技術進步與出口商品結構優化的相關性研究

徐 姍

0 引言

出口商品結構是一國對外貿易的重要內容，它反應了一國的比較優勢和在國際分工的地位，以及獲取的貿易利益的大小。改革開放以來，我國的對外貿易無論在質上還是量上都得到了實質性的飛躍。我國出口商品結構大致經歷了四次重要轉變：第一次是1980年，初級產品出口與工業制成品出口基本相當，這時期紡織品和服裝取代石油成為我國第一大類出口產品，標志著出口商品結構由資源密集型為主向勞動密集型為主的轉變；第二次是1985年，初級產品與工業制成品比重再一次出現交叉，之后差距逐漸增大；第三次是1995年出口商品開始從勞動密集型為主向資本密集型為主轉變，并使得中國工業制成品的出口比重由1980年的45%提升到了2002年的90%，超過了世界78%的平均水平；第四次是工業制成品中的高科技產品比重由1999年的12.7%提高到了2002年的25.2%，2004年又進一步提高到27.4%，年平均提高率為3%。概括而言，我國的出口結構正在實現從資源密集型—勞動密集型—資本和技術密集型的轉變。

然而，關于我國技術進步與貿易結構優化之間關系進行的實證研究卻較少涉及。從歷史經驗來看，技術進步不論是對經濟增長，還是對比較優勢的動態變化，都是最重要的決定因素之一。本文將運用協整分析、Granger因果檢驗和VAR方差分解法對我國1980～2010年出口貿易結構與技術進步之間的關系進行實證研究，從而為制定依靠自主創新推動我國對外貿易結構優化的政策提供依據。

1 樣本、數據和變量描述

本文選取了我國改革開放以來1980～2010年期間的數據作樣本，檢驗我國技術進步與出口商品結構優化之間的相關性，并判斷其因果關系。因此，在進行實證分析之前，先對各變量的構造和數據來源進行說明。

1.1 技術進步

衡量技術進步的方法主要有兩種：一種是基于生產函數的總量測算法，另一種是構造一套反應技術進步狀況的指標體系。由于第二種方法主觀性比較強，因此現有文獻大多數都采用了第一種衡量法。本文將使用第一種方法中的索洛余值法來測算技術進步，即利用TFP（全要素生產率）來表示技術水平。根據科布-道格拉斯函數（C-D函數），我們可以得到TFP的測度：

其中，Y是總產出，K是資本存量，L則為勞動力的數量，系數φ代表的是i國資本收入份額或資本彈性。假定我國資本產出彈性φ為0.6，勞動產出彈性為0.4，帶入（1）式可以得到1980～2010年我國的TFP數值，其中，Y由GDP表示，Y、K、L的數據來源于中國國家統計局出版的《新中國50年統計匯編》以及各期《中國統計年鑒》。求出各年TFP之后，再利用下式求出以1978年為基期的TFP各年指數：

1.2 出口商品結構變化

由于商品是要素的集合，因此我國出口商品結構升級實質上反映的是出口商品中生產要素密集度的變化。由于缺乏相應的國內數據，這里采用較密集使用資本來生產的出口商品占總出口商品的比重來替代出口商品中的資本密集度，同理，用較密集使用勞動來生產的出口商品的比重來替代出口商品中的勞動密集度。

貿易結構的衡量主要采用聯合國發布的的標準國際貿易分類SITC一位碼下產品的出口份額。根據每年各種類別產品的出口額和總出口額，我們可以得到各類產品的年出口份額。繼而歸類加總算出每年的工業制成品的出口份額（FP）、初級產品的出口份額（PP）、資本密集型產品的出口份額（KP）和勞動密集型產品的出口份額（LP）。最后，將工業制成品的出口份額（FP）除以初級產品的出口份額(PP)，得出出口產品的結構比，記為F/P。將資本密集型產品的出口份額（KP）除以勞動密集型產品的出口份額（LP），得到我國出口商品內含的資本與勞動比，記為K/L。本文將出口商品結構分成兩個層次進行研究，第一個層次是F/P，即工業制成品和初級品的出口比例，另一個層次是工業制成品中資本和勞動要素的出口比例K/L。倘若這兩個比例增加，則說明我國出口商品結構在得到改善。

1.3 TFP與出口商品結構變化的一致性

圖1 F/P、K/L和TFP的變化趨勢

根據以上對三個變量的描述，可以大致判斷其在樣本區間內的發展趨勢，顯然，三個變量的變化趨勢一致（如圖1所示）。其中，工業制成品與初級產品之比（F/P）變化幅度最大，由1980年的0.99增長到了2010年的24.12，實現了質的飛躍。技術進步與資本與勞動力相對出口比率的變化相對緩慢，但仍然呈上升趨勢，TFP由1980年的1.04增長到了2010年的2.96，K/L也突破了1的關口，增長到了2.11。因此，圖1說明我國在技術進步的同時，還伴隨著出口商品結構的升級，并且TFP與K/L的增長速度相當。然而，技術進步與出口商品結構升級之間究竟存在多大的相關性，是否存在顯著的因果關系？下面我們將對TFP和F/P、TFP和K/L分別做相關性檢驗。

2 回歸分析與結果說明

為消除異方差的影響，本文將對各變量取對數。又由于采用的均是經濟時間序列數據，通常都帶有明顯的時間趨勢，是非平穩的，而對具有時間趨勢變量作回歸時可能存在“偽回歸”的問題。因此，為了使我們的回歸結果更有意義，有必要對各變量的對數形式進行平穩性檢驗（單位根檢驗）和協整檢驗。

2.1 平穩性檢驗

首先采用ADF檢驗法對各個變量作單位根檢驗，通過Schwarz信息準則選擇適當的滯后長度，并通過多次嘗試確定檢驗形式，最終得到表1的單位根檢驗結果。

表1 三個變量的ADF檢驗結果

顯然，LnTFP、LnF/P和LnK/L的時間序列均存在單位根，都是非平穩的，但對其一階差分△LnTFP、△LnF/P和△LnK/L進行同樣的單位根檢驗，卻發現其在5%的水平上都拒絕原假設。從而說明各時間序列都是非平穩的，并且都有一個單位根，即均為I(1)。因此，若直接進行OLS估計則有可能導致謬誤回歸，所以在接下來的分析中，我們將采用AEG兩步法對各變量之間進行協整檢驗，由此來判斷各非平穩序列變量是否存在長期均衡的關系。

2.2 AEG兩步法協整檢驗

目前，最常用的協整檢驗方法有EG、AEG兩步法與Johansen的多變量極大似然法。由于本文的目的是檢驗兩兩變量之間的協整關系，因此這里選擇運用AEG兩步法。即將LnF/P和LnK/L分別對LnTFP進行OLS估計，再對兩個殘差項分別進行ADF檢驗，若殘差項序列為I(0)，則說明技術進步與出口貿易結構的升級有長期穩定的關系，反之則不然。

首先運用OLS對（3）和（4）進行回歸，結果見表2。

表2 出口商品結構與TFP相關性回歸結果

根據AEG兩步法，第二步就是對OLS回歸結果的殘差項ε1t和ε2t進行平穩性檢驗，與上面相同，滯后長度仍然通過Schwarz信息準則確定，結果由表3給出。結果表明，兩個殘差項在1%的水平上均拒絕有單位根的假設，因此說明他們都是I(0)的時間序列，即在長期，TFP與兩種形式表示的出口商品結構均有穩定的協整關系。在后面的分析中，我們可以根據表2中的結果來判斷兩者的關系。

表3 殘差項的單位根檢驗

2.3 回歸結果分析

表2中的回歸結果均用杜賓兩步法消除了序列自相關，并采用懷特檢驗證明無異方差。因此，可以將這兩對變量之間的協整關系表達為：

從整體擬合優度來看，TFP分別解釋了F/P和K/L的94%和79%，模型整體擬合良好，且F值非常顯著。從各變量的系數來看，回歸結果表明我國TFP水平的增加，與第一層次和第二層次的出口商品結果升級均有明顯的相關性。第一個回歸方程中，LnTFP的系數為正，表明技術進步與第一層次的出口商品結構（制成品/初級產品）存在正相關的聯系，TFP增加1%，將導致工業制成品與初級產品的比例（F/P）上升3.85%，且系數的t值也十分顯著。這是符合經驗的，因為相對而言，工業制成品的生產比初級產品更加需要技術的支撐，因而技術的進步對工業制造業的發展具有顯著的推動作用。

第二個回歸方程中，LnTFP的系數也為正，且t值也非常顯著，表明技術進步對于第二層次的出口商品結構也存在明顯的正相關性。β的估計值說明了TFP與K/L的彈性，即TFP提升1%將導致工業制成品中資本密集型產品的相對出口份額（K/L）上升2.03個百分點。同樣，這個結果也與預期一致，工業制成品中資本密集型產品與勞動密集型產品相比，技術含量更高，因此技術進步對于其的推動力也就更加顯著。綜合而言，回歸結果有力的證明了技術進步與出口商品結構升級之間的正向的相關性。

3 進一步的實證檢驗

確定了技術進步與兩個層次出口商品結構升級的相關性和具體的邊際影響系數，這部份我們將對其進行進一步檢驗。協整關系的存在只能確定變量之間存在長期穩定的關系，但并不能因此確定因果關系的方向，因此這里我們首先將對各變量進行Granger因果關系檢驗，確定變量之間的因果方向。方向確定后，再分別建立VAR模型，通過VAR模型的方差分解來說明各變量之間的影響程度和貢獻度。

3.1 Granger因果關系檢驗

Granger指出，若變量之間存在協整關系，則這些變量至少存在一個方向的Granger因果關系。該檢驗可以確定一個變量能否有助于預測另一個變量，基本原理為：給定信息集At，它至少包括(Xt,Yt)，若利用Xt的過去比不利用它時能更好的預測Yt，則說明 Xt是Yt的Granger原因。因此，建立檢驗模型：

模型中對于p和q滯后期的選擇遵循Akaike最終預測差標準，因此這里設定p=q=2，檢驗結果如表4所示。

表4 Granger因果關系檢驗結果

表4檢驗結果顯示，在1%的顯著水平上，工業制成品與初級產品之比是技術進步的Granger原因，而反過來，技術進步對第一層次的出口結構升級的原因相對較弱，說明兩者之間的因果關系為單向，即第一層次出口結構升級導致了技術的進步。而K/L與TFP之間，如表中所示，在10%的水平上呈現雙向的Granger因果關系，說明技術進步推動了工業制成品中資本密集型產品的相對出口，同時，工業制成品的結構升級又促進了技術的進步。

3.2 VAR模型的方差分解

在Granger檢驗中我們已經得到工業制成品與初級產品出口份額之比F/P對技術進步有著引領作用，同時技術進步與工業制成品中資本密集型產品的相對出口份額K/L之間又有雙向的促進作用。然而格蘭杰因果檢驗并沒有給出構成因果關系的原因變量是多大程度上的原因，因此為了進一步了解這種引領和相互促進作用的程度，我們將對LnTFP與LnF/P、LnK/L分別建立VAR模型，采用VAR方差分解法來說明變量之間的相互影響程度。

建立VAR模型之前首先確定滯后期K，同時考慮樣本容量與LR、AIC、SC和HQ等準則的最小值，這里采用滯后期K=2，建立VAR(2)模型。模型形式與Granger因果檢驗設立的模型在p=q=2時的情況相似。主要通過方差分解，來分析LnF/P、LnK/L與LnTFP之間影響程度，具體結果由圖2和圖3給出。

圖2 LnF/P與LnTFP的方差分解

圖2 是LnF/P與LnTFP的Cholesky10期的方差分解。如左圖，在第一期，LnF/P的所有變動均來自本身的新息，所以為100%。隨著時間的推移，LnTFP變動所引起的方差緩慢增大，但增長有限，第八期的時候就趨于穩定，貢獻率穩定與約20%左右，仍不及LnF/P自身變動引起的貢獻率大。而在LnTFP的Cholesky10期方差分解中，可以很明顯的看到與之前的區別。同樣在第一期，LnTFP的變動有95.89%來自于自身的新息，因此貢獻率為95.89%，然而隨著t的增加，LnF/P的貢獻率越來越大，并且在六期中葉的時候超過LnTFP本身的變動對方差的影響，并繼續上升，第十期的時候貢獻率為55.26%，而同時LnTFP自身的影響降為44.73%。說明第一層次出口商品結構的升級對于技術進步有重要的促進作用，而相反，技術進步對于第一層次的結構升級的作用相對較弱。這與之前的Granger檢驗結果相符。

圖3是另一組變量LnTFP與LnK/L的10期方差分解。LnK/L的方差分解圖中，第一期自身的貢獻為100%，而LnTFP為0，但兩者的曲線逐漸相交，在第七期中葉的時候，LnTFP變動的貢獻開始超過LnK/L自身新息的作用，并且相交后兩者差距開始拉大，第十期時，LnTFP貢獻率加至63.50%，而同期LnK/L將為36.50%。而LnTFP的方差分解圖則有些出人意料，圖中第一期，LnTFP新息對于自身變動的貢獻是96.67%，LnK/L為3.33%，但經過十期的發展，兩個變量變動的貢獻率似乎沒有發生多大的變化，雖然仍然一個在增，一個在減，但兩者仍然差距很遠，直到第十期，LnTFP自身新息對于其變動的貢獻率仍有96.17%之高，而LnK/L還有3.82%。因此，通過這組方差分解的結果來看，技術水平的變化對工業制成品中資本密集型商品的相對出口有著重要的推動作用，且隨著時間的發展，技術進步的速度對于第二層次出口商品結構升級的作用越來越強。而另一方面，雖然LnK/L也是LnTFP的Granger原因，但其對技術進步的預測誤差的貢獻只有3.82%，因此，重要性相對較弱。

圖3 LnK/L與LnTFP的方差分解

4 研究結論與啟示

本文將出口商品的結構分為工業制成品與初級品的出口之比、工業制成品中資本和勞動要素的出口之比這兩個層次，通過對變量的平穩性檢驗和協整分析，發現技術進步與兩個層次的出口商品結構升級均有長期均衡的關系：從整體的擬合優度來看，TFP分別解釋了F/P和K/L變化的94%和79%。從彈性系數來看，我國TFP的增加與我國第一層次和第二層次的出口商品結果升級均有顯著的正相關性：TFP增加1%，工業制成品與初級產品的比例（F/P）將上升3.85%，同樣幅度的變化會導致工業制成品中資本密集型產品的相對出口份額（K/L）上升2.03個百分點。說明改革開放以來我國技術進步與出口商品結構的升級密切相關。

Granger因果檢驗在協整的基礎上進一步確定了變量之間的因果關系：技術進步與第一層次的結構升級存在單向的因果關系，第一層次的出口結構升級帶動了技術的進步；而技術進步與第二層次的結構升級則存在雙向的因果關系，兩者之間相輔相成互相促進。

通過對各變量建立的VAR（2）模型的方差分解，我們從更深層次研究了各變量之間這種因果關系的影響程度。第一層次的結構升級對技術進步的引領作用隨時間逐漸增強。雖然技術進步與第二層次的結構升級之間呈雙向的因果關系，但從方差分解的結果來看，技術進步對于第二層次的結構升級具有更加明顯的影響。研究結論肯定了改革開放以來我國技術變遷和貿易結構變化趨勢的一致性，并證明了技術進步對于我國出口商品結構升級始終都具有重要的引導作用。

我國已經將加快轉變對外貿易增長方式、優化進出口商品結構、擴大具有自主知識產權、自主品牌的商品出口作為當前的國策。實現這些目標的關鍵就是要能夠通過加大對技術外溢的吸收和自主創新來實現社會整體的技術進步。隨著我國傳統比較優勢的逐漸喪失，技術進步將會在優化我國對外貿易結構方面起更為重要的作用。

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