我國高技術產品出口復雜度的測度與實證檢驗

問澤霞，張曉辛

(1.江蘇理工學院商學院，江蘇常州213001；2.南京林業大學，南京210037)

我國高技術產品出口復雜度的測度與實證檢驗

問澤霞1，張曉辛2

(1.江蘇理工學院商學院，江蘇常州213001；2.南京林業大學，南京210037)

文章利用1999—2013年的數據實證研究了自主研發、國際技術溢出對我國高技術產品出口復雜度的影響，研究表明進口和FDI技術溢出對我國高技術產品出口復雜度的提高有正向效應，且進口技術溢出對我國高技術產品出口復雜度的正向效應大于FDI技術溢出產生的正向效應，但我國高技術企業的R&D資本存量對高技術產品出口復雜度沒有正向促進作用。

高技術產品；技術溢出；出口復雜度

0　引言

隨著全球經濟一體化的發展及我國對外開放程度的加深，我國已發展成為當今對外貿易的大國。但隨之而來的資源與環境約束，使得我國這種出口數量型的增長難以為繼，從出口大國向出口強國轉變是我國對外貿易發展的必由之路。高技術產業是一國技術實力的核心，其對一國對外貿易由數量型向質量型轉變發展有著重要意義。有鑒于此，越來越多的學者關注高技術產品出口復雜度及其影響因素領域的研究。

根據國內外文獻，影響出口復雜度的因素主要有外商投資、加工貿易、經濟增長、技術創新和金融因素等。雖然國內外學者對出口復雜度影響因素的研究成果較豐富，但目前的研究成果仍然存在一些局限：一是相關研究成果還不夠豐富；二是對我國高技術產品出口以加工貿易為主要貿易方式、以外資企業為主體這一現實關注不夠。三是在以FDI、中間品貿易作為影響高技術產品出口復雜度的因素時，直接以投資額和貿易額作為變量進行影響，而不是引起技術進步的技術溢出作為研究變量；四是將經濟增長作為高技術出口復雜度的影響因素，存在多重共線性問題，因為出口復雜度是以人均國內生產總值的加權平均值來衡量的。

考慮到出口復雜度的提升可能來源于經濟增長和技術進步這兩個方面，但將經濟增長作為影響因素引入可能存在多重共線性問題，因此本文擬從技術進步角度研究影響高技術產品出口復雜度的因素，而技術進步可能來自高技術產業的自主研發，也可能來源于國際技術的溢出（包括FDI的溢出和通過加工貿易進口的中間品的溢出）。

1　高技術產品出口復雜度的測度

1.1出口復雜度的測度指標

對我國高技術產品出口復雜度的測度本文采用Hausmann（2007）的方法，具體公式及說明如下：

式（1）中PRODYi表示i產品的出口技術含量，xij表示j國i產品的出口額，Xj代表j國的出口總額，Yj表示j國的人均GDP。

式（2）中EXPYh代表高技術產品的出口復雜度，xhi表示i高技術產品的出口額，Xh代表高技術產品的出口總額。

1.2數據來源

根據聯合國貿易統計數據庫SITCRev.3的分類，高技術產業可分為醫藥制造業、航天航空制造業、醫療設備及儀器儀表制造業、電子計算機及辦公設備制造業和電子及通訊設備制造業五大類，其SITCRev.3編碼分別為54、792和71319、74183和872、75、76和77。

本文選取了包括中國在內的47個主要高技術出口國①作為樣本，由于1999之前及2014年有些樣本國的數據缺少，所以本文的研究區間定為1999—2013年。所有樣本國的高技術產品的進出口數據均來源于聯合國的C0MTRADE數據庫，各樣本國的人均GDP數據來源于IMF，并以購買力平價進行了調整。

1.3測度結果與分析

我國高技術產品出口復雜度的測度結果見表1。從表1可以看出，自1999年以來，我國高技術產品出口復雜度除2009年因金融危機的影響有所下降外，其他年份都表現出上升的趨勢。但從排名來看，我國高技術產品出口復雜度在47個樣本國中的排名卻呈下跌之勢，從1999年的32位波動跌至2013年的44位。且自1999年以來，我國高技術產品出口復雜度都低于47個樣本國的均值，差額呈擴大之勢。

表1　我國高技術產品出口復雜度測度結果（單位：美元）

2　模型設定與數據說明

由于本文是從技術進步角度來分析其對高技術產品出口復雜度的影響，且技術進步可能來自國內的自主研發投入，也可能來源于FDI溢出和貿易溢出，故計量模型設立如下：

其中，EXPYht表示我國t年的高技術產品出口復雜度；代表我國t年的高技術產業國內R&D資本存量；表示通過進口貿易溢出至我國高技術產業的國外R&D資本存量；代表通過FDI溢出至我國高技術產業的國外R&D資本存量；α1h、α2h、α3h分別表示各自變量系數，εht表示隨機擾動項。

式（4）是我國高技術產業國內R&D資本存量的計算公式，式（5）是基年R&D資本存量的近似算法。式（4）和式（5）中各變量的含義如下：代表t-1年我國高技術產業國內R&D資本存量；RDht表示我國大中型高技術產業企業t年的R&D經費內部支出總額，數據來源于歷年中國高技術產業統計年鑒；δ表示折舊率(本文取10%)；我國高技術產業基年（1999）的R&D資本存量；gh表示我國大中型高技術產業1999—2013年R&D經費支出增長率的平均數，根據歷年中國高技術產業統計年鑒相關數據計算而得。

3　實證檢驗

3.1ADF單位根檢驗

為了避免產生“偽回歸”問題，本文利用Eviews6軟件采用ADF方法對各變量序列進行平穩性檢驗，檢驗結果見表2。從表2可知在10%的置信區間內四個變量序列都不平穩，但經一階差分后在10%及以上水平上都平穩了，即所有變量序列都是一階單整的。

表2　ADF單位根檢驗結果

3.2協整關系檢驗

由于模型中的變量序列都是同階單整的，故對LNEXPY、LNSD、LNSTRADE和LNSFDI采用Johansen方法進行協整檢驗。滯后階數根據無約束的VAR模型確定為1，檢驗結果見表3所示。

表3　LNEXPY、LNSD、LNSTRADE和LNSFDI的協整檢驗結果

根據檢驗結果，LNEXPY、LNSD、LNSTRADE和LNSFDI間存在協整關系，協整方程見式（6）：

（0.01461）（0.02207）（0.00859）(括號內的數值為標準差)

實證結果與我國高技術產品出口以加工貿易為主要貿易方式和以外資企業為主體的現實比較一致。1999—2007年期間我國通過加工貿易方式出口的高技術產品比重都在86%以上，2007年高達90.2%，之后雖然逐年下降，2013年比重仍然達65.3%。且我國的高技術產品出口以外資企業為主體，1999以來外資企業出口的高技術產品比重基本都在84%以上，2005年高達91.55%。因而通過進口和FDI溢出的R&D資本存量對我國高技術產品出口復雜度的提高產生正向效應。理論上分析，我國高技術企業的R&D資本存量對我國高技術產品出口復雜度的提高也應能起到促進作用，但實證結果卻與之相反。本文認為原因主要有二：一是我國高技術產品的出口主要以加工貿易為主要方式、以外資企業為主體進行，從而使國內大中型高技術企業的R&D經費內部支出很少用于出口的高技術產品；二是我國高技術產品出口復雜度的年均增速僅3.43%，如果扣除當中通過加工貿易轉移的國外產品的技術含量，我國高技術產品出口復雜度的增速就很小或為負值，而我國大中型高技術企業的R&D經費內部支出卻以較快的速度（1999—2013年年均增速達26.15%）增加，從而使國內R&D經費存量對我國高技術產品出口復雜度在統計上產生反向影響。

4　結論

本文從技術進度的角度實證研究了國內研發、國際技術溢出對我國高技術產品出口復雜度的影響，研究結果表明進口和FDI溢出對我國高技術產品出口復雜度的提高均有正向效應，且進口溢出產生正向效應大于FDI的正向效應，但我國高技術企業的R&D資本存量對我國高技術產品出口復雜度的提高沒有正向效應。這一結論與我國高技術產品出口以外資企業為主體、以加工貿易為主要方式的現實說明我國在高技術產品出口上的獲益主要來自于勞動投入，這不僅是對“中國出口商品結構之謎”的又一解釋，也說明我國高技術產業的發展還有很長的路要走，如何有效利用我國高技術產業的R&D投入提高我國高技術產品的技術含量、發展我國高技術產業是值得進一步研究的課題。

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（責任編輯/劉柳青）

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A

1002-6487（2016）19-0119-03

江蘇理工學院社科基金資助項目（KYY14528）

問澤霞（1975—），女，江蘇寶應人，博士，副教授，研究方向：貿易經濟。張曉辛（1954—），男，江蘇南通人，教授，博士生導師，研究方向：農業經濟。