產業聚集度對出口技術復雜度的影響分析

趙向榮，張明旭

（蘭州財經大學 統計學院，甘肅 蘭州 730020）

0 引言

世界貿易組織（WTO）發布的《2021 年世界貿易報告》報告表明，2021 年中國貿易總額達6.051 萬億元，占全球貿易的13.5%，穩居世界出口第一貿易大國地位。

雖然我國的貿易體量大、世界排名高，但我國并非貿易強國。從整體來看，我國出口貿易的技術附加值與技術含量普遍不高，出口的商品與服務基本上處于全球價值鏈的低端。為此中國在邁向新發展階段之際，努力提高出口技術復雜度與出口商品附加值是外貿高質量發展的必要前提。

然而自2020 年新冠疫情的全球爆發和蔓延以來，加劇了世界經濟格局的調整，國際競爭也日趨激烈，貿易摩擦沖擊加大，產業革命加速發展，國際經貿規則出現了系統性的變化，中國外貿高質量發展則面臨著更多的不確定性。 為應對國際環境“百年未有之大變局”，滿足國內經濟增長的動力需求，我國提出構建“以國內大循環為主體，國內國外雙循環相互促進的新發展格局”。面對不斷涌現的國際貿易新形勢、新機遇、新挑戰，持續深化對外貿易體制改革，構建符合高質量發展要求的外貿管理體制，是培育出口技術復雜度的新動能和新優勢，是助力出口技術復雜度轉型升級的重要機制保障，也是新時代推動貿易大國向貿易強國轉變的重要任務。

為推動我國出口技術復雜度的提升，本文依據“異質性企業”與“成本發現”框架，結合我國外貿當前面臨的新形勢以及新挑戰，構建出口技術復雜度空間計量模型，以期為地區出口技術復雜度提升及具體政策調整提供可靠的量化依據，提升我國地區的出口技術復雜度，助力我國地區出口技術復雜度提升新格局的構建與發展。

1 文獻回顧

關于出口技術復雜度的研究最早可以追溯到用貿易化指數來表示各國所出口產品的復雜程度和技術特征［1］。 Rodrik D［2］提出“出口技術復雜度”這一概念。 通過測算一國出口商品中所蘊含的技術含量得出生產技術水平與出口商品技術含量之間的關系，“出口技術復雜度” 逐漸成為衡量一國技術水平以及反映外貿出口結構的典范。

依據比較優勢理論，用一國某種產品出口額占世界上該產品出口總額的比重賦權，構建了出口技術復雜度指數（TSI）［3］；為此在上述方法的基礎上進行了改進，提出了顯示性比較優勢法（RCA 指數法），先計算了顯示比較優勢指數，再進行標準化處理后用其對人均收入賦權［4-5］；在質量和收入方面對Rodrik D［2］提出的計算方法進行了一定的修正［6］。 而 Ricardo H［7］等具體闡釋了“出口技術復雜度”，并給出測算的方法：首先計算各類產品出口技術復雜度指數（PRODY），其次基于上一步的計算結果來計算某一國（或地區）的出口技術復雜度指數（EXPY），該方法在計算權重時使用相對比率，消除了國家規模間的差異，不存在因國家出口規模差異所導致的誤差。目前測算出口技術復雜度的文獻大都采用指標構造法進行分析，并在此基礎上剔除出口中間產品的影響［8-9］。倪紅福［10］則賦予出口技術復雜度更深層次含義，認為出口技術復雜度不僅體現了技術，而且也象征著產品的其他特征如產品質量、產品附加值等，因而可以作為衡量一國某產品競爭力的綜合指標。

影響出口技術復雜因素包含人力資本［11-14］、 創新研發［15-16］、 制度質量［17-19］、 基礎設施［20］、 對外投資［21-22］、金融發展［23-25］等。 進一步研究產業集聚和出口技術復雜度之間關系的時發現：一方面，產業集聚會對高新產品出口技術復雜度產生促進作用，而出口技術復雜度的提升會削弱產業集聚程度［26］；另一方面，產業聚集可以提升該地區的技術出口復雜度［27-29］。 梳理現有文獻發現：一是產業集聚能夠顯著提升我國制造業的出口技術復雜度； 二是高技術產業集聚對出口技術復雜度的促進作用會比低技術業集聚對出口技術復雜度的促進作用較高。 為此本文從實證研究角度出發，依據現有文獻相關理論基礎，考慮了地區之間的出口技術復雜度關聯，依據理論模型建立空間計量模型。

2 出口技術復雜度與產業聚集度理論基礎

依據“異質性企業”［30］與“成本發現”［7］框架，建立出口產業聚集度對技術復雜度的影響機制理論。

2.1 消費者理論

對于消費者我們給予以下假定：消費者效用偏好符合CES 生產函數，因此有

其中q（ω）表示差異化產品的需求，ω 表示消費者偏好的所有產品的組合，Ω 表示可能存在的產品組合集合，0＜ρ＜1，表明任意兩種產品之間存在著相互替代性，且兩種產品之間的替代彈性σ=1/（1-ρ）＞1。

根據Dixit 與Stiglitz 的設定，又可以表示為Q=U［30］。即代表消費的產品加總水平Q 與效用相同。若差異化產品的加總價格指數如下：

由此可得，消費的支出表達式為：

2.2 生產者理論

假設存在許多外貿企業，各企業生產差異化的同類產品，勞動是產出需投入的唯一要素，且總體供給水平L 是無彈性的，各企業的成本函數可以表示中f 為各企業的固定成本且相同，而各企業的可變成本存在差異。在區間［0，s］上，假設φ服從均勻分布，其中S 表示出口技術復雜度，S越大，則企業的潛在生產效率

生產一單位相同的差異化產品， 生產效率高的企業則比生產效率相對低的企業的生產邊際成本更低， 也就是在相同條件下， 高效率的生產企業所生產的產品比相對低效率生產企業生產的產品質量要高。 各企業所面臨的產品差異化的需求曲線都具有恒定的彈性σ，且成本加價等價于σ/（σ-1）=1/ρ 的利潤最大化的生產方式，因此可以得到下面的定價準則：

其中ω 是各企業的工資率，為方便將其標準化為1，則企業的利潤可以寫為：

均衡加總描述為M家的企業（亦即生產M種商品）和生產率水平在集合（0，+∞）上的分布μ（φ）。 在均衡狀態下，由式（2）定義的加總價格指數P可以寫為：

由（13）可知δ表示負面沖擊導致企業退出的概率。 則可以得到的分布函數為：

其中g（φ），表示在（0，∞）上的生產效率參數φ的公共的分布函數，pin=1-G（φ）*，表明企業成功進入市場的可能性，φ*為企業停止出口的生產率臨界點。 如果φ≥φ*，則企業選擇出口，否則退出。 由此可知表示為φ*的函數：

假設v～表示企業平均利潤的現入市場的平均利潤凈值表達寫為：

通過上面的推導可以得到企業自由進入市場的條件：

在經濟開放條件下，企業的營業收入函數可以表示為：

其中，rd（φ）代表企業產品售往國內的營業收入部分，rx（φ）表示企業產品的營業收入部分，n表示企業出口的國家數目，τ ＞1代表冰山型貿易成本。

2.3 出口技術復雜度理論

企業的利潤函數可以轉化為國內銷售利潤πd（φ）、出口國外的銷售利潤πx（φ）這兩部分：

由此可得：

由此可以推導出企業的無利潤條件：

同理可以得到：

由此可得若地區的產業聚集度越高，該企業的出口成本將會越低。 同樣也會越容易進入出口市場，進而促進該地區的出口技術復雜度。

當然我們還加入了下列控制變量：

外商進出口投資（FIE）。 大量的研究表明，發展中國家吸引外商進出口投資可以通過技術溢出效應與產業關聯共同提升發展中國家的出口技術復雜度。

外貿開放度（OPEN）。 即外貿進出口總額占GDP的比重，提升開放程度對出口技術復雜度是一把雙刃劍，發展中國家可以接觸到更先進的技術與更好的管理經驗，但是，提升開放程度也就不得不接受發達國家對知識產權的強制保護， 相應的調整加強本國知識產權保護。 這對發展中國家來說是相當不利的，因為不能有效吸收發達國家的先進的技術，在某種程度上阻礙了出口技術復雜度的發展。

人力資本稟賦（HI）。 較高的人力資本水平可以大大縮短消化吸收先進技術的時間，從而提高勞動生產效率。 使得在人力資本密集型產品上存在比較優勢，從而有助于提升出口技術復雜度。

3 產業聚集度對出口技術復雜度的影響分析

依據“異質性企業”與“成本發現”的框架，建立出口技術復雜度與產業聚集度之間的理論基礎。從理論證明產業聚集度對出口技術復雜度產生正向的促進作用，即產業聚集度越高，該企業的出口成本和生產成本將會越低，這會促進該地區出口技術復雜度的升級。因此本文將出口技術復雜度（Expy）作為被解釋變量，將產業聚集度（HHI指數）作為解釋變量，對外開放程度（OPEN）、外商進出口投資占進出口的比值（FIE）、人力資本要素稟賦（HC）作為控制變量構建空間計量模型。

3.1 模型設定與指標選取

3.1.1 出口技術復雜度模型的設定

由于地區貿易之間存在相關性， 本文采用空間計量模型分析出口技術復雜度對地區經濟的相互影響以及空間集聚或空間溢出效應。 模型包括空間自回歸 （SAR） 模型 （含有空間滯后項） 與空間誤差（SEM）模型（含有空間誤差項），以及空間杜賓模型（SDM）。

（1）總模型的形式為：

（2）空間滯后模型的表達式為：

（3）空間誤差模型的表達式為：

（4）空間杜賓模型的表達式為：

其中Y表示出口技術復雜度程度，X表示解釋變量，W表示n×n階的空間權重矩陣，ε表示獨立同分布的隨機擾動項，且ε ～ N（0，δ2In），ρ是空間自回歸系數，λ表示殘差自回歸系數。 γ表示反映相鄰區域解釋變量的影響參數。ρ顯著表示中國地區之間的出口技術復雜度存在空間效應，若ρ不顯著則表明地區間不存在空間效應。 從（1）中可以看出假如λ=0，ρ ≠0，γ=0則總的模型轉化為空間滯后（SAR）模型，若λ≠0，ρ=0，γ =0則模型轉化為（SEM）模型。 若，λ=0，ρ ≠ 0，γ ≠ 0，則該模型轉化為空間杜賓（SDM）模型。

3.1.2 指標的選取與數據來源

解釋變量：HHI表示產業聚集度指數，其中數據來源于國家統計局。 計算方法表示i 行業的市場份額的平方，N 為行業的數目數據來源于《中國工業經濟統計年鑒》。

控制變量：OPEN表示分地區進出口額占地區生產總值的比重， 其中地區生產總值與地區生產總值價格指數、分地區進出口額均來自于國家統計局，進出口商品價格指數來自2004～2020年《中國統計年鑒》，人民幣美元的匯率年均價來自2004～2020年《中國統計摘要》和部分地區統計年鑒。 FIE表示外商進出口投資占進出口的比值，其2003～2019年的數據來源于國家統計局。 HC表示人力資本稟賦，其計算方法為在校大學生人數占人口總數的比值，2003～2019年的數據來源于國家統計局。

3.1.3 空間權重矩陣的選取

本文在分析過程所選擇的空間權重矩陣為W0-1（0-1矩陣，相鄰地區為1否則為0）（1）與經濟距離矩陣WEC， 其經濟距離所構造的空間權重2019年期間的平均人均地區生產總值（用GDP價格指數平減到以2003年為基期的實際地區生產總值）得到2003～2019年期間的實際地區生產總值，數據來源于《國家統計局網》。

3.2 技術出口復雜度相關性分析

為了進一步研究出口技術復雜度是否存在空間上的相關性，通過測算莫蘭指數可以發現，相鄰的地區之間的確存在空間相關性，因此在研究本問題時，需用空間計量模型進行研究本問題，再者通過莫蘭指數散點圖，發現出口技術復雜度存在很強的空間聚集性，地區之間的空間聚集性呈現出出口技術復雜度不發達地區的與出口技術復雜度不發達地區的相聚集， 而出口技術復雜度發達的地區與出口技術復雜度發達的地區聚集，使得東部、中西部之間出口技術復雜度的差異越來越大，進而影響地區出口技術復雜度。

3.2.1 出口技術復雜度莫蘭指數

莫蘭指數檢驗結果如表1所示。

表1 莫蘭指數檢驗結果表

由表1 可知，莫蘭指數都大于0，即出口技術復雜度在地區之間的存在正相關，而在5%的顯著性水平下均顯著，也就是說地區出口技術復雜度不僅對本地的外貿情況產生影響，而且還對相鄰地區的外貿情況產生影響。再一次證明使用空間計量模型能較好的反映地區間外貿相關性，且地區的出口技術復雜度越高不僅對本地區的外貿產生顯著正影響而且還會對相鄰地區的外貿產生顯著正影響。

3.2.2 出口技術復雜度的莫蘭散點圖

2019 年W0-1莫蘭指數散點如圖1 所示。

圖1 2019 年W0-1 莫蘭指數散點圖

由圖1 可知，當空間權重為0-1 矩陣（W0-1）時，第一象限內的地區有北京、天津、江蘇、浙江、上海、山東、福建、安徽、湖南、山西、河北、湖南、湖北、河南、陜西，這些地區的出口技術復雜度較高且被高開放程度的地區所包圍，即高開放程度與高開放程度的地區聚集；在第二象限內的地區有海南、貴州，這些地區出口技術復雜度被高出口技術復雜度的地區相包圍， 即低技術復雜度的地區被高技術復雜度的地區所包圍的空間效應相聯系；在第三象限內的地區有黑龍江、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆，這些地區的出口技術復雜度較低且被較低的出口技術復雜度的地區相包圍， 即低出口技術復雜度的地區與低出口技術復雜度的地區相聚集；第四象限所包含的地區只有遼寧、廣東、吉林、四川。

替換空間權重矩陣（經濟距離矩陣（WEC））后如圖2 所示。

圖2 2019 年WEC 莫蘭指數散點圖

由圖2 可知，第一象限內的地區有北京、天津、江蘇、浙江、上海、山東、福建、安徽、山西、河北、湖南、湖北、河南、陜西，這些地區的出口技術復雜度較高且被高開放程度的地區所包圍，即高開放程度與高開放程度的地區聚集；在第二象限內的地區有新疆、內蒙古、黑龍江、海南，這些地區出口技術復雜度被高出口技術復雜度的地區相包圍， 即低技術復雜度的地區被高技術復雜度的地區所包圍的空間效應相聯系；在第三象限內的地區有貴州、云南、甘肅、廣西、青海、寧夏，這些地區的出口技術復雜度較低且被較低的出口技術復雜度的地區相包圍，即低出口技術復雜度的地區與低出口技術復雜度的地區相聚集；第四象限所包含的地區只有吉林、湖南、江西、四川、湖北。表明在替換空間權重矩陣后，其空間的聚集性未發生明顯變化，即出口技術復雜度較高的地區被出口技術復雜度較低的地區包圍，即出口技術復雜度較高的地區被出口技術復雜度較低的區域所包圍的空間形式相聯系。

3.3 產業聚集度對出口技術復雜度影響的空間計量分析

表2 分別給出了在W0-1矩陣下空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）與空間杜賓模型（SDM）。

表2 產業聚集度對出口技術復雜度的空間面板回歸表

續表2

通過莫蘭指數檢驗以及莫蘭散點圖可知該模型不適合于普通最小二乘法（OLS），從三個模型中發現，R2較高， 分別達到0.814 7、0.102 9、0.885 1， 但這不能作為選擇合適模型的依據， 從空間滯后模型（SAR）與空間杜賓模型（SDM）的空間相關性可知，ρ=0.85、ρ=0.79，在1%的顯著性水平下會顯著，表明各個地區之間存在區域相關性，即出口技術復雜度不僅促進本地的經濟發展，還促進相鄰地區的經濟發展。 空間誤差模型λ=0.97，在1%的情況下顯著，表明地區之間的出口技術復雜度存在空間相關性，相鄰地區的出口技術復雜度具有明顯的空間聚集性特點。為了保證模型估計的穩健性，在更換空間權重矩陣（WEC）后其變量的系數和方向并未發生明顯變化，這表明模型的估計結果是穩健的。 空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）與空間杜賓模型（SDM），從三個模型中發現，R2仍然較高，分別達到0.814 7、0.102 9、0.885 1，從空間滯后模型（SAR）與空間杜賓模型（SDM）的空間相關性可知 ρ=0.86、ρ=0.77，在1%的顯著性水平下會顯著。 空間誤差模型λ=0.968，在1%的情況下顯著。 但是選擇何種空間模型還需進一步檢驗。

3.3.1 模型檢驗

利用LRtest 與Wald 檢驗，結果如表3 所示。

表3 空間計量模型的Wald 檢驗與Lratio 檢驗結果表

由表3 可知，在W0-1矩陣下首先用LRtest 檢驗發現SDM 優于SAR，在1%的顯著性水平下，SDM 模型要比SAR 模型要好，同樣用Wald 檢驗比較SDM 模型與SEM 模型，檢驗結果顯示SDM 模型要優于SEM 模型，也就是說在1%的顯著性水平下，用SDM 建模要好于用SEM 建模。 為了保證模型檢驗的穩健性，在更換空間權重矩陣后（WEC），進行LRtest 檢驗發現SDM 優于SAR，在1%的顯著性水平下，SDM模型要比SAR 模型要好，同樣用Wald 檢驗比較SDM 模型與SEM 模型，檢驗結果顯示SDM 模型要優于SEM 模型，也就是說在1%的顯著性水平下，用SDM 建模要好于用SEM 建模。其綜上所述，SDM 模型會優于SAR 模型和SEM 模型，最后我們選擇用SDM 模型。

3.3.2 空間杜賓模型的Hausman 檢驗

W0-1權重矩陣和WEC 權重矩陣的空間杜賓模型Hausman 檢驗分別如表4 與表5 所示。

表4 W0-1 權重矩陣空間杜賓模型Hausman 檢驗結果表

表5 WEC 權重矩陣空間杜賓模型Hausman 檢驗結果表

由表4 與表5 可知， 無論是W0-1權重矩陣下的空間杜賓模型的固定效應與隨機效應的系數估計，以及空間杜賓模型用固定效應估計與隨機效應估計之間的差異， 還是WEC下的空間杜賓模型的固定效應與隨機效應的系數估計，以及空間杜賓模型用固定效應估計與隨機效應估計之間的差異，均發現固定效應與隨機效應的差距很小，chi2（3）=-76.17；chi2（3）=-34.08。 這表明不能拒絕原假設，雖然空間杜賓模型隨機效應與空間杜賓固定效應之間無差異， 但使用空間杜賓隨機效應模型的自由度要比使用空間杜賓固定效應的自由度要小，按照自由度損失最小原則，選擇空間杜賓隨機效應模型。

3.3.3 出口技術復雜度空間杜賓隨機效應模型

下面以 W0-1為例進行說明如表 6 所示，其中模型（1）只加入解釋變量 HHI，模型（2）～模型（4）則加入了控制變量，在模型（2）中加入 OPEN， 模型（3）在模型（2）的基礎上加入了 FIE，模型（4）在模型（3）的基礎上又加入HC。

表6 產業聚集度對出口技術復雜度影響的空間杜賓隨機效應回歸模型表

續表6

由表6 模型（1）可知，解釋變量HHI，在1%的情況下顯著，且HHI 將會影響出口技術復雜度，但是R2較低。 WHHI 系數為負值，表明本區域產業聚集度會影響到相鄰地區的出口技術復雜度，這也符合現實，若本地區的產業聚集度較高則，其相鄰地域的出口技術復雜度必然會降低，空間效應的影響程度在1%顯著性水平下顯著不為0，本地區產業聚集度就會減弱相鄰地區出口技術復雜度。

由表 6 模型（2）可知， 解釋變量在 1%的顯著性水平下，HHI 與 OPEN 均顯著，且使得 R2增大，而WHHI 系數在1%的顯著性水平下為負值， 空間效應系數ρ = 0.9492 在1%的顯著性水平下顯著，WOPEN 系數不顯著，表明WOPEN 雖然會弱化周邊地區的出口技術復雜度但其影響程度較低。

由表 6 模型（3）可知，FIE 在 1%的顯著性水平下會顯著，HHI、OPEN 與 FIE 的系數顯著為正，這也表明FIE 會促進出口技術復雜度，FIE 不斷增加，會增強了本地區的技術引進能力。WFIE 不僅對本地區出口技術復雜度產生影響，還會對相鄰地區的出口技術復雜度產生正影響，這也表明外商進出口投資會促進本地區的出口技術復雜度削弱相鄰地區的出口技術復雜度。

由表6 模型（4）可知，HHI 得到顯著提高，人力資本極大的促進出口技術復雜度，同樣中國人力資本稟賦的提升才有利于外貿高質量發展。WPC、WFDI、WHC 對本地區的出口技術復雜度產生正影響，而對相鄰地區的出口技術復雜度產生負影響。

綜上所述，HHI、OPEN、FIE、HC 在模型（1）～模型（4）中在 10%的顯著性水平下都顯著，但這也表明了MLE 估計的穩健性，隨著不斷的加入控制變量，R2值也得到了提升。 空間系數ρ在模型（1）～模型（4）在1%的顯著性水平下均顯著。

4 結論及建議

產業高度集中促使產業在這些地區形成規模經濟與范圍經濟，降低了生產成本，但是若產業過度集中又會影響相鄰地區的出口技術復雜度， 較發達地區會對與之相鄰的經濟落后地區的產業造成一定程度的破壞，發達地區會吸引相鄰地區的人力資源與物質資本，使得發達地區的產業更加集聚，而經濟相對落后地區的產業由于無法吸引資本投入， 產業規模將變小， 進而影響經濟相對落后地區的進出口貿易。

地區開放程度越高則該地區出口商品的技術水平就越高，降低了進口技術產品的依賴。

外商投資對出口技術復雜度具有促進作用，但是對相鄰地區的外商投資產生負效應，外商投資也具有排他性，投資了某一地區則不能對其他地區投資。 產業過于集中的地區，外商投資為避免競爭壓力大會選擇遠離產業集中高的地區，在某些程度上外商投資緩解了產業過渡集中。

人力資本極大地促進出口技術復雜度，同樣中國人力資本積累與提升才有利于外貿高質量發展。這也表明人力資本的發展對于出口技術復雜度有著巨大的影響，也從側面印證要想提升出口技術復雜度，人力資本是重要因素。

為此提出以下建議：

第一，宏觀調控產業聚集程度，提升出口產品技術復雜度。 由于沿海地區的東部產業集聚現象明顯高于中部與西部地區，國家要出臺相應的政策導向，鼓勵和引導企業向西部建廠投資，一方面舒緩東部地區產業集聚所引起的產業壟斷，另一方面促進西部地區的產業發展，加快完善各個地區產業布局，逐漸縮小東、中、西部產業發展差距，促進地區出口技術復雜度的提升。

第二，提升地區開放程度，加大引進外商進出口投資額，提升出口技術復雜度。 從開放程度上看，東部地區的開放程度要高于中部地區，中部地區的開放程度高于西部地區，西部地區要積極吸收引進外商企業投資，逐步減小各地區的出口技術差距，逐步形成技術擴散的溢出效應，提升出口技術復雜度。

第三，加大人力資本投資，提升出口技術復雜度。注重人力資本的培養，出口技術復雜度的升級離不開人力資本，一方面是從其他地區吸引人才促進本地區的外貿依存度，另一方面是培養本地區的人力資本，然后留住本地區培養的人力資本，為本地區的出口技術復雜度的提升提供強大動力，從根本上解決我部分地區出口技術復雜度不強的問題。

注釋：

（1） 參照相關研究與中國地圖進行了權重矩陣的設置把海南與廣東的相鄰關系設為1。