第一节
产品结构

一 出口产品结构分解与统计方法

现有研究大多使用集中度指数、 Feenstra 指数和 H－K 指数对一国出口产品结构进行测度。集中度指数一般通过出口产品的分布比重进行测算，常用的方法包括标准化逆赫芬达尔指数（ HHI） 、基尼系数（ GINI ）、泰尔指数（ THEIL） 等绝对测度指标，以及相对基尼系数、相对泰尔指数等相对测度指标（详见表1—1）。

通过将一国（或地区）所有出口产品种类划分频繁出口和不经常出口两大类后，本章可以将表1—1中的泰尔指数（ THELL） 分解为组间泰尔指数（ T ^B ）和组内泰尔指数（ T ^W ）：

其中： G ₁ 表示频繁出口的产品集合；不考虑时间因素后， 表示 j 国（或地区）平均出口； 表示 j 国（或地区）频繁出口产品的平均值。Cadot等（2010）通过严密的数学证明，可以得出 THELL=T ^B +T ^W 成立。

集中度指数具有测算方法简单的优点，但也有“缺陷”，即不能动态反映“新”产品与“传统”产品实际出口变化。Feenstra 和 Kee（2008）以 CES 生产函数为基础构建了一个相对指标来测量出口产品的多样化。假定 G _t 表示 t 时期某国（或地区）的出口产品集合， G _t－1 表示 t－ 1期该国（或地区）的出口产品集合，交集 为两时期同时出口的产品集合，那么 Feenstra 指数就可以表示为：

其中： p _it q _it 表示 t 时期 i 种产品出口额； 表示 t 时期全部“传统”产品所占总出口比重； 为 t －1时期全部“传统”产品所占总出口比重。

公式（1.3）中，如果 ，则 t 时期“传统”产品总出口份额下降，相应的“新”产品出口出现增长，于是△ PV _it,t－1 ＜0就可以测度出该国（或地区）出口产品结构在优化。

新—新贸易理论兴起后，Hummels和Klenow（2005）提出了一种新的变型方法来测算出口产品结构，即通过出口税目对一国（或地区）在世界贸易中的份额进行加权。用 表示 t 时期 j 国（或地区）的出口产品集合， 表示 t 时期世界的出口产品集合， x _ijt 表示 t 时期 j 国（或地区） i 产品出口额， x _wjt 表示 t 时期世界 i 产品出口，则该国（或地区）总 H－K 指数可以表示为：

公式（1.4）中， 是 j 国（或地区）出口产品占全球同类产品的份额； 是世界贸易中属于 j 国（或地区）产品组合的市场份额。

不过， H－K 指数虽然测算方法简单易行，能充分反映出一国（或地区）对外贸易产品组合在国际市场上的重要性，但因其静态特征，还是难以在根本上体现出“传统”产品和“新”产品的变化趋势，为此本章对公式（1.4）进行再推广，提出一个基于“定基”比较的测算方法。

具体来说，为确定一国（或地区）出口结构中的传统产品、新产品身份，需要对其历年微观贸易产品数据进行比较。假定国家（或地区） j 在基期有产品 c 出口到国家（或地区） m， 且该产品在随后的时期 t （ t ＞0）内都向该国（或地区）出口，则国家（或地区） j 出口到国家（或地区） m 的累计传统产品为 。同样，假定国家（或地区） j 在时期 t 向老市场国家（或地区） i 出口了新产品 e ，但该产品在基期并未实现出口，则该国（或地区）向老市场国家（或地区） i 出口的累计新产品为 。

CEPII BACI数据库给出了联合国贸易统计署统计的全部经济体HS－6位码数据。本章以该数据库为基础，首先将基期定在1995年，时期 t 定在1996年及其之后，通过对比1996年及以后每个国家（或地区） j 出口到任意对象国家（或地区） i 的HS－6位码同1995年的差别，以确定每种出口产品的传统产品、新产品身份，再进行加总并除以年度总出口，就可以测算出“传统”产品和“新”产品动态变化趋势：

其中： 表示 t 时期 j 国（或地区）总出口。显然，不考虑消失产品情况，上式中 成立。

中国出口产品结构是否实现了升级？传统产品和新产品变化趋势有何不同？本章使用上述统计方法，分别从集中度指标、 Feenstra 指数、 H－K 指数分解以及“定基”动态比较入手，先对中国高位码出口贸易数据进行结构分解，并选择部分发达经济体和发展中经济体进行国际比较。

二 中国出口产品结构的集中度

以标准化逆赫芬达尔指数（ HHI ）计算方法为基础，本章首先对1995—2017年中国出口的 HS－6位码产品进行结构分解 ，表1—2的统计结果表明中国出口产品集中度依然“较高”，产品多样化结构升级目标仍“任重道远”，表现在：1995年中国出口产品的 HHI 集中度指数为0.001，但2017年反而增加到0.0022，扩大了2.2倍。

泰尔指数的统计结果同样能说明中国出口产品集中度“较高”问题，表现在：1995年中国出口产品总 THEIL 指数为1.8392，到2017年达到2.2663，增长了1.23倍。

使用公式（1.1）和公式（1.2）进行结构分解后（分解为 T ^W 和 T ^B ），表1—2的统计结果显示：我国出口产品结构集中度高的重要原因主要是传统产品出口比重大、新产品出口比重有待增强。这是因为：1995年中国出口产品的组内泰尔指数为1.7724，到2017年达到2.2231, 23年间增长了25.4%，而组间泰尔指数在1995年达到0.0668，但到2017年反而降到0.0432, 23年间降低了35.3%。

计算组间和组内泰尔指数时，我们已经将1995年之后始终出口的传统产品看成是“频繁出口的产品”，而将1995年没有出口且1996年或以后出口的新产品看成是“非频繁出口”，由Cadot等（2010）的分析结论可知：中国出口产品的组内泰尔指数不断增加，意味着出口增长主要依靠传统产品扩张实现；组间泰尔指数不断减小，也意味着新产品对中国出口增长的贡献相对较为“有限”。

三 历年出口产品结构的环比变化趋势

集中度指数因其仅同期比较而无法反映动态变化趋势，本章再以公式（1.3）为基础，采取 Feenstra 指数对中国出口的HS－6位码产品数据进行结构分解。

表1—3的统计结果表明：1995—2017年中国出口产品的环比 Feenstra 指数出现了13次负增长、9次正增长，似乎意味着传统产品占总出口的份额有所下降。只是剔除初始年份后的22年内， Feenstra 环比指数下降的次数虽多但程度较小，以至于总的平均 Feenstra 指数依然为0.002。

因为 Feenstra 指数只有在 ，才会出现△ PV _it,t－1 ＜0，从而出现出口产品结构集中度不断下降的优化升级趋势。中国出口产品平均 Feenstra 环比指数依然为正，在一定意义上仍然表明我国出口增长总体上以传统产品为主，而新产品的出口增长存在不足。

四 H-K指数分解

再使用公式（1.4）进行计算后，表1—4的统计结果表明：中国出口产品的 EM 指数基本保持稳定（接近50%），说明与中国相同类型产品的全球总出口中，我国占世界出口贸易的比重在一半左右，一定意义上体现出中国对外开放40多年来取得的巨大成就，即至少全球可贸易的一半商品，中国都能生产、制造并出口。

只是如果按照陈蓉与许培源（2014）的研究结论，将Hummels和Klenow（2005）出口产品结构加权分解方法带来的 IM 指数理解为“老”产品出口扩张，那么表1—4的统计结果依然能够得出样本期内我国出口增长主要以传统产品为主。

五 传统产品与新产品“定基”动态比较

使用公式（1.5）和公式（1.6）再次测算中国出口贸易结构的传统产品和新产品动态变化后，表1—5的统计结果显示：传统产品占比一直处于“高位”, 1995—2017年传统产品出口占比平均达到98.92%，而新产品仅占1.08%。

从趋势上看，虽然总体上我国传统产品出口比重有所下降，新产品出口比重有所上升，但变化幅度并不明显，且2017年的传统产品出口占比还有所增加，新产品出口反而下降，再次说明中国出口增长主要以传统产品为主。

六 国际比较

中国出口产品结构存在的上述问题是否具有“唯一性”？其他经济体的出口产品多样化结构到底如何？和中国相比又有何异同？等等问题，仍值得进一步分析。本章选择相同时间段的部分发达国家和发展中经济体进行国际比较，其中发达国家主要包括美国、德国、日本、意大利、法国、荷兰、波兰 等国；发展中国家或转型经济体主要包括泰国、印度尼西亚、越南、俄罗斯、智利、墨西哥、巴西、菲律宾、罗马尼亚、印度、阿尔巴尼亚、马来西亚、南非、保加利亚等 。

从出口标准化逆赫芬达尔（ HHI） 指数来看，日本、德国、法国、波兰等发达国家的出口集中度总体处于下降，意大利甚至基本在0的水平上保持不变，而五个“金砖国家”和墨西哥、菲律宾、印度尼西亚等发展中国家，其出口集中度大体上处于“上升”态势，尤其是巴西、智利、马来西亚等国的出口标准化逆赫芬达尔指数增长幅度“更大”（见图1—1），似乎表明这些国家同中国类似，也存在出口产品集中度相对较高的矛盾。

从 H－K 指数来看，美国、日本、德国、法国、荷兰等发达国家的 IM 指数不断下降，似乎表明这些国家的出口增长不以“传统产品”为主，而中国、俄罗斯、巴西、印度、南非、越南、泰国、罗马尼亚、阿尔巴尼亚、保加利亚等发展中转型国家的 IM 指数虽有所“波动”但总体不断增加，暗示着这些发展中经济体的出口增长也主要以传统产品为主（见图1—2）。