中国出口贸易能稳定增长吗——关于出口集中度和比较优势的实证分析，本文主要内容关键词为：出口贸易论文,实证论文,中国论文,比较优势论文,集中度论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F752.62 文献标识码：A 文章编号：1007-6964[2006]08-060411-0338
一、引言
上世纪80年代以来，我国对外贸易一直保持高速增长态势。其中货物出口更为我国创造了大量外汇，成为中国经济增长的重要力量。从近年来看，我国实际出口额逐渐趋于长期趋势水平，不稳定性指数相对较低且呈下降态势；然而从历史上看，80～90年代间我国实际出口额对长期趋势的偏离程度大且在时间上波动剧烈（见图1）。无序的出口贸易会阻碍我国国民经济决策，对一国经济调控产生极大的负面影响。因此，我们有必要关注影响出口稳定发展的结构因素。
图1 1983～2004年我国出口不稳定性指数
本文将从我国出口结构（包括商品结构和出口地理结构）出发，分析中国20世纪80年代至90年代中期出口波动剧烈的原因，并讨论近年来促使其趋于稳定的因素，在此基础上我们进一步探讨这种稳定性能否继续维持。
从已有文献看，国外学者早在上世纪60年代就开始对出口贸易不稳定性对经济发展的影响进行研究，代表有Massell(1964、1970)、Love(1979、1987)。早期的研究认为，出口收入的大幅波动将对发展中国家的经济带来负面冲击。但由于当时的研究只是采用横截面的研究方法，且选取的样本大小不一，取样时间有所差异，所以研究结果并不一致。而且，横截面研究的结论不能解释单个国家出口不稳定情况。到后期，许多学者开始改用时间序列分析方法来研究出口不稳定性问题，如Love(1990)、Wislon(1994)。国内目前关于此问题的研究不多。刘卫江(2002)采用指数形式的方法对1981～1999年中国出口不稳定性进行了衡量和成因的实证分析。研究结果认为，出口商品集中度对我国外贸出口稳定性有负影响而地理集中度的影响不显著。但论文在衡量地理集中度时采用的只是洲际数据，没有具体到每一个国家；此外，对成因的解释也有欠深入。刘靖、毛学峰和辛贤(2006)采用出口集中化指标对中国农产品地理出口结构进行了分析。研究结果表明，中国农产品出口贸易地理结构仍相对集中，出口增长大部分集中于原来几大市场区，新市场开拓较少，且并未起到平抑市场波动的作用。
本文将采取Gini-Hirschman系数对我国商品集中度和贸易地理集中度进行客观衡量，并对两者对于出口不稳定性的影响进行实证分析。其中，商品集中度的测量选用SITC的外贸商品分类方法，具体到各类产品的出口额；贸易地理集中度的测量具体到各国数据，以避免洲际数据带来的偏差。
文章余下部分这样安排：第二部分对三大主要指标的定义和衡量进行解释，并对模型的构建进行说明；第三、四部分分别对出口商品结构和地理集中度系数进行测算和分析；接下来我们引用RCA指数对当前我国出口工业制成品在世界市场上的比较优势进行进一步分析；第六部分是关于出口不稳定性的实证检验和经验分析；最后是总结。
二、指标的选取与模型的建立
1.出口不稳定性的定义和衡量
出口不稳定性的统计定义是指实际出口值相对长期趋势值的乖离程度。其测量方法有多种，其中指数趋势指数可消除极端值情况，适合于高增长国家 （地区）的长期分析，与我国改革开放20多年来出口总额高增长态势相符（刘卫江2002），因此我们采取指数趋势而不选用相关文献中最常采用的移动平均指数或直线趋势指数。又由于本文进行的是时间序列分析，因此我们参照Love(1986)的计算方法得出衡量第t期的出口不稳定性指数：
2.商品结构集中度和地理集中度的定义和衡量
(1)商品集中度(Comodity Concentration)
一国的出口商品结构，不仅反映了一国的经济发展水平，而且代表了一国在国际分工中的地位。其中，出口商品集中度指出口商品集中于某类产品的程度，反映了出口商品的多样性情况和比重分布情况是否均衡合理。
衡量商品集中度的指标很多，其中Gini Hirschman系数是目前文献中常用指标之一。其应用虽然需要较大计算量，但能全面反映各类商品占总出口额比重的情况，避免指标计算中的主观性。式子如下：
其中，Xit表示第i类产品在第t期的出口额，Xt表示第t期总出口额。Ct值介于
与100之间；当 Ct愈趋于时，一国出口商品愈平均分配于各类产品；反之，Ct愈趋于100时，一国出口商品愈集中于其中几类产品，也就是一国出口收益愈容易受到个别商品的影响，也容易受异国宏观经济波动与政策调整的影响。
(2)地理集中度(Geographic Concentration)
一国出口的地理结构是以国家或地区为单位计算的一国出口商品市场结构。它反映了一国与世界其他国家或地区的经济贸易联系程度，表明了一国出口商品的去向。其中，地理集中度指一国出口商品集中于某国或某地区的程度。
在衡量一国出口地理集中度系数时我们依然采用Gini-Hirschman系数，式子如下：
其中，Xit表示在第t期输出到第i国产品的商品额，Xt表示第t期总出口额。若某国家或地区在一国出口中所占份额较大，则一国出口商品的地理集中度就较高；反之就较分散、较低。
(3)模型的构建与说明
本文回归方程采用以下形式：
其中，Z为其他可能引致出口不稳定的重要因素的集合变量，如文献中常采用的重要商品占出口总额的比重（工业制成品中的机械及运输设备、杂项制品所占总出口额中的比重），一国产品国内消费率，一国经济增长率等。引入集合变量Z的好处是，可以在计量中对其他相关因素作不同组合，进行多次回归，以检验解释变量C和G对被解释变量I的关系稳定性。
表1 中国出口商品结构集中度系数
商品集中度系数 商品集中度系数
年份总出口初级产品
工业制成品年份总出口
初级产品
工业制成品
19830.389 0.608 0.5041994 0.502 0.590 0.588
19840.397 0.611 0.5191995 0.486 0.568 0.560
19850.398 0.613 0.5041996 0.490 0.573 0.565
19860.384 0.572 0.5071997 0.5
0.577 0.569
19870.386 0.566 0.5041998 0.510 0.599 0.568
19880.389 0.559 0.4961999 0.515 0.609 0.570
19890.387 0.572 0.4892000 0.515 0.599 0.569
19900.389 0.576 0.4842001 0.517 0.603 0.570
19910.40.579 0.4872002 0.529 0.612 0.577
19920.489 0.592 0.5942003 0.544 0.615 0.588
19930.503 0.593 0.6002004 0.553 0.604 0.592
本文选取的是1983～2004年我国的出口数据，所有资料均根据历年《中国海关统计年鉴》和联合国贸易统计数据整理计算而得。
图2 中国出口商品结构集中度系数
三、出口商品结构集中度分析
按联合国“标准国际贸易产品分类”方法，我国对外贸易商品可分为10大类：0、食品及主要供食用的活动物，1、饮料及烟草，2、非食用原料，3、矿物燃料、润滑油及有关原料，4、动、植物油脂及蜡，5、化学品及有关产品，6、轻纺产品、橡胶制品矿冶产品及其制品，7、机械及运输设备，8、杂项制品，9、未分类的其他商品。其中，0～4为初级产品，5～9为工业制成品。
整理相关数据计算我国出口商品结构集中度系数，得表1和图2。
从总体看，1983～2004年间，初级产品的结构集中度系数一直偏高但相对较平稳，数值长期徘徊在0.572～0.615之间，呈现先下降、再略有上升、再轻微下降、之后又逐渐上升的小幅波动走势。
分析初级产品内部结构可知，初级产品结构集中度系数长期偏高是因为初级产品出口一直集中在第0类、第3类产品上面，而且在不同时期又大比重偏向其中一类产品。1985年以前，第3类产品绝对地占据我国出口主导地位，占初级产品比重的50%，总出口比重的20%或以上。因此，1985年以前初级产品结构集中度系数均在0.6以上。1986年以后，第3类产品在初级产品及总出口中的比重均迅速下降，下降幅度分别高达50%和100%；与此同时，第0类产品在初级出口产品中的比重持续上升，并在1988年取替第3类产品成为最主要的初级出口主导产品。1992年以后第0类产品所占初级产品比重更是接近一半或以上。因此，在1986年初级产品结构集中度系数快速下降到0.572，并在之后几年内继续降低。但到了1989年又有所上升，并在1992年返回到接近0.6的水平。1993年以后初级产品结构集中度系数出现的小幅跌涨也直接与第0类产品有关。分析表明，当第0类产品占初级产品比重下降时，初级产品结构集中度系数就相应下降，反之就相应上升。近年来，初级产品出口更进一步集中于第0类和第3类产品，高达80%以上，因此初级产品结构集中度系数又上升至0.6以上，2003年更到达历史最高水平0.615。
工业制成品与总出口产品的结构集中度系数走势基本相同，呈现两阶段式上升趋势。也就是说，1983～2004年期间，中国总出口产品的结构集中度系数变动主要是由工业制成品的结构集中度系数变动所引起。从整体看，工业制成品与总出口产品的结构集中度系数在1991年以前均保持在相对低的水平，分别在0.5与0.4左右。1992年两者陡然上升至0.594与0.489，之后2年均停留在相对高值。1995年两者有小幅缓落，但之后至今均呈现持续稳步上升趋势，尽管幅度不大。到2004年，两者结构集中度系数上升至（或接近）历史最高值，分别为0.592与0.553。
分析工业制成品内部结构可知，1991年以前工业制成品出口以第6类和第8类产品为主，分别占工业制成品出口比重的25%～30%，余下的第5、7、9类又共占工业制成品出口比重的35%～45%左右。这就是说，1991年以前工业制成品出口虽有所侧重，但总体分布平衡，因此其结构集中度系数远低于初级产品的结构集中度系数，保持在0.5左右。受此影响，此期间总出口产品结构集中度系数也较平稳，保持在0.4左右。1992年，第8类产品所占工业制成品比重从29%猛然上升到50%，第7类产品也迅速从10%左右上升至20%。同期，第6类产品所占工业制成品比重虽略有下降，但也在23%左右。因此，1992年工业制成品结构集中度系数陡然上升至0.594的历史高值，一下子直逼初级产品的结构集中度系数。相应地，总出口商品结构集中度系数也陡然上升至0.489。此后2年，工业制成品内部格局基本不变，因此结构集中度系数继续保持在高值。1995年以后，工业制成品内部结构开始发生变化，第6类和第8类产品所占工业制成品比重出现下降趋势，而第7类产品所占比重逐渐上升。具体来说，此期间第6类产品降幅不大，只是从1995年的25.33%下降到2004年的18.20%；但第8类产品降幅较大，从1995年的42.85%下降到2004年28.29%；而第7类产品的升幅明显，从1995年的24.67%上升到 2004年的48.43%。也就是说，1995年以后，工业制成品内部结构有所恶化，趋于非均衡发展，出现3类产品占据90%比重的情况：1995～1999年期间，第8类产品占工业制成品比重40%以上，同期，第6类和第7类产品分别占20%和30%的份额；2000年以后，第7类产品占工业制成品比重迅速上升，占到45%以上，同期，第6类产品保持20%的份额，而第8类产品下降到 30%左右。因此，1995年以后，工业制成品结构集中度系数不断上升，并在2004年到达0.592的历史高值。在初级产品结构集中度系数保持在高位而工业制成品结构集中度系数不断攀升的情况下，总出口产品结构集中度系数也不断上升，在2004年到达历史最高值 0.553。
四、出口地理结构分析
整理我国对各国（地区）的出口数据，计算出我国出口地理集中度如表2和图3：
表2 中国出口地理集中度系数
年份 地理集中度系数年份地理集中度系数
1983年0.409
1994年
0.368
1984年0.349
1995年
0.392
1985年0.371
1996年
0.357
1986年0.374
1997年
0.356
1987年0.401
1998年
0.346
1988年0.431
1999年
0.342
1989年0.460
2000年
0.333
1990年0.476
2001年
0.329
1991年0.482
2002年
0.329
1992年0.478
2003年
0.321
1993年0.358
2004年
0.312
图3 中国出口商品地理集中度系数
从总体看，我国出口商品地理集中度趋势呈现为两大阶段：1992年以前（除1989年）地理集中度系数相对较高，均在0.37以上，最高值更达0.482，并出现两次迅速上升的走势；1993年以后（除1995年）地理集中度系数相对较低，均在0.37以下，并且逐年下降， 2004年更是下降到0.312的历史最低值，但下降幅度不大。
我国出口国家和地区一向高度集中。1983年以来，虽然出口前几名国家（地区）略有所变动，但各期出口前5国家（地区）的输出额均占总出口额的75%以上。其中1993年之前由于受西方国家对中国的制裁，我国商品出口均被迫转口香港，因此80年代到90年代初香港在我国外贸出口中占有特殊地位。纵观资料可以看到，香港所占我国总出口额比重从1983年的26%直线上升到1987年的35%、之后又跳升到1992年的44%。随着其比重的上升，我国出口地理集中度系数也不断提高，并在1992年升至历史最高值。1993年开始，西方国家停止对中国制裁，我国出口不必都转道香港，因此从当年起，香港所占我国总出口额比重陡然下降到24%，到1999年之后又下降到20%以下。相应地，我国出口地理集中度指数立刻下降到80年代以来的历史低值0.358，之后继续一路下降。
日本一直是我国最大的5个贸易输出国（地区）之一，同时也是我国农产品最大出口国，对我国总出口状况起重要作用。1985年以前我国出口产品中45%～50%的份额是初级产品，而其中的农产品又接近三分之一。因而1985年以前我国对日出口额占总出口比重很大，均在20%以上。1985年以后我国初级产品出口比重逐渐减少；对日本出口比重也有小幅下降，但份额依然很有影响力，基本在16%～17.8%之间。近两年来，由于中日两国贸易纠纷频繁，中国对日出口额略有下降。
美国目前是我国最大的出口贸易国，自1983年以来其地位在我国出口贸易中不断上升。1992年以前，美国占我国总出口份额仅有7%～8%左右；到了1993年，其出口比重猛然上升到18.57%，成为除香港外第二大出口输出国；1998年，其份额又突破20%，并在 1999年起成为我国第一大出口输出国；2004年其份额为21.04%。从产品看，当前我国对美出口主导产品是 SITC中的第16小类，即机器、机械器具、电气设备及零件，录音机及放声机、电视图像、声音的录制和重放设备及零件、附件。1992年以前其占对美出口额比重还不到10%，但到了1994年其份额就到21.32%，至 2002年又到达37.51%，占总出口额的近2/5比重。居次要主导地位的是第11小类纺织原料及纺织制成品与第12小类鞋、帽、伞、杖、鞭及其零件，已加工的羽毛及其制品，人造花，人造制品。它们的技术含量较第16类少，在我国对美出口结构调整中份额不断减少，从 1992年20%左右下降到今年的8%左右。我国对加拿大的出口也经历了类似的增长过程。1992年以前，其出口份额仅在1%以下；1993年起我国对加出口迅速上升，比重上升到1.2%以上。总的来说，北美市场特别是美国市场的开拓，是我国贸易地理分散政策的重要部分；与其贸易的发展及商品结构的调整对降低由于出口地理过于集中及商品结构层次低而带来的风险起重要作用。但是，在北美市场中我们一直过于依赖美国，因此以后应加大对加贸易的发展。
欧盟目前是我国第二大出口输出地区。1992年以前，其份额一直徘徊在9%左右；1993～1997上升到 12%～13%之间，之后又缓慢上升到15%以上，2004年达17%，占据总出口近五分之一的比重。但是，目前我国对欧盟出口商品的结构层次还不高，依然以低技术含量的纺织品和人造制品为主，在欧盟经济增长乏力、其贸易壁垒又比较严密的情况下要增加对其出口额容易引起贸易摩擦。
总的来说，1993年以前因我国出口被迫转道香港，对日依赖严重，对北美、欧盟市场开发不足，导致了上世纪80年代和90年代初期出现不断上升的高出口地理集中度；1993年以后，西方对华制裁解除使我们无须再转口香港，加上我国对北美的大力开发、欧盟市场的不断发展，我国出口地理结构得到很大的优化，从之前的单个地区占绝对主导地位，到现在的对北美、香港、欧盟出口三足鼎立、日本市场又占13%左右的局面，出口地理集中度不断降低。
五、工业制成品的进一步分析——比较优势
从第三部分分析可以看出，工业制成品已成为我国出口商品的重要组成部分，其世界市场竞争力和出口结构状况对我国出口安全有关键作用。由于技术含量不同的工业制成品对出口稳定性有不同影响——一般来讲，技术含量低的产品附加值较低，出口受到贸易壁垒的影响较大，较容易引致贸易摩擦；技术含量高的产品附加值较高，出口受到贸易壁垒的影响较小，也不易招致一般的贸易纠纷。因此，我们有必要对出口的工业制成品进行进一步分析。下面我们借鉴Sanjaya Lall在分析发展中国家制成品竞争力中使用的分类方法，把144种制成品（按SITC3位数分类）按技术含量分为 5大类、9小类（见表3），分别测算其比较竞争优势①。这里，我们采用基于出口的显性比较优势指数(RCA)来衡量：
其中，比较优势取决于RCA的大小——大于1表示一国在某类出口产品上具有比较优势，小于1时为比较劣势。
根据2005年联合国世界贸易统计数据，我们计算出2004年中国工业制成品在世界市场上显性比较优势的分布情况（见表4）：
表中2～4列的数字表示该类制成品里位于不同 RCA区间值的产品种数，Aver表示该类制成品的平均显性比较优势指数值。
结果显示，2004年我国出口的144种工业制成品中，只有62种在世界市场上具有比较优势，仅占总产品的43.5%。其中具有较强比较优势的(2＜RCA≤3)只有13种，具有显著比较优势的只有18种。
在五大类工业制成品中，最具比较优势的主要集中在技术含量低的产品。这类产品的生产只需要简单的技能，使用较为稳定及容易扩散的技术，缺乏核心竞争能力，产品附加值低，多以价格为竞争手段。在出口中，这类产品容易遭受技术壁垒障碍或引致贸易摩擦，在贸易中容易失去自主地位。近年来不断传出的“8亿件衬衫换一架波音飞机”、“温州皮鞋在国外遭焚毁”等报道，现实地反映了我国低技术产品出口的尴尬状况和不利地位。
中等技术含量工业制成品主要是包含大量技术技能、生产规模巨大的资本品和中间产品。它们的生产需要使用复杂的技术、较大规模的研发投入和较长的学习时间，产品间存在很强的关联效应，是成熟的工业活动的核心内容。这类产品是当前我国出口制成品的主导产品，具有较高的附加值和较稳定的市场需求，因此对我国外贸的稳健发展性具有特殊意义。然而我们看到，除个别产品，目前我国中等技术含量的工业制成品在世界出口中总体处于比较劣势。这向我们发出了一个警示：当前我国出口主导产品在国际市场上的竞争力依旧很弱，出口产品依旧处于落后地位，这将威胁我国出口的稳定发展。
高技术含量产品保护高度先进和快速变化的技术，强调自主设计，需要大量科研经费投入。这类产品具有高附加值，但产品更新换代快，且市场需求变化较大。根据2004年的数据计算，我们看到，当前我国高科技的电子和电力制成品在世界市场上具有一定的比较优势，这是一个令人欣慰的信息。然而另一方面我们要看到，在技术高速更新的时代，高技术产品可能很快就会被取代；这类产品的比较优势一般不容易维持，需要大量科研资金的持续投入；而且这类产品的需求波动大，出口不稳定。因此，在现阶段中国难以依靠高技术产品出口来发展我国贸易。
总的来说，当前我国工业制成品出口具有比较优势的项目仍然主要集中在低技术含量的产品，而对我国出口发展具有重要意义的中等技术含量产品总体处于比较劣势。这不利于我国出口的持续稳定发展。
六、出口商品集中度、地理集中度与出口不稳定性的关系
首先我们运用Eviews软件对变量的时间序列进行单位根检验。从表5看出，出口不稳定指数、商品集中度系数及地理集中度系数均在level水平上平稳，可以直接进行回归分析。
表5 时间序列的单位根检验
变量ADF检验检验类型滞后期数显著水平（临界值）D-W检验
I -1.928870 常数项1 1%(-3.8067) 2.029775
C -0.656890 常数项1 1%(-3.8067) 1.922454
G -0.991455 常数项2 1%(-3.8304) 1.995588
对所设集合变量Z取不同值分别进行回归，其结果显示C（商品集中度系数）和G（地理集中度系数）均分别通过显著性水平为1%和10%的F检验，且系数符号均为负值，其中变量C的系数绝对值比G的系数绝对值都更大。这表明C、G与I的回归关系稳定，均成反向关系，且一单位变量C对I的影响比一单位变量G的影响更大。但由于回归方程中Z的显著性水平不高，我们最后确定回归方程如下：
I=7.349137-9.83739*C-5.7827*G
(2.07692) (2.502075) (2.931833)
t=(3.538478)**(-3.93169)**(-1.97238)*
R[2]=0.538196df=22
在回归结果中，虽然R[2]均不高，多数在0.53～ 0.65之间，但并不能因此认为模型解释力不强。事实上，在F检验中，方程均能通过水平为5%的总体显著性检验。因此，我们认为模型的估计参数是正确和稳定的。
我们进一步对变量进行Granger因果检验(Lags:5)，结果如表6：
表6 Granger因果检验
Null Hypothesis: ObsF-Statistic Probability
C does not Granger Cause I 17
31.78130.00030
I does not Granger Cause C
2.88574
0.11470
G does not Granger Cause I 17
42.5631
0.00013
I does not Granger Cause G
0.69212 0.64836
我们看出变量C和G均与I在统计上表现出显著的因果关系，C与G的变动均会引起I的变动。
以上计量分析在经济学上的意义是，当出口商品结构和贸易地理更加集中时，我国总出口额偏离长期趋势的程度将更严重，也即出口额在时间上表现得更不稳定。
上述分析说明，20世纪90年代中以前，我国出口在时间上波动较大主要是因为出口产品集中度和地理集中度过高，产品结构层次较低。而近年来我国出口稳定性加强，这主要得益于90年代中期我国实行的地理分散策略，它使我国地理集中度大大下降。
具体来说，1989年（特别是1986年）以前，由于国内经济落后，所处的国际环境恶劣，我国实际出口额长期低于正常值，出口不稳定性指数较高。随着经济的发展及国际环境的逐渐改善，我国商品结构进行调整，出口额逐渐走向正常，出口不稳定性指数因此有所下降，逐级趋向水平值。80年代末90年代初亚洲国家飞速发展，而此期间我国产品输出70%的份额正集中在亚洲地区。依靠对本地区市场的熟悉，我国出口快速上升，实际出口额甚至略高于长期趋势。因此，1989～1993年出口不稳定性指数有所上升，但幅度不大。1992年西方国家停止对中国实行出口制裁，我国产品输出不再需要转口香港，成本大为降低，贸易条件明显改善，市场出口大幅超常增长。由于当时市场缺乏组织，出口生产呈现无序的非系统性，杂项制品出口迅速增长，成为绝对的主导产品，占总出口额的40%以上。在杂项制品出口额强劲增长的带动下，我国实际总出口额大幅上升，甚至远高于正常的长期趋势。又由于市场传递具有时间的滞后性，以上反应到1994年才明显爆发。1994年我国出口商品结构集中度系数猛然上升，出口不稳定性指数迅速跳升至历史最高值。由此可看出，在市场发展程度低、生产缺乏组织性和稳定性的情况下，一国出口产品生产和输出容易受外部环境刺激而呈现非理性发展。当出口商品集中在技术含量低的初级工业制成品和缺乏稳定出口对象的杂项产品时，出口商品结构尤其容易恶化，导致出口突然偏离正常值。意识到出口商品层次低、结构过于集中以及对少数市场过分依赖对贸易发展的不利影响后，1995年开始，我国对出口地理结构进行分散调整，同时对出口结构进行升级，使技术含量低、自身不稳定性大的杂项制品比重降低而技术含量较高、出口稳定性也较高的机械及运输产品比重上升。这样，我国出口贸易既可以避免由于依赖个别市场而陷入的被动地位，又可以保证输出产品的高附加值性和稳定性，避免由于外界影响而导致出口收入大起大落情况的出现。1996年，我国出口结构调整初见成效，实际出口额对长期趋势的偏离大大减少，一直到1998年我国出口不稳定性指数不断下降。
在看到我国出口稳定性改善的同时，我们更重要的是关注这种良好势头能否继续维持。然而工业制成品的比较优势分析显示，我国出口的制成品竞争力依旧落后，优势产品的层次依旧很低，总体现状难以令人乐观。
这里要着重指出，在分析一国出口商品结构时，我们不但要看商品集中度系数，还应考虑具体的内部结构。技术含量高的工业制成品由于存在一定的技术垄断性，因此产品买卖双方具有较稳定的合作关系。在此情况下，虽然技术含量高的产品比重提高可能导致商品集中度上升，但其自身的出口稳定性又可以在一定程度上降低商品集中对一国出口的不利影响。上世纪90年代中期以来，我国出口产品结构虽有所优化，但与先进工业化国家相比，水平依然较低，出口贸易仍旧以劳动密集型产品为主导。低水平的商品结构大大约束了我国出口贸易的进一步扩展。1999年特别是2001年我国加入WTO以后，中国技术含量低的廉价工业制成品（如纺织品、人工制品）大量涌进欧美市场，对当地产业工人的福利带来严重冲击，引致了频繁的贸易纷争；欧盟森严的技术贸易壁垒大大限制了我国对当地的产品输出。这些因素使近年我国实际出口额都低于长期正常值，带来了1999～2004年间出口不稳定性指数的再次上升和波动。这提醒我们一方面要继续推行出口地理分散化策略；另一方面要加快出口商品结构调整。在推行商品出口多层次和多样化的同时要努力增加出口产品的技术含量，对出口产品进行系统性优化和升级，以减少贸易摩擦发生及降低贸易壁垒的影响。否则，我国出口逐渐稳健发展的势头难以保持。
七、总结
本文根据1983～2004年中国出口商品的类别数据和国家数据，采用Gini-Hirschman系数对我国出口商品集中度和地理集中度进行了测算，并对2004年我国出口的工业制成品的比较优势进行了分析，然后进行了出口不稳定性成因的实证分析。测算结果表明，1992年以前，我国出口商品集中度较低、地理集中度较高，出口商品技术含量不高；1992年以后，由于国际政治经济形势的改善以及北美、欧盟市场的发展，我国出口地理集中度大大下降；又由于出口商品结构的调整，工业制成品主导地位日益加强，其中的技术含量较高的第7类机械及运输设备品又逐渐成为出口支柱产品，我国出口商品结构层次有所提高，但同时商品集中度也有所上升。进一步的工业制成品比较优势分析显示，当前我国出口制成品的市场竞争力依旧很弱，比较优势仍主要集中在低技术含量产品，而对我国出口具有特殊意义的中等技术含量产品依旧处于比较劣势。这样的现状不利于我国出口稳定发展。而实证分析表明，我国出口商品集中度和地理集中度对出口不稳定性有显著的负影响，其中商品集中度的负影响系数更大。这说明我国近年来出口趋于稳定发展主要得益于出口市场分散策略的推行，但由于产品结构层次较低、产品竞争力依旧落后。因此，要持续其稳定发展，必须一方面继续推行出口市场分散策略；另一方面加快出口产业升级并实行商品结构多样化战略。
注释：
①这种分类方法的不足之处是，没有区分同一类别的产品之间的质量差别，也没有考虑产品在不同地点生产所包含的技术水平不同。由于测算这种更细致的分类所需要的数据难以获得，我们无法继续进行。然而尽管如此，当前这种分类还是可以反映我国不同技术含量的工业制成品的出口状况的，仍具有很强的现实意义。