平稳时间序列，如果两个或多个变量之间存在协整关系，则这些非平稳变量特定线性组合稳定时，将不存在伪回归问题，存在长期稳定关系。所以，对上述变量进行协整检验，经检验，各模型中的非平稳变量之间存在协整关系，检验结果如表4所示。

表4 各模型中非平稳变量之间的协整关系检验结果

根据上面检验结果，可以进一步对各个模型进行OLS检验，检验结果如表5所示。

表5 OLS检验结果

结果显示：第一，全要素生产率在中技术与低技术的相对比较优势中通过了显著性检验，这反映出经过几十年的经济发展，我国技术水平的提高使中技术产品取得比较优势的重要影响因素，但对于高技术产品获得比较优势没有通过显著性检验，影响作用还没有显现。第二，国内物质资本存量通过了显著性检验，比较优势由劳动密集型产品向资本密集型产品转变起到了积极作用，但对低技术向中技术产品过渡、中技术产品向高技术产品过渡却具有反向影响。其主要原因可作如下分析：生产性资本投入可产生两种效应：直接生产效应和间接技术效应，实证结果反映出我国资本投入促进了资本密集型产品的出口，产生了明显的生产效应，但间接技术效应较小。而且，对外贸易使比较优势产品生产扩张，吸引资源向该部门流动，对通过技术提升获得比较优势的部门生产，产生挤出效应。第三，外商直接投资存量在三个模型中均通过了显著性检验，这主要因为投资于我国内地的外商投资企业主要来自于我国港澳台地区和欧美日等发达国家，其技术水平普遍高于内地企业，具有技术溢出效应，而且外商直接投资企业占我国内地总出口的比重较大，所以对各类出口产品比较优势的获得起到了积极作用。不过这种影响程度不同，其中对由低到中技术产品比较优势的过渡影响最大，对由劳动向资本密集型产品比较优势的过渡影响最小。这主要因为由劳动向资本密集型产品的比较优势的过渡主要来自于国内投资，我国已经超越了利用外商直接投资发展资本密集型产业的阶段，但外商直接投资对高技术产品的投资比较谨慎，对由中到高技术产品比较优势的过渡其积极影响程度有限，程度不是很高。第四，人力资本变量在由劳动向资本密集型产品比较优势的过渡中未通过显著性检验，说明这种过渡主要来自于物质资本，人力资本并未对其产生实质性影响。人力资本在中技术与低技术的相对比较优势和高技术与中技术的相对比较优势中通过了显著性检验，而且具有十分重要的积极影响因素，特别是对由中到高技术产品比较优势的过渡影响是最大的。

4 结论与建议

比较优势的升级表现为由劳动向资本密集型产品转变和低技术向中技术进而向高技术产品转变。这一转变过程中，决定内生比较优势形成的各种因素在我国所起的作用不同。人力资本对我国比较优势的升级起到了重大的推动作用，外商直接投资也起到了积极的推动作用。物质资本禀赋是推动比较优势由劳动向资本密集型产品转变的另一因素，技术进步对推动我国低技术向中技术产品的转变起到了重要作用，但在推动中技术向高技术产品的转变中效果还不明显。根据本文研究结果，对于今后促进我国比较优势升级提出几点政策建议：

第一，我国通过大规模投资促进对外贸易进而促进经济发展的增长模式需要改变，为实现比较优势产品由低技术向高技术转变，需要进一步发挥技术进步的作用，将更多资本投入到推动技术进步特别是技术创新中，发挥资本在经济发展中更加有效的功能。要“加快从要素驱动、资规模驱动发展为主向以创新驱动发展为主的转变。”

第二，加大对人力资本的积累。实证检验说明，人力资本在推动我国比较优势的升级中都发挥了重要作用，这与国外的经验分析是一致的。人力资本是活的生产能力和推动技术进步的基础，我国要实现经济的根本转型，提高人力资本水平是重要的措施和途径之一。

[1]高敬峰.中国出口价值链演化及其内在机理剖析[J].财贸经济，2013，（4）.

[2]姚洋，张晔.中国出口品国内技术含量升级的动态研究[J].中国社会科学，2008，（2）.

[3]齐俊妍.基于技术含量和附加值的贸易结构分析方法研究[J].现代财经，2006，（8）.

[4]齐俊妍，王岚.贸易转型、技术升级和中国出口品国内完全技术含量演进[J].世界经济，2015，（3）.

[5]陆文聪，许为.中国落入“比较优势陷阱”了吗？[J].数量经济技术经济研究，2015，（5）.

[6]Lall S.The Technological Structure and Performance of Developing Country Manufactured Exports,1985-1998[J].Oxford Development Studies,2000.

[7]Balassa B A.A Stages Approach to Comparative Advantages[M].New York:Pergamon Press,1981.

[8]杨小凯.当代中国经济学与中国经济[M].北京：中国社会科学出版社，1997.

[9]张军，章元.对中国资本存量K的再估计[J].经济研究，2003，（7）.

[10]王小鲁，樊纲等.中国经济增长的可持续性[M].北京：经济科学出版社，2000.

[11]Young,Alwyn.Gold Into Base Metals:Productivity Growth in the People's Republic of China During the Reform Period[R].NBER Working Paper,No.7856,2000.