遲旭蕾 李延勇

(齊魯工業(yè)大學(xué)財政與金融學(xué)院，山東濟南250100;山東財經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，山東濟南250014)

一、引言

經(jīng)濟增長一直是社會各界關(guān)注的熱點，學(xué)者們?yōu)榇颂岢隽烁鞣N理論與模型。一般認(rèn)為，對外貿(mào)易尤其是出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長具有促進(jìn)作用。但也有例外。在有些國家尤其是發(fā)展中國家也出現(xiàn)過對外貿(mào)易沒有推動經(jīng)濟增長的現(xiàn)象。于是有學(xué)者就對貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟增長提出了質(zhì)疑，并提出了一些新的理論與模型，如普雷維什的“中心——外圍論”、巴格瓦蒂的“貧困化增長”模型等。這些學(xué)者認(rèn)為，當(dāng)今的國際經(jīng)濟體制是以發(fā)達(dá)資本主義國家為中心的，而廣大的發(fā)展中國家處于外圍地帶，中心控制外圍，發(fā)展中國家只能依附于中心國家。

Maddison(1995)發(fā)現(xiàn)1870－1913年和二戰(zhàn)后的兩次世界經(jīng)濟高速增長都伴隨著貿(mào)易全球化的浪潮。①Maddison，A．Monitoring the World Economy 1820－1992，Paris:Organization for Economic Cooperation and Development．1995．新貿(mào)易理論認(rèn)為，長期的經(jīng)濟增長只能來源于技術(shù)進(jìn)步，貿(mào)易影響增長的關(guān)鍵在于貿(mào)易的動態(tài)收益，即國際貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)。②Grossman，G and Helpman，E．Innovation and Growth in the Globe Economy．Cambridge:the MIT Press，1991．其實，國際貿(mào)易技術(shù)溢出的研究可以追溯到內(nèi)生經(jīng)濟增長理論，該理論強調(diào)國際技術(shù)溢出效應(yīng)對一國技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)。一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟增長來源于要素投入和技術(shù)進(jìn)步，科學(xué)技術(shù)被稱為第一生產(chǎn)力，是一個國家具備核心競爭力的體現(xiàn)。技術(shù)進(jìn)步是人類為了獲取利益進(jìn)行研發(fā)投資的產(chǎn)物。技術(shù)進(jìn)步理論認(rèn)為，③Romer，Paul．Endogenous Technological Change．Journal of Political Economics，1990，98(5):71－102．技術(shù)進(jìn)步既來自本國的研發(fā)投入，也來自外國R＆D通過一系列國際經(jīng)濟活動(主要包括國際貿(mào)易、國際直接投資、國際技術(shù)交流和國際勞動力的遷移)對本國產(chǎn)生的直接或間接的技術(shù)溢出，于是國外R＆D的外部性擴展到國內(nèi)，強化了技術(shù)的外部性，修正了增長受到報酬遞減規(guī)律制約的觀點，使得全要素生產(chǎn)率的增長突破了單一國家的限制，因此可以充分地解釋國際貿(mào)易與經(jīng)濟同步增長的現(xiàn)象。

隨著經(jīng)濟全球化進(jìn)程的加快，國際分工不斷細(xì)化，跨國公司直接投資大幅度增加，加工貿(mào)易成為國際貿(mào)易的重要方式之一。改革開放以來，中國的加工貿(mào)易從無到有以驚人的速度發(fā)展著，加工貿(mào)易進(jìn)出口額從1978年的16．1億美元增加到2012年的13439．5億美元，占據(jù)了中國對外貿(mào)易的半壁江山。無疑，加工貿(mào)易對于經(jīng)濟增長、解決就業(yè)、吸引外資等方面起著舉足輕重的作用。許多文獻(xiàn)已對加工貿(mào)易的興起以及在我國開放經(jīng)濟中的作用進(jìn)行了理論和實證方面的研究。

面對加工貿(mào)易的興起，學(xué)者們開始關(guān)注與研究加工貿(mào)易是否存在技術(shù)溢出效應(yīng)，并普遍認(rèn)為加工貿(mào)易存在技術(shù)溢出。這方面的研究大多數(shù)是從定性的角度，論證加工貿(mào)易存在技術(shù)溢出的原因，以及加工貿(mào)易通過什么渠道產(chǎn)生技術(shù)溢出。也有學(xué)者采用實證的方法去檢驗加工貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)，如王洪慶(2006)采用因果關(guān)系檢驗得到加工貿(mào)易增值率的變化是我國全要素勞動生產(chǎn)率變化的格蘭杰原因，即中國的加工貿(mào)易存在技術(shù)溢出效應(yīng);①王洪慶:《我國加工貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)研究》，《世界經(jīng)濟研究》2006年第7期。沈克華(2011)探討了加工貿(mào)易的技術(shù)溢出機制和效應(yīng)，并通過實證發(fā)現(xiàn)國內(nèi)R＆D資本存量、通過加工貿(mào)易“進(jìn)口、FDI、出口”三個渠道溢出的外國R＆D存量均對我國全要素生產(chǎn)率水平產(chǎn)生正效應(yīng);②沈克華:《加工貿(mào)易技術(shù)溢出的機制與效應(yīng)研究》，上海社會科學(xué)院博士論文，2011年。胡兵、張明(2011)利用中國省際Malmquist指數(shù)和動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型檢驗了加工貿(mào)易出口對生產(chǎn)率增長的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)這一影響是不顯著的。③胡兵、張明:《加工貿(mào)易出口是否促進(jìn)了生產(chǎn)率增長》，《財經(jīng)科學(xué)》2011年第1期。

值得注意的是，已有的文獻(xiàn)大多是從國家層面考察加工貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)，張冰(2012)卻以中國浙江省為例，實證考察加工貿(mào)易對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的技術(shù)溢出效應(yīng)。④張冰:《加工貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)分析——基于浙江省的經(jīng)驗研究》，《經(jīng)濟與管理》2012年第5期。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，加工貿(mào)易對浙江省技術(shù)進(jìn)步和全要素生產(chǎn)率增長產(chǎn)生了一定的技術(shù)溢出效應(yīng)，但這一效應(yīng)還不十分明顯。考慮到浙江省的加工貿(mào)易在全國的比重不大，2012年這一比重僅為2．58%，因此張冰的結(jié)論可能具有一定的局限性，不具有普遍性或代表性。為此，本文以中國加工貿(mào)易最為發(fā)達(dá)的廣東、上海、江蘇三地為研究對象，重新考察加工貿(mào)易對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的技術(shù)溢出效應(yīng)。這三個地區(qū)占據(jù)了中國加工貿(mào)易的半壁江山，2012年三地的加工貿(mào)易額在全國的占比分別為39．43%、10．32%和18．33%，因此而得到的結(jié)論或許更有代表性。

二、加工貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)的實證模型與方法

采用實證方法檢驗加工貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)，本文采用傳統(tǒng)的兩步法。第一步利用廣東、上海、江蘇三地的生產(chǎn)總值、資本存量、勞動力投入，分別估計出各自的全要素生產(chǎn)率，進(jìn)而度量技術(shù)溢出效應(yīng);第二步利用面板數(shù)據(jù)模型，檢驗加工貿(mào)易、一般貿(mào)易等因素對全要素生產(chǎn)率的影響，以檢驗加工貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)是否存在。

(一)全要素生產(chǎn)率的計算方法

全要素生產(chǎn)率(TFP)的計算方法可以分為兩類:一類是索洛于1957年首次提出的生產(chǎn)函數(shù)法，認(rèn)為全要素生產(chǎn)率是資本與勞動力貢獻(xiàn)之外的“殘余”，又稱“索洛余值法”;另一類是經(jīng)濟計量法，即利用各種經(jīng)濟計量模型來估算全要素生產(chǎn)率，如隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)法、隱性變量法，以及數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(DEA)等。

DEA模型，尤其是基于DEA的Malmquist指數(shù)法是近年來在全要素生產(chǎn)率的研究中被廣泛使用，作為一種非參數(shù)方法，它直接利用線性優(yōu)化給出邊界生產(chǎn)函數(shù)與距離函數(shù)的估算，無需對生產(chǎn)函數(shù)形式和分布做出假設(shè)，從而避免較強的理論約束，當(dāng)然其缺陷也是明顯的——計算出的是“決策單元”的相對效率。另一方面，由于本文的“決策單元”只有三個，使用DEA模型計算全要素生產(chǎn)率是不合適的，所以本文選擇索洛余值法來計算所關(guān)心的三地的TFP。假定我們各個省級區(qū)域的生產(chǎn)函數(shù)為柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，且滿足規(guī)模報酬不變和?？怂怪行约夹g(shù)進(jìn)步的新古典假設(shè)，其數(shù)學(xué)表達(dá)式如下:

其中，Yt是某地區(qū)第t期的產(chǎn)出指標(biāo)(一般用GDP度量)，Kt是其資本存量，Lt為其勞動力投入，α代表資本的產(chǎn)出彈性，β代表勞動的產(chǎn)出彈性;At反映的是除了資本和勞動力等基本生產(chǎn)因素之外的所有其他因素帶來的產(chǎn)出增長率，有時也被稱為“技術(shù)進(jìn)步率”。

對式(1)兩邊取對數(shù)，于是有:

我們假設(shè)規(guī)模報酬不變，即α+β=1。于是模型(2)可以轉(zhuǎn)換為:

加入隨機誤差項，上式就變成可以用于實證的計量經(jīng)濟模型:

(二)加工貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)的實證模型

考慮到加工貿(mào)易的歷史數(shù)據(jù)樣本點較少，為此我們采用廣東、上海、江蘇三個省市的面板數(shù)據(jù)來檢驗加工貿(mào)易等因素對全要素生產(chǎn)率的影響。具體思路如下:

首先，確定所要考察的影響全要素生產(chǎn)率的主要因素。全要素生產(chǎn)率的對數(shù)(記為lntfp)作為被解釋變量;解釋變量則為本文所關(guān)心的是與加工貿(mào)易密切相關(guān)的變量，這里考慮了加工貿(mào)易、一般貿(mào)易與外商直接投資，分別用加工貿(mào)易進(jìn)出口總額占當(dāng)年GDP比例的對數(shù)值(lnptr)、一般貿(mào)易進(jìn)出口總額占當(dāng)年GDP比例的對數(shù)值(lngtr)、加工貿(mào)易出口與GDP比值的自然對數(shù)(lnptro)、加工貿(mào)易進(jìn)口與GDP比值的自然對數(shù)(lnptri)，外商直接投資額占當(dāng)年GDP比例的對數(shù)值(lnfdi)來表示。

其次，對被解釋變量、解釋變量的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，如果都存在單位根，則進(jìn)行協(xié)整分析;如果不是都存在單位根(事實上確實如此，見下文)，則對面板數(shù)據(jù)直接進(jìn)行回歸分析，考慮到時間序列的自相關(guān)和異方差的存在，本文采用如下的模型:

加工貿(mào)易進(jìn)口與出口的技術(shù)溢出效應(yīng)可能存在差異，因此在實證檢驗中把模型(5)中的lnptr換為lnptro或lnptri分別進(jìn)行回歸。

(三)實證檢驗的樣本和數(shù)據(jù)

1．關(guān)于全要素生產(chǎn)率計算的樣本和變量。

(1)本文采用的樣本區(qū)間為1978－2012年，即改革開放至最近一個能夠得到數(shù)據(jù)的年度。

(2)索洛余值法需要的總產(chǎn)出Yt。本文采用了各地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)，采用的是1978年的不變價。數(shù)據(jù)來自相應(yīng)地區(qū)歷年的統(tǒng)計年鑒。

(3)勞動力投入Lt。嚴(yán)格意義上講，實際的勞動投入量是指在生產(chǎn)過程中實際消耗的活勞動使用標(biāo)準(zhǔn)強度的勞動時間來衡量的，但這一指標(biāo)無法獲得，也無法估計，本文中勞動投入量用相關(guān)地區(qū)歷年的從業(yè)人數(shù)來近似替代。數(shù)據(jù)同樣是來自相應(yīng)地區(qū)歷年的統(tǒng)計年鑒。

(4)資本投入量Kt應(yīng)該是資本存量，既包括直接構(gòu)成生產(chǎn)力的部分，也包括間接構(gòu)成生產(chǎn)力的部分;既包括生產(chǎn)過程中直接用于生產(chǎn)產(chǎn)品和提供服務(wù)的各種固定資產(chǎn)和流動資產(chǎn)，也包括為生活過程服務(wù)的各種服務(wù)及福利設(shè)施的資產(chǎn)，我們采用近年來學(xué)者們常用的“永續(xù)盤存法”計算，計算公式如下:

其中，Kt為第t年的資本存量，δ為折舊率，It為第t年的投資，有關(guān)變量和參數(shù)確定依據(jù)單豪杰(2008)的研究，①單豪杰:《中國資本存量K的再估算:1952－2006年》，《數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究》2008年第10期。即當(dāng)年投資數(shù)據(jù)采用固定資本形成額;1952－2006年的投資價格指數(shù)采用固定資本形成價格指數(shù)，計算出以1952年為基期的價格平減指數(shù)，對于2005－2012年則借用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進(jìn)行替代;折舊率采用10．96%;計算的基期是1978年。

2．關(guān)于加工貿(mào)易溢出效應(yīng)的樣本和變量。

考察加工貿(mào)易、一般貿(mào)易與外商直接投資對全要素生產(chǎn)率的影響，應(yīng)該選取更長的樣本區(qū)間，但我們所能搜集到:廣東1992－2012年、上海1985－2012年、江蘇1997－2012年的數(shù)據(jù)。加工貿(mào)易、一般貿(mào)易和FDI的名義美元數(shù)據(jù)則先根據(jù)當(dāng)年官方名義匯率轉(zhuǎn)換為人民幣再根據(jù)GDP平減指數(shù)換算為按1978年價格計算的實際值。

三、加工貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)的實證結(jié)果

(一)CD生產(chǎn)函數(shù)的估計和全要素生產(chǎn)率的計算結(jié)果

在STATA11．0下，利用廣東、上海、江蘇三地的數(shù)據(jù)，對模型(3)進(jìn)行估計，估計的結(jié)果見表1。由表1中的估計結(jié)果可見，模型的擬合優(yōu)度都很高，方程在總體上也都很顯著。同時發(fā)現(xiàn)，這三地的資本貢獻(xiàn)率都比較高，廣東資本貢獻(xiàn)率高達(dá)0．8476，江蘇為0．7409，最低的上海也達(dá)到0．6845。這種結(jié)果與世界發(fā)達(dá)國家勞動力貢獻(xiàn)率在75%左右形成了鮮明的對比，這是因為中國有著豐富的勞動力資源且成本較低，相對而言，資本是稀缺資源，因此有著更高的彈性。這一點，在改革開放最早的廣東表現(xiàn)的更為明顯，而上海作為中國的經(jīng)濟中心與金融中心，資本比較密集，其資本貢獻(xiàn)度低于廣東、江蘇兩省。

表1 CD生產(chǎn)函數(shù)的估計結(jié)果

由等式(4)推算出三地全要素生產(chǎn)率趨勢。從三地1980－2010年全要素生產(chǎn)率的趨勢看，上海的全要素生產(chǎn)率一直高于廣東、江蘇兩省，除個別年份外，廣東的全要素生產(chǎn)率也高于江蘇。從每個地區(qū)的全要素生產(chǎn)率趨勢看，廣東的趨勢比較獨立呈現(xiàn)出周期性的變化，而上海和江蘇的趨勢有點類似，都是先抑后揚，尤其是1999年以來一直呈現(xiàn)出不斷提高的趨勢，但江蘇自2009年以后逐漸有走平的跡象。

(二)面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

首先對各個變量進(jìn)行面板單位根檢驗，由于只有三個面板，采用Levin－Lin－Chu(2002)檢驗方法更為合適，①Levin，A．，C．－F．Lin，and C．－S．J．Chu．Unit root tests in panel data:Asymptotic and finite－sample properties．Journal of Econometrics，2002，108:1－24．但所用數(shù)據(jù)是非平衡的面板數(shù)據(jù)，因此先把非平行面板平行化以后再在stata11．0下進(jìn)行，檢驗結(jié)果見表2。由表2可以看出，所有有關(guān)的變量在5%的顯著性水平下是顯著的。

表2 數(shù)據(jù)的面板單位根檢驗結(jié)果

接下來，直接進(jìn)行面板回歸，即對模型(5)進(jìn)行估計，估計的結(jié)果見表3中的模型一。為了處理面板中可能存在的自相關(guān)與異方差問題，在估計過程中我們借鑒了Beck和Katz(1995)的方法，②Nathaniel Beck and Jonathan N．Katz．What to Do(and Not to Do)with Time－Series Cross－Section Data．American Political Science Review，1995，89(September):634–647．這種方法被廣泛用于大N和小T的面板數(shù)據(jù)模型估計，以處理復(fù)雜的面板誤差結(jié)構(gòu)。

表3 加工貿(mào)易技術(shù)溢出模型的估計結(jié)果

由表2的估計結(jié)果可以看出，模型在總體上具有較高的擬合優(yōu)度(R2為0．8915)，從衡量整體顯著性的WaldΧ2統(tǒng)計量來看，方程是極為顯著的。

首先看我們所關(guān)心的加工貿(mào)易變量lnptr，其系數(shù)估計值為負(fù)，在1%的顯著性水平下是顯著的，表明加工貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)為負(fù)值，這與張冰(2012)的結(jié)論不一致，但我們的樣本更有代表性，也確實與中國加工貿(mào)易存在的問題相吻合——我國加工貿(mào)易產(chǎn)業(yè)基本處于國際產(chǎn)業(yè)增值鏈條的低端環(huán)節(jié)。目前，我國加工貿(mào)易產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)總體上仍處于傳統(tǒng)、低技術(shù)的勞動密集型產(chǎn)品和中低技術(shù)(已經(jīng)成熟的技術(shù))工序上，主體技術(shù)和加工制造檔次低，加工貿(mào)易企業(yè)也主要在相關(guān)產(chǎn)業(yè)的下游開展簡單加工和組裝業(yè)務(wù)，處于跨國公司國際產(chǎn)業(yè)鏈的低端，技術(shù)含量低，附加值也低。即便是國際貿(mào)易最為發(fā)達(dá)的廣東、上海、江蘇等沿海地區(qū)，其制造業(yè)的國內(nèi)產(chǎn)業(yè)鏈條短，用料用件本土采購率低，所用的原材料、零部件，尤其是真正體現(xiàn)技術(shù)水平和要素含量的設(shè)備和中間投入品，嚴(yán)重依賴于進(jìn)口，其增值的主要環(huán)節(jié)絕大多數(shù)處于原材料和技術(shù)設(shè)備的加工生產(chǎn)階段。產(chǎn)業(yè)鏈的低端環(huán)節(jié)與附加值低的加工生產(chǎn)嚴(yán)重影響到加工貿(mào)易對我國產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)作用的發(fā)揮，嚴(yán)重限制了加工貿(mào)易對技術(shù)溢出效應(yīng)的出現(xiàn)。同時，從CD函數(shù)的估計結(jié)果我們還能看出，國內(nèi)各地區(qū)的經(jīng)濟增長主要是靠資本積累推動的，包括加工貿(mào)易、技術(shù)溢出在內(nèi)的技術(shù)進(jìn)步所產(chǎn)生的貢獻(xiàn)較小，這也阻礙了加工貿(mào)易的技術(shù)溢出。

其次看兩個變量的情況。lngtr的系數(shù)是0．1353，在1%的顯著性水平下是顯著的，一般貿(mào)易對于全要素生產(chǎn)率增長有著積極的貢獻(xiàn)，相對于加工貿(mào)易處于國際產(chǎn)業(yè)增值鏈條低端環(huán)節(jié)，國內(nèi)一般貿(mào)易企業(yè)更加具有自主權(quán)，為了提高產(chǎn)品在國外市場的競爭力促進(jìn)出口更可能進(jìn)行研發(fā)試驗的人力和資金投入，因此更容易產(chǎn)生技術(shù)溢出。lnfdi的系數(shù)是正的，但在統(tǒng)計上不顯著，說明外商直接投資對全要素生產(chǎn)率沒有產(chǎn)生影響，這可能是因為國內(nèi)引進(jìn)的外資或合資企業(yè)傾向于把競爭優(yōu)勢放在低成本和廉價勞動力上而不是技術(shù)升級。

從兩個虛擬變量的系數(shù)估計值來看，上海的虛擬變量系數(shù)為顯著正值，說明上海的全要素生產(chǎn)率明顯較高;江蘇則為顯著負(fù)值，說明江蘇的全要素生產(chǎn)率低于廣東，當(dāng)然也比上海低。這一結(jié)果與我們對三地全要素生產(chǎn)率趨勢的分析高度一致。

我們還把模型(3)中加工貿(mào)易總額指標(biāo)分別換為加工貿(mào)易出口與加工貿(mào)易進(jìn)口，所得到的估計結(jié)果見表3中的模型二、模型三。從估計的結(jié)果來看，兩種情況與模型一基本類似，加工貿(mào)易出口與加工貿(mào)易進(jìn)口相應(yīng)指標(biāo)的系數(shù)估計為顯著負(fù)值，兩者同樣阻礙了技術(shù)進(jìn)步。

四、結(jié)論及啟示

本文以廣東、上海、江蘇三個加工貿(mào)易發(fā)達(dá)的省市為研究對象，對加工貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)進(jìn)行了實證檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)加工貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)為負(fù)值，影響了技術(shù)進(jìn)步，也進(jìn)一步證明了我國加工貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級的勢在必行。為此我們建議各級政府，尤其是加工貿(mào)易相對發(fā)達(dá)的山東、浙江等省份，在加快加工貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級上，應(yīng)注意從以下幾個方面著手:

第一，產(chǎn)業(yè)鏈方面。延伸加工貿(mào)易的產(chǎn)業(yè)鏈條，從低附加值向高附加值方向轉(zhuǎn)移。促進(jìn)加工貿(mào)易沿著研發(fā)設(shè)計、創(chuàng)立品牌、生產(chǎn)制造、營銷服務(wù)等環(huán)節(jié)上向上下游延伸，把握戰(zhàn)略性環(huán)節(jié)和增值活動并營造出自己的生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)體系，從生產(chǎn)到營銷、設(shè)計，從簡單裝配到OEM(原始設(shè)備制造)再到ODM(原始設(shè)計制造)、OBM(原始品牌制造)升級。

第二，產(chǎn)品結(jié)構(gòu)方面。優(yōu)化加工貿(mào)易的產(chǎn)品結(jié)構(gòu):一是要繼續(xù)發(fā)展傳統(tǒng)優(yōu)勢勞動密集型加工貿(mào)易，不斷提升傳統(tǒng)產(chǎn)品的檔次和附加值;二是要推動加工貿(mào)易產(chǎn)品逐漸從低層次的簡單產(chǎn)品向同一產(chǎn)業(yè)內(nèi)更復(fù)雜、更精細(xì)、更高端的產(chǎn)品轉(zhuǎn)型;三是鼓勵發(fā)展產(chǎn)業(yè)輻射帶動和技術(shù)溢出能力強的先進(jìn)制造業(yè)和電子信息、生物醫(yī)藥、新材料、環(huán)保節(jié)能和新能源等新興產(chǎn)業(yè)，帶動加工貿(mào)易產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級。

第三，企業(yè)方面。一方面促進(jìn)加工貿(mào)易企業(yè)的轉(zhuǎn)型，推動加工貿(mào)易外資主導(dǎo)型向內(nèi)資外資并重發(fā)展轉(zhuǎn)變，改變加工貿(mào)易由跨國公司壟斷的局面;另一方面，促進(jìn)加工貿(mào)易企業(yè)的升級，鼓勵加工貿(mào)易企業(yè)通過技術(shù)創(chuàng)新和管理能力水平的提升來提高生產(chǎn)效率，并提升他們在全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)中的地位和控制力，實現(xiàn)從低層次供應(yīng)商到高層次供應(yīng)商再到合同制造商和品牌領(lǐng)導(dǎo)者的轉(zhuǎn)變

第四，貿(mào)易方式方面。一方面要推動加工貿(mào)易方式從來料加工向進(jìn)料加工轉(zhuǎn)變，減少來料加工貿(mào)易，進(jìn)一步擴大擁有自主經(jīng)營權(quán)的進(jìn)料加工貿(mào)易;另一方面，要創(chuàng)新加工貿(mào)易方式，將單純的以加工裝配為主的加工貿(mào)易方式向生產(chǎn)、倉儲、轉(zhuǎn)運并重的方式轉(zhuǎn)化。