創(chuàng)新因子對出口技術復雜度的影響
——基于創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的調節(jié)效應

田 暉，劉夢蝶，程 倩，宋 清

(1.中南大學商學院，湖南 長沙 410083；2.清華大學經濟管理學院，北京 100084)

0 引言

自加入世貿組織以來，中國以要素驅動與投資驅動并重的發(fā)展模式實現(xiàn)了出口貿易的長足發(fā)展，出口貿易總額連年遞增，由2001年的2.20萬億元增長至2020年的17.93萬億元，年均增長率為11.67%。出口規(guī)模的持續(xù)擴大為出口質量的逐步優(yōu)化提供了較強支撐，但仍面臨全球價值鏈 “低端鎖定”的困局，出口技術復雜度在變遷過程中不穩(wěn)定、不平衡的問題顯著存在。聚焦于行業(yè)差異，資本密集型行業(yè)出口技術復雜度普遍低于勞動密集型和技術密集型行業(yè)，勞動密集型行業(yè)出口技術復雜度逐漸固化，技術密集型行業(yè)出口技術復雜度的上升趨勢愈發(fā)凸顯。 “十四五”規(guī)劃明確指出，堅持創(chuàng)新在中國現(xiàn)代化建設全局中的核心地位。因此，借力創(chuàng)新驅動實現(xiàn)出口貿易高質量發(fā)展是一條行之有效的路徑。

目前，中國整體創(chuàng)新能力不斷增強，世界知識產權組織的評估顯示，中國創(chuàng)新指數(shù)位居世界第14位，已經進入創(chuàng)新型國家行列。我們也深刻認識到必須依托創(chuàng)新實現(xiàn)產業(yè)突破，其中至關重要的是找到激發(fā)創(chuàng)新動力源的創(chuàng)新因子，以此撬動科技引領在出口貿易中的關鍵作用。在創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略提出后，主要形成了以創(chuàng)新主體、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新環(huán)境三類創(chuàng)新因子為核心特征的貿易動力機制，通過加速創(chuàng)新因子間的流動，強化科技創(chuàng)新合力，從而驅動出口技術復雜度的提升。

1 文獻回顧

近年來中國出口技術復雜度雖然實現(xiàn)了一定程度的躍升，但與發(fā)達國家相比仍存在較大差距[1-2]。現(xiàn)有研究關于創(chuàng)新對出口技術復雜度的影響已基本達成共識，皆認為創(chuàng)新能夠推動出口技術復雜度升級。國內外學者通常從創(chuàng)新投入的視角考察其對出口技術復雜度的影響效果及作用機制，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新通過提高企業(yè)生產效率、增加產品技術含量等方式有效提升企業(yè)出口技術復雜度，同時創(chuàng)新對出口技術復雜度的促進效果因企業(yè)所有制與貿易方式的異質性而產生分化[3-5]。也有研究指出，創(chuàng)新主體間的優(yōu)勢互補和資源統(tǒng)籌能夠顯著提升企業(yè)出口績效表現(xiàn)；以信息技術發(fā)展水平、市場競爭程度為代表的創(chuàng)新環(huán)境的改善能夠強化出口技術復雜度驅動因素的促進作用，劉琳等[6-7]的研究表明，良好的市場環(huán)境在全球價值鏈與出口技術復雜度的關系中存在正向調節(jié)作用。因此，創(chuàng)新主體和創(chuàng)新環(huán)境也是影響出口技術復雜度的重要因素，與創(chuàng)新投入共同形成在國際分工體系中重塑出口競爭優(yōu)勢的創(chuàng)新閉環(huán)。

鑒于創(chuàng)新是出口貿易高質量發(fā)展的出發(fā)點和著力點，創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略提出后就成為國際貿易領域研究的重要議題，國內文獻呈井噴式涌現(xiàn)。已有文獻主要從解讀創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的內涵、探討實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的對策與評價創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的實施效果等視角展開研究[8-10]。但是，目前相關文獻尚停留在回答創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略 “是什么”及 “怎么做”兩類問題上，關于創(chuàng)新、創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略與出口技術復雜度三者關系的研究較為鮮見。宋林等[11]、王謙等[12]分別實證研究了創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略背景下技術創(chuàng)新的路徑選擇和研發(fā)支出的效率評估，邢斐等[13]則明確指出創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略是實現(xiàn)出口結構轉型升級和出口數(shù)量穩(wěn)定增長的關鍵。

上述研究為本文提供了有益啟發(fā)，但是仍存在以下不足：①學界通常僅考察創(chuàng)新投入對出口技術復雜度的影響，卻忽視了創(chuàng)新主體與創(chuàng)新環(huán)境等關鍵創(chuàng)新因子對出口技術復雜度的作用；②多數(shù)研究僅采用單一指標作為創(chuàng)新因子的代理變量，難以全面刻畫創(chuàng)新因子對出口技術復雜度的作用；③創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略相關領域的實證研究較為匱乏，對于創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略在創(chuàng)新與出口技術復雜度關系間的作用機制研究更是近乎空白。

與以往研究相比，本文的邊際貢獻在于以下幾點：①將創(chuàng)新主體、創(chuàng)新投入與創(chuàng)新環(huán)境三類創(chuàng)新因子納入分析框架，綜合探究各類創(chuàng)新因子對出口技術復雜度的影響，克服了以往研究的片面性；②采用全局主成分分析法科學測度創(chuàng)新主體、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新環(huán)境三類創(chuàng)新因子，全面考察各類創(chuàng)新因子對出口技術復雜度的影響，增加了研究結論的解釋力；③探索性地檢驗創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略在各類創(chuàng)新因子與出口技術復雜度間的調節(jié)效應，以期為揭開創(chuàng)新與出口技術復雜度關系的 “黑箱”提供新的研究視角。

2 理論分析與研究假設

2.1 創(chuàng)新因子與出口技術復雜度

為了更好地探究創(chuàng)新如何作用于出口技術復雜度，本文采用創(chuàng)新因子作為創(chuàng)新的基礎單元，厘清驅動出口技術復雜度提升的創(chuàng)新要素。結合已有文獻[14-15]，本文認為創(chuàng)新主體、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新環(huán)境是創(chuàng)新系統(tǒng)中的核心創(chuàng)新因子，可能從以下途徑對出口技術復雜度產生促進效應。

創(chuàng)新主體由直接參與創(chuàng)新活動的個體及種群構成[16]，創(chuàng)新主體數(shù)量增加將加劇行業(yè)競爭程度，成為創(chuàng)新主體有序開展研發(fā)活動、提高創(chuàng)新效率的外部壓力，促使創(chuàng)新主體提高單位產品價值，最終提高出口技術復雜度；同時創(chuàng)新主體間在互動過程中產生技術溢出效應[17]，這種技術轉移行為對企業(yè)及產業(yè)帶來正的外部效應，能夠提升產業(yè)技術水平，整體推動出口技術復雜度提升。創(chuàng)新投入主要通過創(chuàng)新經費與創(chuàng)新人才兩類資源形態(tài)提升出口技術復雜度：一方面，創(chuàng)新經費為整個創(chuàng)新環(huán)節(jié)提供物質來源，在很大程度上決定產品的基本特征與技術含量，直接影響出口產品的國際競爭力；另一方面，創(chuàng)新人才在產品的研發(fā)、生產與銷售等環(huán)節(jié)中能夠發(fā)揮創(chuàng)造性，幫助企業(yè)提高產品附加值，從而促進出口技術復雜度提升。適宜、匹配的創(chuàng)新環(huán)境能夠激發(fā)科研人員的創(chuàng)造意識，引導其創(chuàng)造行為朝著市場化、合理化方向發(fā)展，促使高質量原始創(chuàng)新成果不斷涌現(xiàn)[18]，因而有助于出口技術復雜度的提高。

基于以上分析，本文提出假設1：創(chuàng)新主體、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新環(huán)境三類創(chuàng)新因子對出口技術復雜度有促進效應。

2.2 創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的調節(jié)效應

創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略可以正向調節(jié)創(chuàng)新因子與出口技術復雜度的關系，其內在機理如下：針對創(chuàng)新主體而言，創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的引導、協(xié)調和服務功能夠幫助創(chuàng)新主體在創(chuàng)新決策中規(guī)避創(chuàng)新風險[19]，提高創(chuàng)新效率，進一步加速出口技術復雜度升級；同時，創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略也緊密加強了創(chuàng)新主體間的合作，促使創(chuàng)新主體通過協(xié)同創(chuàng)新形成創(chuàng)新集群，加快創(chuàng)新主體間知識和技術的溢出速度，進而強化創(chuàng)新主體對出口技術復雜度的正向影響。對于創(chuàng)新投入來說，在創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略背景下，政府經濟資源及人力資源的供給和保障能夠有效降低企業(yè)創(chuàng)新投入的成本，鼓勵企業(yè)多頻率、高強度地參與研發(fā)活動，為產品實現(xiàn)量的積累轉化為質的突破提供可能，從而增強創(chuàng)新投入對于出口技術復雜度的促進效應。另外，創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略在貫徹過程中不僅注重營造更加公平、自由的創(chuàng)新環(huán)境，倡導服務于創(chuàng)新全過程的創(chuàng)新文化，還通過加快構建高水平知識產權保護政策與完善的市場機制及法律體系，增強創(chuàng)新活動的激勵與保障作用[20-21]，不斷釋放創(chuàng)新環(huán)境對出口技術復雜度的內生效能。

基于以上分析，本文提出假設2：創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略在創(chuàng)新主體、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新環(huán)境與出口技術復雜度的關系中存在正向調節(jié)效應，如圖1所示。

圖1 理論機制與假設

3 研究設計

3.1 變量選取

(1)被解釋變量：出口技術復雜度 (ES)。本文利用中國海關HS大類產品數(shù)據(jù)測算省際出口技術復雜度，由于HS編碼共有22類產品，為了提高測度結果的準確性，本文借鑒周祿松等[22]的做法，剔除產業(yè)不明的特殊產品與雜類產品，最終計算的產品大類共有16類。借鑒Hausmann等[23]的方法，對各省市出口技術復雜度進行測算。

首先，計算出每一類產品的出口技術復雜度：

其中，PSkt為t年k類產品的出口技術復雜度，xikt為地區(qū)i在t年k類產品的出口額，Xit為地區(qū)i在t年的出口總額，Yit為地區(qū)i在t年以2007年為基期剔除價格因素后的人均實際GDP。

其次，以各類產品出口占該地區(qū)出口總額的比重作為權重，對相應類別產品出口技術復雜度加權平均，得到各省市的出口技術復雜度：

其中，ESit表示地區(qū)i在t年的出口技術復雜度。

(2)核心解釋變量：創(chuàng)新因子 (INO)。為了全面反映創(chuàng)新因子的基本現(xiàn)狀，本文遵循科學、客觀、系統(tǒng)的原則，以湯臨佳和孫艷艷等[24-25]的研究為參考，構建創(chuàng)新因子指標衡量體系 (見表1)。同時采用全局主成分分析法對創(chuàng)新主體、創(chuàng)新投入與創(chuàng)新環(huán)境三類創(chuàng)新因子進行降維提取，綜合測度各類創(chuàng)新因子，以便充分有效地考察各類創(chuàng)新因子與出口技術復雜度的關系。

表1 創(chuàng)新因子指標體系

各創(chuàng)新因子維度下KMO度量值均大于0.6，Bartlett檢驗值所對應的p值均等于0.000，小于0.001，表明各二級指標具有較強的線性關系，符合全局主成分分析的檢驗標準。首先對指標數(shù)據(jù)進行Z-Score標準化處理，其次根據(jù)特征值大于1的原則提取主成分，最后利用成分系數(shù)除以主成分相對應的特征值開平方根得到特征向量，以此確定各二級指標的權重，進而提煉出創(chuàng)新主體、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新環(huán)境這三個綜合指標。公式如下：

IS=0.4797×ZNie+0.3696×ZNrs+0.5613×ZNoc+0.5640×ZNft

IP=0.6151×ZFrd+0.5931×ZDev+0.5195×ZLge

IE=0.5326×ZGdp+0.4927×ZCpl+0.5266×ZScg+0.4430×ZInt

(3)調節(jié)變量：創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略 (IDD)。創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略為虛擬變量，由于創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略于2012年的年底提出，因此令2013年以前的變量取值為0，2013年及以后的變量取值為1。

創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略在創(chuàng)新因子與出口技術復雜度關系中的調節(jié)效應通過交互項 (INO×IDD)來體現(xiàn)，由于創(chuàng)新因子包含創(chuàng)新主體、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新環(huán)境三個維度，因此，交互項分別為IS×IDD、IP×IDD、IE×IDD。交互項的系數(shù)表示創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略對創(chuàng)新因子與出口技術復雜度的邊際影響，如果創(chuàng)新因子利于出口技術復雜度的提升，那么正的交互項系數(shù)表明創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略能夠有效增強創(chuàng)新因子對出口技術復雜度的促進效應，負的交互項系數(shù)則表明創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略會減弱創(chuàng)新因子對出口技術復雜度的有利影響。

(4)控制變量。為了規(guī)避遺漏變量帶來的偏誤，本文對以下影響出口技術復雜度的因素加以控制：①對外開放度 (Open)，選擇進出口總額與外商直接投資的總和占GDP的比重表示；②人力資本 (Hum),利用平均受教育年限法測算，小學、初中、高中、大專及以上學歷受教育年限分別為6年、9年、12年、16年，用各學歷就業(yè)數(shù)占總就業(yè)人數(shù)的比重乘以對應教育年限加總得到；③企業(yè)規(guī)模 (Scale)，選取規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)利潤總額衡量；④市場化程度 (Mar)，以國有單位就業(yè)人員數(shù)占從業(yè)人員總數(shù)的比重度量；⑤金融發(fā)展 (Fin)，采用金融機構人民幣貸款余額與GDP的比值表征。

柳州市出露地層有泥盆系、石炭系、二疊系、三疊系、白堊系、古近系和第四系，基巖出露約占2/3，主要為碳酸鹽巖，次為碎屑巖、硅質巖及少量凝灰?guī)r。松散的第四系堆積約占1/3，有河流沖積、溶蝕殘余堆積等類型。除白堊系、古近系和第四系與下伏地層呈角度不整合接觸外，其余各地層間均為整合接觸。

3.2 模型設定

為了揭示創(chuàng)新因子、創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略對出口技術復雜度的影響，根據(jù)Hausman檢驗結果構建固定效應模型。

首先建立模型 (1)，考察創(chuàng)新因子對省際出口技術復雜度的直接影響。由于創(chuàng)新因子對出口技術復雜度的影響往往存在一定的滯后作用，因此將創(chuàng)新因子滯后1期引入模型[26]，得：

ESit=α0+β1INOit-1+β2Openit+β3Humit+

β4Scaleit+β5Marit+β6Finit+λt+ui+εit

(1)

其次建立模型 (2)，對創(chuàng)新因子與創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略進行聯(lián)合顯著性檢驗，進一步分析創(chuàng)新因子與創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略對省際出口技術復雜度的影響：

ESit=α0+β1INOit-1+β2IDDit+β3Openit+

β4Humit+β5Scaleit+β6Marit+β7Finit+λt+ui+εit

(2)

最后引入創(chuàng)新因子與創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的交互項，建立模型 (3)，檢驗創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略在創(chuàng)新因子與出口技術復雜度關系間的調節(jié)效應：

ESit=α0+β1INOit-1+β2IDDit+β3INOit-1×IDDit+β4Openit+β5Humit+β6Scaleit+β7Marit+

β8Finit+λt+ui+εit

(3)

在模型 (1) (2) (3)中，INOit-1表示地區(qū)i在t-1年的創(chuàng)新因子，包括IS、IP和IE；IDDit表示創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略；Openit表示地區(qū)i在t年的對外開放程度；Humit表示地區(qū)i在t年的人力資本水平；Scaleit表示地區(qū)i在t年的企業(yè)規(guī)模；Marit表示地區(qū)i在t年的市場化程度；Finit表示地區(qū)i在t年的金融發(fā)展水平；λt表示時間固定效應；ut表示個體固定效應。

3.3 數(shù)據(jù)說明

本文利用2007—2019年30個省市的創(chuàng)新因子及出口技術復雜度相關數(shù)據(jù)進行實證分析。測度各省市出口技術復雜度的分類商品出口額來源于國研網(wǎng)的對外貿易數(shù)據(jù)庫；測度創(chuàng)新因子使用的相關數(shù)據(jù)來源于歷年 《中國科技統(tǒng)計年鑒》和 《中國統(tǒng)計年鑒》；控制變量中人力資本和市場化程度均基于歷年 《中國勞動統(tǒng)計年鑒》計算得出，其他各指標數(shù)據(jù)均來源于歷年 《中國統(tǒng)計年鑒》及各省市統(tǒng)計年鑒。為了解決量綱不同及多重共線性等問題，除了虛擬變量 (IDD)外，其他變量均進行標準化處理。

4 實證結果分析

4.1 基準檢驗結果分析

創(chuàng)新因子對出口技術復雜度的影響及創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的調節(jié)效應基準回歸結果如表2所示。模型 (1a) (1b) (1c)分別考察各類創(chuàng)新因子對省際出口技術復雜度的影響；模型 (2a) (2b) (2c)分別考察各類創(chuàng)新因子與創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略對省際出口技術復雜度的聯(lián)合影響；模型 (3a) (3b) (3c)分別考察創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略在各類創(chuàng)新因子與省際出口技術復雜度關系中的調節(jié)效應。

表2 基準檢驗結果

(1)創(chuàng)新因子對省際出口技術復雜度影響的存在性檢驗。由模型 (1a)單獨引入創(chuàng)新主體以及在模型 (2a)中對創(chuàng)新主體與創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略進行聯(lián)合顯著性檢驗的結果可知，創(chuàng)新主體的系數(shù)均顯著為正，表明創(chuàng)新主體能夠顯著提升省際出口技術復雜度。模型 (1b)和 (2b)的結果顯示，創(chuàng)新投入對出口技術復雜度的促進效應均在1%的顯著水平下通過檢驗，說明創(chuàng)新投入越多的省市其出口技術復雜度水平也越高。在模型 (1c)和 (2c)中，創(chuàng)新環(huán)境的系數(shù)均顯著為正，且顯著性保持一致，證明回歸結果穩(wěn)健，這意味著創(chuàng)新環(huán)境的改善能夠驅動省際出口技術復雜度提升。由此，假設1得到驗證。

(2)創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略對創(chuàng)新因子與出口技術復雜度的調節(jié)效應檢驗。由模型 (3a)可知，創(chuàng)新主體與創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的交互項 (IDD×L.IS)系數(shù)顯著為正，表明創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的調節(jié)效應存在，即創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略增強了創(chuàng)新主體對出口技術復雜度的促進效應。模型 (3b)中創(chuàng)新投入與創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的交互項 (IDD×L.IP)呈現(xiàn)顯著正向影響，說明創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略在創(chuàng)新投入與出口技術復雜度的關系間存在增強的調節(jié)效應。模型 (3c)顯示創(chuàng)新環(huán)境與創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的交互項 (IDD×L.IE)系數(shù)為正，但不顯著，即創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略在創(chuàng)新環(huán)境與出口技術復雜度的關系間不存在調節(jié)效應，其原因可能是在落實創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略過程中仍存在創(chuàng)新激勵機制與創(chuàng)新制度之間彼此矛盾和沖突的地方，在短時間內未能為創(chuàng)新活動的出現(xiàn)提供足夠的保障與激勵，從而導致創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略無法在創(chuàng)新環(huán)境與出口技術復雜度之間產生持續(xù)的正向影響。因此，假設2得到部分支持。

4.2 異質性檢驗結果分析

考慮到行業(yè)異質性的特點，借鑒李平等[27]的做法，按照要素密集度將16類產品劃分為勞動密集型、資本密集型與技術密集型三類行業(yè)，探究不同行業(yè)類型下創(chuàng)新因子對出口技術復雜度的影響及創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略調節(jié)效應的差異，異質性檢驗結果如表3所示。結合模型 (1) (2)的異質性檢驗結果可以發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新主體、創(chuàng)新投入與創(chuàng)新環(huán)境三類創(chuàng)新因子對出口技術復雜度的估計系數(shù)均顯著為正，說明這三類創(chuàng)新因子均有效提升了三類行業(yè)的出口技術復雜度，與前文全樣本基準檢驗結果一致。

不同行業(yè)下創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的調節(jié)效應存在差異。首先，對于創(chuàng)新主體而言，創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略僅正向調節(jié)了其與技術密集型行業(yè)出口技術復雜度的關系；其次，針對創(chuàng)新投入，創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略在其與勞動密集型、資本密集型行業(yè)出口技術復雜度的關系間存在正向調節(jié)效應，而在技術密集型行業(yè)中則不存在調節(jié)效應。

4.3 穩(wěn)健性檢驗結果分析

為了增加上述結論的可信度，本文重新構建了創(chuàng)新因子指標衡量體系 (見表4)，再次通過全局主成分分析法對三類創(chuàng)新因子降維提取，以替代已有各類創(chuàng)新因子指標數(shù)據(jù)，驗證計量結果的穩(wěn)健性。穩(wěn)健性檢驗結果如表5所示，通過與表2的基準檢驗結果對比發(fā)現(xiàn)，各變量除了系數(shù)略有變化外，符號與顯著性水平基本相同，表明本文的檢驗結果不會因指標選取的不同而發(fā)生變化，研究結論具有較強的穩(wěn)健性。

表3 異質性檢驗結果

5 結論與政策建議

本文的研究結論表明：創(chuàng)新主體、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新環(huán)境三類創(chuàng)新因子均對出口技術復雜度具有促進效應；創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略在創(chuàng)新主體、創(chuàng)新投入與出口技術復雜度的關系中存在增強的調節(jié)效應，但在創(chuàng)新環(huán)境與出口技術復雜度的關系中不存在調節(jié)效應；勞動密集型和資本密集型行業(yè)中創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略均能增強創(chuàng)新投入對出口技術復雜度的促進效應，技術密集型行業(yè)中創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略能夠增強創(chuàng)新主體對出口技術復雜度的促進效應。

基于上述結論，本文提出以下政策建議：

表4 創(chuàng)新因子替代指標體系

第一，發(fā)揮創(chuàng)新因子的協(xié)調作用，持續(xù)擴大創(chuàng)新因子對出口技術復雜度的促進效應。創(chuàng)新主體要通過破除主體間的流動壁壘積極開展產學研合作，以協(xié)同創(chuàng)新促進出口技術復雜度的提升；企業(yè)既要加大研發(fā)投入力度，也要合理優(yōu)化投入結構，多措并舉地提高自主創(chuàng)新能力，助推出口高質量發(fā)展；各地區(qū)要通過營造濃厚的創(chuàng)新氛圍、完善市場機制等途經發(fā)揮創(chuàng)新環(huán)境的激勵作用，培育出口競爭新優(yōu)勢。

表5 穩(wěn)健性檢驗結果

第二，釋放創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的強勁動能，增強創(chuàng)新因子對出口技術復雜度的核心動力。政府應加強創(chuàng)新主體間的交互強度，加快知識與技術的溢出速度，激發(fā)創(chuàng)新主體提升出口技術復雜度的腦動力；并為企業(yè)經濟資源與人力資源提供長期穩(wěn)定的支持，調動企業(yè)開展研發(fā)活動的積極性，增添創(chuàng)新投入的源動力；同時應立足于創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略實施過程中面臨的障礙，通過構建完善的創(chuàng)新生態(tài)體系強化創(chuàng)新環(huán)境的激勵作用，進而為出口技術復雜度升級催生出不竭的軟實力。

第三，差異化開展創(chuàng)新活動，推動不同要素密集型行業(yè)出口技術復雜度協(xié)同發(fā)展。保證勞動密集型行業(yè)轉型的力度與速度，重塑勞動密集型行業(yè)顯著性比較優(yōu)勢；通過降低資本密集型行業(yè)的生產成本，進一步提高其出口競爭力；實現(xiàn)技術密集型行業(yè)的核心技術突破，扭轉前沿技術受制于人的被動局面，同時也要充分發(fā)揮創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略 “加速器”的作用，挖掘新的增長紅利，整體推進出口技術復雜度提升。