自主創新、 外國技術溢出與制造業出口產品質量升級

曲如曉，臧 睿

(北京師范大學 經濟與工商管理學院，北京 100875)

一、引言

當前，中國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段，促進高質量發展是保持經濟健康持續發展的必要要求。在此背景下，加快提升中國出口產品質量，對于建設“貿易強國”，推動經濟高質量發展具有重要意義。出口質量提升的關鍵是自主創新，加強自主創新必須堅持開放合作。改革開放40年，中國毫不動搖地堅持開放戰略，通過吸引外資、引進先進技術、開展技術合作等方式消化吸收國外先進技術，在開放中推動自主創新，豐富了出口產品技術內涵，實現了出口產品質量升級[1-4]。

近年來，中國外向型企業創新能力不斷增強，出口產品質量不斷提升[5-7]，與歐美國家貿易互補性的降低、競爭性的增強引起了以美國為代表的西方發達國家的高度戒備，導致中國與美歐等國家貿易摩擦持續升溫[8]。2018年，美國以知識產權保護為由，啟動“美對華301調查”，對中國高技術產品領域征收高額關稅。美國認為中國制造業企業侵犯了美國企業知識產權，中國出口產品質量的提升主要來源于中國企業對外國技術溢出的吸收、抄襲。事實上，技術對中國制造業出口產品質量的影響是多途徑的。在開放經濟的條件下，技術溢出和自主創新是影響出口產品質量升級的重要途徑。那么，在對外開放過程中，制造業出口產品質量升級的動力源自何處？二者孰輕孰重？本文在中國113個制造業細分行業的基礎上，研究對比自主創新、外國技術溢出對制造業出口產品質量升級的不同影響，探究拉動中國制造業出口產品質量升級的主要動力。

二、文獻綜述

質量指品質，國際標準化組織將其定義為“一組固有特性滿足要求的程度”，“固有”即要求產品供給者保證產品的適用性、經濟型、安全性與可信性。出口產品質量指一國出口產品的品質，包括耐用性、兼容性、配套服務及使用靈活性等(Aiginger，2001)，是一國經濟增長質量的表現。它指代的是產品的性能，強調產品內的垂直差異性，而并非出口產品的種類、技術含量等[7]。隨著新新貿易理論發展，產品質量異質性逐漸成為國際貿易研究領域的熱點問題。Hallak等[9]提出“質量生產率”，關于出口質量的研究得到國內外學者的廣泛關注。

在出口質量的影響因素系列探究中，一國的自主技術創新被認為是影響一國出口質量的因素之一[10-11]。Schott(2004)利用美國與低、中、高工資水平國家的貿易數據，發現出口國的技術水平、資本密集度與出口產品單位價值呈正向關系，具有資本、技術稟賦的國家比勞動力豐裕的國家生產更多的高質量產品[12]。Motta(1992)利用古諾模型探究技術創新水平對產品質量的作用，發現研發具有正外部性，在研發投入上進行合作的企業出口產品質量更高[13]。Faruq(2010)選取美國對世界上58個國家的進口數據，以研發投入作為技術創新的代理變量，探究技術創新對出口產品質量的影響，發現技術創新水平與外國直接投資會促進出口質量升級，而資本對技術密集型行業并無拉動作用[14]。殷德生等(2011)通過對發達國家的技術創新和發展中國家的模仿活動進行探究，發現創新對發達國家產品質量升級的促進作用[15]。施炳展(2013)發現研發及外資溢出效應能夠提高中國出口產品質量，而資本勞動比上升則是出口產品品質下降的主要原因之一[3]。李懷建(2015)發現研發水平與資本存量對出口產品質量有顯著的拉動作用，而人力資本作用較為模糊[16]。

外國技術溢出對出口產品質量的影響主要從外商直接投資(Foreign Direct Investment，縮寫FDI)、進口貿易和跨國專利申請三個方面進行探究。關于FDI技術溢出與出口產品質量，Chen等(2007)通過中國產品層面的數據，驗證了行業內的外商直接投資增加有利于提高內資企業的出口產品質量[17]。Harding等(2011)利用105個國家的數據，發現發展中國家的外商直接投資與優先發展的引資部門單位出口價值呈正向關系[18]。李坤望(2013)利用中國產品層面數據，發現FDI穩健提高了中國出口產品質量，研發密度也起到了正向的作用，而資本勞動比恰好相反[19]。關于進口貿易技術溢出與出口產品質量，殷德生等(2011)通過考察技術溢出、貿易成本等對企業產品質量的影響途徑和結果，發現中間品進口等技術溢出提高了發展中國家的生產率和產品質量水平[15]。李方靜(2016)采用中國制造業企業微觀數據，分析中間品進口貿易與企業出口產品質量之間的關系，發現進口中間產品對低收入國家的技術溢出效應更大，對低收入國家出口質量具有更顯著的促進作用；且研發營銷、企業規模等與企業出口質量呈正向關系[20]。關于跨國專利申請技術溢出與出口產品質量，Keller等(2003)認為跨國專利申請技術對東道國具有正向的技術溢出，會促進其技術進步，生產率提高[21]；也有學者認為技術先進國家對其他國家的跨國專利申請，會為技術水平較低的國家帶來競爭威脅，其申請的技術會替代東道國的專利申請，所以跨國專利申請會為東道國帶來負向的技術溢出[22]。

總體來說，以往學者大多單獨研究自主創新、技術溢出對出口產品質量升級的影響，而本文將自主創新與技術溢出(包括外商直接投資、進口貿易、跨國專利申請三種途徑)置于同一研究框架下進行對比分析，基于2007-2016年113個制造業細分行業，從專利申請的角度，對比兩者對制造業出口產品質量的不同影響，探究拉動中國出口質量升級的主要動力。

三、理論機制

本文借鑒Faruq(2010)的質量差異模型分析自主創新、外國技術溢出對出口質量升級的影響效應[14]。國家i=1,2…I僅生產一種產品，并將其出口到國家j，國家j代表性消費者的不變代替彈性效用函數為：

(1)

式(1)的約束條件為：

(2)

式(1)中，uj表示國家j代表性消費者效用，qi表示國家i生產并出口產品的質量，cij表示國家j消費國家i出口的產品的數量；式(2)中，pi表示國家i的產品價格，Ij表示國家j的消費者收入。

根據消費者效用最大化條件，可以得出：

(3)

同理，也可得出：

(4)

式(4)中，pj是國家j生產并出口到國家i的產品價格，qj是國家j的產品質量，cji是國家i消費國家j出口產品的數量。將式(3)與式(4)相除，可以得出：

(5)

從生產者角度出發，國家i和國家j的生產者將會根據以下的生產函數進行生產：

(6)

(7)

式(6)中，xi表示國家i的產量，Ki和Li分別表示國家i生產xi使用的物質資本與人力資本，ri和wi分別表示生產xi的資本租金與勞動力成本，則國家i的利潤函數可表示為：

π(xi)=pixi-riKi-wiLi

(8)

將式(6)和(7)代入式(8)，并通過利潤函數最大化，可以分別得到：

(9)

(10)

對于國家j的生產者來說，利潤函數最大化可得到：

(11)

(12)

用式(10)除以式(12)，并與式(5)聯立，可得到國家間的相對消費如下：

(13)

因為國家僅生產一種產品，當cij=xi以及cji=xj時，供求將會達到均衡。將二者與式(6)、式(7)和式(13)聯立，整理得到兩國均衡工資比例：

(14)

利用式(10)、式(12)和(14)，得到兩國產品的相對價格：

(15)

由于產品質量不能直接在貿易數據中觀測到，我們不能對式(15)進行估計，因此可以采取替代策略。與Faruq(2010)僅考慮資源稟賦對出口質量的影響不同[14]，我們根據前面對自主創新、技術溢出兩個影響出口質量因素的分析，并借鑒李懷建(2015)對影響出口質量的其他因素的探討[16]，將國家出口質量與自主創新(PAT)、外商直接投資(FDI)、進口貿易(IM)、跨國專利申請(FPAT)、物質資本(K)、人力資本(L)、出口密集度(EXP)、貿易自由度(OPEN)的關系用以下方程表示：

(16)

(17)

式(17)顯示，自主創新、技術溢出、資本密集度、人力資本、出口密集度、貿易自由度都是出口產品質量水平的影響因素。

隨著一國的自主創新水平的提高，該國出口產品質量的水平應有所提升，預測符號為正。具體而言，它會通過兩個途徑影響國家出口產品質量，熊彼特在1990年提出創新分為過程創新(process innovation)與產品創新(product innovation)：過程創新指生產工藝獲得改進，當新的技術、設備與管理模式引入到產品生產中，會降低生產成本，產生規模經濟效應，提高勞動生產率，最終促進出口產品質量的提高；產品創新是指新產品的發明，在新產品發明并投入生產后，由于其生產、出口的壟斷特性，新產品本身的專業化程度得到提高，從而促進出口產品質量的提升[23]。

從式(17)中可以看到，外國技術溢出可以通過多個途徑影響東道國的出口產品質量水平，途徑包括FDIi[24]、IMi與FPATi，它們將通過直接效用與間接效用影響一國的出口產品質量水平。從直接效用來看，FDI直接效用是指外商通過在華設廠生產、出口產品對制造業出口產品質量產生的直接的影響效用。中國具有較為廉價的勞動力、土地等資源，也具有廣大的消費者市場，這吸引了外商來華投資設廠，利用中國的資源生產產品并將其出口，在此過程中，外商在華生產及出口的產品質量能直接影響到制造業出口產品質量。進口貿易直接效用是指中國進口的中間品在華經過再加工并出口對制造業出口產品質量帶來的影響效用[25]。中國進口的中間品質量直接會影響到制造業出口產品質量的水平[26-27]。若進口的中間品質量較高，加工后出口將會直接提高制造業出口產品質量水平。跨國專利申請直接效用是指外國某行業在中國的專利申請有可能替代中國同行業的技術申請，外國采用此種方式占領中國此行業的市場份額，可能會對中國這一行業技術進步形成阻礙，從而對其出口產品質量帶來負向影響。

從間接效用來看，FDI間接效用是指中國對FDI技術溢出進行吸收、學習后對制造業出口產品質量帶來的影響。可以預測到，在華直接投資的高技術行業可能會通過嚴格的技術封鎖阻礙其高端技術的擴散與溢出，這也許會阻礙中國對FDI技術溢出的吸收、學習效用。進口貿易間接效用是指中國對進口貿易技術溢出進行吸收、學習后對制造業出口產品質量帶來的影響效用。外國為保護本國的高技術行業，會嚴格限制高端技術產品出口到中國等發展中國家，進口到中國的中低技術產品較多，可以預測到，雖然中國可以通過吸收、學習外國進口貿易技術溢出，但它對制造業出口產品質量的拉動作用可能會較小。跨國專利申請間接效用指中國對跨國專利申請技術溢出進行吸收、學習后對制造業出口產品質量的效用，這種效用可能會促進制造業出口產品質量的提升。技術溢出間接效用要求中國具有一定的對技術溢出的吸收能力，吸收能力越強，越會促進中國對外國技術溢出的學習與模仿，從而帶動中國更快速的經濟發展與出口質量的升級[28]。

四、估計方程構建、變量選取與數據來源

(一)估計方程構建

本文借鑒Faruq[14]提出的質量異質模型來衡量技術創新對出口產品質量的作用，Faruq使用此模型考察了技術創新、資本、勞動力等因素對出口產品質量的影響，本文則在此基礎上選擇專利申請量作為自主創新代理變量，以及技術溢出等變量及控制變量。除此之外，我們選擇出口產品單位價值(EUV)表示出口產品質量的高低。為減小數據的不平穩性，一定程度上克服異方差性，本文將模型中的變量作對數處理，構建模型如下：

lnEUVi,t=α0+α1lnPATi,t+α2lnFDIi,t-1+α3lnIMi,t+α4lnFPATi,t+α5lnXi,t+εi,t

(18)

其中，EUVi,t為i行業第t年的出口產品質量，PATi,t為i行業第t年專利申請量，FDIi,t-1為i行業第t-1年外資滲透率，IMi,t為i行業第t年的中間品進口關稅，FPATi,t為i行業第t年的跨國專利申請量，Xi,t為其他控制變量，εi,t表示隨機誤差項。

(二)指標選取與數據來源

本文使用2007—2016年中國113個細分行業的數據，分析技術創新對制造業出口產品質量的影響。主要變量及控制變量的選取方法及數據來源如下：

1.被解釋變量

對于兩國出口的相對價格，本文使用出口產品單位價值(EUV)作為質量指標[29]，它的變化可以很好地解釋出口產品質量的變化，具有數據易得、易計算的明顯優勢，被廣泛用于國內外出口質量文獻研究中；由于數據限制以及細分行業的原因，本文沒有采用嵌套Logit及其他出口質量衡量指數。本文采用下式衡量行業的出口產品單位價值：

本文將國際貿易標準分類(SITC rev.3)的商品對應到聯合國頒布的國際標準行業代碼(ISIC)，得到113個制造業行業以及每個行業所包含的產品種類。在此基礎上通過聯合國商品貿易統計數據庫(UNCOMTRADE)整理出2007—2016年中國產品出口到世界各國的總價值以及出口數量數據，并加權得出每個行業每年的出口產品單位價值。

2.解釋變量

(1)自主創新PATi,t

相比于研發投入，專利產出能夠更加直觀的衡量技術創新水平；就專利申請量和授權量來說，一年的專利申請量可以來衡量當年的技術創新水平，而專利授權卻會產生一定的時滯性，因此本文使用專利申請量PATi,t作為自主創新的代理變量。本文統計了2007-2016年中國113個制造業細分行業層面的有效專利申請數量，以中國居民在中國的專利申請量作為中國自主創新的代理變量，并以PATi,t表示。

根據國家知識產權局發布的《國際專利分類與國民經濟行業分類參照關系表》，通過國際標準行業代碼(ISIC)-中國國民經濟行業代碼(GBT)-國際專利行業代碼(IPC)的途徑進行匹配，本文得到中國113個制造業細分行業的自主創新數據，專利申請量數據來源為國家專利數據庫。

(2)外資滲透率FDIi,t-1

外資滲透率衡量的是行業外資進入的程度，計算方法為各行業外商投資和港澳臺商投資企業工業總產值占規模以上工業企業工業總產值的比重。外資企業相對內資企業具有更高的技術水平和創新能力，若行業內的外資進入程度較高，會通過直接效用提高此行業平均出口產品質量水平，不僅如此，外資帶來的技術溢出也會通過間接效用為出口質量升級做出貢獻[14]。由于FDI對出口產品質量的影響具有滯后作用，本文考慮FDI滯后一期的情況，數據由《中國工業統計年鑒》獲取并整理得到。

(3)中間品進口關稅IMi,t

許家云等(2017)指出中間品進口將通過技術溢出效應顯著促進了中國制造業企業出口產品質量提升[30]，于是本文借鑒Feng(2016)的研究，用中間品關稅作為中間品進口的代理變量[31]。當中間品關稅降低時，中間品進口數量與其中間品進口關稅稅率呈反比，即上升，將會促中國出口產品質量升級。IMi,t為i行業第t年的中間品進口關稅稅率，計算方法為第t年要素投入權重乘以最終產品關稅率。

公式中i和t分別代表行業和年份，s表示HS6位碼產品，Si表示i行業的產品總集合，nst表示第t年HS6位碼產品s的稅目數，Tariffst表示第t年HS6位碼產品的名義進口關稅率。

中間品關稅率IMi,t=∑f∈Fiαft*T

稅率數據來源于Tariff Download Facility數據庫，并將其統計口徑統一到HS2007版本，使用HS2007—國際貿易標準分類(SITC)—國際標準行業代碼(ISIC)途徑對應整理出最終產品關稅率，并借鑒莫莎(2016)對投入產出數據進行處理，投入要素數據來源于2007、2010、2012、2015年投入產出表[32]。

(4)跨國專利申請量FPATi,t

FPATi,t指i行業第t年的跨國專利申請量，采用外國居民在中國專利局的專利申請量來衡量。已有文獻發現技術知識具有的正外部性使其存在溢出效應，可以促進一國的技術創新[33]，也有學者認為跨國專利申請帶來的競爭威脅會為東道國帶來負向的技術溢出[22]。

根據《國際專利分類與國民經濟行業分類參照關系表》，將國際專利行業代碼通過國際標準行業代碼(ISIC)-中國國民經濟行業代碼(GBT)-國際專利行業代碼(IPC)的途徑進行匹配，并結合國家專利統計局數據庫，得到中國113個制造業細分行業的專利申請數據，從中篩選出外國居民在中國進行的專利的申請，即跨國專利申請。

3.控制變量

(1)資本密集度Ki,t

Ki,t為i行業第t年的資本密集度，采用各行業固定資產與該行業員工總數之比來度量。施炳展等(2013)指出中國制造業企業中出口勞動密集型產品的比重較大[3]，企業的資本密度越大，越會偏離我國比較優勢，最終導致生產產品質量水平低下。因此本文預期資本密集度對一行業出口產品質量影響為負。各行業固定資產與員工總數數據來源于2007—2016年《中國工業統計年鑒》，整理得到各行業每年的資本密集度數據。

(2)人力資本Li,t

Li,t代表i行業第t年的人力資本水平，行業具有高技能的熟練勞動力，對其生產和出口產品質量非常重要，人力資本水平高的廠商生產和出口的產品質量越高。人力資本同樣也代表了行業的研發投入水平，體現行業對新技術的吸收能力。本文采用各行業研發人員全時當量表示人力資本，數據來源為2007—2016年《中國統計年鑒》。

(3)出口密集度EXPi,t

EXPi,t為i行業第t年的出口密集度，以行業出口交貨值占工業銷售產值的比重來度量。康志勇(2011)通過企業和行業視角分別檢驗出口對自主創新的影響效應，從行業視角來看，當出口密集度上升時，多個行業自主創新水平明顯增強[34]。本文以出口密集度來衡量行業出口規模大小以及對國外市場的依賴程度，數據根據2007—2016年《中國工業統計年鑒》整理。

(4)貿易自由度OPENi,t

OPENi,t為i行業第t年的貿易自由度，使用各行業最終產品關稅率T進行衡量。產出關稅減讓會吸引外國產品進入中國，提高中國的市場競爭程度，這會對出口產品質量產生兩方面影響：一方面，若國外產品生產技術與國內該行業相差不大，國內激烈的競爭會刺激國內行業加快產品創新，推動產品質量升級；另一方面，若國內行業與外國技術相差較大，那么關稅減讓導致的國外產品涌入會提高國內該行業的研發成本與風險，不利于其提高產品質量[35]。數據來源為Tariff Download Facility數據庫。本文將原數據不同的統計口徑統一至HS2007版本，使用HS2007—國際貿易標準分類(SITC)—國際標準行業代碼(ISIC)途徑對應，整理計算出本文113個制造業行業的最終產品關稅率。

表1 主要變量的描述性統計結果

五、模型估計

本文利用2007-2016年中國113個制造業細分行業數據，實證分析自主創新與技術溢出對制造業出口產品質量升級的影響。

(一)基本回歸估計結果

技術溢出可分為直接效用和間接效用，本文采用行業的人力資本水平衡量對外國技術溢出的吸收能力[36]。人力資本Li,t代表i行業第t年研發投入水平，它也是體現行業對新技術吸收能力的重要指標，能夠影響外國技術創新的溢出效果。具有較高吸收能力的行業更能從外部的技術中獲取較大收益，進而提高中國出口產品質量，因此本文在估計模型中加入lnFDIi,t-1*lnLi,t、lnIMi,t*lnLi,t和lnFPATi,t*lnLi,t這三個交互項，以考察外國技術溢出對制造業出口產品質量升級的間接效用，具體結果見表2。

表2 自主創新、技術溢出對制造業出口 產品質量影響的基本回歸結果

注：*p < 0.1,**p < 0.05,***p < 0.01。

回歸采用逐步加入控制變量以及逐步控制固定效應的方法，表2結果可看出第(1)列和第(3)列只控制了自主創新、技術溢出，估計結果初步顯示中國自主創新、FDI直接效用、進口貿易直接效用對制造業出口產品質量有顯著的正向影響，中國也可通過吸收FDI、進口貿易及跨國專利申請的途徑對出口產品質量產生正向作用。第(2)列和第(4)列控制了所有的解釋變量，其中第(4)列控制了行業和年份固定效應，可見自主創新系數顯著為正，中國自主創新水平每上升10%，出口質量提升0.849%。技術溢出的估計結果如下：

第一，FDI直接效用顯著為正，一個行業的外企進入程度每提高10%，該行業出口產品質量將上升0.340%，這可能是由于外商在華設廠并出口高技術、高質量產品，從而拉動制造業出口產品質量的上升；FDI間接效用的系數在10%顯著水平下為正，說明行業的吸收能力越強，越會更大效率地對外商直接投資這一途徑帶來的技術溢出進行學習、吸收，但由于外資企業會通過嚴格的技術鎖定等策略控制高技術的擴散和外溢，中國對其技術溢出的吸收主要體現在中低層次，所以行業的吸收能力每提高10%，僅會促進中國出口質量提高0.218%，遠低于中國自主創新帶來的出口質量提高。整體來看，由于直接與間接效用都為正，FDI技術溢出顯著促進了制造業出口產品質量升級。

第二，進口貿易直接效用顯著地促進制造業出口產品質量升級，中間品進口數量每提高10%，出口產品質量將會有0.612%的提高，說明中國進口的中間品有一定質量水平；從進口貿易間接效用來看中國的吸收能力并不能對進口貿易技術溢出效應產生正向調節作用，這可能是中國較低的人力資本水平所造成的，人力資本素質較低，阻礙了行業對中間品進口技術溢出的吸收，也有可能因為外國并不會進口過多高端技術產品，所以中國對進口貿易技術溢出的吸收體現在中低層次，不能顯著促進制造業出口產品質量升級。整體來看，雖然中國對進口貿易的吸收效用不顯著，但進口貿易直接效用可以促進制造業出口產品質量水平的提升。

第三，跨國專利申請直接效用在1%顯著水平下與中國出口質量呈負相關，專利申請數量每提高10%，制造業出口產品質量將會下降4.14%，可能是由于跨國專利申請會對中國技術專利申請形成替代作用，對中國同行業的技術包圍與打壓，阻礙了中國同行業技術水平的提高，進而阻礙了制造業出口產品質量的升級；而跨國專利申請間接效用顯著為正，行業的吸收能力每提高10%，將會帶動制造業出口產品質量提高0.282%，然而其遠低于中國自主創新帶來的效用，原因可能是中外技術差距較大，從而導致中國吸收跨國專利的難度大。整體來看，當人力資本達到14.68時，跨國專利申請才能對制造業出口產品質量起到正向作用，但人力資本最大值并沒超過14.68這一門檻，說明跨國專利申請可能會阻礙制造業出口產品質量升級。

綜上，自主創新是拉動中國出口質量升級的主要引擎，而技術溢出效應較小；FDI、進口貿易技術溢出顯著促進制造業出口產品質量升級，而跨國專利申請卻具有阻礙作用；資本密集度、人力資本、出口密集度、貿易自由度與預測結果一致，其中人力資本與出口密集度對制造業出口產品質量升級的正向影響較大。

(二)不同技術水平行業對制造業出口產品質量的影響

本文按照Lall(2000)的分類方法[37]，將國際貿易標準分類(SITC)商品對應到國際標準行業代碼(ISIC)中，將113個制造業細分行業分為低技術行業、中技術行業、高技術行業，探究不同技術水平行業的自主創新、技術溢出如何影響制造業出口產品質量，并進一步對比低技術行業、中技術行業、高技術行業的自主創新、外國技術溢出對中國出口質量升級的拉動效果，具體結果見表3。

表3 低、中、高技術行業自主創新、 技術溢出效應的回歸結果

注：*p < 0.1,**p < 0.05,***p < 0.01。

通過第(2)、(4)、(6)列結果可看出，中低技術行業的自主創新對制造業出口產品質量有顯著正向的促進作用，而高技術行業結果不顯著，這較為符合中國現實情況，即高技術行業技術進步率較低，自主創新能力弱，無法顯著提高制造業出口產品質量[38]。

對于低技術行業，由于人力資源沒有達到吸收作用門檻，FDI技術溢出對低技術行業出口產品質量并無正向效用；低技術行業主要通過跨國專利申請技術溢出提高產品出口質量。對于中技術行業，跨國專利申請直接效用為負，又由于人力資本沒有達到門檻15.83，導致跨國專利申請整體效用為負，中技術行業主要通過FDI、進口貿易技術溢出促進其出口質量的提升。對于高技術行業，中國現階段無法通過對外國技術溢出的吸收作用來促進高技術產品出口質量，原因可能是中外技術差距較大以及人力資本質量低，這可以駁斥美國對中國企業“抄襲美國先進技術”的控訴；現階段拉動中國高技術行業出口質量升級只有兩條途徑：一是外國企業在中國設廠生產高質量產品并出口(FDI直接效用)，二是中國對進口的高質量中間品再加工出口(進口貿易直接效用)。最后，人力資本對各技術水平行業的出口產品質量都能起到促進作用，尤其是對高技術行業，人力資本水平每上升10%，能拉動中國高技術行業出口質量升級6.37%。

(三)考慮非線性影響

上文探討了線性關系下自主創新、技術溢出對制造業出口產品質量的影響，得到自主創新、FDI技術溢出、進口貿易技術溢出能夠顯著促進制造業出口產品質量升級的結論。也有學者考慮了非線性問題，發現FDI技術溢出與出口產品質量呈U型關系[39]，因此，本文在基本估計上加入自主創新、技術溢出的二次項，探究它們與制造業出口產品質量間是否存在非線性影響。

表4中第(1)、(2)列首先加入自主創新二次項，回歸結果顯示自主創新一次項系數顯著為負，而二次方系數顯著為正，說明自主創新對制造業出口產品質量具有非線性影響，即隨著自主創新水平的提高，制造業出口產品質量先降低后逐漸升高，呈現為U型。根據二次項系數估計值，自主創新對制造業出口產品質量影響的拐點為10.33，該值處于自主創新水平的合理取值范圍內。該U型影響可解釋為在中國自主創新起步階段，專利申請處于只追求數量的階段，專利申請質量水平較低，大量低層次、低質量的專利可能造成制造業出口產品質量的下降，隨著中國創新能力的逐漸提高，專利申請的質量穩步上升，自主創新能力在超越拐點后，對制造業出口產品質量起到了正向作用。第(3)、(4)列結果對比了自主創新、技術溢出對制造業出口產品質量的影響，可以看出自主創新仍對出口產品質量具有非線性影響，拐點約為10.54，為合理值，結果較為穩健；技術溢出方面，FDI、進口貿易、跨國專利申請的二次項均不顯著，技術溢出對制造業出口產品質量并無非線性影響，從第(4)列可看出，FDI、進口貿易仍對制造業出口產品質量具有正向作用，而跨國專利申請在綜合直接與間接效用后，對制造業出口產品質量升級具有阻礙作用，這與前文的回歸結果相一致。

表4 自主創新、技術溢出與制造業出口產品 質量的非線性關系回歸結果

注：*p < 0.1,**p < 0.05,***p < 0.01。

六、內生性與穩健性檢驗

(一)內生性檢驗

上文已驗證自主創新、技術溢出可以促進制造業出口產品質量升級，但行業產品質量的升級會提升行業出口競爭力，這又會反過來促進行業進行自主創新，因此模型中可能存在一定內生性；另一方面，自主創新和出口產品質量可能會受到一些共同因素的影響，變量遺漏也是導致內生性的原因之一。DWH檢驗結果表明，統計量的P值都小于0.01，說明模型中確實存在內生性，需要尋找合適的方法對其進行控制。為解決此問題，本文選取內生變量的滯后一期、滯后二期作為工具變量。為檢驗工具變量是否滿足外生性要求，本文進行了過度識別檢驗、識別不足檢驗以及弱工具變量檢驗，結果如表5所示。

表5 工具變量外生性檢驗結果

表5顯示，識別不足檢驗的統計量的P值為0.0000，強烈拒絕了工具變量不可識別的原假設；弱工具變量檢驗的統計量大于Stock-Yogo weak ID test critical value在10%的水平，拒絕原假設，即不存在弱工具變量問題；過度識別檢驗的統計量P值為0.1089，接受了工具變量為外生的原假設。以上結果說明本文所選取的工具變量滿足外生性的要求。為了檢驗工具變量與內生變量的相關性，本文進行相關檢驗，結果如下：Shea’s Partial R2為0.9315，F統計量大于10，且P值為0.0000，說明本文所選取的工具變量與內生變量相關性較強。在選取了工具變量之后，本文分別采用最優GMM以及迭代GMM對方程進行估計，表6報告了使用不同的工具變量回歸方法的結果。

表6結果表明在控制模型內生性后，自主創新仍對制造業出口產品質量升級具有在1%顯著水平下的正向作用；外資滲透率、中間品進口關稅、跨國申請專利量、資本密集度、人力資本、出口密集度、貿易自由度估計結果與上文符號相同，內生變量的滯后一期、二期是合理的工具變量。

表6 工具變量估計結果

注：*p < 0.1,**p < 0.05,***p < 0.01。

(二)穩健性檢驗

為了進一步驗證中國自主創新、外國技術溢出對制造業出口產品質量的不同影響，本文進行兩組穩健性檢驗。

第一組，將出口產品質量的代理變量由出口產品單位價值更換為出口復雜度[40-41]，以檢驗影響效用是否仍然存在。出口復雜度可表示國家或行業出口產品技術水平，是產品質量測評指標之一。本文采用Hausmann等(2007)所提出的EXPY指數來衡量出口復雜度[40]。計算該指數分為兩個步驟：首先，計算每種商品的PRODY指數，它是出口某項商品的國家人均GDP的加權和。以j代表第j個國家，以k代表第k種商品，以Yj代表第j個國家的人均GDP，對于某一給定的年份，第k種商品的PRODY指數為：

其次，計算每個國家的EXPY指數，該指數是與一國出口相對應的代表性收入的加權平均指數，權重為一國第k種商品出口價值與總出口的比率。第j個國家的EXPY指數為：

為反映行業的出口復雜度，本文借鑒姚洋等[42]的方法，將上述權重改成一種產品占其所屬行業出口總量的比重。該變量通過聯合國商品貿易統計數據庫(UNCOMTRADE)、世界銀行數據庫、國際貿易標準分類(SITC)—國際標準行業代碼(ISIC)對應表整理計算得到，具體回歸結果見表7。

表7 穩健性檢驗第一組結果

注：*p < 0.1,**p < 0.05,***p < 0.01。

從表7可看出，在兩種不同的出口質量評測指標下，自主創新仍對制造業出口產品質量有正向影響，只是系數有所減小，結果較為穩健。技術溢出以及其他控制變量的符號與原模型估計結論相同，顯著水平有所提升。整體來說，不同的出口質量測評指標下，自主創新、技術溢出對制造業出口產品質量的估計結果具有穩健性。

第二組，自主創新的代表變量中國專利申請量分為發明申請、實用新型和外觀設計三種，為進一步探究不同類型的專利申請對制造業出口產品質量的效用，本文將按照專利類型分樣本回歸，驗證本文基本回歸結果是否穩健。發明專利是對產品、方法提出的新的技術方案，會對最終產品產生實質性改變；而實用新型是指對產品的形狀、構造提出的適于實用的新技術方案，創造性和技術水平較發明專利申請低。由于外觀設計沒有IPC分類號，無法進行匹配，本文僅對發明申請、實用新型兩種專利類型進行實驗分析，具體結果見表8。

表8 穩健性檢驗第二組結果

注：*p < 0.1,**p < 0.05,***p < 0.01。

表8第(1)、(3)列結果顯示，發明申請與實用新型都可以在1%顯著水平下對制造業出口產品質量具有積極影響。通過比較兩者系數，可以發現行業主要是通過提高發明申請數量來推動制造業出口產品質量升級，原因可能是發明申請具有更高的創新性和技術水平，能夠從本質上促進出口產品質量的提高。第(2)、(4)列加入其他控制變量，可以看出無論哪種類型的專利申請，中國自主創新對出口質量升級均有正向促進作用，這與上文的檢驗結果相同，也可得到自主創新是技術創新導致出口質量升級的最主要原因。整體來看，模型中變量的估計結果與上文并無較大幅度變動，證明了該模型的穩健性。

七、結論與啟示

本文以中國專利申請量作為自主創新代理變量，使用2007—2016年113個制造業細分行業的數據，基于Faruq(2010)的質量異質模型，探究了自主創新、外國技術溢出對制造業出口產品質量升級的差異性影響，并分樣本探究低、中、高技術行業的不同情況。結論發現：(1)自主創新對制造業出口產品質量升級有正向作用，自主創新每提高10%，出口產品質量上升約0.849%；中國自主創新是拉動出口質量升級的主要動力，而外國技術溢出效應較小；(2)綜合直接效用與間接效用來看，FDI與進口貿易技術溢出顯著促進制造業出口產品質量升級，而跨國專利申請具有阻礙作用；(3)中國高技術行業出口產品質量主要來源于外國企業在中國設廠生產高質量產品并出口(FDI直接效用)，以及中國對進口的高質量中間品再加工出口(進口貿易直接效用)兩個途徑，這可以駁斥美國對中國企業的“抄襲美國先進技術”的控訴；(4)自主創新對制造業出口產品質量具有U型非線性影響，拐點為10.54；(5)人力資本水平、出口密集度、貿易自由度的提高對制造業出口產品質量有正向顯著作用，資本密集度對出口質量作用為負；(6)發明申請與實用新型促進制造業出口產品質量的提升，但發明申請由于其更高的技術性和創新性對出口質量效用更大。

本文認為未來我國企業應繼續堅持在更加開放的環境下加強自主創新，通過以下幾種方式來實現出口產品質量的升級：一是繼續擴大貿易開放水平，積極引進外商直接投資，通過學習消化吸收國外先進技術，充分發揮行業對外國技術溢出的吸收能力，縮短與國外技術差距，提升我國在關鍵核心技術和“短板”技術上的創新能力；二是加強與國外高技術企業、科研機構等技術合作，圍繞共同需求，發揮各自技術優勢，有效彌補產品生產中“短板”技術，實現產品技術進步；三是積極推動企業科研人員的交流與合作，在產品涉及的重點技術領域引進海外高層次科技人才，提升產品技術水平；四是要積極鼓勵我國跨國企業在海外設立研發中心或聯合研究中心，有效利用海外創新資源，提升企業產品技術含量，實現產品質量的轉型升級。