出口技术复杂度

出口技术复杂度（精选4篇）

出口技术复杂度 篇1

摘要：随着创意产品贸易的不断发展, 我国创意产品出口技术复杂度也在不断提升, 但在国际市场上, 我国创意产品出口技术复杂度排名却处于“中下”水平。通过对影响我国创意产品出口技术复杂度影响因素进行主成分回归发现, 经济发展水平、资本劳动比、高等教育入学率、R&D投入、进口贸易以及所处行业发展水平对我国创意产品出口技术水平提升有明显促进作用, FDI对出口技术含量的提升产生了抑制作用。因此, 应进一步提升我国创意产品的出口技术复杂度, 优化国际分工地位, 加大对创意产品的资本投入, 进一步发展第三产业的同时, 合理引导FDI投资流向, 为创意产业发展提供充足资金和技术来源。

关键词：创意产品,创意产业,出口技术复杂度,主成分回归

一、引言

创意产业是继信息技术产业之后的又一大新兴产业。UNCTAD发布的《创意经济报告2010》中指出, 创意产业贸易已成为国际贸易领域最具发展潜力的产业之一, 是全球贸易发展的重要推动力。“十二五”规划中, 我国就明确提出要大力发展创意产业。

据UNCTAD统计, 我国创意产品贸易总额由2003年的411.71亿美元增长到2012年的1653.78亿美元, 年均增长率达到16.71%, 2011年超过美国成为世界第一大创意产品贸易国。其中, 我国创意产品出口世界首位, 2003-2012年间, 出口额增长了295.97%, 到2012年占世界创意产品出口总额的31.91%。贸易规模扩大的同时, 以Hausmann等2005年提出的“出口技术复杂度 (Export Sophisticate Index, ES) ”计算的我国创意产品出口技术含量整体也在不断提升, ES值由2003年的20400.24上升到2012年的32342.66, 提升幅度达到58.5%。但在国际市场上, 我国创意产品出口技术复杂度排名并不高, 在创意产品贸易排名前36个国家 (地区) 中还处于“中低”水平。因此, 为进一步提升我国创意产品的出口技术含量, 改善国际分工地位, 本文运用主成分回归对影响我国创意产品出口技术复杂度的因素进行分析, 从而提供借鉴意义。

二、影响因素变量选取及模型构建

影响创意产品出口技术复杂度的因素有很多, 但根据相关理论, 将其分为经济发展水平、资源禀赋情况、自主创新能力、国际技术溢出及产业特征五方面因素, 针对性选择最具代表性的变量作为解释变量。经济发展水平方面, 人均GDP本身已构成ES的计算公式, 遂不将该变量作为模型的解释变量;资源禀赋方面, 资本与劳动力投入用资本劳动比 (CAPLAB) 表示;自主创新能力方面, 人力资本水平用高等教育入学率 (ENTR) 代表, 研发人员数量用研发人员数 (RDPOP) 表示, R&D投入用R&D投入占GDP比重 (RDGDP) 表示;国际技术溢出方面, 国际直接投资用FDI存量占GDP的比重 (FDIGDP) 表示, 进口贸易用创意产品进口占GDP的比重 (IMGDP) 表示;行业特征方面, 用第三产业总产值占GDP比重 (SERGDP) 表示。

研发人员数量、R&D投入、高等教育入学率来自世界银行数据库;资本劳动比根据世界银行数据计算得;FDI存量占GDP比重以及创意产品进口额占GDP的比重均通过UNCTAD数据库计算得;第三产业总产值占GDP比重来于中国国家统计局。被解释变量我国创意产品出口技术复杂度 (ES) 则根据“出口技术复杂度”公式计算得。所选取的数据年限根据数据的可获得性选取2003-2011年间的数据。

模型初步设定为:

其中, αi表示第i个偏回归系数, 下标t表示时期, μ表示随机扰动项。

通过对这八个变量进行相关性检验, 各解释变量间存在较严重的多重共线性, 若直接利用OLS法进行估计, 会导致模型的精确性降低, 难以准确反映各因素对创意产品出口技术复杂度的影响。因此, 为避免这一情况, 本文采用主成分回归方法。

三、主成分回归分析

首先, 对标准化的原始解释变量 (记为ZX, X表示各个解释变量) 进行主成分分析, 得到各主成分解释的总方差如表1所示。从表1可看出, 前两个主成分的特征根都大于1, 且其累积贡献率达到89.933%。因此, 提取这两个主成分能很好地表示所有解释变量。

资料来源:根据相关数据经SPSS软件处理得

用所提取主成分的因子载荷矩阵除以对应特征值的二次方根, 得到第一、第二主成分的线性表达式:

对标准化的被解释变量ZES与主成分F1、F2进行线性回归得到标准化主成分回归方程:

从估计模型中可看出, 模型整体显著且拟合度较好, 两个主成分估计系数t值也很显著, 说明第一、第二主成分对创意产品出口技术复杂度有显著影响。DW值为1.423, 说明模型不存在自相关问题。将两主成分的线性表达式带入估计模型后还原得ES的主成分回归方程:

四、分析结果

第一, 资本劳动比对我国创意产品出口技术复杂度的提升有较明显的正面影响, 这符合比较优势理论。资本劳动比较高的国家主要生产资本密集型的产品, 其生产劳动率相对较高, 出口技术复杂度自然较高;相反, 资本劳动比较低的国家则主要生产劳动密集型产品, 其生产率低, 因而其出口技术复杂度也相应较低。

第二, 自主创新能力对我国创意产品出口技术复杂度的提升也有明显的带动效应。从模型中可以看出, 高等教育入学率每提高1%, 创意产品的出口技术含量将增加172.328个单位;研发人员数量每百万人增加1个单位, 其出口技术复杂度将增加8.299个单位;研发投入占GDP的比重每提高1%, 创意产品出口技术含量将提高1388.642个单位。因此, 要进一步提升我国创意产品的出口技术含量, 研发人员培养是关键, 同时做好创意人才储备工作, 切实提升本国自主创新能力。

第三, 国际技术溢出中, 进口贸易带来的技术溢出能显著提升我国创意产品出口技术复杂度。这是因为, 进口贸易一方面使得国外高技术含量的产品进入国内市场, 对国内创意产品企业带来更激烈的竞争, 为了在竞争中维持市场份额, 不得不进一步加大研发投入, 从而带动整体创意产品出口技术复杂度的提升;另一方面, 我国创意产品进口规模小, 价值增值能力低, 正处于吸收外国技术的黄金时期, 通过创意产品进口吸取国外创意产品所包含的技术创新同时, 研发自有的技术品牌, 促进创意产品出口技术含量提升。FDI对我国创意产品出口技术复杂度的提升起到了负面效应, 与理论预期出现较大偏差。一方面, 我国创意产业领域吸引的FDI占比非常小, 不到0.5%。尽管每年吸引的FDI总额不断增长, 但实际在创意产品领域的投资并没有明显增加, 从而造成FDI增加对创意产品出口技术复杂度提升作用不明显。一方面, 我国创意产品企业主要依赖“再加工”型创意产品出口, 对国外技术依赖性较强。国外在投资过程中, 通常将先进技术留在国内, 将处于产品末期的技术带给中国, 这就导致发达国家始终保持在创新前列, 出口的创意产品技术含量在不断快速提升, 我国创意产品出口技术含量尽管也在提升, 但提升的速度要远小于发达国家, 因而表现为FDI与创意产品出口技术复杂度负相关。

第四, 所处行业特征也即第三产业占GDP的比重也有助于创意产品出口技术复杂度的提升。这说明, 当前我国不断促进优化和推动产业结构调整, 大力发展高附加值第三产业, 尤其是文化创意产业、娱乐、旅游等新兴服务业, 取得了显著成效。快速增长的第三产业为创意产品贸易的发展提供了良好的生长环境。

参考文献

[1]戴翔.中国服务贸易出口技术复杂度变迁及国际比较[J].中国软科学, 2012 (2) :52-59.

[2]戴翔.创意产品贸易决定因素及对双边总贸易的影响[J].世界经济研究, 2010 (6) :46-50.

[3]田思.我国创意产品贸易出口复杂度研究[D].上海:东华大学, 2014.

[4]陈伟雄.中国创意经济竞争力研究[D].福州:福建师范大学, 2013.

[5]傅立峰.中国高技术产品出口复杂度及其影响因素分析[D].杭州:浙江大学, 2012.

[6]Hausmann, Ricardo, Jason Hwang, and Dani Rodrik.What You Export Matters[J].Journal of Economic Growth, 2005, (12) :1-25.

[7]UNCTAD.Creative Economy Report 2010.A Feasible Development Option[R].UNCTAD/DITC/TAB/2010/3.

出口技术复杂度 篇2

21世纪以来,我国的出口贸易以惊人的速度增长,出口额从1978年的97. 5亿美元增加到2013年的22096亿美元; 与此同时,出口产品的技术含量也发生了显著变化,由低技术附加值为主的资源密集型产品和轻工产品转化为以机电产品和高新技术产品为主的高技术附加值产品转变, 出口技术复杂度得以迅速提升 ( Schott,2006[1]; 姚洋,张晔,2008[2]) 。杨汝岱、姚洋 ( 2008 ) 的研究显示,中国近些年的出口技术复杂度不断地在提升[3]; 陈晓华,黄先海 ( 2011) 通过测算我国2002 ~ 2008年各省级区域的出口技术复杂度,发现这7年中国的出口技术复杂度从10634上升到26224,提升了146. 61%[4]。跨国比较来看,部分学者认为中国出口技术复杂度已经远远超过了同等收入国家水平,与经济发展水平几倍于自身的发达经济体相似 ( Rodrik,2006)[5]。

因此,越来越多的西方国家认为中国实现了最大化的贸易利益,对中国采取各种贸易抵制与制裁。中国真的获得了最大的贸易利益吗? 事实远非统计数据所显示的样子。Feenstra ( 1998) 对芭比娃娃的案例研究显示,芭比娃娃约10美元的市场售价中只有0. 35美元属于中国的劳动力加工报酬。最近几年投向市场的iphone手机也属于 “中国制造”,但根据亚洲开发银行2010年的市场研究显示: 1台iphone手机仅有6. 5美元属于中国鸿海旗下富士康公司的贡献价值,但却以178. 96美元的市场价格记入中国的贸易顺差。 Hausmann,Huang和Rodrik ( 2005 ) 的研究显 示,初始要素禀赋给定的情况下,追求出口更高技术含量商品能力提升的国家将获得更多的贸易利益,并使经济得以更快增长[6]。而全球分工背景下,中国更多的是靠低廉劳动力优势从事产品组装、加工等低端环节,出口贸易包含了大量的外国中间产品,中国制造的扩张、出口结构的改善及出口技术复杂度的提升可能只是一种统计假象,并没有带来相匹配的贸易利益[7]。这成为中国制造的一种隐痛。

那么中国制造业出口技术复杂度的提升到底有没有带来更多的贸易利益? 令人遗憾的是,目前相关的经验检验的研究文献很少,而这一问题的研究对我国具有很强的现实意义。因此,本文将在分析出口技术复杂度对贸易利益影响机制的基础上,实证检验我国制造业出口技术复杂度升级的贸易利益效应,从而为我国贸易利益提升与扩展提供政策建议。

1出口技术复杂度对贸易利益的影响机制

一般产品包含研发、零部件生产、加工组装、 销售及售后服务等价值链环节,各国根据自身要素禀赋 ( 技术、资本、劳动力等) 占据其中某个或几个生产环节。一国的贸易利益表现为该国出口产品中包含本国要素的报酬之和,即分工到该国的生产环节经该国国内生产后循环后形成的价值增加 ( 附加值) 。而产品在各个价值链环节上的附加值是不同的,呈现出U型曲线特征,两端的研发和售后服务附加值高,中间的加工组装附加值低,如图1所示。

图1中,我们假设整个产品的生产工序为1, 各分工点z∈[0,1],z视为内生变量,由生产要素禀赋和技术水平决定。生产禀赋由wi/ ri决定, ( wi为劳动要素报酬,ri为资本要素报酬) ,技术为模型内生变量,取决于要素禀赋及规模经济。 则要素增值函数可表示为f( z) = f( wi,ri,z) ,若整个产品增值为1,则。若一国主要承接加工、组装环节,即分工区段为 [a,b],则该国所实现的单位产品增值表现为:。可见,要素增值率f( wi,ri,z) 对分工收益的获得具有决定性的作用,而要素增值率又取决于各国的 “要素质量”。不同的要素质量导致不同的分工地位,享受不同的收益。

发达国家在技术、知识、服务等领域具比较优势,占据着研发、营销等高附加值工序,获得较高的贸易利益; 而发展中国家则在资源、廉价劳动力方面具比较优势,处于加工、组装等低附加值工序上,所获得的贸易利益相当有限。

根据贸易收益图 ( 图1) ,我们研究发展中国家出口技术复杂度提升对贸易利益的影响机制。

出口技术复杂度的提升可表现为出口产品结构的优化调整和出口产品自身技术含量的提升。 近年来为获得更多的贸易利益,许多发展中国家加大了对制造业的支持,工业制成品出口比重逐步增大,贸易结构得以优化,出口技术复杂度不断升级。但一方面发展中国家在工业制成品国际分工模式中还是以劳动密集型为主,附加值低, 所获的贸易利益就有限,若此时制造业的出口扩张在许多发展中国家同时进行,产品的趋同性使市场上劳动密集型产品竞争加剧,附加值进一步减少。另一方面,发达国家持有较高层次的高新技术,承担着较高技术核心零部件的生产,拥有着中间投入品的定价权; 发展中国家出口中高新技术产品增加,实质是进口了昂贵的高技术含量的中间投入品,经过本国低技术含量加工组装后出口的最终产品,但贸易结构上则统计的是制成品贸易,造成贸易结构优化,出口技术复杂度提升的假象。而这些加工、组装环节的增值率非常低,且易被别国替代。这种情况,发展中国国家贸易结构的优化、出口技术复杂度的提升,并不一定带来更多的贸易利益。这也是发展中国家贸易利益与出口技术复杂度提升不相匹配的困境。

若发展中国家出口技术复杂度的提升是由于该国技术进步,生产率水平提升导致出口产品质量的提升引起的,那么: 一方面发展中国家可能突破了技术的限制,不局限于加工、组装环节, 进入更高的附加值生产环节,参与的国际分工领域扩大了,分工领域从加工、组装的低附加值环节向两边高附加值环节扩展。如图2,分工区域由 [a,b] 扩大到 [c,d],附加值增大,获得了更多的贸易利益。另一方面技术的提升使出口商品技术附加值升高,资本、技术密集型产品出口比重增大,出口商品总体价格水平提高,发展中国家整个附加值曲线向上移动,从C到C',获益有所增加。

可见,对于发展中国家而言,要在出口技术复杂度提升的同时收获更多的贸易利益,关键在于生产技术水平的提升来实现深加工,参与更多生产环节,使附加值提升。

2实证分析

2.1模型设定

从上面作用机制可知,发展中国家技术复杂度提升的方式不同,给该国贸易利益所带来的影响是不同的。接下来,本文将从我国制造业层面来研究下此课题。

为检验我国制造业出口技术复杂度改变对贸易利益的影响,本文建立以下模型进行实证检验。

其中i、t分别表示行业和时间; VAP表示贸易利益指标,用各行业贸易附加值率加以衡量。 在全球分工生产网络下,生产价值链的分工地位决定了各国的贸易利益的分配,贸易附加值测算的是净值部分,能够反映出价值链分工形式下各国真实的贸易利益,因而附加值指标能准确衡量一国参与贸易的利得。expy为各行业的出口技术复杂度; control表示控制变量。一国的要素禀赋及规模经济是各国参与贸易的基础,是一国贸易利益得失的主要决定因素,而垂直分工程度会加强这种贸易利益分配模式。因此,control中包括要素禀赋 ( LP) 、规模经济 ( SE) 和垂直专业化程度 ( VSD) 。

2.2指标的选取和数据说明

2.2.1VAPit指标

本文借鉴陈宏易 ( 2005)[8]给出的进口中间品给过国内产业循环后的新增附加值计算公式来衡量制造业各行业的贸易附加值VS,计算公式为:

其中VAPM和VAPN分别为包含和不包含国内产业循环的垂直专业化出口值,两者的差额即为出口附加值VS。VAPM= u AMx,VAPN= u AM( 1 - AD)- 1x,AM为进口投入系数矩阵,AD为国内消耗系数矩阵,u = ( 1 1 …… 1) ,x为出口向量,k为要素在国内被循环投入使用的次数。

为消除出口规模的数量效应,我们进一步计算各行业的贸易附加值率VAPit= VS / X。其中表示n个部门出口总额。贸易附加值率从相对指标的角度反映了各行业贸易利益获得情况, 便于进行结构和比较分析。

由于中国国家统计局公布的投入产出表中直接消耗系数矩 阵A = AM+ AD。本文借鉴 平新乔[9,10,11]等的处理方法,令行业进口中间产品的比例则 AM= kiA,AD+ AM= A,即分别得各个行业的AD、AM矩阵。 其次本文选用投入产出表17个部门中的10个制造业行业: 食品加工制造业、纺织服装及皮革制造业、石油加工及炼焦加工制造业、化学医药制造业、金属产品制造业、交通运输设备制造业、 电气机械及器材制造业、电子及通信设备制造业、 仪器仪表制造业、其他制造业。进出口原始数据来自联合国Comtrade数据库中按SITC REV 3两位数分类的数据,然后参照盛斌 ( 2002)[12]的方法,将联合国Comtrade的进出口数据根据投入产出表的部门进行重新归类,形成上述的10个部门对应的数据进行分析1。

2.2.2出口技术复杂度expy指标

本文采用Hausmann et al ( 2007) 构建的以显示性比较优势指数为权重的测算方式来衡量出口技术复杂度。计算步骤如下:

首先计算某一产品的出口技术复杂度:

其中m表示某一产品,i表示国家,xmi为i国家m产品的出口额,Xi为i国的出口总额,Yi为i国的人均GDP。expym值越大,说明m产品的出口技术水平越高,即该产品的平均技术复杂度越高。

测得产品的出口复杂度后,将其加总到行业出口技术复杂度,计算公式如下:

其中为i国j产业的产品出口占i国j行业总出口的比重,根据公式 ( 4) ,可计算我国制造业各行业的出口技术复杂度水平。该指标计算中相关出口数据来自联合国Comtrade所提供的102个国家的数据。所选10个制造业行业及分类方式与VAP指标一致。各国人均GDP数据源于世界银行WDZ数据库,以2000年为基准价格。该指标引入模型时采用对数形式后的数据。

2.2.3要素禀赋LP指标

一国的劳动、资本及技术等要素禀赋是该国参与国际分工和贸易程度的决定因素,是一国贸易利益获得的重要影响变量。本文采用各行业资本存量除以行业职工人数来衡量,相关数据根据 《中国统计年鉴》和 《中国劳动统计年鉴》计算所得。

2.2.4规模经济SE指标

全球生产分工网络下,不同生产环节分布于全球不同区位的生产部门,规模经济导致工序专业化,会降低成本,提高生产利润。因此规模经济进一步强化了国际分工,是影响一国贸易利益的重要因素。本文按产品分类,用来反映规模经济变量,相关数据来自于各年 《中国统计年鉴》。

2.2.5垂直专业化程度VSD指标

一国垂直专业化程度反映了该国生产参与国际分工与贸易体系的程度,即该国在多大程度上融入全球价值链体系,它直接体现了一国贸易利益获得状况。本文采用Dean ( 2008) 的计算方式。其公式为,,其中表示n个部门的总出口,为里昂惕夫逆矩阵。数据计算来源同VAP指标。

2.3实证结果分析

由于受资源禀赋的限制,各国在国际分工中的分工模式及地位在短时间很难改变,可能导致贸易附加值长期锁定,在一定时期内具有持续性, 因此将被解释变量的一阶滞后项引入到回归方程中。

而被解释变量的一阶滞后项可能与残差相关, 采用面板数据估计易产生内生性问题,导致估计结果偏差。因此本文采用动态面板系统GMM两步法进行分析,以克制内生性问题。

2.3.1单位根检验和协整检验

为避免伪回归,确保检验结果的可靠性,本文在进行系统GMM两步法估计之前,将运用ADF - Fisher检验、PP - Ffisher检验、LLC检验和IPS检验对各变量进行平稳性检验,检验结果见表1。

注: * 、**、***分别表示 10% 、5% 、1% 的显著性水平,D 表示一阶差分。

从表1各变量单位根检验结果可知,LP、 VSD序列是平稳的,为I ( 0) 序列。而VAP、expy、和SE序列是非平稳的,其差分序列为平稳序列,因此VAP、expy和SE为I ( 1) 过程。

由于模型中VAP、expy、和SE序列是非平稳的,如果直接进行回归可能会导致伪回归,因此必须进行协整检验,看变量之间是否存在长期协整关系。本文采用Kao ADF方法进行协整检验。 检验结果显示其Kao ADF统计值为 - 3. 4680,在1% 的显著性水平下通过协整检验,变量之间存在长期稳定的协整关系,在这样前提下回归的结果是准确的。

2.3.2估计结果和分析

对模型 ( 5) 进行系统GMM估计时采用被解释变量的滞后一期和前期的解释变量作为工具变量,工具变量的有效性及模型设定的合理性采用AR ( 2) 检验法和Hansen过度识别检验法加以判别。本文将同时给出静态面板模型 ( 1) 的估计结果和动态面板模型 ( 5) 估计结果,以考察模型的稳健性。回归结果见表2。

表2 ( 1) 为静态面板估计结果。估计前,本文先使用似然F统计量和Hausmann检验确定使用固定效应模型,并采用截面残差加权 ( Cross Section Weights) 的广义最小二乘法 ( GLS) 法, 减轻截面异方差的影响。

表2 ( 2) 为动态面板GMM估计结果,从模型回归结果看,AR ( 1) 检验P值小于0. 1,残差项存在一阶序列相关; 而AR ( 2) 检验P值为0. 534,说明残差项不存在二阶序列相关,模型的残差序列不相关。Hansen检验的P值大于0. 1, 接受工具变量合理的原假设,GMM估计结果是可靠的。

注: * 、**、***分别表示 10% 、5% 、1% 的显著性水平。AR ( 1) 、AR ( 2) 、Hansen 给出的是统计量对应的 p 值。

对比两种估计方法的回归结果发现: 主要考察变量出口技术复杂度变量的估计结果并不存在实质性的差异。我国制造业产品出口技术复杂度提升对贸易利益的获取无显著正效应,这表明我国制造业出口技术复杂度的升级未带来贸易利得的显著改善。从我国实际情况看,产生的原因可能有:

( 1) 我国出口商品结构中,工业制成品中资本、技术密集型产品比重上升,结构有所改善, 但我国的工业制成品出口仍以劳动密集型加工贸易为主,处于国际分工体系的低端。从表3部分制造业全球价值链状况可以看出,无论是飞机、 汽车、计算机等自动化装备行业,还是纺织服装、 建筑陶瓷、家电或集成电器等众多传统行业,大部分产品的研发、设计、核心元件生产等核心环节都掌握在发达国家和部分新兴工业化国家手中, 而中国基本上是嵌入全球价值链的下游,从事加工、组装、贴牌等生产环节,获得较低的附加值收益。因此,我国出口商品结构不断优化升级, 出口技术复杂度不断改善,但我国制造业在全球生产工序和环节上的地位没有改变,产品的贸易附加值并没有实质性的得以增加。

资料来源: 龚三乐 ( 2006)

( 2) 近年来,我国机电产品和高新技术产品出口额逐步上升,高附加值产品比重提升,导致我国的出口技术复杂度在不断提升,但机电产品和高新技术产品90% 以上的出口是由外商投资企业来完成的,其主要贸易方式是加工贸易,生产所要的核心零部件或关键技术均由国外公司提供。 这就意味着这些产品的出口中包含了较高比例的进口的中间产品,如果减去向外资支付的技术使用费,购买核心零部件的费用,利润分红等,能够计算在我国国民生产总值附加值中的仅是工人工资收入、工地租金等一小部分价值而已。但在贸易结构上统计的则是整个产品,造成出口技术复杂度提升的假象,但并没有带来贸易利益实质的提升。正如戴维·巴尔沃萨所说:“中国在过去几年中得到的只是一些漂亮的数字,而美国和外国公司得到了真正的利润。”[13]

( 3) 我国和东亚国家在国际分工上存在着相似的出口结构,如中国大陆地区与印度尼西亚、 菲律宾、马来西亚和泰国等东盟四国在服装、鞋业、家用电器等方面存在相似的出口结构,与韩国、香港地区在服装、电子产品和其他轻工业产品方面表现出相似的出口结构,这意味着中国与这些国家之间存在着激烈的贸易竞争。近年来, 这些东亚国家采取了相似的出口导向战略,制造业都在扩张。随着我国科研投入的增加及加工的技术溢出,制造业行业技术水平和生产率水平有所提高,出口技术含量不断提升。但与此同时, 其余发展中国家也经历着同样的过程,为了在日益激烈的国际市场上占有一定的份额,我国制造业技术的提升及出口技术复杂度的改善并不是通过价格的提高和质量的提升来实现的,而是通过降低制成品的价格,出口产品质量整体还是相对较低。受科研成果投入生产转化率低和发达国家对华技术出口严格管制的影响,我国技术水平虽有所提高但相对发达国家还较低,无法进入更高层次生产环节,分工区域并无扩大,我国制造业技术升级并不意味着技术能力的提高以及与发达国家的竞争加剧,还是处于生产低端环节,与发展中国家的激烈竞争致使产品价格下降,技术进步、出口质量的改善并没有给国民经济带来明显的福利效应。张霏斐 ( 2013) 也得到了类似的结论,认为发展中国家技术进步导致制造业贸易条件恶化,降低一国福利[14]。

从这三点可以看出,我国与发展中国家存在相似的困境: 出口技术复杂度升级与贸易利益不匹配。

控制变量估计结果表明:

要素禀赋和行业规模经济与贸易利益正相关, 虽然都通过5% 的显著性检验,但与垂直专业化分工程度相比回归系数偏小,这说明了中国制造业参与国际分工程度是其利益的主要影响因素。 在参与全球价值链的过程中,我国传统要素禀赋的升级具有积极的贸易利益效用,但这种效益还十分微弱,我国还是靠廉价劳动力支撑生产,资本投入占比还不足,要素禀赋升级作用有限。行业规模的形成对附加值获取作用不大,我国出口规模的扩大主要是通过劳动力及资源大量投入来实现的,这种粗放式增长模式使我国贸易利益长期得不到显著的改善,这解释了为什么中国作为世界工厂,拥有庞大的生产规模却得不到相匹配的利得。

由表1 ( 2) GMM动态回归结果看,滞后一期的贸易附加值VAPit - 1回归系数为0. 6429,且通过1% 的显著性检验。这进一步验证了我国制造业受比较优势的限制,在国际分工中的地位未发生实质性的改变,贸易附加值长期锁定,我国目前偏低的贸易附加值还将持续一定时期。

3结论与政策建议

本文首先构建了出口技术复杂度影响贸易利益的作用机制,指出发展中国家出口技术复杂度的提升不一定带来更多的贸易利得。对此,本文采用我国2000 ~ 2013年10个制造业面板数据, 以行业贸易附加值来衡量贸易利益,运用静态面板GLS法和动态面板系统GMM法进行估计,结果表明: 我国制造业出口技术复杂度的提升对贸易利益的获得无明显的促进作用,而要素禀赋、 规模经济、垂直专业化分工程度对出口附加值产生显著的正向促进作用,且垂直专业化分工程度对贸易利益的作用明显大于其他影响因素。

基于上述研究,本文提出以下政策建议:

3.1提升我国在全球价值链中的地位

在国际分工体系中,我国主要还是承担加工、 组装等低端价值环节,所以制造业结构的优化, 技术复杂度的升级并没有带来相匹配的贸易利益。 因此,应创造一切条件使我国产业链 “上伸下延”,提升我国在全球价值链中的地位。向上游延伸,就是从简单加工组装→复杂加工装配→零部件生产→主要设备的加工生产→研发合作→自主研发,整个过程的出口产品技术复杂度不断提升,产品的附加值也随着这个过程的实现而增加, 实现贸易利益,但这个需要企业形成一定的研发能力。向下游延伸,主要是从加工组装→仓储、 销售→物流、配送→售后服务。下游延伸更注重市场信息渠道的运用和营销技能的提升。这些环节比简单的加工组装具更大的附加价值。

3.2加大科研投入及人才培养力度

科研水平低,人力资本匮乏是我国制造业企业在全球分工中处于不利地位的重要原因。严重制约了我国制造业向价值链高端环节发展,限制了中国从中获得更大的贸易利益。要使国内制造业实现 “上延下伸”政府应在中国出口技术复杂度不断升级的同时,加大科研投入和教育投入, 通过人力资本提升和技术创新等渠道使我国有能力参与具更高附加值的生产环节。实现价值链的攀升,有利于贸易利益的获得。

3.3扩展加工贸易的国内价值链

垂直专业化分工的深入对我国制造业贸易利益的影响最为明显,因此进一步扩大开放,提高参与国际分工的垂直专业化水平尤为重要。而我国制造业尤其是高新技术产业参与国际分工的一个重要方式就是外商投资企业主导的加工贸易, 这种本土程度不高的贸易方式表面上带来贸易结构的优化,出口技术复杂度提升的虚假状况,但实质上我国获得的贸易利益较小,且还会抑制我国产业升级。因此,要从根本上避免只是加工、 组装类的外资,限制 “两高一资” 产品的出口, 鼓励外商投资企业增加在华采购业务和从事深加工业务,加强与本土企业合作,推动本地化进程, 扩展加工贸易在国内的价值链,加大我国的贸易利益。此外,应通过优惠的政策引导外商投资进入高端技术类产业和新兴产业,逐步减少转口贸易吸引的外资及小规模项目上的投资。这会使我国加工贸易得到有效的减少,这样可以逐渐提高中国出口产品的技术复杂度,改善中国在全球价值链分工中的地位,增加出口产品附加值。

摘要：本文在构建了出口技术复杂度影响贸易利益作用机制的基础上,以贸易附加值来衡量贸易利益,对我国2000~2013年10个制造业面板数据运用静态面板GLS法和动态面板系统GMM法进行估计,结果表明:我国制造业出口技术复杂度的提升对贸易利益的获得无明显的促进作用,我国与发展中国家存在出口技术复杂度升级与贸易利益低下相似的困境。而要素禀赋、规模经济、垂直专业化分工程度对出口附加值产生显著的正向促进作用,且垂直专业化分工程度对贸易利益的作用明显大于其他影响因素。要获得相匹配的贸易利益,我国应加大科研投入及人才培养力度,提升我国在全球价值链中的地位。

出口技术复杂度 篇3

关键词：教育财政支出,人力资本积累,出口技术复杂度,外贸转型

1 引言

自改革开放以来, 我国对外贸易发展迅猛并取得了举世瞩目的成就, 其中出口贸易更是因其“爆炸式”的增长及对中国经济的巨大拉动力而被学界誉为“出口奇迹” (Chan et al., 1999) 。但是, 在出口贸易规模急剧扩张的背后, 我国在国际市场上扮演的仅仅是“贸易大国”而非“贸易强国”的这样一种尴尬角色, 值得注意的是, 我国出口商品的技术结构和技术含量与世界其它发达经济体相比仍存在非常明显的差距。有鉴于此, 推动我国对外贸易发展模式的转型升级迫在眉睫, 尤其是随着我国步入经济新常态的发展阶段, 而提升出口复杂度则成为了实现外贸发展方式转变的重要内容之一 (郭亦玮等, 2013) 。在上述背景下, 针对中国出口技术复杂度展开测度比较并就其演进机理、影响因素及其经济增长效应等各方面进行探讨逐渐成为近年来国际贸易领域的一大研究热点。

在识别中国出口技术复杂度展影响因素的为数众多的文献中, 人力资本是一个不容忽视的核心变量。本文所关心的一个问题是, 我国省际的教育财政支出能否通过促进人力资本积累这一途径来推动出口技术复杂度的升级?上述问题牵涉到我国对外贸易和财政体制两个方面, 对上述问题进行综合考察具有极其重要的意义。当前中国正处于战略转型期, 外贸发展方式转型和财政体制改革作为我国经济领域的重心, 对上述问题的考察一方面关系到我国教育财政支出效果的评估, 另一方面对我国外贸转型的路径选择具有一定的决策参考意义。

本节接下来的结构安排如下:第二节对相关文献进行回顾和述评;第三节基于我国省级面板数据, 对教育财政支出与人力资本的交互作用对出口技术复杂度升级的影响机制进行实证考察;最后总结全文并给出相应的政策建议。

2 文献综述

人力资本作为长期经济增长的决定性因素 (Romer, 1990;Lucas, 1988) , 诸多学者呼吁应当加强财政支持力度以促进人力资本的积累, Romer (1990) 、Lucas (1988) 、Pradhan (1996) 等人的研究成果为财政支持介入人力资本奠定了理论基础。国外方面, Helms利用美国48个州1965-1979年的数据研究发现, 公共教育支出与以个人收入表示的经济增长成正相关关系, Easterly, Rebelo (1993) 利用1970-1988年间28个国家的数据论证了上述观点。Blankenau, Simpson (2004) 指出, 虽然增加教育支出能促进人力资本的积累及经济增长, 但教育支出的增加将对其他资源积累产生挤出效应, 从而抵减教育支出增加对人力资本积累的正向影响。Zhone (2013) 在教育扩张对代际流动性的影响研究中, 得出人力资本积累可能会随着教育扩张产生无效率性。从国外研究看, 单独对教育支出与人力资本相关关系的直接研究相对较少, 主要集中在财政性教育支出与人力资本积累、经济增长三者关系的探讨上, 且研究对象主要为发达国家, 鲜有研究发展中国家的教育支出与人力资本问题。国内方面, 刘华、鄢圣鹏 (2004) 研究发现, 教育支出对人力资本的产出弹性为正, 且中等教育的弹性呈现最大化。才国伟、刘剑雄 (2014) 引入收入风险及融资约束, 采用跨国数据进行实证检验, 表明财政公共教育支出的增加将带动人力资本水平的提升, 且该种带动作用在收入风险较大、融资约束较强的国家会有更为突出的效应。刘长生、简玉峰 (2009) 对比私人生产性和公共教育支出在人力资本积累中的影响效应, 发现前者作用比后者更为突出。余靖雯 (2012) 基于财政分权视角, 提出当前我国教育支出分权严重, 且存在一定的区际差异, 县级政府对教育支出的过度分权不利于人力资本的积累, 改善这一状况将对中部地区的人力资本积累产生积极影响。从国内研究看, 有关教育支出对人力资本的相关关系研究起步较晚, 但切入的视角有一定的新颖性, 不足之处在于经验研究依旧较少, 且对教育支出影响人力资本的机制缺乏深入分析。

近年来, 有关人力资本和出口复杂度关系问题的研究日益增多, 尤其是中国方面的研究日益受到关注。国外方面, Rodrik (2006) 、Hausmann, Hwang和Rodrik (2007) 、Costinot (2009) 等学者依托要素禀赋理论及出口技术复杂度及测度研究, 指出人力资本是一国重要的基本要素禀赋, 相对充裕的资源禀赋在人力资本密集型产业上拥有比较优势, 同时有助于改善生产效率和深化劳动分工, 从而对出口复杂度有提升作用。Santos-Paulino (2008) 选取中国、巴西、印度和南非四国为例进行实证研究, 发现人力资本和国家规模等决定一国的生产效率和出口复杂度。国内方面, 姚洋、张晔 (2008) 在检验中国出口品国内技术含量水平时发现, 在内外资企业中, 人力资本水平的上升都对出口品技术含量具有显著促进作用。王永进、盛丹等 (2010) 基于企业异质性分析框架, 收集了1995-2004年HS6位码数据, 沿用Hausmann (2007) 和Xu (2007) 的出口技术复杂度测算方法及工具变量两阶段最小二乘法和系统GMM方法, 对101个国家进行了实证检验, 结果表明除基础设施外, 人力资本、贸易开放与FDI也是推动出口技术复杂度上升的重要影响因素。此外, 也有部分学者对上述结论持否定态度, 亢梅玲、王靖慧 (2014) 通过对43个国家的数据进行实证研究, 并将国家分为高中低收入三组, 指出人力资本对出口技术复杂度的影响在三种收入水平的国家都不显著。从国内成果来看, 与国外累死, 出口技术复杂度和人力资本的关系研究依旧在出口复杂度对人力资本的影响研究相对较少, 但也有一定进展, 陈维涛、王永进、毛劲松 (2014) 研究表明, 出口技术复杂度的提升不仅有利于人力资本水平的改善, 还有利于人力资本投资未来预期报酬的提高及长期人力资本投资的增加。

通过梳理上述文献可以发现, 考察人力资本对出口技术复杂度的影响已经积累了一定的文献, 但是, 对教育财政支出→人力资本→出口技术复杂度升级这一机制的考察却鲜有文献涉及, 本文试图填充这一空白, 通过考察教育财政支出与人力资本的交互作用对出口技术复杂度升级的影响, 以期为当前及下一阶段我国外贸转型路径的选取提供一定的对策建议。

3 实证研究

3.1 计量模型的设定

为检验教育财政支出和人力资本的交互作用对出口技术复杂度的影响, 我们设定了如下式所示的计量模型:

其中, 下标i、t各表示中国31个省市地区和年份;edu表示教育财政支出, hr表示人力资本, 其交互项edu×hr为本文的核心变量, 若α1>0, 则表明教育财政支出促进人力资本进步进而提升对出口技术复杂度;X′表示一组控制变量, 其囊括了:产业集聚、研发强度、外商直接投资、对外开放度、市场化程度和金融发展等变量;ε为误差项。

3.2 变量的构造

3.2.1 出口技术复杂度

我们采用Schott (2008) 的相对技术复杂度测算法对我国省级区域的出口技术结构展开测度, 具体计算公式为:

式中, sophit表示i省市地区在t年的出口技术复杂度, 其数值越大意味着该地区的出口技术复杂度越高。Vnit为i省市地区的n系列产品的相应出口贸易额, Vit为经济体i的出口贸易总额, Vnjt为参照经济体j的n系列产品的相应出口贸易额, Vjt为经济体j的出口贸易总额。在实际测度过程中, 为了更好地反映中国省际出口技术结构的动态演变状况, 本文选取了美国近年 (2011年) 的出口数据作为参照, 测算所涉及的原始出口数据分别来自海关信息网和国研网。

3.2.2 教育财政支出与人力资本的交互项

教育财政支出变量edu采用地区的教育财政支出额与该年的地区生产总值的比例表示, 原始数据来自历年《财政统计年鉴》;人力资本采用地区的受教育年限表示, 具体计算公式为:H=i=∑15piyi。其中5表示文盲或半文盲、小学、初中、高中、大专及以上五个受教育层次, 相应的教育年限为0年、6年、9年、12年和16年, pi表示各受教育层次相应的人口比例, yi表示与某一受教育层次相对应的教育年限, 原始数据来自相应年份的《中国人口统计年鉴》。

3.2.3 控制变量

省际层面的产业集聚水平 (agglo) 采用了由Haggett&Chorley (1969) 提出的区位熵法计算得到, 原始数据来自历年的《中国工业经济统计年鉴》;金融发展程度 (fin) :采用存信贷相对规模指标来衡量我国省际层面的金融发展水平, 即以某个年度地区的金融机构人民币各项存贷款余额之和与该地区当年生产总值的比重表示, 原始数据来自《中国金融年鉴》;研发投入强度 (rd) :采用地区研发经费支出占该地区当年生产总值的比重来表示, 原始数据来自《中国科技统计年鉴》;外商直接投资 (fdi) :采用各省市区实际利用外商直接投资额与生产总值的比重来表示, 原始数据来自各省相应年份的统计年鉴, 在转换过程中所涉及的人民币兑美元的年度中间汇率数据来自《中国统计年鉴》;对外开放度 (Open) :采用各省市区进出口总额与生产总值的占比加以衡量, 原始数据来自各省相应年份的统计年鉴;市场化程度 (soe) 采用国有企业比重即地区国有企业职工人数占总就业人数的比例表示, 原始数据来自《中国人口统计年鉴》。上述各变量的描述性统计列示于表1。

3.3 实证结果分析

我们首先通过图示法来考察出口技术复杂度与教育财政支出与人力资本的交互项之间的关系。由图1可以发现, 出口技术复杂度与教育财政支出与人力资本的交互项正相关, 这意味着省际教育财政支出投入的提高有助于提升地区的人力资本, 进而促进出口技术复杂度的升级。鉴于图示法仅仅提供了粗略的感知, 至于出口技术复杂度与教育财政支出与人力资本的交互项之间的具体关系如何还有待系统和严谨的实证检验。

财政支出与人力资本的交互项之间的拟合关系

我们首先采用Hausman检验对估计方法进行甄别, 检验的结果表明固定效应模型优于随机效应模型, 故我们采用固定效应模型进行估计, 表2报告了基于逐步回归方法的估计结果。我们首先观察第 (1) 列的估计结果, 在不放入其他控制变量的情况下, 交互项edu×hr的估计系数为1.517, 且在1%的统计水平上高度显著, 这意味着加大对地区教育的财政投入力度, 有助于促进人力资本, 进而促进出口技术复杂度的升级。从表2的第 (2) - (6) 列的估计结果来看, 在加入了控制变量之后, 教育财政支出与人力资本的交互项edu×hr的估计系数的符号仍然显著为正, 数值量级略有增大, 可见在控制了其他影响出口技术复杂度的影响因素之后, 加大对地区教育的财政投入力度有助于提升地区的人力资本进而促进出口技术复杂度的升级这一结论仍然成立。

从各控制变量的估计结果来看, 产业集聚变量的估计系数均在1%的统计水平上显著为正, 这意味着提升产业集聚水平能够促进出口技术复杂度的提升, 原因在于产业集聚有助于地区形成规模经济效应和促进技术生产率进步, 进而促进出口技术复杂度升级;对外开放度变量在通过10%的显著性检验, 且其估计系数为正, 这意味着扩大地区的对外开放程度能够促进出口技术复杂度升级, 究其原因在于扩大对外开放程度有利于吸收外部的先进技术。至于外商直接投资、研发投入强度、市场化程度和金融发展等变量的估计系数则均不显著, 这意味着上述变量对出口技术复杂度的影响不明确。

注: () 内数值为经cluster校正后的稳健性T值, ***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1。

4 结论与政策建议

基于我国2003-2010年的省际面板数据, 本文利用固定效应模型实证考察了教育财政支出与人力资本的交互作用对出口技术复杂度升级的影响。研究结果表明:地区教育财政支出与人力资本的交互作用对出口技术复杂度升级具有积极和显著的促进作用。本文研究相应的政策启示意义是, 加大对教育的财政投入力度以提升地区的人力资本水平, 应成为我国推动实现从量到质这一外贸转型过程中的一个着力点。鉴于目前我国地区的教育财政支出仍偏低的事实, 各级政府有必要进一步加大对教育的财政投入力度, 以提高人力资本的水平。就如何加大对地区教育的财政投入力度, 本文相应的政策建议如下:

第一, 改革现行的财政体系, 厘清各级政府在教育财政支出领域的事权和财权。具体而言, 匡正现行财政体制下地方政府重视基础建设, 轻视民生支出的弊端, 进一步完善转移支付制度。从短期来看, 通过把中央转移支付与地方财政能力联系起来, 提高上级政府对基础教育的匹配性转移支付, 进一步加大上级财政, 尤其是省级财政乃至中央财政对于基础教育转移支付的力度, 有助于缓解基础教育公共支出不足的状况;就长期而言, 进行结构性的财政体制调整, 与此同时将基础教育公共支出事权收归更高层级政府是未来的必经之路。

出口技术复杂度 篇4

从经济增长的推动力角度看,服务业终将逐步取代工业而成为一国经济增长和产业结构升级的主要推动力。目前,全球贸易结构正从货物贸易逐步向服务贸易倾斜,服务贸易已迅速发展成一种继对外直接投资和货物贸易之外的非常重要的国际经济活动,一国服务贸易的发展逐渐成为衡量该国国际竞争能力和国际分工地位的重要指标之一。在这样的全球服务贸易迅速发展趋势下,中国的服务贸易也快速发展。联合国贸发会议统计数据库(UNC-TAD) 的统计数据显示,2000 年中国服务贸易进出口总额为664.61 亿美元,2012 年达到4 730.37 亿美元,2000—2012 年中国服务贸易的年均增长率高达18.21%,远远超过2000—2012 年世界服务贸易的年均增长率9.41%;其中,中国服务贸易出口额从2000 年的304.31 亿美元上升至2012 年的1 909.39 亿美元,2000—2012 年年均增长率为17.26%,同时间段,世界服务出口贸易年均增长率仅为9.63%,中国服务贸易出口占全球服务贸易出口比重从2000 年的2.00%提高到2012 年的4.32%;旅游服务出口、运输服务出口、其他服务1出口在中国服务贸易出口中所占比重分别从2000 年的53.34%、12.06%、34.60%转变为2012 年的26.79%、20.43%、52.78%。数据表明中国在实现服务贸易规模扩张的同时,其服务贸易出口结构已开始从传统服务出口为主逐渐向现代服务贸易出口比例不断增大的趋势转变。

一国或一地区金融业的有效发展,一方面能刺激储蓄,将储蓄转变为投资;另一方面能提供更多的外部融资,提高一国或地区资本禀赋积累,降低融资成本,从而促进资本密集型产品的生产;此外,金融业的有效发展能为技术创新提供人力资本投资、研究与开发费用投资和实物投资,从而间接促进一国或地区技术知识密集型产品比较优势的形成;在出口过程中,金融业的有效发展为出口企业应对国际资信风险、汇率风险、市场风险等出口风险提供风险转移保障。自1994 年开始金融业全面配套改革以来,1999 年中国金融业开始新一轮的快速增长,2007 年金融业增加额同比增长52.33%,2008 年和2009 年其增长势头有所放缓,2010 年开始,中国金融业增加额恢复大幅度增长。2000—2012 年,中国金融规模总量2从304 933.07 亿元增长至2 087473.10 亿元,增长倍数接近6 倍,可以相信,中国金融业在一定程度上已实现有效发展。

灵活有效的金融市场可为服务业出口企业提供资本、融资平台支持,引导资本进入服务业,使资本成为相对便宜和富裕的要素投入生产,从而改变对外贸易的比较优势,实现贸易结构的优化,即从劳动密集型和资源密集型产品出口为主向资本技术知识密集型产品出口为主的趋势转变。因此,在中国服务贸易和金融业迅速发展趋势下,本文拟以金融发展为切入点,研究中国金融业发展对服务贸易出口结构的溢出效应。

二、文献综述

随着对外贸易和金融的迅速发展,国内外学者在对外贸易与金融的关系、对外贸易对金融发展的影响、金融发展对对外贸易的影响三方面进行了大量研究。在金融发展对对外贸易的影响研究上,早在1987 年国外学者Kletzer和Bandhan在赫克歇尔-俄林(H-O)模型的基础上,从资源配置角度研究金融发展程度对两国贸易结构的影响,认为高度依赖外源融资发展的行业在信贷约束较低的国家的生产上具有比较优势,而低度依赖外源融资发展的行业在信贷约束较高的国家进行专业化生产并出口。Beck(2003)[1]也从资源配置角度研究金融发展对一国贸易的影响,基于56 个国家36 个行业的数据建立模型,实证分析结果与Kletzer和Bandhan得出的结论相同,金融发达的国家中依赖外源融资的行业拥有出口比较优势,且认为是技术因素决定了行业对外源融资的依赖程度。Becker等(2013)[2]从企业角度研究金融发展、固定成本和贸易的关系,认为出口需要巨大的前期成本,一国发达的金融体系能实现企业外部融资,从而促进一国的出口水平。Hur等(2006)[3]利用42 个国家27 个行业的行业数据分析认为金融发展程度高的国家中拥有更多无形资产的行业具有高出口份额和贸易顺差。

国内学者在我国金融发展对外贸的影响研究上进行了大量的实证分析和少量的理论综述研究。陈建国和杨涛(2005)[4]利用1992—1999 年数据分析金融发展对中国出口结构升级的影响,结果表明在该时间段内金融发展的滞后和金融的低效率制约中国出口结构的升级。张晓涛等(2012)[5]在更长的时间区间内研究金融发展对中国出口商品结构的影响,认为金融发展规模的扩大能显著促进出口商品结构升级。国内学者还进一步将研究视角扩展到金融发展对区域对外贸易和具体产业对外贸易的影响,陈恩和黄桂良(2009)[6]表明金融发展对广东对外贸易有显著促进作用,但存在明显的区域差异。杨丹萍和毛江楠(2010)[7]认为金融发展对中国纺织业进出口贸易有显著的促进作用。近年来,国内学者也越来越关注金融发展对服务贸易的影响,马琳(2013)[8]认为现阶段中国金融发展对服务贸易进出口具有单向的显著促进作用。林发彬(2011)[9]用金融中介率或贷款运用效率衡量的金融发展对中国服务贸易出口结构的影响具有明显的行业差异。李丹(2012)[10]以美国为例研究资本积累对服务贸易结构优化的影响,认为资本投入可通过推动技术进步和人力资本积累进而推动服务贸易结构优化。

国内学者一般基于以下几种视角研究服务贸易出口结构:或基于生产性服务贸易出口和消费性服务贸易出口在服务贸易出口中所占比重研究服务贸易出口结构;或从传统服务和新型服务贸易出口在服务贸易出口中所占比重的角度研究服务贸易出口结构;或基于产业内服务贸易出口和产业间服务贸易出口在服务贸易出口中所占比重的视角研究服务贸易出口结构;或从运输服务出口、旅游服务出口和其他服务出口在服务贸易中所占比重分析服务贸易出口结构;或基于服务贸易出口复杂度分析服务贸易出口结构。其中,运用的最多的是基于从运输服务、旅游服务和其他服务在服务贸易中所占比重分析服务贸易出口结构,如刘丽慧等(2013)[11]从该视角研究服务贸易结构。而近年来很多学者对运用出口复杂度衡量一国或地区出口商品结构的方法展开了大量的理论和实证分析,并且,焦点已慢慢转向对服务贸易出口复杂度的测度和分析上。黄永明和张文洁(2012)[12]认为国家层次的出口复杂度能衡量一国出口商品结构和资本技术知识禀赋,一国出口商品的出口复杂度越高,则出口商品的附加值和技术水平越高。董直庆和夏小迪(2010)[13]基于服务贸易出口复杂度研究中国服务贸易技术结构优化问题。戴翔(2012)、张雨(2012)[14]和Mishra等(2011)[15]借鉴Hausmann等(2007)[16]提出的制成品出口复杂度测度方法度量中国服务贸易出口复杂度。

由国内外研究结果可以看出,发达的金融市场为行业出口提供资本、融资平台支持,促进无形资产高的行业的出口,对贸易结构升级具有正的溢出效应。在金融业和服务贸易将成为经济发展主题的中国,本文试图基于服务贸易出口复杂度的算法,研究金融发展对服务贸易商品结构的短期和长期溢出效应,探讨金融发展对我国服务贸易比较优势变迁的影响。

三、变量选取及数据说明

(一)变量选取

本文试图用服务贸易出口复杂度(ES)衡量服务贸易出口结构。出口复杂度的测度方法有收入和出口相似度两种指标,收入指标假设一国或地区出口产品的技术和质量水平与该国或地区的收入相关,出口复杂度是该国或地区的人均收入的加权平均数,权重为该国或地区的出口相对比重;而出口相似度指标从一国或地区出口产品与发达国家或地区出口商品集的相似程度角度衡量该国的出口复杂度[12]。在服务贸易出口复杂度的测度上,戴翔(2012)、张雨(2012)[14]和Mishra等(2011)[15]借鉴Hausmann等(2007)提出的制成品出口复杂度测度方法度量中国服务贸易出口复杂度。因此,本文同样借鉴Haus-mann等(2007)提出的收入指标测度中国服务贸易出口复杂度,该方法分两步进行,首先测算服务贸易出口中各分项的出口复杂度指数(TSI),公式如下:

其中,TSIk为服务贸易出口分项k的出口复杂度指数,为权重,exjk表示服务贸易分项k在国家j的出口额,EXj表示国家j的服务贸易出口总额,Yj表示j国的人均收入水平,用该国人均GDP替代人均收入水平。

然后测算一国或地区的服务贸易出口复杂度(ES),公式如下:

其中,ES(Export Sophistication)为一国服务贸易出口复杂度,exk表示一国服务贸易分项k的出口额,EX表示该国服务贸易出口总额,TSIk表示服务贸易出口分项k的出口复杂度指数。

本文选取能衡量中国服务贸易出口商品结构的服务贸易出口复杂度作为被解释变量,选取中国金融业发展程度为解释变量。除了受金融业发展的影响,服务贸易出口复杂度还可能受该国技术和外商直接投资的影响。因此,为使模型准确反映一国金融业发展对服务贸易出口复杂度的影响程度,本文也将技术和外商直接投资作为解释变量纳入模型中。

戈氏金融相关比率(FIR)是一国在某时点的全部金融资产与全部实物资产的比值,戈氏金融相关比率不仅能衡量一国金融规模的扩张,还能衡量金融结构的优化程度。因此,本文用戈氏金融相关比率(FIR)指标衡量中国金融业发展,计算公式如下:

其中,M2表示广义货币存量,L为金融机构贷款余额,S为股票市价总值、债券余额和保费收入之和,GDP为国内生产总值。

用第三产业外商直接投资额与外商直接投资总额的比值衡量中国服务业外商直接投资,用FDI表示;用研究与试验发展(R&D)投入衡量中国技术水平,用TC表示。

(二)数据说明

在测算服务贸易出口分项的出口复杂度指数(TSI)时,需使用世界上所有国家的服务贸易出口数据,但数据的获取比较困难且工作量太大,因此,本文选取2011 年服务贸易出口额在世界服务贸易出口中排名居前60 名的国家和地区的服务贸易出口数据为样本数据,鉴于样本数据的可获性,最终选定的样本国家和地区为45 个3,45 个国家和地区的服务贸易出口总额占世界服务贸易出口总额为85.94%。2004—2011 年样本国家和地区的11 项服务贸易分项出口数据源自联合国贸发会议统计数据库(UNC-TAD),人均GDP数据源自世界银行数据库,用计算的2004—2011 年各服务贸易分项出口复杂度指数(TSI)的均值测度2000—2012 年中国服务贸易出口复杂度(ES)[15],2000—2012 年中国服务贸易出口数据来自联合国贸发会议统计数据库(UNCTAD)。

在测算戈氏金融相关比率(FIR) 时,2000—2012 年M2、金融机构贷款余额、股票市价总值和GDP数据来自历年《中国统计年鉴》和中国人民银行网站,债券余额数据由历年《中国统计年鉴》和中国债券信息网站相关数据整理得到,保费收入数据来自历年《中国金融统计年鉴》和中国保监会网站。FDI数据来自历年《中国统计年鉴》和中国商务部网站;TC数据来自历年国家统计局全国科技经费投入统计公报。

四、实证分析

为探讨中国服务贸易出口结构与金融发展、技术、外商直接投资之间是否存在长期均衡和短期动态关系,特别是金融发展对中国服务贸易出口结构的长期均衡和短期动态影响,即“溢出效应”,本文使用Eviews5.0 软件对各变量指标进行平稳性检验、协整检验等。对变量指标取自然对数后不改变变量之间的协整关系,并能使其趋势线性化,消除时间序列中可能存在的异方差现象,因此,对变量指标ES、FIR、FDI、TC作对数处理,分别记为LES、LFIR、LFDI、LTC。

(一)平稳性检验

为避免“伪回归”现象的出现,在回归分析之前先对变量进行平稳性检验,本文采用ADF单位根检验对时间序列LES、LFIR、LFDI、LTC进行平稳性检验,ADF单位根检验结果如表1。

注:1变量DLES、DLFIR、DLFDI、DLTC为变量LES、LFIR、LFDI、LTC的一阶差分;2检验形式中的c,t,k分别表示带有截距项、趋势项和所采用的滞后阶数;3常数项c、趋势项t的存在与否由各变量的趋势图决定;4最佳滞后阶数k由在滞后期最大值为2 的条件下,默认选择AIC准则来确定。

由表1 可得,LES、LFIR、LFDI、LTC变量均为非平稳时间序列,在10%的显著性水平下,四个变量的一阶差分为平稳时间序列,因此可进一步进行协整检验,以判断各变量间是否存在协整关系。

(二)协整检验

本文采用Johansen迹检验法对LES与LFIR、LFDI、LTC三组变量间的协整关系进行检验,检验结果如表2。

注:Johansen迹检验中序列LES与LFIR、LES与LFDI的滞后区间为1 至2,LES与LTC的滞后区间为1 至1。

由表2 可得,LES与LFIR、LES与LFDI、LES与LTC三组变量在5%的显著性水平上均拒绝了协整方程个数为0 的原假设,不能拒绝协整方程个数为1 的假设,因此,三组变量都存在协整关系,可用普通最小二乘法(OLS)估计LES与LFIR、LFDI、LTC间的长期动态均衡关系,建立并估计协整模型。

其中,β0为常数项,εt为误差项。用最小二乘法(OLS)估计得协整模型为:

从模型(5)可看出,模型的拟合优度达0.909,拟合效果较好,三变量在10%的显著性水平下均通过了t检验,各解释变量的系数较为合理。具体而言,在长期内,服务贸易出口结构(LES) 与金融发展(LFIR)、外商直接投资(LFDI)、技术水平(LTC)呈正相关关系,即金融发展、外商直接投资和技术水平是中国服务贸易出口结构优化的影响因素,其中,中国金融发展对服务贸易出口结构具有长期溢出效应,金融发展规模和结构改善1%,服务贸易出口结构将优化0.031%。

(三)格兰杰因果关系检验

为进一步检验LES与LFIR、LFDI、LTC变量间的因果关系,本文采用格兰杰因果关系检验法,检验结果如表3。

注:* 表示在0.01 的显著性水平下,** 表示在0.05 的显著性水平下,*** 表示在0.1 的显著性水平下。

由表3 可知,在滞后阶数为3 的条件下,金融业发展、外商直接投资、技术水平的变化是服务贸易出口结构变化的原因,但服务贸易出口结构变化不是金融业发展变化的原因,金融业发展与服务贸易出口结构呈单向因果关系,再结合协整模型估计结果,可认为:金融业发展可促进服务贸易出口结构优化,但服务贸易出口结构的优化不会影响金融业的发展。

(四)误差修正模型

协整检验结果表明,服务贸易出口结构与金融业的发展、外商直接投资、技术水平存在长期动态均衡关系,进一步采用误差修正模型建立变量间的短期动态关系,建立误差修正模型:

其中,DLES、DFIR、DLFDI、DLTC分别为变量LES、FIR、LFDI、LTC的一阶差分,ECM为误差修正项,是协整模型(4)的残差序列,εt为误差项。

对模型(6)进行估计,通过试验,在短期内,中国金融发展对服务贸易出口结构的影响不显著,固DFIR变量未纳入误差修正模型中,最终误差修正模型为:

从模型(7)可看出,模型的拟合优度达0.742,拟合效果较好;各变量在10%的显著性水平下均通过了t检验,各解释变量的系数较为合理;ECM系数为-0.573,符合反向修正机制,表明当短期波动偏离长期动态均衡时,系统则以0.573 的调整力度将模型从偏离状态调整到均衡状态。

五结论及建议

本文以中国金融发展为切入点,基于服务贸易出口复杂度的算法,研究金融发展对服务贸易出口结构的短期和长期溢出效应。实证结果表明:在短期内,金融发展对服务贸易出口结构没有影响;在长期内,中国金融业发展与服务贸易出口结构存在长期动态均衡关系,金融业规模和结构的改善能促进服务贸易出口结构的优化,具有正的溢出效应,但其溢出效应具有滞后性;在滞后阶数为3 的情况下,金融业规模及结构的变化是服务贸易出口结构变化的原因,但服务贸易出口结构的变化不是金融业规模及结构变化的原因,金融业发展与服务贸易出口结构优化呈单向因果关系,即金融业发展可促进服务贸易出口结构优化,但服务贸易出口结构优化不会影响金融发展。

基于上述结论,为实现中国金融业发展对服务贸易出口结构的长期可持续溢出效应,可从以下几方面入手:

1. 完善金融体系,做大做强金融业。金融市场的有效发展与否关系到企业融资能力和成本,自1994 年开始金融业全面配套改革以来,金融规模和结构得到很大改善,但仍需进一步加大金融体系改革,通过渐进式推进金融体系的市场化和多层次金融机构体系,完善金融体系。实现金融体系的市场化要求改革现有靠行政手段管理的利率机制,建立灵敏、反映资金供求的市场化利率体系,从而提高资金的配置效率;并积极培育高服务水平的证券公司、保险公司、信托公司及银行等金融机构,实现多层次的金融机构体系,做大做强中国金融业,从而促进服务贸易出口结构的优化。

2. 合理引导金融机构贷款投放,加大信贷支持。根据服务贸易分项的出口复杂度指数测算结果,金融服务、专利和特许费和保险服务等属于附加值高、技术含量高的新型服务贸易出口分项。因此,出台相关政策法规合理引导金融机构向服务业特别是新型服务业和融资能力差的中小型服务业发放贷款,同时,通过政府贴息和优惠利率加大金融机构对服务业特别是新型服务业和中小型服务业的信贷支持,可以为服务业企业正常稳健运营提供资金支持,从而促进整个服务业发展,优化服务贸易出口结构。

3. 推进多层次资本市场,拓宽投融资渠道。多层次资本市场的推进有助于服务业企业拓宽融资渠道,提高企业融资能力,获得充足资金支持企业运营,从而促进服务业发展,优化服务贸易出口结构[17]。在推进多层次资本市场过程中,要大力发展和完善创业板市场、企业债券市场、股票市场及保险市场等,使服务业企业除金融机构贷款渠道外,还可通过发行短期融资债券、企业债券、境内外上市发行股票、股权出让、引进风险投资、金融租赁等方式筹集资金。同时,应渐进式开放民间借贷,允许民间资本流入服务业企业,拓宽民间资本投资渠道。

摘要：基于服务贸易出口复杂度的算法,选取中国2000—2012年相关数据,分析金融发展对服务贸易出口结构的溢出效应。结果表明:短期内,金融发展对服务贸易出口结构没有影响,不存在溢出效应;长期内,金融发展能显著促进服务贸易出口结构的优化,但其溢出效应具有滞后性;金融发展对服务贸易出口结构存在单向因果关系,服务贸易出口结构不会影响金融发展。基于此,实现中国金融业发展对服务贸易出口结构长期可持续溢出效应,应完善金融体系,做大做强金融业;合理引导金融机构贷款投放,加大信贷支持;推进多层次资金市场,拓宽投融资渠道。