中部六省高技術產(chǎn)品出口技術復雜度影響因素實證研究

摘 要： 運用Hausmann模型構(gòu)建的基于產(chǎn)品層面的出口復雜度指標對中部六省高技術產(chǎn)品出口復雜度進行了省際層面的測度，運用stata軟件對2002-2015年中部六省技術產(chǎn)品出口技術復雜度影響因素進行了實證分析。實證結(jié)果表明：知識產(chǎn)權(quán)保護水平對高技術產(chǎn)品出口技術復雜度的影響為“倒U型”的走勢，外商直接投資與實際人均GDP對中部六省高技術產(chǎn)品出口技術復雜度產(chǎn)生顯著的正向影響，人力資本因素不顯著但是其與知識產(chǎn)權(quán)保護水平的交互項對中部六省技術產(chǎn)品出口技術復雜度正向影響顯著。中部六省需要培育各省份高技術產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，同時，需要一個持續(xù)規(guī)范長效的知識產(chǎn)權(quán)執(zhí)法制度，在保護知識產(chǎn)權(quán)的同時盡量避免產(chǎn)權(quán)壟斷現(xiàn)象的產(chǎn)生。

關鍵詞： 高技術產(chǎn)品; 技術復雜度; 知識產(chǎn)權(quán)保護水平

中圖分類號： F752 文獻標識碼： A DOI： 10.3963/j.issn.1671|6477.2019.01.0014

一、 引 言

中部六省的經(jīng)濟發(fā)展水平與中部六省出口貿(mào)易的發(fā)展水平息息相關。在2016年，中部六省出口貿(mào)易出現(xiàn)了2009年之后的首次下滑，下滑幅度為6.36%。在中部六省出口貿(mào)易總量下滑的情況下，貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化的問題便顯得尤為重要。隨著時代的發(fā)展，經(jīng)濟發(fā)展方式和出口貿(mào)易發(fā)展方式不斷轉(zhuǎn)變，經(jīng)濟增長和出口貿(mào)易增長的方式從資源的高投入推動轉(zhuǎn)變?yōu)榭萍歼M步的推動。如今科學技術飛速進步，高技術產(chǎn)業(yè)因為其技術密集型的特點在貿(mào)易出口中順應時代的潮流。而且高技術產(chǎn)品出口的增長，競爭力水平的提升，還是優(yōu)化貿(mào)易結(jié)構(gòu)的有效方式。因此，高技術產(chǎn)業(yè)的發(fā)展直接影響到出口貿(mào)易競爭力的提升以及經(jīng)濟發(fā)展水平的高低。提高中部六省高技術產(chǎn)品的出口競爭力，促進中部六省出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級，對中部六省高技術產(chǎn)品的出口競爭力進行全面有效的研究分析顯得十分必要。為了研究中部六省出口產(chǎn)品的技術水平，本文引入產(chǎn)品出口復雜度這一指標來度量一國出口產(chǎn)品的技術含量。

二、 文獻綜述

梳理相關文獻發(fā)現(xiàn)，與出口技術復雜度相關的研究主要體現(xiàn)在以下幾個方面：一是認為出口技術復雜度的提升與技術進步聯(lián)系緊密，而影響技術進步的一大關鍵因素便是人力資本，進而展開了對于人力資本因素對出口技術復雜度的作用效果的研究。如，Rodrik[1]在控制了其他變量的基礎上研究了人力資本因素與出口技術復雜度的相關關系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)人力資本因素與出口技術復雜度正相關，但是相關性并沒有預料中的那么強;Hausmann[2]在進行了相關研究之后得出了與Rodrik相似的結(jié)論;Costinot[3]的研究則為人力資本因素對出口技術復雜度的促進作用提出了新的論據(jù)，他認為人力資本因素可以通過影響全要素生產(chǎn)率，進而對出口技術復雜度產(chǎn)生促進作用，其中的關鍵在于人力資本的提高可以促進工人對技術的學習。

二是從外商直接投資的角度來研究出口技術復雜度的影響因素，但并沒有得出一致的結(jié)論。如，姚洋和章林峰[4]基于外商直接投資的特點從理論上分析了外商直接投資對技術復雜度的影響，并實證分析了出口產(chǎn)品的技術結(jié)構(gòu)和出口貿(mào)易的行業(yè)分布，得出了外商直接投資對出口技術復雜度有不確定影響的結(jié)論。平新喬和周藝藝[5]則對該觀點持有異議，他們認為在研究外商直接投資對技術復雜度的影響時要考慮外商直接投資的性質(zhì)，以及外商直接投資是否來源于發(fā)達國家或者地區(qū)。Xu和Lu[6]在研究外商直接投資對技術復雜度的影響時對外商直接投資的來源地作了專門的區(qū)分，其實證研究表明，來自OECD國家的外商直接投資顯著促進了中國對外出口商品的出口技術復雜度。

三是從基礎設施建設方面研究出口技術復雜度的影響因素，結(jié)論也并不一致。如，王永進[7]用兩種方法測算了國家層面出口技術復雜度數(shù)據(jù)，然后實證研究了基礎設施建設對出口技術復雜度的作用效果，結(jié)果發(fā)現(xiàn)基礎設施建設對出口技術復雜度產(chǎn)生顯著的正向影響。代中強[8]則不同意這個觀點，他認為基礎設施對出口技術復雜度的影響并不明顯。

四是從制度層面來探討其是否對出口技術復雜度產(chǎn)生顯著影響。如，Cabral和Veiga[9]在對48個撒哈拉沙漠以南的非洲國家的出口技術復雜度進行研究后，發(fā)現(xiàn)制度的優(yōu)劣確實可以顯著影響出口技術復雜度，制度的進步會顯著提高出口技術復雜度，同時由于樣本選擇的原因，該結(jié)論適用于經(jīng)濟發(fā)展水平比較低下的國家和地區(qū)。進一步，戴翔和金碚[10]在廣泛選擇樣本的情況下，得出了支持Cabral的結(jié)論的研究結(jié)果，并且放開了在經(jīng)濟發(fā)展水平較低階段的條件，他認為一個國家或者地區(qū)制度的改良會顯著提升該國產(chǎn)品的出口技術復雜度。

五是貿(mào)易自由化程度的提高與出口技術復雜度的提升之間的相關性關系研究。如，王開和靳玉英[11]研究了中國簽訂的不同自由化程度的自由貿(mào)易協(xié)定對產(chǎn)品出口技術復雜度的影響，結(jié)果證實了貿(mào)易自由化程度的提高促進了出口技術復雜度的提升的猜想。在此基礎上，盛斌和毛其淋[12]則從進口貿(mào)易自由化的視角再次證實了貿(mào)易自由化程度的提高促進了出口技術復雜度的提升的觀點。

此外，還有一些學者從其他視角對出口技術復雜度影響因素作了進一步的研究。例如，Amiti和Freund[13]研究了中國的加工貿(mào)易和出口技術復雜度數(shù)據(jù)，得出了加工貿(mào)易的進行對一個國家或者地區(qū)的出口技術復雜度有著顯著的提升效果。Assche和Gangnes[14]從高技術產(chǎn)業(yè)行業(yè)層面的研究也證實了上述觀點，Assche發(fā)現(xiàn)在控制了加工貿(mào)易量之后，高技術產(chǎn)業(yè)行業(yè)層面的出口技術復雜度沒有出現(xiàn)明顯提升的現(xiàn)象，由此也證實了加工貿(mào)易的進行對一個國家或者地區(qū)的出口技術復雜度有著顯著的提升效果的觀點。

總之，學者們根據(jù)研究的不同側(cè)重點，對出口技術復雜度指標的計算方法作了相應的調(diào)整與改進，進而對中國對外貿(mào)易出口中的競爭力問題進行研究。此類研究多基于國家層面的產(chǎn)品出口競爭力分析，只有少數(shù)學者對國家層面的出口產(chǎn)品按技術含量劃分，而從技術復雜度視角對中部六省高技術產(chǎn)品出口競爭力進行研究的文獻并不多見。此外，已有文獻在研究出口技術復雜度影響因素的過程中，普遍關注的影響因素包括人力資本、外商直接投資、基礎設施建設、制度變量和貿(mào)易自由化程度等等。其中對于人力資本、外商直接投資和基礎設施建設等因素對出口技術復雜度的影響，學者們并沒有得出一致的結(jié)論。綜上所述，本文將在技術復雜度視角下，對中部六省進行行業(yè)層面和省際層面的高技術產(chǎn)品出口競爭力測算，進一步，對中部六省高技術產(chǎn)品出口競爭力影響因素進行實證研究。

三、 指標選取和模型的建立

（一） 被解釋變量

本文的被解釋變量為中部六省層級層面高技術產(chǎn)品出口技術復雜度，各省份高技術產(chǎn)品的出口數(shù)據(jù)來自中國科技部、國家統(tǒng)計局和國家發(fā)改委的官方網(wǎng)站。高技術產(chǎn)品對應的SITC Rev3編碼如表1。

借鑒Hausmann的技術復雜度計算方法，本文得到行業(yè)層面的技術復雜度公式：

由于本文需要計算的是中部六省高技術產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的出口復雜度，因此xin/Xn是n省高技術產(chǎn)業(yè)中的i行業(yè)的出口額占n省高技術產(chǎn)業(yè)總出口總額的比重。通過加總產(chǎn)品層面的技術復雜度指標，便可以得到省份n省際層面的技術復雜度。各省高技術產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)全部來源于EPS數(shù)據(jù)庫。

（二） 解釋變量

在借鑒現(xiàn)有研究的基礎上，本文選取人力資本、外商直接投資、全要素生產(chǎn)率和知識產(chǎn)權(quán)保護水平這四個指標作為解釋變量來研究它們對出口復雜度的影響機制。

1.人力資本。人力資本（human capital）。人力資本是依附于人的身體的勞動價值，并不是一般的勞動力。人力資本的提高可以優(yōu)化出口結(jié)構(gòu)[15]，對出口技術復雜度的提升是通過品質(zhì)升級來實現(xiàn)的。由于高技術產(chǎn)業(yè)具有高技術密集型的特點，因此高技術產(chǎn)品出口技術復雜度的提升與高素質(zhì)的人力資本投入密切相關。人力資本因素可以直接影響高技術產(chǎn)品出口技術復雜度，也可以通過影響技術進步和全要素生產(chǎn)率間接影響高技術產(chǎn)品出口技術復雜度。基于上述原因，本文認為人力資本對高技術產(chǎn)品的出口復雜度有著重要影響。之所以不采用各省市大學生在校生人數(shù)占當?shù)爻Ｗ∪丝诘谋壤齺砗饬咳肆Y本，是因為中部六省在留住當?shù)卮髮W生方面做的并不盡如人意。以湖北省為例，湖北省武漢市擁有眾多高校，常年在校大學生人數(shù)超過百萬，但是這些學生畢業(yè)后留在省內(nèi)工作的卻不到一半，甚至只有1/3左右。本文計量部分所采用的人力資本用Ramp;D活動人員折合全時當量來衡量，Ramp;D活動人員折合全時當量是指，全時人員數(shù)與按工作量折算為全時人員數(shù)后的非全時人員的總和。該變量數(shù)據(jù)來自2003-2016年的《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

2.外商直接投資。外商直接投資（FDI）。大量文獻研究表明，發(fā)展中國家吸引外商直接投資，可以通過技術外溢效應和產(chǎn)業(yè)關聯(lián)效應提升發(fā)展中國家的技術水平，幫助發(fā)展中國家提高其技術復雜度。實證模型中該指標以中部六省各省份當年的實際外商直接投資額來衡量，數(shù)據(jù)來源于2003-2016年的《中國商務年鑒》。

3.實際人均GDP。實際人均GDP（perGDP）。技術是生產(chǎn)率的參照指標，因此全要素生產(chǎn)率可以用來指代一國的技術要素豐裕程度。然而，因為全要素生產(chǎn)率統(tǒng)計的復雜性和不可得性，這一指標往往被一國勞動生產(chǎn)率所替代，在忽略人口結(jié)構(gòu)差異假設下用該國人均GDP。為了剔除通貨膨脹的影響，本文以2002年為基期計算不變價的人均實際GDP。由于實際人均GDP數(shù)值較大，本文將實際人均GDP取自然對數(shù)后加入模型，數(shù)據(jù)來源于EPS數(shù)據(jù)庫。

4.知識產(chǎn)權(quán)保護水平。知識產(chǎn)權(quán)保護水平（adipr）。為了避免執(zhí)法造成的實際知識產(chǎn)權(quán)水平的波動帶來的問題，代中強[8]利用類似于顯性比較優(yōu)勢的方法構(gòu)造了省際實際知識產(chǎn)權(quán)保護指標。本文也借鑒代中強測度省際實際知識產(chǎn)權(quán)保護水平時采用的方法，考慮知識產(chǎn)權(quán)執(zhí)法情況，設定測度省際實際知識產(chǎn)權(quán)保護水平的計算方法如下：

四、 計量結(jié)果

（一） 描述性統(tǒng)計

由描述性統(tǒng)計結(jié)果可知，lnEXPY均值為9.626，標準差為1.144，最小值5.616，最大值11.64，說明中部各省高技術產(chǎn)品出口技術復雜度在取自然對數(shù)之后差異不那么明顯。實際知識產(chǎn)權(quán)保護水平（apipr）的均值為1.681，標準差為1.409，最小值和最大值分別為0和6.931，表明不同省份、不同年份知識產(chǎn)權(quán)保護水平差異比較明顯。外商直接投資（FDI）均值為71.56，標準差高達102.7，最小值和最大值分別為0.141和504.8，說明中部各省外商直接投資水平差異極大。lnperGDP和human標準差分別為0.512和0.524，最小值和最大值差距也不大，說明中部六省實際人均GDP總體上來說水平比較接近。

（二） 相關性和平穩(wěn)性檢驗

由兩兩變量之間的簡單相關分析系數(shù)表可以知道，被解釋變量lnEXPY與解釋變量外商直接投資（FDI）、實際人均GDP（perGDP）和人力資本（human）在5%的顯著性水平下均顯著正相關，與解釋變量實際知識產(chǎn)權(quán)保護水平apipr呈正相關，但不顯著。另外，各解釋變量與其他解釋變量之間的相關性較小，相關系數(shù)的絕對值均在0.7以下，由此可以合理推斷，將多個解釋變量放入同一回歸模型中不會存在嚴重的多重共線性問題。

本文選用的是面板數(shù)據(jù)，面板數(shù)據(jù)模型主要有混合回歸模型、固定效應模型和隨機效應模型，在面板模型形式的選擇方法上，本文首先采用F檢驗法判斷混合回歸和個體效應模型，然后用Hausman檢驗確定應該建立固定效應模型還是隨機效應模型。各模型的檢驗結(jié)果見表6。

由檢驗結(jié)果可知，模型一和模型二的F檢驗的P值均遠小于5%的顯著性水平，拒絕原假設，均選擇固定效應模型;為選擇固定效應模型還是隨機效應模型繼續(xù)進行Hausman檢驗，Hausman檢驗的P值均小于5%的顯著性水平，均拒絕原假設，說明固定效應模型優(yōu)于隨機回歸模型。最終，兩個模型均建立固定效應模型。

（三） 回歸結(jié)果

外商直接投資和實際人均GDP系數(shù)均為正，并且在1%顯著性水平下顯著，可以說外商直接投資存量和實際人均GDP都顯著促進了中部六省高技術產(chǎn)品出口技術復雜度的提升。人力資本系數(shù)為正，在10%的水平下通過顯著性檢驗，說明人力資本對中部六省高技術產(chǎn)品出口技術復雜度的提升，顯著性并不強。知識產(chǎn)權(quán)保護水平系數(shù)為正，但是知識產(chǎn)權(quán)保護水平的二次項apipr_apipr系數(shù)為負，并且在5%的顯著性水平下顯著，說明知識產(chǎn)權(quán)保護水平對高技術產(chǎn)品出口技術復雜度的影響為“倒U型”的走勢。

具體來說，根據(jù)表7回歸結(jié)果的估計結(jié)果，可以得出如下結(jié)論：

第一，知識產(chǎn)權(quán)保護水平與中部六省高技術產(chǎn)品出口技術復雜度的關系，并不是持續(xù)的正向相關關系，而是呈現(xiàn)出“倒U型”的關系。這與王華[16]和吳超鵬[17]的研究結(jié)論不完全一致，王華的研究表明，嚴格的知識產(chǎn)權(quán)保護對一國技術水平的提升效果與一國知識產(chǎn)權(quán)保護的初始水平有關;吳超鵬認為政府可以通過保護知識產(chǎn)權(quán)來促進技術創(chuàng)新，進而提升一個國家產(chǎn)品的技術水平。造成結(jié)論不完全相同的可能的原因在于：中部六省由于地理區(qū)位的特殊性，技術進步對其高技術產(chǎn)品出口技術復雜度的影響路徑與全國的情況并不相同。

第二，所有模型的回歸結(jié)果顯示，外商直接投資FDI對中部六省高技術產(chǎn)品出口技術復雜度產(chǎn)生顯著的正向影響。

第三，中部六省實際人均國內(nèi)生產(chǎn)總值perGDP對高技術產(chǎn)品出口技術復雜度正向影響顯著。模型（2）中的結(jié)果顯示，中部六省實際人均GDP每提高1個百分點，高技術產(chǎn)品出口技術復雜度將提高1.186個百分點，這與Rodrik、郭晶和楊艷[18]等的研究結(jié)論基本一致。

第四，人力資本因素對中部六省高技術產(chǎn)品出口技術復雜度影響為正向影響，并且在10%的顯著性水平下通過了統(tǒng)計性檢驗。這說明人力資本因素對中部六省高技術產(chǎn)品出口技術復雜度的促進作用并沒有如猜想的那般顯著。這和代中強等等的結(jié)論不一致，代中強認為人力資本因素可以顯著提高出口技術復雜度。但是兩者差異的產(chǎn)生可能是變量選取的差異和樣本選擇的跨度范圍的不同所導致的。代中強等選擇的用來衡量人力資本因素的是為大學在校生比例指標，利用的是全國的數(shù)據(jù);而本文選擇的數(shù)據(jù)范圍則僅限于中部地區(qū)的六個省份。由于地理因素和歷史因素，中部六省在高技術產(chǎn)品出口競爭力方面相較于全國水平較為落后，在統(tǒng)計數(shù)據(jù)上不如全國層面那般顯著，這也正是由于中部地區(qū)高技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展還有待完善的有利論據(jù)之一。人力資本因素和實際知識產(chǎn)權(quán)保護水平的交互項系數(shù)為正，并且通過了5%的顯著性水平下的統(tǒng)計檢驗。說明在中部地區(qū)，人力資本因素除了對高技術產(chǎn)品出口技術復雜度有直接影響之外，還可以通過“人力資本—知識產(chǎn)權(quán)保護—高技術產(chǎn)品出口技術復雜度”的路徑對高技術產(chǎn)品出口技術復雜度產(chǎn)生間接影響影響，并且后者更為顯著。

（四） 穩(wěn)健性檢驗

分別表示在置信區(qū)間10%、5%和1%下的顯著性水平的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，其他變量的符號都沒有發(fā)生改變，說明模型是很穩(wěn)健的。前者的核心解釋變量為授權(quán)專利為基礎衡量的實際知識產(chǎn)權(quán)保護程度及其平方項，而后者的核心解釋變量為以申請專利為基礎衡量的實際知識產(chǎn)權(quán)保護水平。可以發(fā)現(xiàn)，這兩類模型中其它各解釋變量的符號都沒有發(fā)生變化，說明模型是很穩(wěn)健的。

五、 結(jié) 語

外商直接投資和實際人均GDP兩個因素對高技術產(chǎn)品出口技術復雜度都有顯著促進作用，說明吸引外商投資和提高人均GDP仍然是中國提升高新技術產(chǎn)品復雜度的重要考量因素;而實際知識產(chǎn)權(quán)保護水平對高技術產(chǎn)品出口技術復雜度的作用則呈現(xiàn)出“倒U型”，在實際知識產(chǎn)權(quán)保護水平到達最優(yōu)點之前，高技術產(chǎn)品出口技術復雜度隨著知識產(chǎn)權(quán)保護水平的提升而提高，在實際知識產(chǎn)權(quán)保護水平到達最優(yōu)點之后，高技術產(chǎn)品出口技術復雜度不再隨著知識產(chǎn)權(quán)保護水平的提升而提高，反而隨著知識產(chǎn)權(quán)保護水平的提升而下降，說明了知識產(chǎn)權(quán)的保護具有一定的時效性與階段性;此外，人力資本因素對高技術產(chǎn)品出口技術復雜度除了有直接正向影響之外，還可以通過“人力資本—知識產(chǎn)權(quán)保護—高技術產(chǎn)品出口技術復雜度”的路徑對高技術產(chǎn)品出口技術復雜度產(chǎn)生間接的正向影響，這也正說明了人力資本對高技術產(chǎn)品出口技術復雜度的影響是至關重要的。

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