学文网易经术数篇1
〔关键词〕FDI技术水平；贸易结构；协整关系；边界检验
中***分类号：F727 文献标识码：A 文章编号：1008-4096（2013）03-0032-07
改革开放以来，FDI和对外贸易对东北地区经济的发展起到了重要的推动作用。当前，我国正致力于全面提高开放型经济水平。十报告明确提出，“要加快转变对外经济发展方式，推动开放朝着优化结构、拓展深度、提高效益方向转变”，“提高利用外资综合优势和总体效益”。对东北地区而言，提高利用外资质量和优化贸易结构是开放经济发展的重中之重。但在制定开放经济发展***策之前，明确东北地区的FDI技术水平和贸易结构处于什么水平，东北三省之间存在哪些差异，FDI技术水平与贸易结构之间存在何种关系等是非常必要的。
一、FDI技术水平和贸易结构的衡量指标
1.FDI技术水平的衡量指标
很多学者从各自的研究视角设计了多种衡量FDI技术水平的指标。如Javorcik等[1]、许罗丹等[2]和Fortanier[3]等对不同来源地的FDI对东道国技术等方面的影响展开了研究。郭熙保和罗知[4]利用FDI来源地每百万人中技术人员数量的加权平均值来衡量FDI技术水平。周学仁[5]分别采用FDI来源地技术指数和外资企业劳动生产率衡量了我国的FDI技术水平，这两个衡量指标的基本表达式分别如式（1）和式（2）所示：
FTC=∑kFDIk∑kFDIk×techk（1）
其中，FTC为某地区的FDI来源地技术指数；FDIk为某地区来自来源地k的FDI流量；∑kFDIk为某地区的FDI流入总量；techk为FDI来源地k的技术水平（本文用来源地的R&D经费支出占GDP比重来衡量）。
FLV=IAVF/LF（2）
其中，FLV为某地区的外资企业劳动生产率；IAVF为某地区的外资企业工业增加值；LF为某地区的外资企业从业人员数。
2.贸易结构的衡量指标
贸易结构可分为出口贸易结构和进口贸易结构。已有文献关于一国出口贸易结构的界定与衡量研究较多。其中，关志雄[6]、Lall等[7]、樊纲等[8]、Hausmann等[9]以及杜修立和王维国[10]用一国出口产品的技术含量加权平均值作为出口贸易结构的衡量指标。所不同的是，在加权方式上，关志雄[6]和Lall等[7]以各国出口该产品的世界份额为权重；樊纲等[8]、Hausmann等[9]以各国该种产品进行标准化处理后的出口比较优势为权重；杜修立和王维国[10]以各国该产品在世界总产出中的份额为权重。本文在参考已有研究的基础上，构建某地区出口贸易结构指数的计算公式如下：
XTC=∑iQXi∑iQXi×ptechi（3）
其中，XTC为某地区的出口贸易结构指数；QXi为某地区产品i的出口额；∑iQXi为某地区所有产品的出口总额；ptechi为产品i的技术含量，该指标计算公式如下：
ptechi=∑mjQXij∑mjQXij×yij（4）
其中，yij为出口产品i的第j个经济体的人均GDP；QXij为第j个经济体的产品i出口额；m为产品i的出口额排名靠前的经济体数。在实际计算过程中，本文选取出口额排在前15位经济体的人均GDP的加权平均值作为产品i的技术含量水平，因此m=15。
参照式（3）可构建某地区的进口贸易结构指数。其计算方式主要是将出口贸易结构指数的权重调整为进口贸易品所占比重即可。即有如下公式：
MTC=∑iQMi∑iQMi×ptechi （5）
其中，MTC为某地区进口贸易结构指数；QMi为某地区产品i的进口额；∑iQMi为某地区所有产品的进口总额；ptechi为产品i的技术含量。
二、东北地区FDI技术水平与贸易结构的衡量
1.东北地区FDI技术水平
（1）东北地区FDI来源地技术指数。东北地区FDI技术水平与FDI来源地的技术水平有很大关系。如果FDI来源地的技术水平较高，那么流入东北地区FDI的技术水平也可能较高。如果东北地区的FDI更多地来自于技术水平较高的国家或地区，那么东北地区的FDI整体技术水平就可能更高。在东北地区FDI来源地中，对FDI技术水平有重要影响的地区可分为三类：一是国际避税地，如英属维尔京群岛、开曼群岛、萨摩亚、百慕大和毛里求斯等国家或地区。本质上，来自这些地区的FDI的资金属性更强一些，技术水平并不高，具有明显的避税地特征。二是港澳地区，港澳地区本身的技术水平也不算高，尤其香港的税率很低，也具有避税地的一些特征。三是发达经济体，该类地区的技术水平往往较高，其流入东北地区FDI的技术水平一般也较高。由于缺少吉林省FDI来源地的数据，本文利用式（1）、辽宁省1995—2010年的数据和黑龙江省2004—2010年的数据来计算和分析东北地区的FDI来源地技术指数。
从辽宁省FDI来源地分布结构和FDI来源地技术指数来看，1995—2004年，辽宁省的FDI来源地中占比最高的一直是发达经济体，该比重基本上处于30%以上，1999年甚至超过了50%，如***1所示。同时，来自港澳地区的FDI所占比重相对较小，多处在25%—30%之间，来自国际避税地的FDI所占比重多处于15%以下。这种FDI来源地结构使得辽宁省的FDI技术水平受发达经济体的影响较大，因此，这段时期辽宁省FDI来源地技术水平指数一直处于1.5以上，1999年和2004年甚至接近了1.9。2005—2010年，辽宁省来自发达经济体的FDI所占比重较之前年度有明显的下降，尤其2007年之后，该比重降到了20%以下。同时，来自港澳地区的FDI所占比重快速上升，从40%左右上升到近57%。来自国际避税地的FDI所占比重也有所上升，2007年甚至达到了32%，其它多数年度也在16%以上。辽宁省FDI来源地结构的变化，即来自发达经济体的FDI有所减少，来自港澳地区和国际避税地的FDI有所增加，使得辽宁省FDI来源地技术指数出现了明显下降。2006年之前，辽宁省FDI来源地技术水平指数基本上在1.5以上，但在此之后基本上处于1.5之下，2010年降至1.3的水平。
从黑龙江省FDI来源地分布结构与FDI来源地技术指数来看，2004—2010年，在黑龙江省FDI的来源地中，来自港澳地区和国际避税地的FDI所占比重一直是较高的，如***2所示。其中，来自港澳地区的FDI所占比重在2004年接近了68%，其它年份也都超过了30%。来自国际避税地的FDI所占比重在2005—2007年均超过了50%，此后有所下降。2007年之前，来自发达经济体的FDI所占比重一直不高，不到10%，2008—2010年，来自发达经济体的FDI占比有所提高，最终达到了接近30%的水平，与来自港澳地区FDI占比的差距明显缩小。2004—2010年，黑龙江省FDI来源地分布结构的变化为，港澳地区和国际避税地占主要地位但比重有所下降，同时发达经济体长期占比较小但近期上升较快，使得黑龙江省FDI来源地技术指数从2007年之前低于1.0的水平，上升到2010年的1.6，该值甚至超过了同期辽宁省的水平。
（2）东北地区外资企业劳动生产率。外资企业劳动生产率反映了FDI流入东北地区后所形成的实际产出效率，是衡量FDI技术水平的重要指标。下面利用式（2）采用规模以上工业企业的工业增加值和全部从业人员数据来计算东北三省外资企业的全员劳动生产率，同时与内资企业全员劳动生产率进行比较。从***3中可以看出，1997—2010年，东北三省外资企业的劳动生产率总体上都呈不断上升的趋势。其中，吉林省外资企业劳动生产率的增幅最大、增速也最快，从1997年的2.6万元/人，提高到2010年的70.2万元/人。辽宁省外资企业劳动生产率比黑龙江省劳动生产率略高，此两省外资企业劳动生产率在1997年时与吉林省相差无几，但到2010年时已分别落后吉林省一倍和三倍以上。与内资企业劳动生产率相比，辽宁省外资企业劳动生产率稍高，且两者发展趋势几乎同步。吉林省外资企业劳动生产率在东北三省中最高，且远高于其内资企业劳动生产率。而黑龙江省内资企业劳动生产率最高，且高于其外资企业劳动生产率。可见，东北地区外资企业劳动生产率不仅在省际之间差异较大，而且与内资企业劳动生产率差异明显。
2.东北地区贸易结构指数
利用式（3）可以计算出东北三省的出口贸易结构指数，如***4所示。利用式（4）可以计算出东北三省的进口贸易结构指数，如***5所示。
从***4中可以看出，1997—2010年，东北三省的出口贸易结构指数总体呈上升趋势，表明东北地区出口贸易结构已取得了改善。其中，辽宁省的出口贸易结构的优化趋势是最平稳的，也是东北三省中出口贸易结构指数最高的省份；吉林省的出口贸易结构指数在2002—2005年间曾超过辽宁省，之后出现了波动趋势，上升趋势有所减缓；黑龙江省出口贸易结构在1999年之前曾一度是东北三省中最好的，但之后一直落后于其它两省。
从***5中可以看出，总体来看，东北三省进口贸易结构指数是上升的，但发展过程中有所起伏。2004年之前，辽宁省进口贸易结构指数的上升趋势非常明显，但2005年之后，出现了明显的下降和停滞趋势，截至2010年，辽宁省进口贸易结构指数仍没有恢复到2004年的水平。吉林省进口贸易结构指数在2006年之后增长较快，是东北三省中进口贸易结构状况最好的。黑龙江省进口贸易结构指数2005年之前的上升趋势明显，但2006年之后有所下降，2010年的进口贸易结构指数值仍不及2005年的水平。
三、东北地区FDI技术水平与贸易结构关系实证分析
在大致了解东北地区FDI技术水平和贸易结构的现状之后，尚不能对东北地区如何提高利用外资质量和优化贸易结构的发展思路做出明确判断。如果东北地区FDI技术水平与贸易结构之间存在相互促进的关系，那么仅对两者之一实施刺激就会产生整体上的促进效应，进而可避免重复刺激或过度刺激带来的负作用；而如果两者之间的关系是负相关的或者不相关的，则需要分别对两者采用不同的对策措施。Leontief[11]以及Grossman和Helpman[12]认为，FDI与东道国贸易之间存在一定的替代或互补关系。我国一些学者如江小涓[13-14]、赵冲等[15]、周靖祥和曹勤[16]以及李真[17]研究认为，FDI流入对我国出口贸易结构有重要影响。
本文采用时间序列数据协整模型来检验东北地区FDI技术水平与贸易结构之间是否存在长期均衡关系。选取统计数据较为完整的东北三省外资企业劳动生产率（FLV）作为衡量东北地区FDI技术水平的指标，选取东北三省内资企业劳动生产率（DLV）作为参考变量，进而检验它们与东北三省出口贸易结构指数（XTC）和进口贸易结构指数（MTC）之间的关系。其中，东北三省的各变量表示方式分别用右下角标L、J、H来加以区分。主要时间窗口期选择1997—2010年。
1.平稳性检验
为了考察各省份时间序列数据的平稳性，本文采用ADF检验方法分别对东北三省的外资企业劳动生产率、内资企业劳动生产率、出口贸易结构指数和进口贸易结构指数四个变量进行单位根检验。相关检验过程由计量软件Eviews6.0给出。结果显示，辽宁省的外资企业劳动生产率、内资企业劳动生产率和进口贸易结构指数均为一阶单整变量，而出口贸易结构指数为原序列平稳变量；吉林省和黑龙江省的四个变量均为一阶单整变量。因此，吉林省、黑龙江省的所有变量之间，及辽宁省内外资企业劳动生产率与进口贸易结构指数之间的关系，可以利用EG两步法进行协整关系检验。
2.协整检验
下面采用EG两步法对东北三省FLV、DLV分别与XTC、MTC的协整关系进行检验。本文以FLV、DLV为因变量，以XTC、MTC为自变量（不包含辽宁省XTCL），建立东北三省内外资企业技术水平与贸易结构指数之间的回归方程，运用OLS法对方程进行回归估计后对各方程回归所产生的残差项进行单位根检验。如果方程的t检验是显著的，且残差项原序列单位根检验是平稳的，则变量间的协整关系是存在的。本文用（1）—（10）表示东北三省内外资企业劳动生产率与进出口贸易结构指数之间的协整模型。由于辽宁省内外资企业劳动生产率与出口贸易结构指数之间的关系不适用协整检验，故协整模型共为10个，如表1所示。模型（1）和（2）的估计结果表明，辽宁省FDI技术水平和内资企业劳动生产率均与进口贸易结构指数之间存在显著的协整关系。模型（3）、（4）、（5）和（6）的估计结果表明，吉林省的FDI技术水平与出口贸易结构指数、进口贸易结构指数之间，内资企业劳动生产率与进口贸易结构指数之间存在协整关系。模型（7）、（8）、（9）和（10）的估计结果表明，黑龙江省的FDI技术水平与出口贸易结构指数之间，内资企业劳动生产率与出口贸易结构指数、进口贸易结构指数之间均存在显著的协整关系。同时，各组变量之间的正向作用关系显著。
3.边界检验
由于辽宁省FDI技术水平、内资企业劳动生产率和出口贸易结构指数为非同阶单整变量，故不宜采用EG两步法和Johansen方法对其关系进行协整检验。现利用Pesaran等[18]提出的边界检验方法分析辽宁省内外资企业技术水平与出口贸易结构之间的协整关系。边界检验方法不以变量同阶单整为前提条件，特别适用于I（0）变量和I（1）变量之间的协整关系检验。该方法在自回归分布滞后模型中加入非约束误差修正项（UECM），通过对UECM项的Wald检验结果来推断因变量与自变量间是否存在长期协整关系。当Wald检验中的F统计值大于上界值时，则变量间存在协整关系；小于下界值，则不存在协整关系；介于上下界限之间，则无法判断是否存在协整关系。本文边界检验相关过程由计量软件Microfit4.1给出。结果显示，以辽宁省内资企业劳动生产率和辽宁省出口贸易结构指数分别为因变量和自变量的模型Wald检验F值大于1%显著性水平下的上界值，表明辽宁省内资企业劳动生产率和出口贸易结构指数之间存在协整关系，其余变量之间关系均没有通过协整检验。
4.因果关系检验
为了进一步考察存在协整关系的变量之间是否存在因果关系，本文通过建立两变量的群对象，根据AIC准则确定滞后阶数，利用Granger因果关系检验方法，对东北地区FDI技术水平和内资企业劳动生产率，分别与出口贸易结构指数、进口贸易结构指数之间的因果关系予以估计。结果发现，存在协整关系的变量之间仅有少部分具有显著的因果关系。其中，辽宁省进口贸易结构指数是FDI技术水平的成因，出口贸易结构指数是内资企业劳动生产率的成因；吉林省进口贸易结构指数是FDI技术水平的成因；黑龙江省内资企业劳动生产率是出口贸易结构指数的成因。
四、结 论
通过对东北地区FDI技术水平和贸易结构的衡量及对两者关系的分析，本文得出如下四条结论：
第一，东北地区FDI来源地分布结构的变化对FDI技术水平具有明显影响。从东北地区FDI来源地技术指数来看，辽宁省FDI的主要来源地由发达经济体变成了港澳地区，使其FDI技术水平出现下降趋势；黑龙江FDI的主要来源地由国际避税地变成了发达经济体和港澳地区，使其FDI技术水平呈上升趋势，并且已经超过了辽宁省的FDI技术水平。
第二，东北地区外资企业与内资企业劳动生产率的关系差异明显。一般而言，外资企业技术水平应高于内资企业，且经济较发达的辽宁省的内外资技术水平应高于其它两省。但是，黑龙江省内资企业劳动生产率不仅高于外资企业，而且高于其它两省；吉林省外资企业和内资企业劳动生产率的差距非常大，形成了劳动生产率在外资企业和内资企业上的二元结构；尽管辽宁省外资企业与内资企业劳动生产率的同步性和相关性较强，但它们却均低于黑龙江省内资企业的劳动生产率。
第三，辽宁省出口贸易结构优于黑龙江省和吉林省，但进口贸易结构逊于黑龙江省和吉林省。吉林省和黑龙江省的进口贸易结构指数均高于出口贸易结构指数，而辽宁省进口贸易结构指数低于出口贸易结构指数。这说明，在东北三省的贸易品技术水平总体情况中，辽宁省的出口贸易品综合技术水平更高，而黑龙江省和吉林省的进口贸易品综合技术水平更高。
第四，从实证分析结果来看，东北地区FDI技术水平与贸易结构指数在多数情况下存在协整关系，而且变量之间的正向作用关系非常显著。仅有个别样本变量之间的关系没有通过协整检验，如辽宁省FDI技术水平与出口贸易结构指数、吉林省内资企业技术水平与出口贸易结构指数、黑龙江省FDI技术水平与进口贸易结构指数。结合因果关系检验结果来看，辽宁省进口贸易结构和出口贸易结构分别对FDI技术水平和内资企业技术水平有带动作用；吉林省出口贸易结构优化会带动FDI技术水平的提高；黑龙江省内资企业技术水平的提高是出口贸易结构优化的成因。
根据以上研究结论，东北地区应充分利用FDI技术水平与贸易结构之间的正向作用关系，重点从可控性较强的引进FDI***策、内资企业技术创新鼓励***策等方面入手，制定提高利用外资质量和优化贸易结构的***策措施。一是东北三省应更加注重从发达经济体引进FDI，对来自国际避税地的FDI有必要采取适当的审核和准入措施；二是鼓励东北地区外资企业与内资企业加强技术合作，缩小内外资企业技术水平的差距，同时，进一步鼓励内资企业和外资企业增加技术研发投入和运用更高水平的技术；三是东北三省应进一步促进高技术产品的出口和进口，以优化贸易结构，辽宁省应着力优化进口贸易结构，黑龙江省和吉林省则应着力优化出口贸易结构，以促进东北地区贸易结构的均衡发展。
参考文献：
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易经术数篇2
关键词：周易;中国古代数学; 数学的起源; 数学问题
The affect of Zhouyi on ancient Chinese mathematics
Abstract: It can be seen by analyzing the important works of the history of ancient Chinese mathematics，Zhouyi used to be regarded as the earliest origin of the development of mathematics by ancient mathematicians. Moreover， in some important mathematic works， mathematicians took advantage of notions related in Zhouyi to explain mathematic issues. They had made deep research on the mathematic issues in Zhouyi and obtained important achievements. All of these aspects are enough to manifest that Zhouyi had exerted important affects on the development of ancient mathematics.
Key words: Zhouyi; ancient Chinese mathematics; origin of mathematics; mathematic issues
中国古代数学自汉代《九章算术》形成体系，发展至宋元时期达到高峰，期间出现了不少重要的数学著作。汉唐时期有“算经十书”，除《九章算术》之外，还有《周髀算经》、《海岛算经》、《五曹算经》、《孙子算经》、《夏侯阳算经》、《张丘建算经》、《五经算术》、《缀术》、《缉古算经》，以及《数术记遗》；宋元时期有数学四大家，包括秦九韶撰《数书九章》，李冶撰《测圆海镜》，杨辉撰《详解九章算法》、《杨辉算法》等，朱世杰撰《四元玉鉴》。宋元之后，明代有著名数学家程大位撰《算法统宗》，等等。虽然《周易》算不上是一部专门的数学著作，但是，它作为古代重要典籍，尤其是作为儒家经典，流传于世，对于中国古代数学具有重要的影响。研究自汉代《九章算术》至宋元时期以及明代的数学发展可以看出，那些流传久远的重要的数学著作中大都留存着《周易》影响的痕迹。
一、《周易》与数学的起源
标志中国古代数学体系形成的《九章算术》，由246个与实际生活密切相关的应用题及其解法所构成，分为方田、粟米、衰分、少广、商功、均输、盈不足、方程、勾股等九章，内容涉及初等数学中的算术、代数、几何等，包括分数概念及其运算、比例问题的计算、开平方和开立方的运算、负数概念、正负数加减运算、联立一次方程的解法等。从逻辑的角度看，《九章算术》与《周易》之间似乎并没有直接的关系。然而，魏晋时期的著名数学家刘徽在为《九章算术》作注时却说：“徽幼习《九章》，长再详览，观阴阳之割裂，总算术之根源。探赜之暇，遂悟其意。是以敢竭顽鲁，采其所见，为之作注。”［1］(序)也就是说，刘徽是通过《周易》的阴阳之说“总算术之根源”，从而明白《九章算术》之意，并为《九章算术》作注。显然。在刘徽看来，《九章算术》与《周易》有着密切的关系。
在这一基础上，刘徽进一步认为，古代数学的产生可以追溯到包牺氏画八卦。他在《九章算术注》的“序”中说：“昔在包牺氏始画八卦，以通神明之德，以类万物之情，作九九之数，以合六爻之变。暨于黄帝，神而化之，引而伸之，于是建历纪、协律吕，用稽道原，然后两仪四象精微之气可得而效焉。”刘徽认为，数学是包牺氏为了“合六爻之变”而发明的，后来经由黄帝的进一步发展，以发挥《周易》“两仪四象”的功效。
数学的产生是否真的源于《周易》，伏羲是否“作九九之数”，这是需要用历史事实来证明的问题。刘徽简单地断定伏羲作九九之数，很容易使我们联想起《易传》中把远古时期的许多技术发明，包括鱼网、耒耜、市场、船、车、门、杵臼、弧矢、宫室、棺椁、结绳记事等11项，看作是当时圣人效法卦象而作；其中最早的是包牺氏“作结绳而为罔罟，以佃以渔，盖取诸离”［2］（《系辞下传》）。由此可见，刘徽所谓伏羲作九九之数的观点很可能是受到《易传》的影响。
继刘徽之后，古代数学家大都认同数学源于《周易》的说法。宋朝时期著名数学家秦九韶的数学著作《数书九章》系统地总结和发展了高次方程数值解法和一次同余组解法，提出了相当完备的“正负开方术”和“大衍求一术”，达到了当时世界数学的最高水平。［3］(上集“秦九韶”)在论及数学的起源问题时，秦九韶说：“周教六艺，数实成之。学士大夫，所从来尚矣。……爰自河***、洛书闿发秘奥，八卦、九畴错综精微，极而至于大衍、皇极之用，而人事之变无不该，鬼神之情莫能隐矣。”［4］(序)他认为，数学的起源可以追溯到“河***洛书”、“八卦九畴”，仍然把数学的起源归于《周易》。
元朝时期著名数学家朱世杰的《四元玉鉴》论述了多元高次方程组的求解和高阶等差级数等方面的问题，被美国科学史家乔治· 萨顿（G. Sarton）称为“中国数学著作中最重要的一部，同时也是中世纪最杰出的数学著作之一”［5］。该书的“前序”由他的好友莫若所作，其中说道：“数一而已。一者万物之所从始，故易一太极也。一而二，二而四，四而八，生生不穷者，岂非自然而然之数耶？河***洛书泄其秘，《黄帝九章》著之书，其章有九，而其术则二百四十有六，始方田，终勾股，包括三才，旁通万有。”［6］同样认为数学最早源于“河***洛书”。
明朝末期的数学家程大位所撰的《算法统宗》是珠算著作，流传久远。该书的“首篇”有：总说、河***、洛书、伏羲则***作易***、洛书释数、九宫八卦***、洛书易换数、黄钟万事根本***。其中“总说”说：“数何肇？其肇自***、书乎！伏羲得之以画卦，大禹得之以序畴，列圣得之以开物成务。凡天官、地员、律历、兵赋以及纤悉杪忽，莫不有数，则莫不本于《易》、《范》。故今推明直指算法，辄揭河***、洛书于首，见数有原本云。”［7］(首篇)与以往的数学家一样，程大位也认为数学起源于“河***洛书”，伏羲画卦。他还在“书《直指算法统宗》后”说：“数居六艺之一，其来尚矣，盖自宓戏宰世，龙马负***，而数肇端。轩后纪历，隶首作算，而法始衍。故圣人继天立极，所以齐度量而立民信者，不外黄钟九寸之管。”
需要进一步指出的是，古代数学家把数学的起源归于《周易》以及“河***洛书”，不仅仅是为了从数学发展史的角度确定数学的来源问题，更在于说明《周易》的原理与数学研究之间有着密切的关系。
〖BT2〗二、《周易》原理与数学研究
刘徽在《九章算术注》中虽然指出《九章算术》与《周易》有着密切的关系，并且认为他的《九章算术注》运用了《周易》的原理，但是，无论是《九章算术》还是刘徽的《九章算术注》，我们都很难从中看出这两部数学经典与《周易》有任何直接的逻辑关系。然而，在刘徽之后的许多古代数学著作中，则不乏有数学与《周易》密切相关的事例，大致可分为以下三类：
第一，对《周易》中有关概念的运用。《数术记遗》是经北周数学家甄鸾注释而成，该著作后来被列为唐代明算科考试的必读书之一。全书主要分为两大部分，一是大数进法，二是记数法。记数法列举了14种记法：“其一积算，其一太一，其一两仪，其一三才，其一五行，其一八卦，其一九宫，其一运筹，其一了知，其一成数，其一把头，其一龟算，其一珠算，其一计数”［8］。显然，这里采用了《周易》中的一些重要概念。古代数学家大都研读过《周易》，因此，在研究数学的过程中借助于《周易》的概念是不足为奇的。
元代数学家朱世杰在所撰《四元玉鉴》的“卷首”有“四象细草假令之***”一节，通过“一气混元”、“两仪化元”、“三才运元”、“四象会元”的概念分别给出了天元术、二元术、三元术、四元术的例题各一道，并予以解答和说明。这显然是受到《周易》的“易有太极，是生两仪，两仪生四象，四象生八卦”以及“三才”之道的影响。同时，在《四元玉鉴》下卷的八门中有“两仪合辙”提出二元术问题12道，“三才变通”提出三元术问题11道，“四象朝元”提出四元术问题6道。至于朱世杰的“四元术”，莫若在《四元玉鉴》的“前序”中说：“其法以元气居中，立天元一于下，地元一于左，人元一于右，物元一于上。阴阳升降，进退左右，互通变化，错综无穷。”［6］祖颐在《四元玉鉴》的“后序”中说：朱世杰“探三才之赜，索九章之隐，按天、地、人、物立成四元，以元气居中，立天勾、地股、人弦、物黄方。”也就是说，“四元术”以天、地、人、物为“四元”，以元气（常数项）居中。显然，这是借助了《周易》的天、地、人“三才”的概念。
明末数学家程大位所撰的《算法统宗》，把河***、洛书、伏羲易***等置于全书之首，然后才介绍数学基础知识、珠算理论以及各类算题，这也许包含了借《周易》的概念统领整个数学体系的意味。
虽然在今天看来，古代数学家运用《周易》的有关概念来表述数学问题似有牵强附会之嫌，但笔者认为，古代数学家在数学研究中所采取的这种做法不可轻易视之为牵强附会而予以否定，而应当深入研究他们所采用的《周易》的概念与其数学研究之间所存在的关系；即使属牵强附会，也应进一步分析其原因以及对于数学研究所起的作用。
第二，对《周易》中数学问题的研究。《周易》中包含有数学问题，其中最为重要的是《周易·系辞上传》中所言：“天一，地二，天三，地四，天五，地六，天七，地八，天九，地十。天数五，地数五，五位相得而各有合。天数二十有五，地数三十，凡天地之数，五十有五，此所以成变化而行鬼神也。大衍之数五十，其用四十有九。分而为二以象两，挂一以象三，揲之以四以象四时，归奇于扐以象闰，五岁再闰，故再扐而后挂。乾之策，二百一十有六。坤之策，百四十有四。凡三百有六十，当期之日。二篇之策，万有一千五百二十，当万物之数也。是故四营而成易，十有八变而成卦，八卦而小成。引而伸之，触类而长之，天下之能事毕矣。”毫无疑问，这一揲蓍卜筮之法包含了数学问题。对此，历代数学家多有研究。北周数学家甄鸾曾撰《五经算术》，《四库全书·五经算术》“提要”说：“是书举《尚书》、《孝经》、《诗》、《易》、《论语》、《三礼》、《春秋》之待算乃明者列之。”其中卷上“《周易》策数法”对上述《周易》中的数学问题作了研究和注释。甄鸾说：“天以一生水，地以二生火，天以三生木，地以四生金，天以五生土。天数奇，二十五。地数耦，三十。并天地之数，合五十五，谓之大衍之数。揲蓍得乾者，三十六策然后得九一爻。爻有三十六策，合二百一十六。揲蓍得坤者，二十四策然后得六一爻。爻有二十四策，合一百四十四。并乾、坤之策，三百六十，当一期之日者，举全数也。上下经有六十四卦，卦有六爻，合三百八十四爻。阴阳各半。阳爻称九，阴爻称六。九、六各百九十二也。阳爻以三十六策乘之，得六千九百一十二，阴爻以二十四策乘之，得四千六百八。并阴阳之策，合得一万一千五百二十也。四营者，仰象天，俯法地，近取诸身，远取诸物也。十八变者，三变而成爻，十八变而六爻也。八卦而小成者，言虽成易，犹未备也。”［9］（卷上《〈周易〉策数法》）从数学的角度看，甄鸾的论述只是涉及算术中的加乘运算，但是可以从中看到古代数学家对于《周易》中的数学问题的关注；更重要的是，《五经算术》作为“算经十书”之一，其所包含的对《周易》中数学问题的研究，对于后世是具有重要影响的。
宋朝数学家秦九韶所撰的《数书九章》分为九类，每类九题，合八十一题。其第一类为“大衍类”，论及“大衍求一术”。秦九韶说：“昆仑旁礴，道本虚一，圣有大衍，微寓于《易》。奇余取策，群数皆捐，衍而究之，探隐知原。”［4］（序）他认为，“大衍求一术”存在于《周易》之中，只要深入研究《周易》揲蓍卜筮之法就能够把握。为此，该类的第一题为“蓍卦发微”：“问：《易》曰：‘大衍之数五十，其用四十有九’，又曰：‘分而为二以象两，挂一以象三，揲之以四以象四时’，三变而成爻，十有八变而成卦。欲知所衍之术及其数各几何？”［4］（卷第一《大衍类》）根据数学史家的研究，这里所提出的“大衍求一术”和现代数学通常所谓的一次同余组解法相类似。［10］由此可见，秦九韶不仅从《周易》揲蓍之法中提出了数学问题，而且通过对这一数学问题的研究，引伸出一次同余组的解法，并且还明确把这一解法与《周易·系辞传》的“大衍之数”联系在一起，而称之为“大衍求一术”，这不能不说是易学研究与数学研究的一种和谐的统一。
第三，对《周易》中数学问题的进一步发挥。《周易》中的数学问题除以上所述揲蓍卜筮之法外，还有“河***洛书”问题。从数学的角度看，“洛书”是一个三阶纵横***（见下***）。
〖LL〗
〖TPimage002.tif（，2），PY〗
〖BG（（52）〗〖BHDFG2，FK2。3F〗4〖〗9〖〗2〖BH〗3〖〗5〖〗7
〖BH〗8〖〗1〖〗6〖BG）F〗
〖JZ〗洛 书三阶纵横***
有关“洛书”的数字排列最早可见《大戴礼记·明堂》在论及明堂时所说的“二、九、四；七、五、三；六、一、八”。《黄帝内经·灵枢》的《九宫八风》篇也记有：“立秋二，玄委，西南方；秋风七，仓果，西方；立冬六，新洛，西北方；夏至九，上天，南方；招摇中央；冬至一，叶蛰，北方；立夏四，阴洛，东南方；春分三，仓门，东方；立春八，天留，东北方。”《易纬·乾凿度》说：“太一取其数以行九宫，四正四维皆合于十五。”后来的数学家甄鸾在《数术记遗》中对“九宫”作注释时说：“九宫者，即二四为肩，六八为足，左三右七，戴九履一，五居中央。”宋代的刘牧把“洛书（刘牧称之为“河***”）”与“九宫”等同起来，并且说：“昔虙牺氏之有天下，感龙马之瑞，负天地之数出于河，是谓龙***者也。戴九履一，左三右七，二与四为肩，六与八为足，五为腹心，纵横数之皆十五。”［11］宋学家朱熹在所著《周易本义》中首先论及“河***洛书”的来源，并且说：“洛书盖取龟象。故其数戴九履一，左三右七，二四为肩，六八为足。”［12］宋朝时期的数学家杨辉对“洛书”这一三阶纵横***作了深入的研究，并引伸到对多阶纵横***的研究。在所撰的《杨辉算法·续古摘奇算法》中，杨辉进一步构造出了四阶纵横***，并给出构造方法。此外，他还构造出了五阶、六阶、七阶、八阶、九阶和十阶纵横***，十阶纵横***又称“百子***”（见下***）：
〖BG（！〗〖BHDFG12，FK2，K2。9F〗1〖〗20〖〗21〖〗40〖〗41〖〗60〖〗61〖〗80〖〗81〖〗100〖BHD〗99〖〗82〖〗79〖〗62〖〗59〖〗42〖〗39〖〗22〖〗19〖〗2
〖BH〗3〖〗18〖〗23〖〗38〖〗43〖〗58〖〗63〖〗78〖〗83〖〗98
〖BH〗97〖〗84〖〗77〖〗64〖〗57〖〗44〖〗37〖〗24〖〗17〖〗4
〖BH〗5〖〗16〖〗25〖〗36〖〗45〖〗56〖〗65〖〗76〖〗85〖〗96
〖BH〗95〖〗86〖〗75〖〗66〖〗55〖〗46〖〗35〖〗26〖〗15〖〗6
〖BH〗14〖〗7〖〗34〖〗27〖〗54〖〗47〖〗74〖〗67〖〗94〖〗87
〖BH〗88〖〗93〖〗68〖〗73〖〗48〖〗53〖〗28〖〗33〖〗8〖〗13
〖BH〗12〖〗9〖〗32〖〗29〖〗52〖〗49〖〗72〖〗69〖〗92〖〗89
〖BH〗91〖〗90〖〗71〖〗70〖〗51〖〗50〖〗31〖〗30〖〗11〖〗10
〖BG）F〗〖JZ〗百子***
继杨辉之后，明代数学家王文素的《算学宝鉴》以及程大位的《算法统宗》也对多阶纵横***及其构造方法作过的论述。应当说，中国古代数学家对于纵横***的研究在很大程度上是与《周易》密切相关的。
〖BT2〗三、《周易》与古代数学
理解《周易》与中国古代数学的密切关系，可以从儒家与古代数学的关系入手。早在春秋战国时期，数学就受到儒家较大的重视。春秋战国时期，儒家教育以“六艺”即礼、乐、射、御、书、数为基本内容；《周礼·地官司徒》有所谓“一曰五礼，二曰六乐，三曰五射，四曰五御，五曰六书，六曰九数”，这里的“数”实际上包括古代的数学知识，“九数”就是指当时数学这门功课的九个细目。至于“九数”的细目，《周礼》中没有列出。东汉的郑玄在他的《周礼注疏·地官司徒·保氏》中引郑司农（郑众）所言：“九数：方田、粟米、差分、少广、商功、均输、方程、赢不足、旁要；今有重差、夕桀、勾股。”这与《九章算术》的纲目大致相同。汉代，儒家经典被确立，同时，数学也被认为是儒家必须修习的科目。中国数学史家钱宝琮先生甚至认为，“《九章算术》的编集与东汉初年经古文学派的儒士有密切的关系”［13］。南北朝时期的颜之推撰《颜氏家训》，其中的“杂艺”篇说：“算术亦是六艺要事，自古儒士论天道、定律历者，皆学通之。”认为儒家应当通晓数学。可见，在中国古代，数学与儒学具有非常密切的关系。正因为如此，也就不难理解被列为儒家五经之首的《周易》与古代数学的密切关系。
转贴于 《周易》对于数学的影响至少包括两个方面：
其一，《周易》对古代数学家的知识结构的影响。古代数学家大都学习或研究过《周易》，甚至精通《周易》，因此，《周易》是古代数学家的知识结构中重要的组成部分。这样，他们在研究数学时或多或少会受到《周易》的影响，而且，这种影响是多层次、多方面的。
其二，易学对古代数学家研究方式的影响。《易传》在诠释《周易》时认为，《周易》“广大悉备，有天道焉，有人道焉，有地道焉”［2］（《系辞下传》），而且是后来所有知识的总源头。与此相类似，古代数学家在研究数学时，首先要讨论“源”的问题，并且总是把《周易》看作是数学的源头，同时还试***从《周易》中引伸出数学问题进行研究。古代数学家的这一研究方式显然是受到《易传》的影响。
正是在《周易》的影响之下，中国古代数学家，或是把数学产生的源头归于《周易》，或是采用《周易》的概念以表达数学问题，或是对《周易》中的数学问题进行研究和引伸，从而对古代数学的发展做出了贡献，同时也证明了《周易》对于古代数学发展所起的积极作用。
〖HT5”H〗参考文献
〖HT6SS〗
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易经术数篇3
从量上看，近年来我国高新技术产品的进出口增长都非常快，但技术含量与发达国家仍有较大差距，贸易结构水平依然较低。总体盈利水平低，核心竞争力弱。
从我国高新技术产品国际竞争力的实证研究看：
一、我国高新技术产品的贸易竞争力指数
贸易竞争力指数(TCI指数――Trade Competition Index)是通过对一个国家某类产品进出口额的计算，表明该国是某类产品的净出口国，还是净进口国，以及净进口或净出口的相对规模。我们用TCI指数来衡量高新技术产品的国际竞争力，它是指一个国家某类产品的贸易差额与该国该类产品的贸易总额之比，计算公式为：
TCI=(xi-Mi)／(Xi-Mi)
其中xi表示某国类产品的出口总额,Mi是某类产品的进口总额，指数为正时表示本类产品具有较强的国际竞争力；指数为负，则表明竞争力较弱。目前我国在海关统计上将高新技术产品进出口按技术构成划分为计算机与通信技术、生命科学技术、电子技术、计算机集成制造技术、航空航天技术、光电技术、生物技术、材料技术以及其他技术九个类别的产品。根据我国高新技术产品1999―2005年进出口数据，按照TCI指数计算公式计算这九大类别和全部高新技术产品的贸易竞争力指数(见表1)。
从表中可以看出，总体上，我国全部高新技术产品的贸易竞争力指数从1999―2003年均为负值，但逐年得到改善，贸易竞争力逐步提高。2004年我国高新技术产品贸易出现了历史性的突破，终于扭转了逆差局面，全部高新技术产品的贸易竞争力指数由负数转为正数，达到了0．012，并在2005年继续上升为0．049。这充分表明实施“科技兴贸”战略取得了实效，我国高新技术产品贸易竞争力从整体上出现了实质性的提升。从组成高新技术产品的产品分类来看，占我国高新技术产品出口80％以上份额的计算机与通信技术产品的贸易竞争力指数几年来均为正值，由1999年的0．073提高到2005年的0．492，表明该类产品有较强的国际竞争力。而电子技术、计算机集成制造技术、航空航天技术和材料技术产品的TCI指数仍为负数，且国际竞争力水平较低。其余技术类别的产品虽然TCI指数已转为正数，但国际竞争力仍有待进一步提升。
二、我国高新技术产品产业内贸易指数
产业的国际竞争力是产品国际竞争力形成的基础，作为国际分工深化和国际竞争格局变化的结果，产业内贸易一定程度上反映出一国产业参与国际贸易的方式及其在国际分工中的地位，可以作为产业国际竞争力和产品国际竞争力的衡量指标之一。产业内贸易(IIT，In-tra-Industry Trade)是指某一时期内一国同时出口和进口属于同一产业的商品，它是相对于产业间贸易而言的。在当代国际经济活动中，这种贸易现象已经相当普遍，已成为推动国际分工，促进新兴产业形成的重要因素。目前，世界上大约有1／4的工业品贸易是以产业内贸易的形式出现，其贸易格局开始呈现从产业间贸易逐步转向产业内贸易的发展趋势。国际上通用的G―L公式来计算工业制成品的产业内贸易指数(即Grubel和Lloyd)1975(提出的测量产业内贸易指数的公式)，以测定其产业内贸易的发展水平。
IITi= 1-(Xi-Mi)/(Xi+Mi)
其中，xi和Mi分别表示一个国家在一定时期内产业i的出口额和进口额。当没有产业内贸易时，为0；当进出口完全是产业内贸易时，为1。产业内贸易指数的大小与产业内贸易的重要性程度相一致，即该指数与产业内贸易变化关系表现为正相关。指数越接近1，说明在生产专业化方面的相互依赖程度越，产业内分工程度越高，产业内贸易越发达，一定程度上表明产业国际竞争力和产品国际竞争力较强(见表2)。
从表中我们看出，1999年我国高新技术产品的产业内贸易指数为0．793,到2004年已达0．987，呈逐年增大的趋势，产业内贸易发展水平较高，这表明从总体上看我国高新技术产业具有产业内分工的特征。从组成高新技术产品的产品分类来看，各分类产品的产业内贸易发展不平衡，计算机与通信、生命科学、光电、生物技术产品的产业内贸易指数较高，而电子、计算机集成制造、航空航天等产业内贸易指数较低。
高新技术产业之所以具有较高的产业内贸易指数，首先是因为，高新技术产品具有异质性。技术越发展，导致同种产品的系列化不断发展。其次，高新技术产品市场是不完全竞争市场，具有规模经济的特征。第三，高新技术产业国际分工进一步深化，专业分工协作精细，存在大量的产业内分工和公司内分工。产业内分工一般包括三个环节的分工，一是技术环节的分工，如专门进行研究与开发，设计等；二是生产加工环节的分工，如专门进行加工装配等；三是营销环节的分工，如进行批发及零售、品牌管理及售后服务等。在全球高新技术产业分工体系中，发达国家牢牢把握住研发、营销环节，控制核心技术和市场资源，而把一些加工制造环节转移到发展中国家。
我国高新技术产品产业内贸易指数从总体上看之所以较高，其主要的原因是我国产业结构调整取得显著成效，加强了对引进外资的产业引导，大量的跨国公司向我国制造业尤其是高新技术产业直接投资，加快产业转移，在高新技术产业内形成了与发达国家、新兴工业化国家和地区的水平型分工，许多企业还参与到跨国公司的内部分工中。我国高新技术产业虽然参与了国际高新技术产业分工，但在分工层次结构上仅处于加工制造环节，故我国高新技术产品的贸易方式以加工贸易为主，包括进料加工、来料加工和来件组装。我国高新技术产品加工贸易比重由1993年的70．2％2：升到2005年的90％以上。
易经术数篇4
摘要：本文运用2003-2012年我国10个东部沿海各省、直辖市面板数据，对我国三种技术引进方式的技术溢出效应、引进技术吸收能力进行实证分析发现，现阶段进口贸易技术引进方式对我国TFP的作用最大，其后是OFDI方式；在吸收能力上，只有IFDI方式吸收国外R&D能力较强，OFDI进口贸易技术吸收能力不佳。
关键词 ：OFDI；IFDI；进口贸易；技术溢出效应；TFP
目前技术引进方式，一是我国对外直接投资（OFDI），即通过国内企业在国外并购企业，吸收先进技术的方式提高国内技术水平。二是通过外商直接投资（IF?DI）带动我国技术进步，即通过中外合资合作引进外商直接投资随之而来的先进生产管理技术的扩散示范效应，促进国内技术进步。三是通过进口贸易引进先进国家研发技术，即从技术先进国家直接购买技术***纸设备、引进人才，提高国内技术水平。
一、三种技术引进方式技术溢出效应对TFP 作用机理及文献综述
1.OFDI 逆向技术溢出效应
为提升竞争力，通过收购国外高技术企业、子公司或海外绿地投资，成立海外R&D 分支机构，既能得到国外高新技术资源，又能避***际技术贸易壁垒，将高新技术带入国内市场，通过模仿或合作，带动整个相关产业链中的技术提高和吸收。国内研究对此有所研究。李梅、袁小艺等（2014）在研究制度环境与对外直接投资逆向溢出时，间接得到OFDI的反向技术溢出效应对全要素生产率TFP有很好促进作用[1]；赵伟、古广东等(2006)在研究外向FDI与中国技术进步中提到OFDI的反向技术溢出作用与全要素生产率有显著正相关，但其促进作用较小。[2]
2.IFDI 正向技术溢出效应
IFDI的技术溢出效应是由国外跨国公司直接投资，通过员工培训，教授技术经验，中国合资或合作企业技术水平会有很大提高，产品更具有竞争力。产业链上游下游企业需要通过与合资或合作企业合作吸收技术，实现技术进步，技术人员流动也会促使整个行业及产业链技术提高。IFDI的技术示范效应因此可辐射到周边地区。一些研究成果表明，IFDI对我国全要素生产率是显著正相关的。聂爱云、陆长平(2014)对中国省级面板数据实证表明，FDI在东道国经济绩效十分显著[3]；李杏、Chan（2009）在运用面板数据基础上比较外商直接投资与对外贸易技术溢出效应时得到IFDI对技术进步有因果关系[4]。但也有研究显示，IFDI对我国技术进步是显著负相关的。金成晓、王猛(2009)在研究外商直接投资对我国制造业企业的技术溢出效应时，得出IFDI技术溢出效应呈倒U型。[5]
3.进口贸易技术溢出效应
进口贸易技术溢出效应是通过直接购进技术***纸、机械设备，聘请国外技术人才等，对我国TFP起作用。对此，国内外有很多学者研究。国外学者主要研究国际中北北经济合作、南北经济合作、南南经济合作进口贸易带来的技术溢出效应。Coe，Helpman 等（1995）在开放经济条件下、内生增长模型上研究发达国家之间贸易中的技术溢出效应，以进口占进口国GDP 比率作为引入国外R&D 资本权重，得出进口贸易对该国TFP有显著的正相关，从研发水平愈高国家进口，受其影响也愈大。[6]Schiff,Wang等（2002）在产业水平上研究进口贸易带来的技术溢出效应对生产率的影响。发展中国家的R&D资本受发达国家影响，并对发展中国家与发达国家直接进口贸易带来的技术溢出的直接效应是对TFP 有正作用。国内也有学者也有相关研究。[7]李小平等（2008）在研究国际贸易、技术进步和中国工业行业的生产率增长中证实，进口贸易方式能促进中国TFP 的增长。[8]于燕、杨致远（2014）利用Schiff,Wang方法得出，进口贸易带进技术溢出效应能显著提高我国技术能力。[9]
二、变量选择、计量模型及数据处理
1.计量模型
目前很少有学者将这三种方式放在一个模型中研究对TFP的作用。本文尝试运用2003-2012年我国东部沿海10省、直辖市的面板数据模型，分析我国三种技术引进方式的技术溢出效应对国内TFP的作用。
计量模型选取上按Coe，Helpman 国际研发支出溢出计量模型构建计量模型1如下：
其中，i表示某个省市，t表示某段期间。TFPit 表示某地区某段期间全要素生产率，表示某地区某段期间OFDI带来的国外R&D资本量，表示某地区某段期间IFDI 带来的国外R&D 资本量，表示某地区某段期间进口贸易带来的国外R&D 资本量，α1 、α2 、α3 分别表示三个解释变量的系数，即对1nTFPit 的作用程度。
引进的技术只有吸收才能更好促进我国技术进步。本文利用人力资本与三种技术引进方式的交叉项作为衡量对三种技术引进方式带来的技术吸收能力。技术吸收的能力愈强，说明对1nTFPit 的作用就愈强。计量模型2为：
2.变量介绍和数据处理
本文选取2003年至2012年北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东以及广东为样本。
（1）全要素生产率TFP。本文借鉴Caves等在1982年的研究[10]，章祥荪、贵斌威(2008)在《中国全要素生产率分析：Malmquist指数法评述与应用》中的阐述，TFP 基于数据包络分析法（DEA）Malmquist生产率指数模型得到的[11]，各省TFP 可用DEAP2.1 软件测算。各省产出用各省每年GDP表示，劳动力投入用各省每年年末就业人数表示，资本投入采用永续盘存法估计的资本存量，Kit =Iit +(1-δ)Ki,t -1 ，其中δ 为资本存量的折旧率，本文取10%的资本折旧率（张***等(2004)取9.6%[11])。数据来自历年《中国统计年鉴》。
（2）OFDI 的反向技术溢出效应。根据Coe，Helpman 等（1995）用进口占进口国的GDP比率作为引入国外R&D资本权重衡量进口技术溢出效应方法[12]，Potterie等（2001）年的方法[13]，本文计算 如下：
其中代表需要计算的某时期所有对外投资带来的国外R&D 资本，OFDIit指某时期某省的OFDI存量，OFDIAt 是某时期全国OFDI存量，比值作为一个整体，成为计算各省OFDI的反向技术溢出效应的权重。的获取由如下计算得到：
其中，OFDImt 是我国某时期对某国对外投资额，GDPmt 是该国这一时期的GDP，是该时期该国的R&D资本。同样，其他两种技术溢出方式，采取同样计算方式。外商直接投资流出额和流入额、进口贸易额的目标国，本文选取美国、日本、德国、法国、英国、意大利、加拿大、荷兰、瑞典、挪威、比利时、奥地利、新加坡、韩国、香港、卢森堡、芬兰、丹麦、爱尔兰、以色列以及捷克22个全球经济发达或技术先进国家。这些国家在我国OFDI、IF?DI、进口贸易额中占较大份额，时间段是2003年至2012年。
这些目标国的R&D资本运用永续盘存法计算而得。本文通过OECD 数据库中有关R&D投入量占各国GDP比率与历年各国名义GDP总值计算得到。我国各省、全国总体对外直接投资额（OFDI）数据来自2011以及2012年度《中国对外直接投资统计公报》，我国各省外商直接投资额（IFDI）数据来自各省历年统计年鉴、各省历年国民经济和社会发展统计公报，全国外商直接投资额是所有省市加总计算得到的，全国及各省进口贸易额来自历年中国统计年鉴。
（3）人力资本Hit 。人力资本采用Barro、Lee1993年提出的劳动力平均受教育年限法计算。[14]把小学、初中、高中以及大专以上的受教育年限设为6年、9年、12年、16年，各省市小学、初中、高中、大专以上教育人口比例作为教育年限权重，公式为：小学比重*6+初中比重*9+高中比重*12+大专及以上*16。各教育层级人数来自于《中国统计年鉴》，其比重是根据各省市教育层级人数与受教育总人数之比得到的。
3.计量模型检验过程、分析及结果本文采用Eviews7.0软件检验建立实证计量模型，对建立模型1和模型2中每个解释变量、被解释变量进行平稳性检验。面板数据单位根检验结果如下：
对变量1nTFPit 来说，只有PP-F 检验是不平稳的，三种方法表明平稳，才能说明1nTFPit 变量序列是平稳的。剩余变量都是平稳的，且都是同阶单整（0阶单整），若模型1和模型2中的变量分别都存在协整关系，即可继续进行回归分析。本文运用Pedroni协整检验、Kao检验，结果如下：
Pedroni协和Kao检验得出同样结论：在10%的显著性水平下拒绝原假设，他们之间存在协整关系。模型2的协整检验也如此，表3四种统计量在10%的显著性水平上拒绝“不存在协整关系”的原假设，在Kao检验中，残差的ADF检验的t值为-7.784772，所伴随的P 值为0.0000。同样表明被解释变量与解释变量时存在协整关系。
单位根检验协整检验后，就可进行回归分析。但为确保避免横截面的异方差与序列的自相关性，本文运用OLS可能会产生结果失真。为消除影响, 采用不相关回归方法( Seemingly Unrelated Regres?sion, SUR)估计方程对模型1 和模型2 进行回归，结果如下：
表4 对模型1 回归结果发现R2 为0.925379及调整后的R2为0.923047，说明实证计量拟合效果不错，每个解释变量的系数P值为0，说明每个解释变量对被解释变量1nTFPit 的影响非常显著。F统计量值为396.8326，表示残差越小。D-W检验量非常接近2说明该模型无自相关。三个解释变量系数分别为0.045,-0.095,0.522，说明对TFP 影响最大的是进口贸易带来的技术溢出效应，其次是OFDI带来的反向技术溢出效应，而IFDI带来的技术溢出效应确为反向效应。出现OFDI比进口贸易对TFP的影响小的原因是：OFDI是我国近几年才发展起来的，而OFDI反向技术溢出对TFP的影响存在时间滞后，即OFDI是通过跨国公司并购目标国公司获得技术知识，之后将获得的技术从公司内部传入本国市场，再通过产业链提高相关公司技术，需要一定时间才能达到效果。而进口贸易是将技术直接用购买方式解决，我国对外开放相当长时间，进口贸易额相当大，从基数上说比OFDI额大得多，所导致的结果。IFDI对TFP呈负相关原因是：外资企业到我国投资是为了使用低廉劳动力及资源生产产品，再出口到国际市场。国内相关产业链没有得到技术只是节省了成本，外资企业技术很多对外保密，不能带动其他相关企业技术进步。
表5 中对模型2 的回归结果发现,R2为0.948941，调整后的R2 为0.946225，说明模型2 的拟合度也很高，D-W 值为1.939886，非常接近2，说明无自相关。这些解释变量系数的P值都小于0.05，说明它们对被解释变量的影响非常显著。三种技术引进方式和人力资本交叉项系数值分别依次为- 0.019520，0.629912，-0.137776，说明除IFDI能对技术很好吸收外，OFDI及进口贸易都不能很好吸收带来的技术。原因是进入我国的IFDI是国外夕阳产业或扩展市场需要廉价劳动力的外资企业，带来的技术先进程度并不高；合资或合作企业通过技术培训，很容易将技术吸收。而对OFDI及进口贸易带来的技术溢出效应的吸收与1nTFPit 呈负相关，是因为我国和发达国家技术差距较大，并购国外高新技术子公司或投资买进技术都需要技术人员长时间研究才能吸收，吸收难度系数比IFDI大得多。我国技术人才储备不是很充足，也导致所谓的“门槛效应”。
四、结论
1.OFDI 对我国TFP 有促进作用但仅次于进口贸易对TFP的作用，与我国技术型OFDI 规模不够大,处在成长阶段有关。随着OFDI的上升，带来的技术更多，对我国TFP促进作用会更大。当我国对外OFDI 达到顶峰时，对我国TFP的促进作用降低，即我国对外OFDI对我国TFP作用可能呈倒“U”型。这是因为我国经济发展到新高度时，对外投资不再集中在技术引进，而是海外市场占有及劳动力的廉价，就会出现此情况。目前我国对外OFDI带来的技术的吸收能力不理想，可能与发达国家技术、经济发展或人力资本水平等指标差距过大，导致技术获取和吸收能力受限。
2.随着IFDI 的增加，所带来的技术溢出对我国TFP 没有起积极促进作用大量的IFDI的进入是为抢占中国市场，需要廉价劳动力。尽管有一部分带来技术，但技术含量不太高。这类技术通过企业培训等方式吸收，吸收能力相对其他两种技术引进方式最强。
3.三种技术引进方式中，进口贸易对TFP 促进程度最强
这是因为我国进口贸易基数大，时滞效应不大。这种引进方式系数仅5%，促进作用不是很好，可能是因为进口贸易中的技术贸易壁垒导致的。由于与发达国家技术差距大、我国技术人才层次不够高，导致我国对进口贸易带来的技术不能很好吸收。
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易经术数篇5
[关键词]制成品;贸易条件;技术结构
贸易条件是衡量一国在国际贸易中获利状况的重要指标,贸易条件的改善或恶化直接关系到一国从开放经济中得益的多寡。因此,它已成为被许多国家关注的焦点之一。从20世纪50年代初开始,国际经济学界对贸易条件展开了广泛而深入地研究。两位著名发展经济学家劳尔•普雷维什(Raul Prebisch)和辛格(H. W. Singer)认为,初级产品的需求收入弹性低,工业制成品需求收入弹性高,随着经济增长和人均收入水平的提高,需求会偏向工业制成品,从而导致国际贸易中初级产品的相对价格不断下降,主要出口初级产品的发展中国家的贸易条件也就趋于恶化,贸易条件的恶化将使技术进步和生产率提高所带来的好处大部分被转移到发达国家。因此,发展中国家改善贸易条件的途径,应从产业结构的高度化和产品结构的高级化入手,用制成品出口代替初级产品出口,用高技术产品出口代替低技术产品出口。
然而,后来的许多国际研究(如Sarkar和Singer;[1]Liike;[2])表明,发展中国家出口商品结构的高度化并没有带来其贸易条件的改善。发展中国家对发达国家贸易条件的恶化不仅表现在传统的初级产品对制成品领域,而且表现在初级产品对初级产品、制成品对制成品领域,发展中国家的贸易条件全面恶化了。
近年来,国内学者对我国贸易条件与出口结构问题也多有研究。曾铮、胡小环[3]针对近年来我国出口商品结构高度化和贸易条件持续恶化并存的现象,通过设立一个引入产品内分工概念的数理模型,说明上述悖论源自于我国生产的工业制成品均位于产品内分工的低价值链部位,从而造成出口商品结构迅速高度化的假象。韩青[4]对贸易条件的影响因素进行了实证分析,发现初级产品进口、工业制成品出口等因素在长期内都不同程度地恶化着我国的贸易条件,其中又以工业制成品出口的恶化效应最大。汪素琴和史俊超[5]对1995―2006年间我国工业制成品贸易条件进行了实证研究,结果发现我国劳动/资源密集型制成品的价格贸易条件总体上呈恶化趋势,资本/技术密集型制成品的价格贸易条件总体较好,且二者的收入贸易条件均呈现上升趋势。
但是,纵观上述文献我们发现,现有的研究探讨较多的是第一个层次的出口结构(初级产品与工业制成品的出口构成)与贸易条件的关系,而对第二个层次的出口结构(工业制成品内部的构成)与贸易条件的关系探讨得较少,且在出口结构的衡量方面也是粗略的。①因此,本文旨在制成品出口技术结构细分的基础上,考察中国各技术类别制成品的贸易条件变动情况,即从技术分类的角度考察第二个层次的出口结构与贸易条件的关系。
一、对主要贸易伙伴制成品总体贸易条件的计算与分析
价格贸易条件(Net Barter Terms of Trade, NBTT)被定义为一国出口价格与进口价格之比,其实质上反映的是两国进行贸易时的交换比例。由于现实生活中参与国际交换的商品很多,而且价格水平也在不断变化,所以价格贸易条件通常用出口商品价格指数与进口商品价格指数之比来表示。要计算价格贸易条件首先必须计算进出口商品价格指数。根据进出口商品的数量和价格,计算出口和进口商品价格指数的Laspeyres公式为:
Pxt=∑pxitqxi0/∑pxi0qxi0 和 Pmt=∑pmitqmi0/∑pmi0qmi0[JY]
(1)
式中Pxt和Pmt分别为出口价格指数和进口价格指数,pxit和pmit分别为第i种贸易品第t期的出口和进口价格,pxi0和pmi0分别为第i种贸易品基期的出口和进口价格,qxi0和qmi0分别为第i种贸易品基期的出口和进口数量。根据价格贸易条件的定义,计算价格贸易条件指数NBTTt的公式就为:
NBTTt=(Pxt/Pmt)×100(2)
收入贸易条件(Income Terms of Trade,ITT)是一定时期内出口量指数与价格贸易条件指数的乘积,它表示一国用出口支付进口的能力。其计算公式为:
ITTt=(Pxt/Pmt)×Qx[JY](3)
ITTt和Qx分别表示收入贸易条件指数和出口数量指数。出口数量指数本文采用公式(4)来获得。
Qxt=∑pxi0qxit/∑pxi0qxi0[JY](4)
qxit为第i种贸易品第t期的出口数量。
现在以2002年为基期来计算2008年中国对各个主要贸易伙伴的制成品总体贸易条件指数。在本文选取的19个贸易伙伴中,以双边贸易总额计,除菲律宾外其他18个贸易伙伴均为中国2008年的前20大贸易伙伴,菲律宾为第21大贸易伙伴,中国对这19个伙伴的出口占中国该年出口总额的比重为73.22%。因此,这19个贸易伙伴有广泛的代表性。在计算过程中,用到的制成品双边贸易HS1996年版四位数编码数据均来自于联合国(UN)COMTRADE数据库。
由表1的计算结果可知,与2002年相比,2008年中国对主要贸易伙伴的制成品出口价格指数和进口价格指数均有上升。但是,对于同一或不同贸易伙伴,进出口价格指数上升的幅度各不相同,这就造成中国对这些贸易伙伴的制成品价格贸易条件有不同程度的改善或恶化。对法国和德国两国,中国对他们出口制成品的价格指数上升的幅度略大于从他们进口制成品的价格指数上升的幅度,因此,中国对他们的制成品价格贸易条件有小幅度改善。对其他国家或地区,中国对他们出口制成品的价格指数上升的幅度均小于从他们进口制成品的价格指数上升的幅度,致使中国对他们的价格贸易条件均有不同程度的恶化。与基期(2002年)相比,2008年中国制成品价格贸易条件整体恶化了12.39%。其中,中国对俄罗斯和巴西的制成品价格贸易条件恶化得最为严重,分别恶化了72.10%和50.99%。中国对亚洲的新加坡、日本、马来西亚和韩国出口制成品的价格贸易条件恶化的程度较为严重,而对中国香港、泰国、菲律宾出口制成品的价格贸易条件恶化的程度相对较轻,中国对新加坡、日本、马来西亚和韩国四国的制成品价格贸易条件分别恶化了41.19%、34.27%、25.16%和21.92%,对中国香港、泰国、菲律宾的制成品价格贸易条件分别恶化了5.31%、7.45%和9.48%。中国对美国的制成品价格贸易条件也恶化了21.77%,对英国、荷兰、印度、意大利和加拿大等国制成品价格贸易条件的恶化程度处于中等水平。由此可见,中国制成品出口的价格贸易条件的改善或恶化及其程度与特定的贸易伙伴有关。
由表1的计算结果同样可以看出,与2002年相比,尽管中国至2008年对绝大多数主要贸易伙伴出口制成品的价格贸易条件有不同程度的恶化,但是,由于中国出口制成品的数量指数增幅远远超过价格贸易条件指数的降幅,中国对各贸易伙伴出口制成品的收入贸易条件依然得到不同程度的改善。这进一步说明我国制成品价格贸易条件的恶化在很大程度上是由出口数量的急剧扩张而引起的,某种程度上也反映了我国企业在国际市场竞争中更多地采取了价格竞争的策略,在带来出口数量扩张的同时也压低了出口价格。
二、对主要贸易伙伴制成品价格贸易条件的技术结构分解
制成品的总体贸易条件掩盖了不同技术类别制成品间贸易条件的差异,为此,本节在对制成品进行技术分类的基础上,来分别考察各技术类别制成品的贸易条件状况。
我们首先要对制成品进行技术分类。现有贸易品的技术分类方法存在这样或那样的不足,本文将采取一种新的分类方法(参见张如庆、张二震[6]的讨论)。这种方法首先为每种产品确定技术含量水平,然后根据其技术含量的高低将他们分成三大类,即低技术、中等技术和高技术制成品。
确定产品技术含量的指标有许多,如技术附加值(关志雄[7])、产品复杂度指数(Lall、John & Zhang[8])、PRODY指数(Hausman、Jason & Rodrik[9])、显示技术附加值(樊纲、关志雄和姚枝仲[10])和产品技术含量(杜修立和王维国[11])等。这些指标设计背后的逻辑比较近似,即假设某种贸易品如果更多地来自高收入国家,则其技术含量较高,如果更多地来自低收入国家,则其技术含量较低。通过比较各种指标的优缺点,本文最终选用了樊纲等(2006)的显示技术附加值(RTV)指标作为确定产品技术含量的依据。记Yi为i国的人均GDP,RCAij是i国j产品的显示性比较优势指数,则j产品RTV的赋值公式为:
其中,n是国家数。
在计算每种产品显示技术附加值时,我们选取了53个国家(或地区)为样本。②各个国家(或地区)2008年HS1996年版四位码制成品出口数据来源于COMTRADE数据库,人均GDP数据来源于国际货币基金组织(IMF)WEO数据库,这些数据均采用当前美元价。
每一种制成品的显示技术附加值被计算出来以后,就可根据其大小将所有制成品分成三大类。归类的方法借鉴杜修立和王维国(2007)[11]的方法,其归类的原则是使世界在各大类制成品上的贸易额均相等,且每一大类中制成品的显示技术附加值都一致地高于或低于其他大类中制成品的显示技术附加值。具体的做法如下:首先对各种HS四位数编码制成品按照其RTV值从小到大重新排序,得到这些制成品的新序号1,2,…,m,然后再归总为3类,使得根据上述分类的结果,按第二节中计算价格贸易条件的过程与方法,本文分别计算了中国与主要贸易伙伴各技术类别制成品的价格贸易条件,其结果见表2。由此表可知,与2002年相比,对于低技术制成品,2008年中国对主要贸易伙伴的价格贸易条件均恶化了,恶化的程度从90.28%到14.05%不等。中国对俄罗斯和巴西出口低技术制成品的价格贸易条件呈急剧恶化态势,对印度、美国、新加坡等国家出口低技术制成品的价格贸易条件其恶化的程度也较大,对德国、菲律宾等国家出口低技术制成品的价格贸易条件其恶化的程度相对较轻。2008年,中国对主要贸易伙伴出口中等技术制成品和高技术制成品的价格贸易条件既有恶化的,也有改善的。中国对法国、菲律宾、泰国、英国和韩国出口中等技术制成品的价格贸易条件改善了,而对其他贸易伙伴出口中等技术制成品的价格贸易条件恶化了。在被考察的19个贸易伙伴中,除对加拿大和巴西两国出口高技术制成品的价格贸易条件略有恶化外,中国对其他17个国家或地区出口高技术制成品的价格贸易条件均得到不同程度的改善。
对比表1与表2还可以看出,中国对法国出口中等技术和高技术制成品的价格贸易条件高于对法国出口制成品的总价格贸易条件,出口低技术制成品的价格贸易条件低于对法国出口制成品的总价格贸易条件,这表明中国对法国出口制成品的总体价格贸易条件的改善来自于中等技术和高技术制成品的出口。中国对德国出口高技术制成品的价格贸易条件高于对德国出口制成品的总价格贸易条件,出口中等技术和低技术制成品的价格贸易条件均低于对德国出口制成品的总价格贸易条件,这表明中国对德国出口制成品的总体价格贸易条件的改善仅源于高技术制成品出口。中国对其他贸易伙伴出口高技术制成品的价格贸易条件均高于中国对他们出口制成品的总价格贸易条件,这意味着高技术制成品出口有助于降低中国制成品价格贸易条件的整体恶化程度。除印尼、荷兰、意大利、加拿大和马来西亚等少数国家外,中国对其他贸易伙伴出口中等技术制成品的价格贸易条件也高于对他们出口制成品的总价格贸易条件,这意味着中等技术制成品的出口也有助于降低中国制成品价格贸易条件的整体恶化程度。总的来看,普遍存在这样的规律,即技术含量水平较高的制成品出口有助于改善中国制成品价格贸易条件或降低其整体恶化的程度,而技术含量水平低的制成品出口才是中国制成品价格贸易条件恶化的最严重部分。
三、结论与***策含义
(一)结论
由上述分析并结合现有相关文献表明,我国出口商品结构升级和贸易条件恶化并存的矛盾现象更多地发生在出口结构第一个层次,即伴随着制成品出口比重的增加,我国价格贸易条件有持续恶化的趋势;而在出口结构的第二个层次,价格贸易条件与出口结构的关系却与传统理论大致相符,即增加高技术制成品在全部制成品出口中的比重,有助于改善制成品的整体价格贸易条件或降低其恶化的程度,制成品出口技术结构的升级能够带来其贸易条件的改善。
影响贸易条件的因素很多,但造成这种“二元”现象的主要原因是:虽然制成品的出口份额在我国总出口中已达到95%左右,但制成品的出口又以低技术与低附加值的劳动密集型产品为主,而高技术与高附加值的资本、技术密集型制成品的出口比例较小。低技术与低附加值的劳动密集型制成品的收入、价格弹性小,其出口数量的不断扩张常常以其相对价格的持续大幅下跌为代价;高技术密集型产品的收入、价格弹性大,在出口增长的同时仍能保持较有利的价位。在我国制成品的出口中,前者比重较大而后者比重较小,后者对价格贸易条件的正效应并不能完全抵消前者对价格贸易条件带来的负面影响,最终导致制成品整体贸易条件的恶化。
(二)***策建议
上述结论具有重要的***策含义。提高制成品出口的技术结构无法一蹴而就,因此,短期内要改善我国制成品的价格贸易条件,对低技术与低附加值的劳动密集型产品必须积极争取合理的出口价格,避免低价竞销;从中长期来看,促进制成品出口技术结构升级才是我国改善制成品贸易条件和总贸易条件的根本途径。
1.促进低技术与低附加值的劳动密集型产品出口有序竞争,避免低价竞销。首先,要建立适应国际多边贸易规则的进出口商会协调自律机制,充分发挥行业协会的作用,做好出口产品规划,防止国内出口厂商的恶性竞争。其次,要继续完善和深化外贸体制改革,鼓励一些实力较强的大型外贸企业组建大型的贸易集团,促进外贸企业规模经营形成规模优势,以发挥大型外贸企业在出口定价中的主导作用。最后,要进一步实施出口市场多元化战略,加强与发展中国家和地区(如东欧、拉丁美洲、非洲等)的经贸合作,大力发展与他们的贸易往来,避免低技术与低附加值的劳动密集型产品的出口在过度集中的市场上竞争。
2.增加我国制成品出口中高技术、高附加值制成品的比重,努力提高制成品出口的技术结构。首先,***府应建立健全符合市场经济体制的国家创新激励机制和创新***策体系。为此,要逐步提高知识产权保护强度,优化有利于自主创新的制度环境;要实施激励技术创新的财税、价格、补贴和金融***策,利用***府采购等加大对高新技术行业研究和开发的支持力度;要促进创新人才培养及其作用的发挥,优化创新人才队伍建设。其次,***府应将产业***策和发展加工贸易结合起来,实行有差别的待遇,积极引导加工贸易向高新技术产业发展,向高端产业环节升级;要进一步改善投资环境,增强对高端制造项目的吸引力,鼓励外资重点投向高新技术产业和先进制造业,鼓励外国企业向我国转移关键技术。最后,我国企业自身也要加强对引进技术消化吸收能力和自主创新能力的培养,重视开发新技术和研发新产品,并通过加强与科研院所的合作等多种途径,加快产品升级换代和产品创新。
注 释:
①张亚斌将出口总额中初级产品与工业制成品比重的变化称为第一性征的出口商品结构变化,将工业制成品内部结构的变化称为第二性征的出口商品结构变化。参见张亚斌:《内生比较优势理论与中国贸易结构转换》,中国经济出版社2006年版,第148页。
②这53个国家或地区分别是澳大利亚、奥地利、加拿大、丹麦、芬兰、法国、希腊、意大利、日本、荷兰、新西兰、挪威、波兰、葡萄牙、爱尔兰、德国、西班牙、瑞典、瑞士、英国、美国、塞浦路斯、以色列、韩国、沙特阿拉伯、新加坡、特立尼达和多巴哥、阿根廷、巴西、智利、哥伦比亚、哥斯达黎加、马来西亚、墨西哥、秘鲁、土耳其、乌拉圭、委内瑞拉、厄瓜多尔、中国、中国香港、萨尔瓦多、俄罗斯、印度、印度尼西亚、约旦、肯尼亚、摩洛哥、菲律宾、泰国、突尼斯、孟加拉国和塞内加尔。
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The Decomposition of Terms of Trade in China's Manufactured Goods with Major Trade Partners by Technology Structure
易经术数篇6
关键词：高技术产品；竞争力；钻石模型
中***分类号：F752 62
文献标识码：A 文章编号：1002-0594(2011)11-0033-06 收稿日期：2011-03-16
一、引言
在***同志“科技是第一生产力”重要论断的感召下，我国于1995年开始实施“科教兴国”战略，以此促进我国科技创新能力的提高。事实上，自改革开放以来，国家先后实施了一系列措施来提高我国企业的技术创新能力，如引进吸收国外先进技术(即以市场换技术)、建立高技术产业开发区、实施“863”和火炬计划等。这些措施的实施提高了我国企业的技术创新能力，促进了我国高技术产业的高速发展。特别是加入WTO后，我国高技术产业持续高速发展，高技术产业规模的年均增长速度高达27％，高技术产业总产值占制造业的比重高达16％(吴宏，2009)。
随着高技术产业的高速发展，我国高技术产品出口贸易也获得了迅速发展，我国出口产品结构得到了改善，技术含量逐年增长。新世纪里，在“科技兴贸”战略的引领下，我同高技术产品出口大幅增长，已成为我国外贸出口的重要推动力。近年来，高技术产品贸易占我国工业制成品贸易的比重增长迅速，1991年我国高技术产品进出口总额为123.15亿美元，占工业制成品贸易总额的9.1％，其中出H28.77亿美元，占工业制成品出口的5.2％，进口94.38亿美元，占工业制成品进口的17.8％；而2008年我国高技术产品进出口总额为7576亿美元，占工业制成品贸易总额的34％，其中出口4156亿美元，占工业制成品出口的30.8％，进口3419.41亿美元，占工业制成品进口的44.4％。而且，2003年开始我国实现了高技术产品贸易顺差。
然而，尽管我国高技术产业发展迅速，高技术产品出口增幅巨大，已成为世界上最大的高技术产品出口国，但是有学者研究发现我国高技术产品贸易出口增长的质量不高(吴宏，2009)，盈利能力低下(郭峰濂、盛水源，2006)。针对这一现象，本文利用国际市场占有率、贸易竞争优势指数和显示性比较优势指数分析我国高技术产品贸易出口竞争力的现状；并依据“钻石模型”探索影响我国高技术产品贸易出口竞争力的因素，为我国如何提高高技术产品出口竞争力提供决策依据和理论指导。
二、文献综述
自改革开放以来，随着我国外贸经济的发展，对外贸易对我国经济的拉动作用不断增加，学者们开始探索不同的产品和服务的对外贸易对我国经济增长的影响。如许统生、涂远芬(2006)和贺骁、廖维琳(2004)研究发现我国高技术产品进出口贸易促进经济增长。近年来，我国不同产品或服务的贸易竞争力也受到了学术界的广泛重视。学者们一般都采用出口市场占有率、贸易竞争优势指数和显示性比较优势指数等指标来刻画相关产品或服务的出口竞争力，通过比较我国与世界主要经济体在这些指标上的差异来分析我国相关产品或服务的出口竞争力，如肖嵘(2010)对我国植物油籽出口结构和国际竞争力的研究等。也有一部分文献在此基础进一步分析影响出口竞争力的因素，如陈宪、殷凤(2008)和庄惠明、黄建忠、陈洁(2009)分析了我国服务贸易竞争力的现状，并探索了影响服务贸易竞争力的因素。
近年来，我国高技术产品贸易发展迅速。但关于高技术产品贸易出口竞争力的研究不多。姚战琪(2002)分析了当时发展中国家高技术产品贸易的竞争力情况，并实证检验了FDI、开放度和R&D对高技术产品贸易的影响。郭峰濂、盛水源(2006)详细分析了我国高技术产业对外贸易的发展特点、存在问题及解决对策。吴宏(2009)运用产业内贸易指数、贸易竞争力指数和Azhar-Elliott法实证研究了我国高技术产品产业内贸易，发现我国高技术产业内贸易总体上不断上升，但仍具有明显的产业间贸易特征。
从这些文献回顾中，我们可以发现用来分析我国商品或服务贸易竞争力的指标主要有贸易出口市场占有率、贸易竞争优势指数和显示性比较优势指数。而我国不同商品或服务贸易出口竞争力的影响因素不尽相同。对我国高技术产品出口贸易竞争力的影响因素的研究还很少，仅有姚战琪(2002)识别了发展中国家的高技术产品贸易竞争力影响因素：FDI、贸易开放度和R&D投入。今天我国高技术产品贸易无论是在规模上还是结构上甚至在贸易方式上都与2002年前大不相同，因此，分析我国现阶段高技术产品出口竞争力及其影响因素非常必需。此外，文献中对产品或服务贸易出口竞争力影响因素的分析多以贸易出口额为因变量做回归分析，然而贸易出口额并不能准确代表贸易出口竞争力。为探索影响我国高技术产品出口竞争力的深层原因，本文直接以贸易出口竞争力的指标(即国际市场占有率、贸易竞争优势指数和显示性比较优势指数)为因变量，利用逐步回归的方法分析我国高技术产品出口贸易竞争力的影响因素。
三、我国高技术产品贸易竞争力现状分析
改革开放以来，我国高技术产业发展很快，特别是加入WTO后，我国高技术产品出口快速增长，国际竞争力也逐渐提高，国际市场占有率逐渐扩大，从1991年的28.77亿美元(占工业制成品出口的5.2％)，增长到2008年的4156亿美元(占工业制成品出口的30.8％)，在不到20年的时间里增长近150倍。我国已经成为世界上最大的高技术产品出口国。高技术产品出口已成为我国外贸出口的重要推动力。***1给出了我国近20年来高技术产品贸易的发展历程。从中可以看到我国高技术产品贸易在20世纪90年代开始起步，规模还很小，增长速度也不算快，但进人21世纪，高技术产品贸易发展迅猛，特别是出口增长快，在21世纪的8年里增长了10多倍。如果说20世纪我国高技术产品贸易处于起步阶段，那么进入21世纪，我国高技术产品贸易特别是出口迎来它的高速增长阶段。另一方面，直到2002年我国高技术产品贸易一直都处于逆差之中，从2003年才开始实现贸易顺差。这说明加入WTO为我国的高技术产品贸易的发展提供了契机，高技术产品贸易出口竞争力有明显提高。
和众多文献一样，本文将采用贸易出口市场占有率、贸易竞争优势指数和显示性比较优势指数来刻画我国高技术产品贸易的竞争力。贸易出口市场占有率即为我国高技术产品贸易出口额占世界高技术产品贸易出口总额的比重；贸易竞争优势指数为
我国高技术产品贸易净出口占我国高技术产品进出口总额的比重；显示性比较优势指数为我国高技术产品贸易出口在我国商品贸易出口中所占比重与世界商品贸易中高技术产品贸易所占比重的比例。这三个指标数值越大说明贸易出口竞争力越强。表1给出2008年世界高技术产品贸易主要经济体的高技术产品贸易竞争力情况。我国已成为世界最大的高技术产品出口国，占世界高技术产品出口的近1/5，另外，显示性比较优势也大于2，仅次于新加坡。说明我国高技术产品出口贸易比较优势较强。
表2给出2008年我国高技术产品贸易的技术领域分布，计算机与通信技术产品是我国最主要的高技术H1口产品，占高技术产品出口总额的近314。而在所有高技术领域中，仅有计算机与通信技术和生命技术领域的高技术产品贸易实现了顺差。而其它领域的出口竞争力依然很低。可见，我同高技术产品…口技术领域间竞争力发展不平衡。
此外，在贸易方式上，我国高技术产品贸易以进料加工为主，2008年高技术产品出口有71.66％是通过进料加工贸易完成的。特别是我国最主要的、文现顺差最大的出口技术领域――计算机与通信技术产品的贸易出口主要通过进料加工贸易来完成。从高技术产品贸易的企业类型来看，超过60％的高技术产品由外商独资企业完成，而国有企业、集体企业和私营企业加起来还不到15％。这说明尽管我国高技术产品出口贸易竞争力较强，但自主的科技创新产品出口却并不多，其竞争力并不强。
总之，近年来，我国高技术产品贸易整体发展迅速，实现了贸易顺差，出口竞争力也迅速提高。但是高技术产品贸易在不同技术领域间发展不平衡，整体来说，我国仅在计算机与通信技术产品贸易出口竞争力上占有一定优势，而且高技术产品贸易方式还不够合理，主要依靠进料加工贸易完成；特别是我国自主高技术产品出口很少，自主创新能力还不够，高技术产品出口主要依靠外商独资企业完成。由于这些问题的存在，我国急需调整高技术产品出口结构(包括技术领域结构和出口企业结构)，提高各技术领域的高技术产品出口竞争力，提高自主高技术产品的出口能力。
四、中国高技术产品贸易出口竞争力的影响因素
根据波特国家竞争优势理论中“钻石模型”，决定一个国家某产业的竞争力有6个方面的因素：生产要素、需求条件、相关产业和支持产业的表现、企业的战略、结构和竞争对手的表现、***府***策和机会(庄惠明等，2009)。由于本文从宏观的角度探索我国高技术产品的贸易竞争力，因此针对企业竞争力而言的微观的企业战略、结构和竞争对手的表现就不被引入到本文贸易竞争力决定因素模型中。此外，***府***策和机会其影响重要但不易量化，本文用货物贸易开放度作为***策的代表，因为贸易开放度能反映我国的开放***策；用中国加人WTO的虚拟变量作为机会的代表，因为中国加入WTO后，中国经济增长加速，开放程度更大，为我国高技术产品贸易提供了机会。因此，结合文献回顾的结果，本文选择了下列变量来解释我国高技术产品贸易出口竞争力：需求条件，人均GDP；相关和支持产业的表现，第一产业劳动生产率和第二产业劳动生产率；生产要素，FDI和R&D投入；***府***策，货物贸易开放度；机会，中国加入WTO虚拟变量。
(一)数据
本文分别用高技术产品贸易出口市场占有率、高技术产品贸易竞争优势指数和高技术产品贸易显示性比较优势指数来度量我国高技术产品贸易出口竞争力。因此，它们在不同的模型中作为因变量。自变量则根据“钻石模型”确立为上述五方面因素7个变量：人均GDP、第一产业劳动生产率、第二产业劳动生产率、FDI、R&D投入占GDP的比例、货物贸易开放度和中国加入WTO虚拟变量。
高技术产品贸易出口市场占有率和显示性比较优势指数的数据，根据世界银行世界经济发展指数数据库中关于中国和世界贸易的数据计算而得，而高技术产品贸易竞争优势指数，根据中国科技部中国高技术产业统计数据计算而得。人均GDP、第一、二产业劳动生产率数据，根据《中国统计年鉴2009》中的数据计算而得；FDI数据来源于《中国对外贸易年鉴2009》；R&D投入占GDP的比例数据来源于中国科技部中国科技统计数据库；货物贸易开放度数据来自世界银行世界经济发展指数数据库。由于本文的因变量(即市场占有率、贸易竞争优势指数和显示性比较优势指数)都是比例数据没有量纲，为了消除自变量量纲的影响，将非比例形式的自变量数据标准化，所有数据的时间跨度为1991～2008年。
(二)计量模型多元回归分析
为避免解释变量之间存在的高度相关对模型准确度的影响，类似于庄惠明等(2009)，本文采用SPSS18软件分别对三个模型(即分别以高技术产品贸易出口市场占有率、贸易竞争优势指数和显示性比较优势指数作为因变量)进行逐步回归fstepwise)。逐步回归方法是在计算过程中根据F值增加有显著意义的解释变量并剔除无显著意义的解释变量，直到所建立方程中不再有可加入和剔除的变量为止(庄惠明等2009)。逐步回归的结果显示，在本文选择的7个解释变量中，三个模型共同选定了FDI、R&D投入占GDP的比例和货物贸易开放度三个变量，因此，本文采用此三个变量作为中国高技术产品贸易出口竞争力的解释变量，这正好与姚战琪(2002)识别的影响因素相符。最终模型的回归结果如表3所示。三个模型的R(sup)2(/sup)分别等于0.980、0.832和0.970，说明三个解释变量有很好的解释能力；它们都通过Dubin-watson检验，说明不.存在自相关问题；回归模型的方差膨胀因子不超过8.45(
(三)模型结果分析
根据表3最终模型回归结果，R&D投入、FDI和贸易开放度是我国高技术产品出口竞争力的主要影响因素。R&D投入和FDI对贸易出口竞争力的三个度量指标都有正向显著影响，说明研发投人和实际利用外资是促进我国高技术产品贸易竞争力提高的重要驱动因素。而贸易开放度仅对高技术产品出口市场占有率有显著影响。
1.增大R&D投入在GDP中的比例是我国高技术产品出口竞争力的改善的最主要的原因。加大R&D投入能够提高企业的创新能力，促进我国产品技术含量的提高。这一结果说明我国高技术产品出口竞争力的提高主要依靠我国智力型生产要素投入的增大。即说明人力资本是我国高技术产品贸易比较优势的重要来源之一。
2.外商直接投资是我国高技术产品贸易竞争力改善的重要原因之一。从本文第三节的分析中可以看出，我国2008年超过60％的高技术产品出口是外
商独资企业完成。实际上由于我国世界工厂的地位，很多大型跨国公司纷纷将其生产转移到中国，以利用中国廉价的劳动力优势，所以在我国贸易中，加工贸易一直是非常重要的组成部分。而高技术产品贸易的主要方式是进料加工贸易(2008年超过70％的高技术产品贸易由进料加工方式完成)，这就是说我国高技术产品贸易很大程度上是跨国公司内部的生产转移而已。因此，现阶段外商直接投资对我国高技术产品贸易有着非常重要的影响。
3.贸易开放度对我国高技术产品贸易竞争力的影响相对较弱，说明我国高技术产品贸易竞争力更多依赖于研发投入和外商投资，而外贸开放程度对我国高技术产业竞争力的提高并不起决定性作用。
五、结论和***策启示
在“科技兴贸”***策的支持下，我国高技术产品贸易发展迅速，业已成为世界最大的高技术产品出口国，占世界高技术产品出口的近1/5。而且加入WTO后，我国高技术产品出口竞争力也有显著提高，2003年开始我国实现了高技术产品贸易顺差。但是我国的高技术产品贸易依然存在不少问题：第一、我国高技术产品出口结构不平衡，即出口高技术产品在不同技术领域上分布不平衡。现阶段我国高技术产品出口主要集中在计算机与通信技术领域(超过70％)，其它技术领域出口规模非常小。而且不同技术领域产品出口的竞争力发展也极不平衡，我国仅在计算机与通信技术和生命科学技术领域实现了贸易顺差，其它领域均为逆差。第二、我国高技术产品贸易的贸易方式不合理，我国超过70％的高技术产品贸易是通过进料加工的方式完成。说明我国在全球高技术产业链分工巾还处于生产制造环节，价值增值能力弱，在国际市场上的盈利能力低下。第三、我国本土高技术技术产品出口少，现阶段有超过60％的高技术产品出口来自于外商独资企业，而国有企业、集体企业和私营企业加起来还不到15％。说明我国自主创新少，高技术产品出口过于依赖外资。
针对我国高技术产品贸易存在的上述问题，本文提出以下建议：
(一)调整我国高技术产品的出口结构，促进各技术领域平衡发展
既要继续提高我国处于出口主导地位的计算机与通信技术领域高技术产品贸易出口竞争力，也要努力促进那些在贸易竞争力上还处于劣势的技术领域(即那些出口少且逆差的技术领域)高技术产品的出口，培育其出口竞争力。因此，我国现阶段需要做好下以几个方面的工作：
1.继续全面实施和深化“科技兴贸”战略，加大我国的研发投入，特别需要加大对那些出口竞争力上还处于劣势的技术领域的研发投人。一方面，***府需要加大科研支持力度，如增加研发财***支出、对专利和技术发明给予一定程度的奖励、甚至可以直接投资于一些关键性的大型的科技项目；另一方面，我国企业也应该加大研发投入、引进并尊重技术人才、成立产品研发中心，以提高自主创新能力、培育自主品牌。
2.继续加大引进外资和先进技术的力度，同时***府应该制定***策引导外资进入那些急需提高贸易出口竞争力的高技术领域并制定鼓励自主创新的***策，如税收优惠***策、资助***策、奖励***策和建立高技术园区等。
3.***府应该加大力度支持那些急需提高贸易出口竞争力的高技术领域的产品出口，如给予一定出口补贴，出口退税等。
(二)调整我国高技术产品贸易的贸易方式，进一步提升我国在全球高技术产业分工中的地位
在全球高技术产业分工体系中，我国需要从加工制造环节向研发设计和品牌创造环节转变，以实现我国高技术产品贸易方式从加工贸易向一般贸易的转变。现阶段，一方面，我国要利用“世界工场”的条件，采取有效的措施引导跨国公司加大在我国的研发投资，以提高我国的技术水平和生产中的技术含量。另一方面，应该培育我国本土企业的技术创新能力和品牌意识，***府应该制定***策引导和鼓励本土企业进行研发创新和品牌营销，如加大保护商标注册的力度，优先支持有自主知识产权和品牌的高技术产品出口等。
(三)促进自主创新能力的提高，提高我国本土企业的科技创新能力
易经术数篇7
关键词：知识产权；贸易；门限效应；技术溢出
中***分类号：F204文献标识码：A文章编号：1001-148X（2017）04-0025-06
20世纪90年代以来，高技术产品逐渐成为国际贸易的重要组成部分，进口贸易中遇到的知识产权摩擦日益凸显，进口国的知识产权保护状况对知识密集型产品的进口贸易产生着重要影响。本文以国际贸易对我国的技术溢出效应为研究对象，探讨国际贸易对我国的技术溢出效应是否受到知识产权保护某一水平（阈值）的影响。
一、理论分析与研究设计
有关知识产权保护对进口贸易及其技术溢出影响的研究大致可以分为以下两类：第一类主要考察知识产权保护对进口贸易的影响[1-4]，第二类主要关注知识产权保护对贸易技术溢出的影响[5-6]，但鲜有研究关注到进口贸易的技术溢出效应可能存在知识产权保护水平的门槛特征。
（一）吸收能力与贸易技术溢出
任何国家在开放经济中仅仅依靠国内R&D投入来实现技术进步是远远不够的[7-8]，而国外技术在引进后出现的“水土不服”现象也屡见不鲜。究其原因，后发国家的模仿吸收能力取决于本国的要素禀赋结构与技术来源国的先进技术相匹配程度[9]，而人力资本、金融发展水平、专利申请数、经济发展水平等被广泛认为是关键因素，后发国家与技术来源国家的要素禀赋越接近、技术的适宜度越高，越有利于对引进技术的消化吸收。因此，本文提出如下假设：
假设1：企业自身的科技水平和创新能力是吸收贸易技术溢出的基础，并有利于提升我国企业的创新绩效。
（二）知识产权保护与贸易技术溢出
贸易进口国的知识产权保护可通过两种机制对其自身的模仿创新产生影响：第一种机制是直接影响，贸易进口国放松知识产权保护，通过营造轻松的盗版环境降低企业的模仿成本，直接促进本国企业的模仿创新；第二种机制是间接影响，贸易进口国加强知识产权保护，通过提高贸易来源国的研发积极性和贸易品的技术含量，间接地提高对进口国企业的技术溢出效率，并最终有助于贸易进口国的技术进步。所以，知识产权保护对贸易技术溢出产生着重要影响。因此，本文提出如下假设：
假设2：贸易技术溢出对企业创新绩效的影响可能存在知识产权保护水平的阈值效应。
（三）模型设定
产品进口会引起技术扩散，在其他条件相同的情况下从高技术国家进口产品，比从低技术国家进口产品能产生更大的技术扩散效应[10]。为了实证贸易技术溢出对企业创新绩效的影响，本文构造如下函数形式：
表示各省通过进口贸易获得的国外R&D资本存量，是本文的解释变量； 以外，可能影响企业创新绩效的控制变量，本文引入的控制变量包括知识产权保护水平、国内R&D资本存量、FDI渠道获得的R&D资本存量、许可费用。由于Hansen的面板门限模型较交叉项或分组检验法有其固有的优势，可据此设定如下的单门限模型：
（四）数据来源及变量处理
1.创新绩效newsaleit：使用工业生产者出厂价格指数进行平减，折算成2001年为基期的数据，单位为万元。当年新产品销售收入数据来自2002-2015年《高技术产业统计年鉴》，价格指数数据来自2015年《中国统计年鉴》。
2.知识产权保护iprit：鉴于省际层面的知识产权保护的度量并]有形成统一的标准，本文在韩玉雄和李怀祖[11]的基础上构建各省知识产权保护的***力度，重新测算中国各省区的知识产权保护强度。为了保证结论的稳健性，本文分别采用省际专利侵权结案率①和法律保护指数②作为知识产权保护水平的变量。
6.许可费用：使用R&D价格指数对当期许可费用进行平减后得到以2001年为基期的数据，单位为万元。当期技术许可费用来自2002-2015年《中国科技统计年鉴》，单位为万美元，使用人民币兑美元汇率的中间价折算为万元。
本文对创新绩效、国内R&D资本存量、进口贸易获得的R&D资本存量、通过FDI渠道获得的R&D资本存量、许可费用分别进行了对数处理，表1提供了有关变量的含义和描述性统计。
注：F值为采用“自抽样”（Bootstrap）反复抽样500次得到的结果；*** 、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著，下同。
二、实证结果及分析
（一）知识产权保护与贸易技术的门限效应检验
表2呈现了知识产权保护对贸易技术溢出的门槛效应检验、门槛的估计值以及95%的置信区间，根据“自抽样”的结果以及门槛模型的选择标准，本文选择双重门槛进行分析。门槛效应显著性检验完之后，接下来对门槛值的真实性进行检验。以知识产权保护作为门槛变量时，门槛1和门槛2的估计值分别为2454和2942；同时，门槛1的估计值在（2453，2625）区间内，门槛2的估计值在（2756，3001）区间内。各个门槛估计值的95%置信区间是所有LR值小于临界值735的γ构成的区间，如***1和***2所示。因此，不能拒绝门槛值等于真实值的原假设。
（二）实证结果
模型的估计结果如表3所示，本文的门槛变量采用保护的综合测算检验其对贸易技术溢出的门槛效应。变量国内R&D资本存量与进口贸易获得的R&D资本存量的乘积项显著为正，表明国内R&D资本存量越大，进口贸易的技术溢出对我国企业创新绩效的正面影响越大。国内R&D资本存量代表一省的技术水平和创新能力，其通过提高吸收能力而正向调节了进口贸易技术溢出与我国企业创新绩效之间的关系，这为假设1通过检验提供了直观的经验证据。
注：lnSm（L）、lnSm（M）和lnSm（H）对于门槛变量知识产权保护（用保护的综合测算来衡量）来说，分别表示低、中、高知识产权保护强度下的lnSm参数估计值；t-ols和t-white分别表示同方差假设下的t值和异方差假设下的t值，下同。
本文的控制变量主要包括FDI渠道获得的R&D资本存量和获得国外技术许可的支出，贸易、FDI和许可是实现技术进步的间接机制，与自主创新这种显而易见的直接途径共同影响着我国企业的创新绩效。FDI和许可对我国企业的创新绩效具有正向影响，且在同方差假设下通过了10%水平上的显著性检验，这说明我国各地区已经意识到经济***策、对外开放程度等方面的发展战略对技术进步和经济发展的积极影响。
本文重点检验知识产权保护对贸易技术溢出的门槛效应，发现贸易对企业创新绩效的影响存在知识产权保护水平的“双门槛效应”。当知识产权保护水平位于区间[191， 2454）时，贸易的技术溢出效应为0334，在同方差假设和异方差假设下均通过了1%水平上的显著性检验；当知识产权保护水平处于门槛值2454和2942之间时，贸易的技术溢出效应为0379；当知识产权保护水平位于区间[2942，3533]时，贸易的技术溢出效应达到04029，在同方差假设下通过了1%水平上的显著性检验，此时贸易技术溢出效应达到最大。另外，贸易的技术溢出效果具有知识产权保护强度的阈值效应。当知识产权保护水平超过某一阈值时，贸易的技术溢出效果会跳跃式增大。加强知识产权保护的贸易技术溢出效应增大说明知识产权保护对进口贸易的影响以市场扩张效应为主，这与中国是一个模仿能力较强、规模较大的发展中国家相符[18，21]，并发现了支持假设2的经验证据。
目前，中国进口贸易的最优知识产权保护区间为＼[2942，3533＼]，不平衡的知识产权保护水平引致了各地区知识密集型产品进口的不平衡，强化了区域创新能力的不平衡现象。因此，将知识产权保护制度与中、西部地区的传统资源禀赋优势结合起来，发挥知识产权保护对高技术产品进口贸易的促进作用，是协调区域经济可持续发展的重要举措。此外，***府应该强化创新管理功能，改善进口贸易产品结构，提高可模仿的技术集质量，通过进口贸易技术溢出效应不断促进我国经济的健康可持续发展。
（三）稳健性检验
为了使结论更加稳健，本文使用专利侵权结案率以及法律保护指数作为知识产权保护水平的变量进行稳健性检验。根据表4“自抽样”的结果以及门槛模型的选择标准，现选择双重门槛进行分析。通过门槛效应显著性检验后，接下来检验门槛值的真实性。以专利侵权结案率作为门槛变量时，门槛1和门槛2的估计值分别为0836和0988，分别落在区间（0783，0857）和区间（0910，1068）内；以法律保护指数作为门槛变量时，门槛1和门槛2的估计值分别为4090和5010，分别落在区间（384， 454）和区间（487， 574）内。LR值小于5%显著性水平下的临界值，不能拒绝门槛值等于真实值的原假设。
注：lnSm（L）、lnSm（M）和lnSm（H）对于门槛变量知识产权保护（分别用专利侵权结案率和法律保护指数来衡量）来说，分别表示低、中、高知识产权保护强度下的lnSm参数估计值。
模型的估计结果见表5，其左右两部分代表专利侵权结案率和法律保护指数分别作为门槛变量时对贸易技术溢出的门槛效应。变量国内R&D资本存量与进口贸易获得的R&D资本存量的乘积项在两个模型中都显著为正，表明国内R&D资本存量越大，贸易技术溢出对企业创新绩效的正面影响越大。因此，结论支持了假设1。
本文重点考察知识产权保护对贸易技术溢出的门槛效应，如表5所示，无论门槛变量是专利侵嘟岚嘎驶故欠律保护指数，贸易对企业创新绩效的影响均存在非线性关系，即显著的“双门槛效应”。具体来讲，门槛变量专利侵权结案率的两个门槛值0836和0988把知识产权保护分为三个区间，此时，贸易的技术溢出效应分别为03581、0374和03919。当法律保护指数作为门槛变量时，其两个门槛值409和501把知识产权保护分为三个区间，此时贸易的技术溢出效应分别为03466、0364和03845。据此，假设2得到了验证。
三、结论和***策建议
本文使用面板门限模型分析了我国企业通过进口贸易渠道获得的技术溢出效应，并检验我国知识产权保护的强度在此过程中所产生的影响，得出的结论如下：
第一，贸易对企业创新绩效的影响存在知识产权保护的“双门槛效应”。当知识产权保护跨越某一门槛值时，贸易的技术溢出效应便会显著加强，这说明提高知识产权保护意识并适当加强***是合理的战略选择。
第二，FDI和技术许可等国际技术转移与溢出会对我国企业的创新绩效产生积极的影响，这说明我国不仅要提高自主研发的能力，还要做好充分吸收国外先进技术的准备，要使我国的科技能力快速实现赶超，亟须“两个轮子”同时转动。
第三，国内R&D资本存量越大，贸易的技术溢出效应越大，这说明自身的科技水平是基础性条件，并决定了我国的创新大业到底能走多远。
注释：
①专利侵权结案率指“专利侵权纠纷累计结案数/专利侵权纠纷累计立案数”。
②省际法律保护指数来自樊纲等的调查报告，通过各地企业对当地司法和行******机关***效果的评价而获得的；并借鉴郭桂花等的处理方式，采用移动加权平均法估算出2010年至2014年的数据。
③R&D资本存量的平均增长率g的计算如下：首先通过构建的R&D支出价格指数把R&D投资支出折算成以2001年为基期的不变价格；然后再分别计算各省2001～2014年R&D实际支出的平均增长率。
④柒江艺等（2011）、张源媛和兰宜生（2013）认为，中国高技术产品的进口市场主要集中于美国、德国、法国、日本等发达国家和地区。〖ZK）〗
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收稿日期：2016-12-06
易经术数篇8
一、中国高新技术产品贸易发展现状
(一)进出口规模持续增长，进出口月度增幅继续回落
据海关统计，2011年我国高新技术产品进出口总额首次突破万亿大关，达到10117.8亿美元，同比增长11.8%，占外贸进出口比重27.8%。其中，高新技术产品出口5487.9亿美元，同比增长11.5%，进口4629.9亿美元，同比增长12.2%。受欧债危机、国际贸易保护主义等不利因素影响，我国高新技术产品贸易月度增幅有所回落。特别是2011年下半年以来，随着欧元区危机加重，全球经济增长环境恶化，经济贸易风险上升，6月份以来出口呈个位数增长，连创2009年以来月度出口增幅新低。虽然从绝对值上看，进出口规模缓慢增长，但总体表现后续增长疲弱。
(二)信息与通信技术类仍居主导，部分领域进出口提速
2011年，我国在信息与通信技术类等传统领域出口仍居主导地位，全年出口5294.6亿美元，同比增长12.7%，较整体高新技术产品出口增长高1.2个百分点，占比增加至96.6%。单类产品出口额居前三位的分别是便携式自动数据处理机(1058.8亿美元)、手持式无线电话机(627.6亿美元)、集成电路(325.7亿美元)。除生命科学技术类、航空航天技术类产品出口提速外，多数领域出口增速下滑。其中生命科学技术类产品出口178.4亿美元，同比增长28.7%，较上一年度提高2.9个百分点;航空航天技术类产品出口45.9亿美元，同比增长31.6%，较上一年度提高1.5个百分点。2011年，电子技术类产品仍是我国高新技术产品主要进口产品，全年进口2139.7亿美元，占比46.2%，较上一年度下降1.3个百分点。单类产品进口居前三位的分别是集成电路(1707.7亿美元)、液晶显示板(471.7亿美元)、手持式无线电话机的零件(190.0亿美元)。在整体高新技术产品进口萎缩的情况下，生命科学技术类产品进口速度提高，全年进口158.1亿美元，同比增长35.3%，较上一年度增加12个百分点，进口占比提高至3.4%。
(三)外资企业贸易增速趋缓，其他企业增速依然强劲
从企业性质上看，外资企业仍是我国高新技术产品出口的主体。2011年，外资企业高新技术产品进出口8015.3亿美元，同比增长10.37%，全年出口4527.53亿美元，占比82.5%，较2010年下降0.6个百分点，全年进口3487.22亿美元，同比增长10.06%，占比75.3%。国有企业进出口831.9亿美元，同比增长2.09%，全年出口318.1亿美元，占比5.8%，下降1.1个百分点，进口占比11.0%，下降0.5个百分点。宏观经济***策收紧等消极因素对民营企业出口影响更加明显，以民营企业为主体的其他企业四季度出口环比折年率萎缩17.52%，进口环比折年率萎缩24.22%。尽管如此，其他企业全年进出口占比仍有所提升，其中出口642.2亿美元，同比增长31.1%，占比11.7%，提高1.7个百分点，进口占比13.6%，提高1.9个百分点。
(四)一般贸易进出口增长明显，加工贸易份额继续缩减
2011年全年我国高新技术产品一般贸易出口898.3亿美元，增长20.2%，占比提高1.2个百分点，进口1228.9亿美元，增长18.5%;加工贸易出口4221.2亿美元，占比76.9%，下降1.9个百分点。进料加工贸易仍是我国高新技术产品出口的主要方式，全年出口3824.6亿美元，同比增长11.53%，占高新技术产品出口的69.69%。2011年，中西部承接加工贸易转移初见成效，部分在金融危机中向周边国家转移加工产业的企业回流，加工贸易下降幅度较2010年度有所收窄，东部地区加工贸易加工增幅下降，其中苏州、广东两地高新技术产品加工贸易增幅分别为－1.03%、8.12%，均低于8.8%的全国平均水平。从高新技术产品各领域内部来看，各领域加工贸易出口占比变化不十分明显，说明加工贸易占比萎缩对不同领域影响大致相同。
(五)主要市场进出口增速放缓，传统市场占比下降
2011年我国与多数国家和地区的高新技术产品进出口贸易呈现萎缩态势，其中出口至欧元区794.8亿美元，增长4.08%，较上一年度下降35个百分点，四季度环比折年率萎缩13.28%。由于欧债危机蔓延，新兴市场国家和地区经济贸易受到普遍拖累，进出口增速有所放缓，四季度我国出口到其他“金砖四国”高新技术产品62.3亿美元，较三季度下降13.7%，环比折年率萎缩44.53%。从高新技术产品进口来看，亚洲地区仍是我国主要进口来源地。2011年，我国从东盟、韩国、中国台湾和日本进口2891.9亿美元，同比增长11.3%，占比62.4%，较上一年度下降1.2个百分点。中国香港、欧盟和美国仍是我国高新技术产品主要出口市场，合计占比64.6%，较2010年下降0.6个百分点。其中在航空航天技术、计算机与通信技术、电子技术类领域出口至上述三个地区的高新产品占同类技术领域比重分别为69.35%、67.33%和65.68%。
(六)中西部地区出口快速增长，东部地区占比继续下降
从地域分布来看，东部地区仍是我国高新技术产品贸易的主要集中地，但随着我国中西部地区承接沿海产业转移步伐加快，中西部地区高新技术产品贸易迅速增长，特别是出口增长强劲。2011年全年中部地区高新技术产品出口171.7亿美元，同比增长80.2%，占比提高1.2个百分点;西部地区出口217.4亿美元，同比增长58.2%，占比提高2.3个百分点;东部地区出口5098.8亿美元，同比增长7.5%，低于全国平均水平，比重继续下降。2011年中西部地区进口增幅有所下降，但下降幅度明显小于东部地区，中部地区全年高新技术产品进口168.1亿美元，增长46.9%，占比提高0.8个百分点;西部地区占比提高1.0个百分点;东部地区进口增幅下降较大，进口增长10.0%，下降22.2个百分点，占比由93.9%下降到92.1%。中、西部在承接东部产业转移动的同时，充分发挥自身产业基础优势，在传统产品领域之外的材料技术、航空航天技术领域形成了各自的特色贸易比较优势。2011年，东部地区在传统领域出口占比仍占据绝对优势，光电技术类产品出口314.16亿美元，区域占比97.86%;中部地区材料技术类产品出口6.43亿美元，占比13.63%;西部地区航空航天技术类产品出口8.24亿美元，占比17.93%。
(七)整体国际竞争力略有下降，产业内贸易指数下滑
2011年高新技术产品国际贸易竞争力有所下降，贸易竞争力指数(TC指数)由2010年的0.0881下降到0.0848。传统优势领域中的计算机与通信技术类产品、计算机集成制造技术类产品的竞争力下降，其中计算机与通信技术领域的贸易竞争力指数由0.5832下降到0.5762，计算机集成制造技术领域的贸易竞争力有所下滑。随着我国加大对战略性新兴产业的培育，高新产品中部分新兴领域的国际竞争力得到提升，其中生物技术、航空航天技术类和材料技术类领域虽然仍处于净进口状态，但是国际贸易竞争力较2011年均得到提高，生物技术贸易竞争力指数由－0.0856提高到－0.0465，航空航天技术领域由－0.6540提高到－0.6062，材料技术领域由－0.1340提高到－0.1111。近年来，我国与主要贸易伙伴的高新技术产业内贸易指数呈下滑趋势，但在国际分工格局方面变化不大，中美之间在高技术领域贸易仍表现为垂直分工，中国与东盟之间在高新技术产品领域贸易仍具有很强的相似性。中美之间格鲁贝尔—劳埃德指数(GL指数)由2010年的47下降到2011年的43，中国与东盟之间的GL指数由2010年的65下降到64。2011年高新技术产业多数领域的产业内贸易指数处于50以下的较低水平。我国与日本之间的高新技术产业内贸易指数最高，为73，两国在生物技术、计算机与通信技术、材料技术和航空航天技术贸易领域属于水平分工，特别是在生命科学技术贸易领域属于高度水平分工形态。我国与东盟国家高新技术产业内贸易指数为64，为水平分工;在计算机与通信技术、计算机集成制造技术领域的产业内贸易指数分别达到了88和76，属于典型的高度水平分工状态;在材料技术领域的产业内贸易也达到水平分工。高新技术产业内贸易指数排在第三位的是欧盟，为58。其中，我国与欧盟在材料技术领域贸易属于典型的高度水平分工，在生物技术、生命科学技术、光电技术领域贸易比较活跃，在计算机与通信技术领域贸易不活跃。我国与美国之间在高技术产业贸易属于典型的垂直分工，两国在生命科学技术、材料技术领域产业内贸易指数分别为95和98，属于高度水平分工状态。
二、中国高新技术产品贸易面临的挑战与机遇
2012年，我国高新技术产品面临的外部经济环境更加严峻复杂，国内经济贸易发展中不平衡、不协调的矛盾与问题依然突出，高新技术产品进出口的机遇与挑战并存。
(一)面临挑战
一是世界经济低速增长，全球贸易增速回落，高新产品出口增长面临下行压力。2012年上半年，世界经济将延续上一年度的缓慢增长态势，虽然部分经济体的经济景气度指标呈现向好迹象，但考虑到宏观***策空间有限，各国对欧债危机能否顺利解决仍持怀疑态度，整体经济观望情绪较大，经济表现温和复苏。下半年经济走向的不确定性仍主要取决于欧债危机的解决、主要发达国家和新兴市场的表现。根据国际货币基金组织2012年1月份《世界经济展望》预测，2012年全球经济减速似乎已成定局，预计发达国家经济增长率1.2%，新兴与发展中国家经济增长率5.4%。从全球贸易来看，表征国际贸易领先指标的波罗的海干散货指数(BDI)似乎也预示了贸易增速回落的事实。2012年开年以来，该指数始终处于历史低位运行，2012年2月下降到647的历史低点，不到2011年的2161高点的1/3，虽然3月份以来该指数缓慢上扬，但全球贸易复苏动力不强。根据国际货币基金组织预测，2012年世界贸易增长率3.8%，其中发达国家和发展中国家的贸易增长率均较上一年度有所下降。从我国高新技术产品出口来看，实现稳定增长难度加大。2011年欧债危机对中欧高新产品双边贸易影响明显，特别是下半年危机恶化后导致中国出口大幅萎缩。全年我国对欧盟出口高新技术产品1124.5亿美元，同比增长滑落至个位数(3.5%)，占高新产品出口比重降至20.5%。2012年一季度，我国对欧盟出口245.0亿美元，季度环比(－20.3%)与季度同比(－1.04%)双双萎缩。目前，欧盟是我国高新产品的第二大出口贸易伙伴，欧元区及欧盟成员经济收缩将通过贸易渠道产生溢出效应，加大高新产品出口稳定增长的难度。
二是劳动力成本上升，企业融资难问题加剧，出口企业利润受到挤压，高新技术产品出口供给动力不足。2012年，我国劳动力市场的供求矛盾并未得到有效缓解，相反，劳动力成本上升已经成为我国经济发展中不可逆转的结构性问题，低成本竞争优势正不断削弱。预计未来，随着我国经济发展中“刘易斯拐点”的逐步呈现，人口红利下降，劳动力短缺以及随之而来的外贸企业用工难问题将成为困扰外贸企业的突出问题之一。普遍性的融资难问题将加重企业的经营困境。自2010年三季度至今，我国***府9次提高存款准备金率共4.5个百分点，5次上调存贷款基准利率共1.25个百分点，导致市场资金趋紧，银行借贷成本提高，企业财务费用上升，特别是大量从事外贸经营的中小企业被排斥于银行授信额度之外，面临资金链断裂风险，转向高利贷或民间借贷，导致融资风险进一步加大。外贸企业在经历“用工难”、“融资难”之后，企业盈利受到影响，企业家信心不足，部分东南沿海城市出现“跑路潮”风波。中国人民银行对5000家企业开展的调查问卷显示，2012年一季度，企业盈利指数为51.19，经营景气指数为64.35，均创2009年三季度以来新低，企业家信心指数较2011年四季度略有回升，为2009年三季度以来次低点。
三是贸易保护主义抬头，贸易摩擦向新兴产业领域蔓延，高新产品拓展国际市场难度加大。金融危机爆发至今，各国经济仍未完全走出危机阴霾，贸易保护主义相继抬头。截至目前，中国已经连续17年成为遭遇贸易摩擦最多的国家。2012年以来，我国共遭受了8起贸易摩擦，涉案金额22.8亿美元，同比增长了80%。从贸易摩擦领域来看，战略性新兴产业逐渐成为各国贸易保护主义关注的对象。自2011年至今，美国相继对我国太阳能电池和应用级风塔提起反倾销和反补贴调查。伴随“双反”调查的还有各种专利侵权诉讼、破产限制购买法令等措施。2012年，全球经济在低迷中缓慢增长，美、法等国家***治大选、主要发达国家推动本国制造业发展，在各种***治、经济因素的作用下，预计各种贸易保护主义措施只增不减，国际贸易形势更加严峻。
(二)发展机遇
一是新兴领域的宏观支持***策陆续出台，产品国际竞争力稳步提升，高新技术产品出口新的增长引擎逐渐发力。为促进新兴产业国际化发展，抢占国际经济科技制高点。在2010年***《关于加快培育和发展战略性新兴产业的决定》的基础上，《新材料产业“十二五”发展规划》、《太阳能光伏产业“十二五”发展规划》、《环保装备“十二五”发展规划》、《工业清洁生产推行“十二五”发展规划》陆续出台。此外，《鼓励和引导民营企业发展战略性新兴产业国际化发展的指导意见》等陆续。这些***策的出台和相继实施有利于未来产业的有序、健康发展。目前，新兴产业领域产业化和规模化发展强劲，新能源等领域发展态势迅猛。根据全球风能理事会(GWEC)2012年2月最新的全球风电市场报告，全球风电产业2011年新增风电装机容量41000MW，中国排在首位，约占全球新增装机的44%。从产业国际化发展来看，部分领域出口竞争力稳步提升，生物技术、材料技术等领域的贸易竞争力指数不断提高。
二是企业研发支出持续增长，知识产权国际化程度提高，高新技术产品向高技术含量升级有望。近年来，我国研发支出呈稳定增长态势，研发强度不断提高。美国巴特勒研究所最新的《2012年全球研发投资预测》显示，中国研发支出年增长率12%，研发强度从1995年的约0.6%提高到2011年的1.6%，如果中国研发支出年均增长保持11.5%，美国保持4.0%，到2030年中国将超过美国成为第一研发大国。企业知识产权意识不断增强，推动知识产权国际化程度提高。中国在五大专利局(美国、日本、欧洲、韩国和中国)获得授权专利数量持续增长。目前所获得的专利授权数量相当于欧洲和韩国总和的2倍。从所获得的专利领域来看，主要集中在数字计算机、电话和数据传输系统、无线和有线传输系统等，为我国高新技术产品向高技术含量迈进提供了技术准备。
三是科技兴贸创新基地不断发展，新基地不断加入，战略性新兴产业国际化的产业基础逐渐成型。经过几年来的培育和发展，前三批认定的58家科技兴贸创新基地已经积累一些龙头企业，产业链日益完善，产业集聚程度较高，战略性新兴产业不断发展。目前，基地在新能源、新材料、生物医药等产业领域业已形成相当出口规模，在国际市场上竞争力显著增强。2011年，上海张江等10家生物医药基地进出口4833.96亿美元，同比增长21.24%，其中出口2294.83亿美元，同比增长20.1%;江苏省无锡市等5家新能源基地进出口843.92亿美元，同比增长20.2%，出口499.08亿美元，同比增长18.4%;江西鹰潭市等14家基地进出口175.12亿美元，同比增长40.73%，其中出口100.59亿美元，同比增长72.21%。2012年，为加快培育战略性新兴产业，商务部、科技部将针对节能环保、新一代信息技术等七大新兴领域，从国内相对成熟的地区培育一批新基地。作为新兴产业的发展载体，科技兴贸创新基地将进一步发挥产业集聚效应，为高技术产品贸易和战略性新兴产业国际化奠定、巩固坚实的产业基础，为转变外贸发展方式、优化贸易结构提供持续的动力。
三、***策建议
(一)着力推进高新技术产品进出口贸易均衡发展
一是继续优化高新技术产品贸易的产品结构、方式结构、主体结构、地区结构和国别结构;二是充分发挥我国巨大市场规模优势，重视进口对外贸协调发展的平衡作用;三是推进战略性新兴产业国际化发展，提升新兴领域在高新技术产品贸易中的比重。
(二)加快形成以高新技术企业为主体的创新体系
一是不断完善有利于创新的***策环境，加快制定并出台支持创新的配套***策;二是推进创新型企业建设，鼓励企业聚集高层次创新人才，与科研院所实现创新资源优化重组，建立产业技术创新战略联盟;三是着力提升科技兴贸创新基地的集聚辐射带动作用的同时，培育一批战略性新兴产业骨干企业。
(三)着力培育新的高新技术产品贸易增长点
一是加快用高新技术改造传统产业，应用新技术、新材料提升传统产业，加快出口产品升级换代;二是加快培育出口竞争新优势，促进加工贸易从组装加工向研发设计、销售物流等环节拓展;三是鼓励高技术产业在境外开展技术研发合作，以技术、服务带动产品出口。
易经术数篇9
[摘 要]贸易术语选择是国际贸易谈判中的核心问题之一。本文从市场结构因素对谈判的影响出发，对出口谈判双方的利益博弈进行了规范分析，并采用仿真实验和问卷调查的方法，对大宗商品出口谈判中的术语选择策略进行了探索和验证。研究表明，在大宗商品贸易中，买方常常拥有较集中的市场结构，而我国虽然出口量多，但每个企业的市场集中度不高。这种市场结构的对比的劣势是导致贸易双方更多选择FOB术语成交的主要原因。
[关键词]大宗商品 出口贸易 市场结构 贸易术语
一、引言
贸易术语是国际贸易中表示价格的必不可少的内容。开报价中使用贸易术语，明确了双方在货物交接方面各自应承担的责任、费用和风险，说明了商品的价格构成。在大宗商品贸易中，正确的选择贸易术语时决定谈判结果的核心问题。
贸易术语的选择会受很多因素的影响，其中市场集中度是我们不能够忽视的因素之一。市场集中度是指市场上的某种产业内少数企业的生产量，销售量，资产总额等方面对莫以行业的支配程度，它一般是这几家企业的某一指标占该行业总量的百分比来表示，是针对特定产业而言的集中度，是用于衡量产业竞争性和垄断性的最长用指标。钢材产业集中度低时中国钢铁行业问题的种种表现。钢铁工业作为国民经济基础原材料产业，属于资本密集型行业，规模经济特点显著。近几年，我国钢铁产业发展迅速，钢铁企业的产能和数量迅速扩张，大型钢铁企业也为数不少，但由于钢铁企业数量众多，并且大多数钢铁企业原有规模小，产业发展速度高于单个企业的发展速度，所以造成产业集中度一直较低。同时，中国钢铁行业的行业集中度却远远低于世界其他钢铁大国。
关于贸易术语选择的研究，就钢材出口而言尤为重要，本文以钢材为研究对象，我国作为出口商为切入点，旨在研究大宗商品贸易谈判中术语的选择。
二、关于术语选择策略的假说
在贸易谈判中有一个共识，即进口方应争取FOB术语定价，出口方则应争取 CIF术语定价。即如果双方谈判实力对等，又不存在其他因素作为谈判筹码进行挂钩补偿，则最终以两种术语达成交易的概率应各占50%。倘若如此则在国际贸易中以FOB和CIF达成交易的成交量应一致。针对此说法，笔者进行多方面调查，发现了一个有趣的现象：在中国大宗商品的出口中， FOB成交数量大约占到成交总量的60%～70%，而CIF成交数量仅占约30%～40%。
那么，在大宗商品出口中FOB成交数量较大的原因是什么呢？笔者推测，这很可能是因为采用FOB术语交易时卖方的市场集中度较之买方低. 一是钢铁工业属于资源密集型和资本密集型产业，钢铁生产的技术特点决定了规模经济在钢铁产业中的重要地位，规模经济是钢铁产业效率和竞争力的关键要素，组建大型和特大型钢铁集团才能最大限度发挥规模经济优势。二是当前我国钢铁企业单体规模相对较小，产业布局分散，重复建设现象严重，市场集中度不高。2008年我国钢铁产业CR4（前4家企业产量之和占全国产量的比重）为23.9%，而美国CR4为74.9%，日本CR4为77.6%。虽然我国的钢铁市场集中度由2004年的15.7%逐步提升，但跟其他国家相比而言还是差距明显。
2010年CR10（前10家企业产量之和占全国产量的比重）为48.6%，比2009年提高了5.1个百分点，但同时我国钢铁行业集中度与美国、日本等发达国家相比仍有较大差距。
钢铁行业市场集中度体现钢铁企业的市场影响力，如果产品做到了“人无我有”、“人有我精”则会在一定程度了引导客户需求，形成对客户需求的垄断，在市场中占据较高“话语权”，在谈判中为己方增强优势。
由于卖方的钢铁行业集中度较之买方差距明显，在谈判中买方掌握主动性，因而权力砝码相比卖方较重。由此，形成了本文度基本理论假说H1：在我国大宗商品出口贸易中，卖方的市场集中度较之低是导致贸易双方更多选择FOB交易的主要原因。这一假说是否正确呢？本文拟采用仿真实验以及问卷调查的方法进行验证。
三、 技术路线与实验设计
1.研究思路与实验设计
本文研究的技术路线如***1所示。首先，本文以我国大宗商品的出口贸易视角为切入点，运用相关国际贸易实务理论进行规范分析，形成理论假说，即在我国大宗商品出口贸易中，卖方的市场集中度较之买方低是导致贸易双方更多选择FOB交易的主要原因。
其次，为了验证这一假说，本文将采用仿真实验和问卷调查的方法。为了保证研究数据的真实可靠，仿真实验和问卷调查采用不同的人员。
对于仿真实验，先进行实验设计，此处拟设计两组实验：在第一组实验中，买卖任何一方所在国钢材产业的市场结构相同且均为完全竞争市场，并按此条件展开贸易谈判。在第二组实验中，给定买方所在国钢材市场结构为寡头垄断市场，而卖方所在国市场结构为完全竞争市场，并按此条件展开贸易谈判。通过多次***重复实验，研究者观察并统计两组实验中CIF和FOB术语成交的次数，看看有无显著差异，并对数据进行对照分析。如果第二组实验的结果中FOB术语成交的次数比第一组实验明显增加，同时CIF术语成交的次数明显减少，则前述理论假说得到验证，说明大宗交易中更多使用FOB术语的原因是市场结构因素。反之，如果两组实验得到的数据并无显著差异，或者第二组实验中FOB术语成交的次数比第一组更少，则表明前述理论假说并不成立，这意味着大宗交易中FOB术语较多的原因并不是市场结构因素，还需要寻找其他原因。
对于问卷调查，先进行实验设计，此处拟设计两类问卷：第一类为卖方需要填的问卷，第二类为买方需要填的问卷。问卷内容均涉及贸易术语选择、市场结构等相关问题。通过收集的问卷，研究者观察并统计两类问卷问题的作答情况，查看用CIF与FOB的成交次数及其价格与市场结构之间的关系。若统计结果为“卖方市场结构集中度低，买方市场结构集中度高且双方成交的术语选择为FOB”较多，说明大宗商品中更多使用FOB术语的原因是市场结构因素。反之，若统计数据的结果显示“卖方市场结构集中度低，买方市场结构集中度高且双方成交的术语选择为CIF”或者其他结果，则表明前述理论假说并不成立，这意味着大宗交易中FOB术语较多的原因并不是市场结构因素，还需要寻找其他原因。
由上述两种方法的实验对照，且根据数据对照分析的结果，即可以得到研究的结论。
2.实验设计
两组实验均以钢材谈判为背景，卖方为中国宝山钢铁集团有限公司，买方为韩国浦项制铁公司。假设国际钢材市场是一个完全竞争市场，韩方在同中方谈判的同时，还与印度、澳大利亚等国家的其他钢铁企业进行谈判。双方关于数量、交货方式、商检索赔等事宜已经达成一致，现在双方就贸易术语和成交价格进行谈判。
在第一组实验中，买卖任何一方所在国钢材产业的市场结构相同，均为完全竞争市场。在国际市场上，钢材的FOB成交价格在每吨630美元～660美元之间，而CIF成交价格在每吨680美元～710美元之间。
第二组实验为对照组实验，市场状况及价格与第一组实验不同，假设中国的钢铁产业集中度CR4=25，韩国的钢铁产业集中度CR4=90，即买方所在国钢材市场结构为寡头垄断市场，而卖方所在国市场结构为完全竞争市场。除现有的谈判对手外，买方没有其他备选对象。在国际市场上，钢材的FOB成交价格在每吨630美元～660美元之间，而CIF成交价格在每吨680美元～710美元之间。
研究者选取国际经济与贸易专业本科学生共100人，他们均受过谈判培训，具备一定的贸易谈判经验。将这100名学生分为50组，分别***进行第一组实验和第二组实验的谈判。每组谈判均为一对一谈判，谈判时间限定为 3-5分钟。要求谈判者根据实验背景以及资料，通过谈判就贸易术语及价格达成一致。
同时，为更好的达到效果，研究者还采取了问卷调查的形式。问卷分为两种类型，即一种是对假设出口商进行的问卷调查，另一种是对假设的进口商进行的问卷调查。随机分发给50个没有经过上述实地谈判的其它国际经济与贸易专业本科学生进行，他们也受过谈判培训，具备一定的贸易谈判经验。
四、实验结果与分析
1.实验结果
通过50组仿真对照试验和25组问卷调查对照试验，我们达到如下的试验结果，如***表1、表2、表3、表4所示。
2.实验结果直观分析
从实验结果的数据情况来看，我们可以得出以下判断：
（1）第一组实验中共得到47个结果，三组未达成协议，成交率为94%。由此可见，在自由竞争市场成交率是比较高的，而从成交的贸易术语来看，以FOB贸易术语成交的协议是30个，占总成交数量的63.83%，其余的17个是以CIF贸易术语成交，占成交数量的36.17%。以FOB术语成交的数量是以CIF术语成交的两倍多。在成交价格来看以FOB术语成交的平均价格为648.27美元，和市场均价基本相同，以CIF术语成交的平均价格为690美元，高于市场均价。
（2）第二组实验中一共得到25个结果，没有未达成协议的25组，成交率仅为50%。，贸易成交受到了买方市场的影响，而且影响是消极的。从成交的贸易术语数量来看其中以FOB贸易术语成交的有15个，占成交数量的60%，以CIF成交的有10个，占成交数量的40%。从成交价格来看，以FOB术语成交的平均价格为649.8美元，高于市场均价，以FOB术语成交的平均价格为692.1，同样高于市场均价。
通过对比两组实验结果，第二组实验中以CIF贸易术语成交的不但没有上升，反而下降。假说没有得到验证。
（3）分析调查问卷的结果显示，买卖方分别设计25组。调查者作为韩国买方人员，选择以FOB成交的有15组，认为韩国市场结构集中度低的有3组，认为韩之集中度高成交的有12组，FOB平均价格为652.13美元；选择以CIF成交的有10组，认为韩国市场结构集中度低的有4组，认为韩之集中度高的有6组，CIF平均价格为692.2美元。调查者作为中方卖方人员，认为中国市场集中度低成交的有14组，选择以FOB成交的有17组，FOB平均价格为652.41美元；选择以CIF成交的有8组，认为中国市场集中度低成交的有6组，CIF平均价格为697.63美元。买卖双方的调查结果显示调查人员普遍认为韩国市场结构集中度高，选择以FOB成交居多，符合假说。
3.实验结果的深入分析
本次试验只涉及到贸易术语和价格两个因素，谈判中只能通过两者的挂钩进行利益交换。市场上钢材价格的均价为FOB价美元（630，660）中间价格为645美元；CIF价美元（680，710）中间价格为695美元。FOB价格在645美元以上成交的结果是用高价换取FOB贸易术语；CIF价格在695以下成交的结果是用CIF贸易术语换取低价格，在这些结果中，成交价格明显受到了术语的影响，应该给予剔除，得到如下结果。与此我们对第一组第二组饰演的结果进行筛选和剔除，得到如下结果，见表5和表6。
第一组实验中，FOB成交个数是12组，约占成交总量的71%。CIF成交个数是5组，约占成交总量29%。第二组实验中，FOB成交个数是6组，约占成交总量的55%。CIF成交个数是5组，约占成交总量45%。FOB占绝对优势，支持假说H1。
五、研究结论
通过以上实验结果分析，说明在大宗商品贸易中，贸易术语的选择常常受到谈判双方市场结构集中度对比的影响，而市场结构集中度低的卖方在谈判中居于被动地位，市场结构集中度高的买方在谈判中居于主动地位，这是导致贸易双方更多选择FOB交易的主要原因。虽然我国钢材的出口量相对较大，但是分配到每个出口钢材的企业来说，市场集中度是相当低的，这也就导致我们在谈判缺少话语权，在一定程度上缺少对出口钢材企业的风险的有效规避。经过调整的第一组和第二组实验结果的对比，以及两类问卷结果的对比，充分说明在引入出口商的市场集中度低、进口商的市场集中度高的条件后，FOB术语的成交比例明显增多，这为我国出口商在大宗商品进口中选择贸易术语提供了一定的科学依据。
以上结论不仅在仿真实验和问卷调查中得到了验证，而且在实际的大宗商品出口贸易中也有所体现。以钢材贸易为例，在2009年中国排名前五的钢铁巨头河北钢铁、宝钢、武钢、鞍本、沙钢等五大集团合计产钢1.65亿吨，仅占同期全国钢产量的29%。而从全球来看，美国4家钢厂的产量占美国自身的61%，日本4家钢厂的产量占日本内部的75%，而中国前5名的钢铁企业2009年的产量只占我国的29%。在这些压倒性比例的背后的事实是，三大矿山公司基本垄断了世界海运市场的70%左右。因此，钢材出口贸易中出现大量FOB成交案例也就不足为奇了。
参考文献：
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[3]马艳华. 试论贸易术语的正确使用[J]. 商场现代化. 2006（16）
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[5]王亚楠. 浅析外贸出口术语选择与风险——FOB较之CIF[J]. 商业文化（学术版）. 2010（06）
易经术数篇10
关键词：
中***分类号：TP39 文献标识码：A 文章编号：
1. 我国期货核心交易系统的发展历程
从1991年6月新中国第一家期货交易所成立至今，期货电子化交易方式不断的大跨步向前发展。从最初国内第一套自主开发的电子化交易所撮合交易系统能够完成50亿成交量/日，到今天的经纪公司需完成一天100亿以上的成交量；从最早的经纪公司大量交易员通过接听委托电话往场内报单，到今天极少量的交易员只是为了方便客户而设立电话报单；从原始的收盘后手工核对成交、手工结算，到今天的自动导入成交数据、计算机结算。电子化合同管理、营业部风险控制、网上交易、账单查询、账单确认等软件系统也被广泛应用。这些变化表明了一个现实，中国期货行业的电子交易方式在蓬勃发展。
而随着电子交易的发展壮大，对于交易所以及经纪公司的技术要求也越来越高。期货行业的发展历史与证券略有不同，证券业是从原来的各营业部专线直连交易中心报单，往现在的“大集中”报单调整过渡。而期货公司从开始就是以公司总部集中交易方式对客户提供互联网报单接入服务。在方便维护管理，降低维护成本的同时，也将风险集中到了一起。在这样的情况下，如何在系统不断扩容的前提条件下保障核心交易的系统技术安全，成为了证券期货信息系统的又一个发展重点。
综上所述，我国的期货交易方式经历了一个从电话报单，手工核对成交、录入结算到全电子化交易结算的大踏步发展过程。交易所以及经纪公司的信息系统也在这个过程中完成了从无到有，从简单到复杂，从单一到系统，从低可靠度保障到高可靠度多元应用的发展历程。其中大概包括以下四个阶段：
1) 电话报单，场内红马甲交易，交易所内网撮合成交（1991-1998）
从91年的深圳有色金属期货交易所成立开始，国内的期货交易所内部成交撮合系统就是以交易所内网电子化下单，电子化撮合方式登陆历史舞台的。当时的场内“红马甲”按客户的电话指令方式进行下单交易。由于期货市场起步时间原因，在交易初期就没有国外早期的手势交易，这也为以后的全电子化交易打下了良好的基础。
2) 网上交易萌芽，经纪公司电话拨号连接交易所。（1999-2001）
随着时间的推移，客户量交易量的增加，通过电话席位下单方式渐渐开始不能满足客户的交易量需求。同时随着二十一世纪初互联网技术的出现以及渐渐普及，行业主流的信息供应商也开始推出软件，通过互联网给最终客户提供实时报价。经纪公司可以部署多门电话为客户服务，利用电脑通过专线电话拨号连接交易所下单到场内，大大提高了客户下单的实时性。但是这些还称不上核心交易系统，并且可靠性相当低。一旦系统出现软硬件或者网络等故障基本短时间内无法恢复，仍旧只能利用原有的电话系统进行应急客户报单。
3) 核心交易信息技术高速发展期。（2001-2006）
2000年之后，网络信息科技得以爆发性发展。行业主流供应商纷纷推出网上交易系统1.0版本，构建核心数据库服务器，配合中间层以及周边网关互联网接入，为客户提供下单服务。终端客户通过行情交易软件自助下单，省去了电话报单的时间延时，在期货这种实时性要求相当高的交易市场中意义相当重大。这种交易方式也省去了经纪公司大量的电话报单人力，规避了错单乌龙单等下单风险。全网络自助接入下单方式，也使得经纪公司的客户容量大大增加。当时的核心系统相对简单，数据库也仅是盘后数据导出备份。各主机，网络设备，交易线路等均为单点故障，技术风险几乎不可控。
4) 数据库结构系统。（2006-2007）
随着行业各家公司的几次重大技术故障，国家对金融市场及交易保障的愈加重视，以及电子信息技术的迅猛发展提供的技术条件。2006年左右，行业出现了软硬件核心冗余的交易系统设计方案，在核心节点利用多设备多链路设计规避单点故障，同时利用软件进行数据库内网同步温备保障盘中数据安全。但是同步效率较低，各环节的故障监控报警体系也不成熟，出现故障需要手工应急切换。一旦发生大规模灾难如火灾，地震，水灾等，仍不能及时恢复交易，甚至可能造成严重的数据丢失。
5) 高效率数据库热容灾（2007-2012）
截止2011年底，我国所有的四家交易所已经完成了同城灾备中心建设。在2011年2月我国证券期货交易所首个异地灾备中心--上期所北京灾备中心也正式启用，而其他各家交易所的异地灾备建设，也在如火如荼的建设当中。交易所作为整个市场交易的核心和技术先驱，其信息系统容灾的建设为经纪公司指明了方向。
经纪公司由于近年的高速技术发展，行业也出现了以大型数据库软件为核心数据库的新一代交易系统，配合大容量快速高可靠性盘柜系统搭建的核心集群服务器，多对多结构的软件中间件，多链路热切换对交易所报单接口，高速多运营商网上交易接入，以及现在热门的逻辑级底层数据库备份技术，使得公司的交易容量以及速度大大增加，业务连续保障性也大大提高，已经有经纪公司建成了同城灾备甚至异地双活交易中心。
2. 国内期货核心交易容灾的主要发展阶段
期货核心交易信息系统的容灾需求常年存在，但由于早期市场交易量小，客户数量少，交易所规模以及公司利润低导致的技术投入少等种种原因，期货核心交易的容灾系统发展速度一直落后于同行业的银行、保险以及证券公司。
不过随着近年国家对期货市场作用的逐渐重视，期货市场发展迅猛，期货核心容灾建设也一路高歌猛进。从最早期的核心交易基本无容灾设计，到后来的关键节点冷备、无热容灾部署，发展到现在的多地多中心完全热容灾，从容灾等级上大致可以分为以下四个主要历史阶段
第一阶段：期货交易电子化初期：本地冷备（1998-2001）
随着二十世纪末互联网的爆发性增长，金融交易电子化的各项条件逐渐成熟。从以前的交易所席位制度，客户通过电报、电话交易，场内出市代表帮助客户成交，到后来的证券期货公司营业部热自助设备交易，再到互联网交易平台接入的交易方式演变，只用了短短几年时间。随着网络交易成本的降低，交易的实时便捷，客户也开始逐渐摒弃电话交易，通过网络参与市场。
但在交易电子化初期，经纪公司核心交易数据仅仅停留在盘后的磁带机数据导出，无异地后援数据。如果盘中出现任何技术灾难，交易业务连续将无法得到保障，甚至有可能出现数据丢失等重大技术事故。
第二阶段：交 易系统迅猛发展期：本地温备，异地冷备（2001-2007）
随着市场的增大，对电子化网上交易平台的依赖度越来越高，业务连续保障的需求也越来越强。经纪公司开始对核心交易系统各环节单点故障实施冗余部署，通过多层结构的软硬件部署，网络设备的多路连接配置，规避部分网络、主机以及系统的单点故障，同时对盘后导出数据进行异地存放。但是对于盘中出现的核心数据库故障，仍不能在短时间内恢复交易，业务停止在所难免，系统风险相对较高。虽然有可以恢复上一交易日收盘导出并异地存放数据备份，故障所可能导致的数据丢失量能控制在一天范围之内，但仍将造成较大的经济损失以及不良的社会影响。
第三阶段：多数据库数据热备：同城热备（2007-2011）
为了规避核心数据库的技术风险，同时满足日常的测试以及数据库负载均衡等需求，随着行业内如ORACLE等数据库的广泛应用，行业开始发展出部署基于逻辑块复制技术的实时热备数据库。并可以通过TCP/IP协议远距离传输同步，实现同城异地数据热备。同时可以降低主交易中心机房的火灾水灾等物理灾难造成的数据丢失风险。但从出现故障到业务恢复速度仍然较慢，业务的连续性无法完全保障。而且对范围较大的灾难：例如地震海啸等区域级地质灾难则无法在一定时间内恢复正常交易。
第四阶段：期货核心交易“两地三中心”：异地应用级容灾（2011-2012）
即在异地建立一个与生产核心系统结构几乎相同的备用系统，备用系统实时同步主系统数据库数据，在主交易系统出现灾难无法恢复时应急切换到备份系统承担业务。也有通过交易所多席位配置，备用系统与生产系统共同工作，两系统间互为备份的方案。这种容灾系统配置方式，能够提供很小的数据丢失量保障，系统恢复速度是最快的。但是，需要配置复杂的系统管理软件和专用的硬件，相对应的软硬件以及人力成本也是很高的。
3. 未来期货核心交易容灾系统的展望