中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度測(cè)算及影響因素研究

趙紅，彭馨

(1. 重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，重慶 400044；2.重慶大學(xué)公共管理學(xué)院，重慶 400044)

一、 引言

出口技術(shù)復(fù)雜度反映一國(guó)或地區(qū)出口商品結(jié)構(gòu)，并能在一定程度上反映該國(guó)或地區(qū)出口產(chǎn)品技術(shù)含量及國(guó)際分工地位[1-2]。近年來(lái)，隨著我國(guó)出口產(chǎn)品技術(shù)水平的提高，學(xué)術(shù)界對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易的研究重點(diǎn)開(kāi)始轉(zhuǎn)向出口產(chǎn)品質(zhì)量和結(jié)構(gòu)，出口技術(shù)復(fù)雜度逐漸成為我國(guó)對(duì)外貿(mào)易研究熱點(diǎn)[3-10]。我國(guó)出口貿(mào)易額從2000年的2492億美元，攀升至2012年的38668億美元，增長(zhǎng)了5.27倍，實(shí)現(xiàn)了外貿(mào)出口規(guī)模的“井噴式”增長(zhǎng)。然而，在我國(guó)出口貿(mào)易迅速增長(zhǎng)的同時(shí)，也存在一些問(wèn)題和障礙，其中一個(gè)較為突出的問(wèn)題越來(lái)越受到學(xué)術(shù)界關(guān)注：我國(guó)出口貿(mào)易仍以粗放型中低端制造業(yè)為主，且出口產(chǎn)品較為單一，多以技術(shù)含量不高的機(jī)電類(lèi)產(chǎn)品為主。正是在這種背景下，有關(guān)部門(mén)在繼續(xù)穩(wěn)定我國(guó)出口貿(mào)易總量增長(zhǎng)的同時(shí)，對(duì)其向產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈中高端轉(zhuǎn)移和攀升，及提高我國(guó)出口產(chǎn)品技術(shù)含量的關(guān)注愈來(lái)愈高。

就出口技術(shù)復(fù)雜度問(wèn)題，學(xué)術(shù)界存在兩種不同觀點(diǎn)。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，近十幾年來(lái)，中國(guó)、印度等新興國(guó)家出口商品技術(shù)復(fù)雜度有顯著提升。如Hausmann(2005)采用出口產(chǎn)品技術(shù)含量指數(shù)對(duì)中國(guó)與其他國(guó)家出口技術(shù)含量進(jìn)行計(jì)算和比較，研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)出口技術(shù)含量三倍于與其具有同等人均GDP水平的經(jīng)濟(jì)體[1]。Rodrik(2006)發(fā)現(xiàn)較之于相近發(fā)展水平的國(guó)家，中國(guó)、印度等國(guó)出口復(fù)雜度明顯偏高，引起了關(guān)于出口技術(shù)復(fù)雜度的“異常性”爭(zhēng)論，也就是“Rodrik悖論”，即人均收入水平相似的地區(qū)或國(guó)家，其出口技術(shù)復(fù)雜度明顯不同[7]。Schott(2006)認(rèn)為中國(guó)與OECD發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體出口商品結(jié)構(gòu)具有很高相似程度[8]。Bosworth等(2007)研究發(fā)現(xiàn)印度服務(wù)貿(mào)易生產(chǎn)率得到提高的主要原因之一在于其服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的提升[11]。Lemoine 等(2008)發(fā)現(xiàn)自2004年起，中國(guó)開(kāi)始超過(guò)美國(guó)成為全球高科技產(chǎn)品最大出口國(guó)家[12]。Fontagne等(2007)，Bensidoun 等(2009)研究也認(rèn)為中國(guó)出口商品技術(shù)復(fù)雜度與美國(guó)、OECD國(guó)家相似，甚至具有一定程度超越性[13-14]。Ferrantino 等(2007)、 Harding和Javorcik(2009)研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)發(fā)展中國(guó)家出口的單位價(jià)值有正的促進(jìn)作用，進(jìn)而證明FDI能有效提高發(fā)展中國(guó)家的出口技術(shù)復(fù)雜度[15-16]。

而另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度近些年來(lái)沒(méi)有顯著提高，如Lall 等(2006)認(rèn)為較之1990年，2000年中國(guó)出口商品技術(shù)復(fù)雜度沒(méi)有上升反而顯著下降[17]。Kumakura(2007)發(fā)現(xiàn)貧窮國(guó)家的出口技術(shù)復(fù)雜度傾向較之于其收入水平偏大[18]。Amiti和Freund(2008)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果認(rèn)為剔除加工貿(mào)易出口產(chǎn)品后1992、2005年非加工貿(mào)易出口產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度并沒(méi)有顯著提高[19]。Van Assche和 Gangnes B.(2008)發(fā)現(xiàn)我國(guó)電子行業(yè)不存在“Rodrik Paradox”[20]。Xu B.(2009)測(cè)算了中國(guó)一籃子出口商品技術(shù)含量，發(fā)現(xiàn)盡管在一定程度上中國(guó)一籃子出口商品技術(shù)含量存在微小上升趨勢(shì)，但是這種上升趨勢(shì)不顯著[21]。

就國(guó)內(nèi)研究來(lái)說(shuō)，黃先海等(2010)認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是我國(guó)出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度提升的重要原因[22]。祝樹(shù)金等(2010)發(fā)現(xiàn)資本勞動(dòng)比等因素對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度存在顯著正效應(yīng)，然而自然資源稟賦會(huì)不利于出口產(chǎn)品技術(shù)升級(jí)[23]。王永進(jìn)等(2011)通過(guò)對(duì)101個(gè)國(guó)家的出口技術(shù)復(fù)雜度進(jìn)行測(cè)算，結(jié)果顯示基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)各國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度具有顯著推動(dòng)作用[24]。陳曉華等(2011)對(duì)省級(jí)區(qū)域勞動(dòng)、資本密集型產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度趕超系數(shù)進(jìn)行測(cè)度，發(fā)現(xiàn)出口技術(shù)復(fù)雜度趕超經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用力是明顯非線性的[25]。齊俊妍等(2011)發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展能有效解決逆向選擇并促使一國(guó)生產(chǎn)和出口高技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)品[26]。丁小義等(2013)對(duì)中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度進(jìn)行測(cè)算，發(fā)現(xiàn)以前學(xué)者計(jì)算的出口技術(shù)復(fù)雜度被高估，中國(guó)不存在“Rodrik悖論”[27]。

現(xiàn)有國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究對(duì)于我們深入認(rèn)識(shí)出口技術(shù)復(fù)雜度及其影響因素，無(wú)疑具有重要參考價(jià)值和意義，但已有研究仍有進(jìn)一步探討的必要和空間，其突出表現(xiàn)有：(1)針對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的測(cè)算，現(xiàn)有研究大都停留在國(guó)家層面的分析上，較少?gòu)漠a(chǎn)品層面，尤其是我國(guó)典型出口產(chǎn)品層面進(jìn)行探討。(2)現(xiàn)有研究大都著眼于全國(guó)層面的探討，從區(qū)域視角就出口技術(shù)復(fù)雜度展開(kāi)討論的還很少見(jiàn)，而就各省級(jí)單位出口技術(shù)復(fù)雜度與其人均收入間關(guān)系展開(kāi)討論的十分鮮見(jiàn)。

在對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度影響因素的選擇上，本文彌補(bǔ)了以往學(xué)者對(duì)自主創(chuàng)新能力的忽略，將自主創(chuàng)新能力指標(biāo)，即R&D投入、專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)，引入模型，以觀察它們?cè)诔隹诩夹g(shù)復(fù)雜度方面所產(chǎn)生的作用。

二、出口技術(shù)復(fù)雜度測(cè)算及分析

(一)出口技術(shù)復(fù)雜度測(cè)算方法

Hausmann R.(2005)、Rodrik D.(2006)利用出口技術(shù)復(fù)雜度衡量一國(guó)出口商品技術(shù)含量和商品結(jié)構(gòu)[1, 7]。該指標(biāo)假設(shè)出口產(chǎn)品技術(shù)含量與出口國(guó)人均收入水平相關(guān)，以出口國(guó)各產(chǎn)品出口額占其出口總額的比重為權(quán)重，對(duì)其人均收入進(jìn)行加權(quán)平均。本文借鑒Hausmann、Rodrik的計(jì)算方法，對(duì)我國(guó)產(chǎn)品層面、國(guó)家層面出口技術(shù)復(fù)雜度進(jìn)行計(jì)算，具體測(cè)算過(guò)程如下：

(1)

其中，Exteci指產(chǎn)品i出口技術(shù)復(fù)雜度。xji表示一國(guó)或地區(qū)j產(chǎn)品i的出口額，Xj是一國(guó)或地區(qū)j的出口總額。Yi代表一國(guó)或地區(qū)j人均國(guó)民收入，其值由購(gòu)買(mǎi)力平價(jià)(PPP)計(jì)算得出。

利用公式(1)計(jì)算某一商品出口技術(shù)復(fù)雜度后，通過(guò)以下公式計(jì)算全國(guó)或某省級(jí)單位出口技術(shù)復(fù)雜度：

(2)

上式中，Extecj為一國(guó)或地區(qū)j的出口技術(shù)復(fù)雜度，xi為一國(guó)或地區(qū)商品i的出口額，X為該國(guó)或地區(qū)出口總額, Exteci為商品i的出口技術(shù)復(fù)雜度。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源及產(chǎn)品選擇

鑒于篇幅和數(shù)據(jù)的可獲得性，選取2012年貿(mào)易出口額在全球貿(mào)易出口總額中排名前41位里除沙特阿拉伯、卡塔爾、哈薩克斯坦以外的38個(gè)國(guó)家為樣本對(duì)象*雖然該三國(guó)貿(mào)易出口額在全球貿(mào)易出口總額中排名第15、31及36，但鑒于其GDP主要來(lái)源于資源出口，而非技術(shù)進(jìn)步，故將其剔除。。這38個(gè)國(guó)家在1997—2012樣本區(qū)間的任意一個(gè)年度內(nèi)的貿(mào)易出口總額，在全球貿(mào)易出口總額中所占的份額最低也達(dá)到了86.52%。因此，本部分所選取的這38個(gè)國(guó)家或地區(qū)在樣本期間具有較高代表性*這38個(gè)國(guó)家(地區(qū))分別為：中國(guó)、美國(guó)、德國(guó)、日本、法國(guó)、荷蘭、韓國(guó)、俄羅斯、意大利、中國(guó)香港、英國(guó)、加拿大、比利時(shí)、新加坡、墨西哥、印度、西班牙、澳大利亞、巴西、泰國(guó)、馬來(lái)西亞、瑞士、印度尼西亞、波蘭、瑞典、挪威、奧地利、土耳其、尼日尼亞、愛(ài)爾蘭、越南、丹麥、匈牙利、南非、阿根廷、斯洛伐克、智利、芬蘭。。

本文產(chǎn)品選擇依據(jù)：首先，根據(jù)國(guó)際海關(guān)理事會(huì)制定的HS二位編碼的22類(lèi)商品分類(lèi)，對(duì)我國(guó)22大類(lèi)出口產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度進(jìn)行測(cè)算；其次，我們進(jìn)一步將2012年中國(guó)4500種HS六位編碼的出口額數(shù)據(jù)進(jìn)行降序排列，發(fā)現(xiàn)排名前27種產(chǎn)品出口額均在100億美元以上，并且這27種產(chǎn)品出口總額為6875.739億美元，占4500種產(chǎn)品出口總額22090.073億美元的比重達(dá)到31.126%，因此，本部分將以2012年這27種典型出口產(chǎn)品為基準(zhǔn)，將2006年及2000年同種產(chǎn)品出口復(fù)雜度進(jìn)行測(cè)算、分析。

在計(jì)算我國(guó)各省份出口技術(shù)復(fù)雜度時(shí)，鑒于西藏、新疆、寧夏三個(gè)省級(jí)單位部分年份數(shù)據(jù)缺損不全，故未將其納入本文研究。因此，本文探討的省級(jí)單位有：北京bj、天津tj、河北heb、山西sx、內(nèi)蒙古nmg、遼寧ln、吉林jl、黑龍江h(huán)lj、上海sh、江蘇js、浙江zj、安徽ah、福建fj、江西jx、山東sd、河南hen、湖北hb、湖南hun、廣東gd、廣西gx、海南han、重慶cq、四川sc、貴州gz、云南yn、陜西shx、甘肅gs、青海qh，共28個(gè)省級(jí)單位。全國(guó)代碼為qg。

國(guó)家(地區(qū))人均GDP 數(shù)據(jù)來(lái)自世界銀行世界發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫(kù)( World Bank World Development Indicator Database)，其余數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、聯(lián)合國(guó)商品貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)(UN Comtrade)。

(三)我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度的測(cè)算

1.我國(guó)產(chǎn)品層面出口技術(shù)復(fù)雜度的測(cè)算與分析

鑒于HS編碼的22類(lèi)商品中的第19類(lèi)(武器、彈藥及其零件、附件)，第21類(lèi)(藝術(shù)品、收藏品及古玩)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，本文選取除這兩者之外的其余20種產(chǎn)品做分析。 將相關(guān)數(shù)據(jù)帶入公式(1)，計(jì)算出我國(guó)2000、2012年兩個(gè)年度二十類(lèi)產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度，所得結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 2000、2012年我國(guó)HS編碼20類(lèi)出口產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度

從表1可以發(fā)現(xiàn)，2000年我國(guó)這20類(lèi)產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度水平較低，而2012年我國(guó)各類(lèi)產(chǎn)品的出口技術(shù)得到較大程度的提升，尤其是第16類(lèi)(機(jī)器、機(jī)械器具、電氣設(shè)備)和第17類(lèi)(車(chē)輛、航空器、船舶及運(yùn)輸設(shè)備)的出口技術(shù)復(fù)雜度上升程度最大，成為2012年我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度提升的主要推動(dòng)力。其中，第16類(lèi)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度從2000年的13305.277上升至2012年的163032.429，足足增長(zhǎng)了11倍?？赡茉蛟谟?，機(jī)電類(lèi)產(chǎn)品是我國(guó)出口大類(lèi)，同時(shí)亦是最大的進(jìn)口商品類(lèi)別之一，進(jìn)口額居世界第二位。我國(guó)近年來(lái)一直致力于優(yōu)化進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，在注重出口的同時(shí)，亦加強(qiáng)了機(jī)電類(lèi)產(chǎn)品，尤其是機(jī)電類(lèi)產(chǎn)品中先進(jìn)技術(shù)和關(guān)鍵機(jī)器設(shè)備、關(guān)鍵零部件的進(jìn)口比重，并著力推動(dòng)該類(lèi)產(chǎn)品引進(jìn)消化吸收再創(chuàng)新能力的提高。因此，我國(guó)第16類(lèi)產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度均得到較大提升。就第17類(lèi)(車(chē)輛、航空器、船舶及運(yùn)輸設(shè)備)出口技術(shù)復(fù)雜度而言，從2000年的2081.217上升至2012年的22273.485，增長(zhǎng)了9倍。這可能得益于我國(guó)三大汽車(chē)集團(tuán)(東風(fēng)汽車(chē)、上汽集團(tuán)、一汽集團(tuán))，其在2012年世界500強(qiáng)中的排名分別為145、151、197。尤其是近年來(lái)，我國(guó)一直重視汽車(chē)產(chǎn)業(yè)中高技術(shù)、高附加值產(chǎn)品的生產(chǎn)和發(fā)展。隨著這些中高端汽車(chē)產(chǎn)品的逐步發(fā)力，我國(guó)汽車(chē)技術(shù)水平不斷提升，單車(chē)價(jià)值不斷提高，并使第17類(lèi)產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度得到較大改善。

為進(jìn)一步分析我國(guó)產(chǎn)品層面出口技術(shù)復(fù)雜度，我們選取HS六位碼4500種出口商品中出口額最大的27種典型出口產(chǎn)品進(jìn)行分析。利用公式(1)計(jì)算出2000、2006、2012年我國(guó)27種典型出口產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度，結(jié)果見(jiàn)圖1。

從圖1可以看出，就2000、2006、2012年我國(guó)典型出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度整體而言，各產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度得到很大提升。從產(chǎn)品類(lèi)別看，近年來(lái)我國(guó)27種典型出口產(chǎn)品主要集中在第84章(機(jī)械器具及其零件)和第85章(電機(jī)、電氣設(shè)備)。然而，除854233、844331、847130三類(lèi)產(chǎn)品外，其余第84、85章的典型出口產(chǎn)品2006、2012年出口技術(shù)復(fù)雜度不是很高，2000年多數(shù)第84、85章產(chǎn)品還不是典型出口產(chǎn)品。這反映出，盡管整體來(lái)看我國(guó)第84、85章產(chǎn)品分工日趨細(xì)化促使其出口產(chǎn)品明顯多樣化，但機(jī)電產(chǎn)品下面的多數(shù)細(xì)分種類(lèi)的出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度仍然不高。第71章(天然或養(yǎng)殖珍珠、寶石或半寶石、貴金屬等)中的711319、711590兩類(lèi)也是我國(guó)典型出口產(chǎn)品， 2000—2012年間這兩類(lèi)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度得到很大提升?？赡茉蛟谟冢陙?lái)隨著我國(guó)珍珠、貴金屬等產(chǎn)品生產(chǎn)技術(shù)趨向成熟，尤其是大型海水珠、黑珍珠等高檔珍珠培育技術(shù)取得突破性進(jìn)展，我國(guó)珍珠產(chǎn)量持續(xù)保持世界首位，有效帶動(dòng)了這兩類(lèi)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。

2.我國(guó)國(guó)家層面出口技術(shù)復(fù)雜度的測(cè)算與分析

利用公式(1)、(2)計(jì)算出2000—2012年我國(guó)國(guó)家層面出口技術(shù)復(fù)雜度，具體結(jié)果見(jiàn)圖2。

從圖2可以看出，2000—2012年間我國(guó)國(guó)家層面出口技術(shù)復(fù)雜度呈現(xiàn)出顯著上升趨勢(shì)，從2000年的6221.89上升至2012年的36410.31，增長(zhǎng)了5倍左右。Hausmann(2007)認(rèn)為，一國(guó)或地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度與其收入水平呈正相關(guān)關(guān)系，而中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度存在“Rodrik悖論”[1]。如2010年我國(guó)人均收入為4520美元，世界排名90位，出口技術(shù)復(fù)雜度約為27500；而與我國(guó)人均收入相似的泰國(guó)(其人均收入4620美元，世界排名89位)，其出口技術(shù)復(fù)雜度僅為24000(陳曉華等，2011；丁小義等，2013)[25, 27]。即較之于收入水平相似的國(guó)家，我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度是偏高的(Schott, 2008；黃先海等, 2010)[8, 22]。部分學(xué)者認(rèn)為我國(guó)出口貿(mào)易的區(qū)域異質(zhì)性是引起各區(qū)域出口技術(shù)復(fù)雜度失衡的原因， 并由此導(dǎo)致我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度異常(Schott,2008；Xu.B,2010)[8, 10]。為此，我們將對(duì)我國(guó)各省級(jí)單位出口技術(shù)復(fù)雜度進(jìn)行測(cè)算并將其與人均收入之間的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行分析，以檢驗(yàn)區(qū)域異質(zhì)性是否為我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度異常的原因。

圖1 2000、2006、2012年我國(guó)27種典型出口產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度

圖2 2000—2012年我國(guó)國(guó)家層面出口技術(shù)復(fù)雜度

我們首先利用公式(1)、(2)分別計(jì)算出2000和2012年我國(guó)各省級(jí)單位出口技術(shù)復(fù)雜度，結(jié)果見(jiàn)圖3；然后我們根據(jù)圖3結(jié)果和各省級(jí)單位人均收入繪制圖4，以探討我國(guó)各省級(jí)單位出口技術(shù)復(fù)雜度與其人均收入之間的相關(guān)關(guān)系。

從圖3可以看出，就2000、2012年我國(guó)各省級(jí)單位出口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)比來(lái)看，2000年我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度最高的省級(jí)單位是上海(24496.06)，出口技術(shù)復(fù)雜度位于中等水平的有北京、天津、廣東、浙江、江蘇等沿海城市，其余省級(jí)單位出口技術(shù)復(fù)雜度位于較低水平，在5000左右波動(dòng)。而2012年，我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度較高的省級(jí)單位有上海、北京、天津、江蘇、浙江；出口技術(shù)復(fù)雜度位于中等水平的有內(nèi)蒙古、遼寧、福建、山東、廣東，其余省級(jí)單位出口技術(shù)復(fù)雜度位于較低水平，在30000左右波動(dòng)。由此，我們可以看出，一方面，較之于2000年，2012年我國(guó)各省級(jí)單位出口技術(shù)復(fù)雜度均得到很大提高；另一方面，較之于2000年，2012年我國(guó)有更多的省級(jí)單位出口技術(shù)復(fù)雜度由中等水平上升至較高水平，更多省級(jí)單位出口技術(shù)復(fù)雜度由較低水平上升至中等水平，而位于較低水平出口技術(shù)復(fù)雜度的省級(jí)單位數(shù)量減少，即我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度較低的省級(jí)單位對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度較高的省級(jí)單位表現(xiàn)出一定的追趕效應(yīng)。

圖3 2000、2012年我國(guó)省級(jí)單位及全國(guó)層面的出口技術(shù)復(fù)雜度

下面本文進(jìn)一步就我國(guó)省級(jí)單位出口技術(shù)復(fù)雜度與其人均收入之間的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行分析。從圖4可以看出，2000年人均收入居于5000到35000之間，出口技術(shù)復(fù)雜度居于2500到25000之間；而2012年人均收入居于20000到100000之間，出口技術(shù)復(fù)雜度居于15000到80000之間。即人均收入迅速增長(zhǎng)的同時(shí)，我國(guó)省級(jí)單位出口技術(shù)復(fù)雜度也迅速提高?？赡茉蛟谟?，一方面，隨著人均收入的提高，人們需要更多、更好的高技術(shù)產(chǎn)品來(lái)滿足其生活質(zhì)量的提高，導(dǎo)致其對(duì)技術(shù)含量較高產(chǎn)品的需求增加，進(jìn)而刺激了企業(yè)對(duì)技術(shù)含量較高產(chǎn)品的生產(chǎn)和出口；另一方面，人均收入的提高，促使技術(shù)人才的培養(yǎng)得到加強(qiáng)，外資企業(yè)的溢出技術(shù)得到更好吸收，自主創(chuàng)新能力得到進(jìn)一步提高，從而促進(jìn)了先進(jìn)技術(shù)的積累，推動(dòng)了技術(shù)含量較高產(chǎn)品的生產(chǎn)和出口。

然而，2000年各省級(jí)單位散點(diǎn)對(duì)圖4上擬合線偏離很小，而2012年各省級(jí)單位散點(diǎn)對(duì)圖4下擬合線偏離擴(kuò)大。說(shuō)明2012年我國(guó)各省級(jí)單位的區(qū)域“異質(zhì)性”和出口技術(shù)復(fù)雜度的“Rodrik悖論”，較2000年明顯增加?？梢哉J(rèn)為我國(guó)各省級(jí)單位區(qū)域“異質(zhì)性”日趨擴(kuò)大，出口技術(shù)復(fù)雜度“Rodrik悖論”現(xiàn)象愈加明顯，是導(dǎo)致我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度偏高的原因。這與Rodrik(2006)[7]、Schott(2008)[8]觀點(diǎn)吻合，與陳曉華等(2011)[25]、丁小義(2013)[27]結(jié)論不一致。

圖4 圖4 2000(上)、2012(下)年我國(guó)各省級(jí)單位 及全國(guó)層面出口技術(shù)復(fù)雜度及其人均收入

三、我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度影響因素的實(shí)證分析

(一)模型設(shè)定

參考Long等(2001)[28]、陳曉華等(2011)[25]的分析，在將勞動(dòng)力因素、資本因素作為核心變量納入模型的基礎(chǔ)上，本文考慮到自主創(chuàng)新能力，如研發(fā)、設(shè)計(jì)、知識(shí)產(chǎn)權(quán)等因素對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響(張古鵬等，2013；王俊，2013)[29-30]，將R&D經(jīng)費(fèi)、專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)作為核心變量納入模型，其中R&D經(jīng)費(fèi)用以衡量研發(fā)對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)用以衡量設(shè)計(jì)、知識(shí)產(chǎn)權(quán)對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響。具體模型見(jiàn)(3)：

lnExtect=at+α1lnHt+α2lnLt
+α3lnIt+α4lnRDt+α5lnPt+ζCt+εt

(3)

其中，Extect代表我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度，數(shù)值由公式(1)(2)計(jì)算得出；Ht代表我國(guó)熟練勞動(dòng)力，用就業(yè)人員中受教育水平在大學(xué)含專(zhuān)科及以上的就業(yè)人數(shù)表示；Lt代表我國(guó)非熟練勞動(dòng)力，沿用陳曉華等(2011)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑[25]，用就業(yè)人員中受教育水平在大學(xué)含專(zhuān)科以下的就業(yè)人數(shù)表示；It代表我國(guó)固定資產(chǎn)投資程度，用固定資產(chǎn)投資額表示；RDt代表我國(guó)研發(fā)投入，用R&D經(jīng)費(fèi)支出表示(王俊，2013)[30]；Pt代表我國(guó)設(shè)計(jì)、知識(shí)產(chǎn)權(quán)情況，用專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)表示(張古鵬等，2012)[29]。Ct表示其他控制變量。εt為誤差項(xiàng)。

另外，我們將外商直接投資(FDI)、加工貿(mào)易(JG)、金融發(fā)展程度(F、r)、價(jià)格水平(Pr)、市場(chǎng)規(guī)模(SC)作為控制變量加入模型。本文參照郭晶(2010)[31]，用實(shí)際外商直接投資額表征FDI；參照陳曉華等(2011)[25]，用加工貿(mào)易出口額表征JG，參照黃永明等(2012)[32]、郭亦瑋等(2013)[33]，以金融機(jī)構(gòu)貸款額(用F表示)、一年期整存整取定期年均存款利率(用r表示)為指標(biāo)表征金融發(fā)展水平；參照黃先海等(2010)[22]，利用全國(guó)商品零售價(jià)格指數(shù)表征Pr；參照劉洪鐸等(2013)[34]，利用地區(qū)總?cè)丝跀?shù)表征SC。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文樣本數(shù)據(jù)所采用的出口貿(mào)易額、就業(yè)人員中受教育程度在大學(xué)含專(zhuān)科以上人數(shù)、就業(yè)人數(shù)、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額、外商直接投資額、加工貿(mào)易出口額、R&D經(jīng)費(fèi)投入、專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)、人口數(shù)量的數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》；金融機(jī)構(gòu)貸款額、一年期整存整取存款利率來(lái)自《金融統(tǒng)計(jì)年鑒》。為消除價(jià)格因素帶來(lái)的誤差，R&D經(jīng)費(fèi)投入、金融機(jī)構(gòu)貸款額采用消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)換算為實(shí)際價(jià)格，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)換算為實(shí)際價(jià)格。將以美元計(jì)價(jià)的出口貿(mào)易額、加工貿(mào)易出口額、外商直接投資額換算為人民幣后再用CPI平滑以消除價(jià)格因素帶來(lái)的誤差。

本文使用的計(jì)量分析軟件為Eviews6.0。

(三)實(shí)證分析

本部分首先就我國(guó)對(duì)外貿(mào)易出口技術(shù)復(fù)雜度及其影響因素采用逐步回歸法進(jìn)行檢驗(yàn)以克服多重共線性。經(jīng)檢驗(yàn)，排除SC、r 兩個(gè)相關(guān)度較高的變量。用 LLC、 ADF-Fish 和PP-Fish 對(duì)余下相關(guān)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，在 10% 顯著性水平下，L、FDI和F存在單位根。一階差分后為I(1) 序列，表明各變量均為一階單整，即本部分所采用的一階數(shù)據(jù)平穩(wěn)。進(jìn)一步做Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果為拒絕原假設(shè)，故采用固定效應(yīng)模型。

將我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度及其影響因素相關(guān)樣本觀測(cè)值代入公式(3)，一階差分后進(jìn)行廣義最小二乘回歸，結(jié)果如表2：

如表2所示，熟練勞動(dòng)力在5%顯著性水平下對(duì)我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生微弱正影響。非熟練勞動(dòng)力在回歸結(jié)果中的顯著性不強(qiáng)，除第三列回歸結(jié)果沒(méi)有通過(guò)10%顯著性水平檢驗(yàn)外，其余四列回歸結(jié)果中非熟練勞動(dòng)力僅在10%顯著性水平對(duì)我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生微弱負(fù)影響?？赡茉蚴牵m然我國(guó)非熟練勞動(dòng)力基數(shù)較大，但規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)并不明顯；同時(shí)，在非熟練勞動(dòng)力比重較高情況下，我國(guó)熟練勞動(dòng)力對(duì)其的指導(dǎo)工作超負(fù)荷并由此弱化了熟練勞動(dòng)力對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的正效應(yīng)。

表2 我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度影響因素回歸結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著。

就資本因素估計(jì)系數(shù)而言，固定資產(chǎn)投資額均在1%顯著水平對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度有較大正效應(yīng)，估計(jì)系數(shù)在0.249-0.560之間?？赡茉蛟谟?，一直以來(lái)我國(guó)固定資產(chǎn)投資增加使基礎(chǔ)設(shè)施不斷完善，從而間接促進(jìn)了其對(duì)我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度的提高。

就研發(fā)投入估計(jì)系數(shù)而言，R&D經(jīng)費(fèi)均在5%顯著性水平下對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生正影響?？赡茉蛟谟?，近年來(lái)我國(guó)以市場(chǎng)為導(dǎo)向，企業(yè)為主體的科技體制改革在逐步深化，研究開(kāi)發(fā)的環(huán)境日漸改善，科技活動(dòng)的資金投入力度在逐漸加大，并由此帶動(dòng)我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度的提高。

專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)第一、二列估計(jì)系數(shù)沒(méi)有通過(guò)10%的顯著性水平檢驗(yàn)，第三至五列估計(jì)系數(shù)在10%水平下顯著，且0.037至0.059的估計(jì)系數(shù)表明專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)對(duì)全國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度有微弱正效應(yīng)?？赡艿脑蛟谟冢弘m然近年來(lái)我國(guó)的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)狀況得到一定改善，但我國(guó)的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度還遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠。這也在一定程度上解釋了專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)對(duì)全國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度有微弱帶動(dòng)作用原因。

外商直接投資額估計(jì)系數(shù)均在1%水平下顯著，0.159-0.542的估計(jì)系數(shù)說(shuō)明其對(duì)我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度有較大正效應(yīng)?？赡艿脑蛟谟谕赓Y企業(yè)技術(shù)外溢可能性的存在，以及在華投資企業(yè)給當(dāng)?shù)貛?lái)的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)、模仿效應(yīng)、前后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)和人員培訓(xùn)效應(yīng)，使得FDI對(duì)我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度有正向促進(jìn)作用。加工貿(mào)易的估計(jì)系數(shù)在0.1水平波動(dòng)，且第三、四列通過(guò)10%顯著性檢驗(yàn)，第五列通過(guò)5%顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明我國(guó)對(duì)加工貿(mào)易所帶來(lái)的溢出技術(shù)吸收能力較強(qiáng)，這與陳曉華(2011)的結(jié)論[25]不一致。金融貸款額估計(jì)系數(shù)則沒(méi)有通過(guò)10%顯著性檢驗(yàn)，且0.047、0.056的估計(jì)系數(shù)說(shuō)明我國(guó)金融機(jī)構(gòu)效率水平較低，使得其對(duì)我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度的推動(dòng)作用不明顯。價(jià)格水平估計(jì)系數(shù)最大，達(dá)到0.790，表明出口產(chǎn)品價(jià)格因素對(duì)我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度的正向促進(jìn)作用最大，這與黃永明、張文潔(2012)的觀點(diǎn)[35]相吻合。

四、結(jié)論及政策建議

在當(dāng)今經(jīng)濟(jì)全球化繼續(xù)深入、國(guó)際貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)日趨激烈，以及出口產(chǎn)品的技術(shù)含量和復(fù)雜程度逐漸成為衡量一國(guó)出口產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力和國(guó)際分工地位狀況的指標(biāo)之一的大背景下，從出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度視角，深入研究我國(guó)出口產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。本文的研究結(jié)論表明：

(1)就產(chǎn)品層面出口技術(shù)復(fù)雜度而言，我國(guó)第16類(lèi)(機(jī)器、機(jī)械器具、電氣設(shè)備)及第17類(lèi)(車(chē)輛、航空器)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度提高最快。從典型出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度來(lái)看，第84章(機(jī)械器具及其零件)、第85章(電機(jī)、電氣設(shè)備)及第71章(珍珠、貴金屬)等產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度較高且變化很大。

(2)就區(qū)域?qū)用娉隹诩夹g(shù)復(fù)雜度而言，近年來(lái)我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度提高很快，但各省級(jí)單位出口技術(shù)復(fù)雜度區(qū)域“異質(zhì)性”和“Rodrik悖論”均越來(lái)越明顯。

(3)就出口技術(shù)復(fù)雜度影響因素而言，我國(guó)固定資產(chǎn)投資、R&D經(jīng)費(fèi)投入、外商直接投資、加工貿(mào)易和出口價(jià)格水平積極有效地促進(jìn)了我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度的提高，專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)、金融機(jī)構(gòu)貸款額的促進(jìn)作用微弱，而非熟練勞動(dòng)力存在負(fù)影響。

針對(duì)以上研究結(jié)果，本文提出如下政策建議：

(1)繼續(xù)發(fā)揮第16、17類(lèi)產(chǎn)品對(duì)我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度的推動(dòng)作用，并由于第16類(lèi)產(chǎn)品進(jìn)口對(duì)其出口技術(shù)復(fù)雜度提升所起到的關(guān)鍵作用，我國(guó)應(yīng)繼續(xù)加大對(duì)第16類(lèi)產(chǎn)品的進(jìn)口，并在提高先進(jìn)技術(shù)、關(guān)鍵機(jī)器設(shè)備及零部件進(jìn)口比重的同時(shí)，將科研經(jīng)費(fèi)向引進(jìn)、消化、吸收、再創(chuàng)新方面傾斜，增強(qiáng)自身自主創(chuàng)新能力，帶動(dòng)我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度進(jìn)一步提高；我國(guó)應(yīng)繼續(xù)促進(jìn)第17類(lèi)產(chǎn)品中高技術(shù)、高附加值產(chǎn)品的生產(chǎn)和發(fā)展，并使其技術(shù)創(chuàng)新成果盡快市場(chǎng)化、產(chǎn)業(yè)化，促使其出口技術(shù)復(fù)雜度持續(xù)提升。同時(shí)，我們應(yīng)繼續(xù)促進(jìn)第84、85章產(chǎn)品生產(chǎn)和出口的專(zhuān)業(yè)化分工，提高出口產(chǎn)品的多樣化程度，促使其出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)和出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度得到改善；并繼續(xù)開(kāi)展第71章產(chǎn)品的技術(shù)研究，維持其出口優(yōu)勢(shì)，進(jìn)而帶動(dòng)整體出口技術(shù)復(fù)雜度的進(jìn)一步提升。

(2)著力促進(jìn)中低收入省級(jí)單位人均收入的持續(xù)提高。雖然我國(guó)整體出口技術(shù)復(fù)雜度取得了較好成績(jī)，但一個(gè)不可忽視的事實(shí)是，各省級(jí)單位間的收入差距仍顯著存在，并呈不斷擴(kuò)大趨勢(shì)，而地區(qū)收入差異對(duì)省級(jí)單位間出口技術(shù)復(fù)雜度差異造成影響，這會(huì)導(dǎo)致原本已經(jīng)惡化的各地區(qū)收入差距進(jìn)一步加劇。因此，我們應(yīng)增加中低收入省級(jí)單位人均收入，減少高收入地區(qū)和中低收入地區(qū)間收入差距，有效提高中低收入?yún)^(qū)域的出口技術(shù)復(fù)雜度，改善我國(guó)整體出口技術(shù)復(fù)雜度質(zhì)量。

(3)進(jìn)一步加大R&D經(jīng)費(fèi)投入，建立由企業(yè)自主決策創(chuàng)新項(xiàng)目、由市場(chǎng)決定終極效果評(píng)價(jià)的機(jī)制。由于我國(guó)R&D經(jīng)費(fèi)投入對(duì)其出口技術(shù)復(fù)雜度的顯著提升效應(yīng)，及我國(guó)已經(jīng)基本走過(guò)經(jīng)濟(jì)發(fā)展追趕期，正在向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方向轉(zhuǎn)型，而企業(yè)在一國(guó)自主創(chuàng)新能力構(gòu)建中具有無(wú)可替代作用，我國(guó)應(yīng)真正確立和強(qiáng)化企業(yè)的科技創(chuàng)新主體地位，并將技術(shù)與市場(chǎng)緊密結(jié)合，以實(shí)現(xiàn)科技資源的有效聚集和優(yōu)化配置，促使科技成果向現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力轉(zhuǎn)化，并由此形成企業(yè)持久的出口技術(shù)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。

(4)穩(wěn)定固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)，改善固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)?？紤]到我國(guó)固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)對(duì)其出口技術(shù)復(fù)雜度的顯著提升效應(yīng)，及當(dāng)前我國(guó)固定資產(chǎn)投資平穩(wěn)放緩的現(xiàn)實(shí)，我們應(yīng)把握我國(guó)固定資產(chǎn)投資市場(chǎng)空間依然存在的特征，將資金投放到城市基礎(chǔ)設(shè)施、信息基礎(chǔ)設(shè)施、保障房建設(shè)等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)上。

(5)適當(dāng)提高出口產(chǎn)品價(jià)格，提升出口產(chǎn)品技術(shù)含量，增強(qiáng)出口企業(yè)“依市定價(jià)”能力。由于價(jià)格對(duì)我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度的明顯正向提升效應(yīng)，及低價(jià)競(jìng)銷(xiāo)一直困擾我國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，影響我國(guó)出口產(chǎn)品技術(shù)含量提升，我國(guó)應(yīng)適當(dāng)提高產(chǎn)品出口價(jià)格，以提高我國(guó)出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度。

需要說(shuō)明的是，以一國(guó)/地區(qū)出口額占世界出口額比重為權(quán)重，加權(quán)平均該國(guó)/地區(qū)人均收入水平，來(lái)衡量其出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度，這種方法在學(xué)術(shù)界尚存在一定爭(zhēng)議[32]，需要進(jìn)一步完善。但是鑒于該種方法在國(guó)外學(xué)術(shù)界有較廣泛影響及在國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界使用這種方法的文章還不多，本文做了初步探討，在今后還要進(jìn)一步研究。

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