余娟娟，余東升

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430073）

一、引 言

自2001年底我國加入WTO以來，我國的出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)發(fā)生了顯著變化，出口范圍由低技術(shù)密集度的輕紡產(chǎn)品向機(jī)電及高新技術(shù)產(chǎn)品的轉(zhuǎn)換，出口產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度逐步提高并對發(fā)達(dá)國家實(shí)現(xiàn)了趕超（余娟娟，2014）。為此，學(xué)者們大多從人力資本、要素稟賦、技術(shù)研發(fā)等內(nèi)部因素加以解釋，但很少從企業(yè)外部關(guān)注“政府之手”與“市場之手”的影響。

據(jù)統(tǒng)計(jì)，2002?2006年我國政府對出口企業(yè)的年均補(bǔ)貼覆蓋率超過17%，補(bǔ)貼總額也由2002年的134.21億元增長至2006年的270.55億元，年均增長率超過11%（周康，2015）。盡管近幾年我國政府開始逐步取消對鋼鐵、光伏等過剩產(chǎn)業(yè)的出口補(bǔ)貼，但企業(yè)出口退稅等間接性政府補(bǔ)貼仍然廣泛存在。①出口退稅是政府對出口企業(yè)的一種間接補(bǔ)貼，也常被作為政府穩(wěn)定出口的手段之一。例如，在2008年金融危機(jī)之后，紡織品的出口退稅率連續(xù)4次調(diào)整，從2008年的11%逐步提高到2009年的16%。尤其是在“特朗普時(shí)代”下，伴隨著出口環(huán)境出現(xiàn)不確定性，呼吁政府引導(dǎo)出口、加強(qiáng)補(bǔ)貼的聲音此起彼伏。但大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為當(dāng)前我國在某些經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域出現(xiàn)了“國進(jìn)民退”的態(tài)勢（吳敬璉，2011），政府逐步取消出口補(bǔ)貼不光是為了應(yīng)對國際反傾銷浪潮，更重要的是為了利用市場競爭之“無形之手”倒逼出口企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)品升級，從而促進(jìn)我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型與升級（張杰等，2015）。因此，在貿(mào)易政策改革的背景下，我們不禁要問：政府補(bǔ)貼與市場競爭在我國出口結(jié)構(gòu)的升級中扮演了何種角色？其內(nèi)在機(jī)制對我國當(dāng)前的政府改革與貿(mào)易轉(zhuǎn)型有何種啟發(fā)？為此，本文利用2002?2006年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國海關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用PSM匹配法和倍差法考察了政府補(bǔ)貼和市場競爭對企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響效應(yīng)及機(jī)制，這有助于我們更好地理解當(dāng)前政府削減出口補(bǔ)貼的政策含義，也為我國在“十三五”時(shí)期如何更好地動(dòng)用“政府之手”與“市場之手”去優(yōu)化出口技術(shù)結(jié)構(gòu)提供了理論借鑒。

國內(nèi)外關(guān)于該領(lǐng)域的研究主要偏重于探討政府補(bǔ)貼對出口數(shù)量或出口密集度的影響。例如，國外學(xué)者 Frye 和 Shleifer（1997）、Girma 等（2009）、Helmers和 Trofimenko（2010）曾站在發(fā)達(dá)國家的角度先后論證了政府補(bǔ)貼這只“有形之手”為出口導(dǎo)向型國家的出口騰飛所起到的積極作用。國內(nèi)學(xué)者蘇振東等（2012）從出口密集度的角度重點(diǎn)研究了生產(chǎn)性補(bǔ)貼對企業(yè)出口的影響，得出的結(jié)論是生產(chǎn)性補(bǔ)貼對我國制造業(yè)企業(yè)的出口密集度存在正向效應(yīng)；類似結(jié)論的還有康志勇（2014）。于建勛（2012）從企業(yè)邊際成本和企業(yè)融資支持兩個(gè)方面論證了生產(chǎn)性補(bǔ)貼對企業(yè)進(jìn)入出口市場和企業(yè)出口規(guī)模的提高有著促進(jìn)作用。周世民等（2014）基于2005-2007年中國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，運(yùn)用配對倍差法測算政府補(bǔ)貼對異質(zhì)性企業(yè)出口數(shù)量的影響。施炳展（2012）、張杰等（2015）先后運(yùn)用企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)分析了政府補(bǔ)貼對企業(yè)出口集約邊際和擴(kuò)展邊際的作用效果，得出了比較豐富的結(jié)論，但從研究層次上看仍然屬于政府補(bǔ)貼影響出口量方面的研究。但隨著我國出口貿(mào)易的重點(diǎn)由“數(shù)量”向“質(zhì)量”轉(zhuǎn)變，越來越多的學(xué)者開始關(guān)注政府補(bǔ)貼對出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)或出口質(zhì)量的影響，如李秀芳和施炳展（2013）在企業(yè)異質(zhì)性框架下研究了政府補(bǔ)貼對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，認(rèn)為政府補(bǔ)貼對生產(chǎn)效率高、研發(fā)水平高、人力資本豐富、廣告投入大、無形資產(chǎn)多的企業(yè)的促進(jìn)作用更明顯。類似的研究還有施炳展和邵文波（2014）以及魯曉東（2015）。

綜上所述，當(dāng)前尚未出現(xiàn)專門研究政府補(bǔ)貼與出口技術(shù)復(fù)雜度方面的文獻(xiàn)，類似文獻(xiàn)也主要集中在對出口質(zhì)量和出口結(jié)構(gòu)的討論上。相比于以上指標(biāo)，出口技術(shù)復(fù)雜度指標(biāo)不僅可以從微觀層面反映企業(yè)出口產(chǎn)品的技術(shù)含量，而且還可以延伸到產(chǎn)業(yè)層面以反映我國出口結(jié)構(gòu)的變動(dòng)，具有更好的經(jīng)濟(jì)內(nèi)涵。另外，目前關(guān)于出口技術(shù)復(fù)雜度的研究大多采用的是行業(yè)層面或地區(qū)層面的宏觀數(shù)據(jù)，而忽略了企業(yè)異質(zhì)性。鑒于此，本文以企業(yè)微觀數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，構(gòu)建企業(yè)層面的出口技術(shù)復(fù)雜度指標(biāo)，在考慮行業(yè)競爭差異的條件下研究政府補(bǔ)貼對企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，應(yīng)該說具有較強(qiáng)的理論意義。

本文首先基于Hausman（2005）的理論基礎(chǔ)，構(gòu)建政府補(bǔ)貼影響出口技術(shù)復(fù)雜度的理論模型，并提出相關(guān)假說；然后運(yùn)用PSM法和倍差法考察了政府補(bǔ)貼和行業(yè)競爭對企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響效應(yīng)；最后進(jìn)一步從研發(fā)渠道和成本渠道考察了政府補(bǔ)貼影響出口技術(shù)復(fù)雜度的內(nèi)在機(jī)制。研究表明：（1）政府補(bǔ)貼抑制了企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，而行業(yè)競爭促進(jìn)了企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。（2）不同競爭程度的企業(yè)樣本中，政府對低競爭行業(yè)企業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度的抑制效應(yīng)顯著高于中高競爭行業(yè)，這說明行業(yè)競爭度的提高有利于糾正政府補(bǔ)貼對出口技術(shù)復(fù)雜度的抑制效應(yīng)。（3）對影響機(jī)理的進(jìn)一步考察發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼的研發(fā)激勵(lì)效應(yīng)在中高競爭行業(yè)樣本中是顯著存在的，即政府補(bǔ)貼促進(jìn)了企業(yè)的研發(fā)投入增加，進(jìn)而推動(dòng)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的升級，但這種激勵(lì)效應(yīng)在低競爭行業(yè)樣本中不顯著；從成本渠道考察發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼有利于企業(yè)出口價(jià)格指數(shù)的降低，從而對出口技術(shù)復(fù)雜度的提升產(chǎn)生顯著的成本扭曲效應(yīng)，即政府補(bǔ)貼導(dǎo)致低價(jià)格競爭，使得企業(yè)“粗放式”成長，進(jìn)而導(dǎo)致出口技術(shù)結(jié)構(gòu)內(nèi)生動(dòng)力的缺失。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：（1）打開了政府補(bǔ)貼和行業(yè)競爭影響企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的“黑匣子”，從影響機(jī)制的層面深入挖掘三者之間的關(guān)系，進(jìn)而為當(dāng)前我國出口技術(shù)的升級提供了新的思路；（2）運(yùn)用企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)構(gòu)建企業(yè)層面的出口技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)，考慮了企業(yè)異質(zhì)性；（3）利用PSM匹配法和倍差法進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析，在一定程度上克服了內(nèi)生性問題，因?yàn)檎a(bǔ)貼作為一項(xiàng)政策變量，可能并非一個(gè)隨機(jī)性事件，如果繼續(xù)采用OLS分析就會(huì)產(chǎn)生嚴(yán)重的內(nèi)生性。

二、理論假說

根據(jù)“成本發(fā)現(xiàn)原理”（Hausman，2005）的假設(shè)，異質(zhì)性的出口企業(yè)在接受政府補(bǔ)貼時(shí)會(huì)面臨模仿進(jìn)入或創(chuàng)新進(jìn)入兩種情景選擇，從而導(dǎo)致企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的差異。這里假設(shè)某種產(chǎn)品的生產(chǎn)廠商有m家，其出口技術(shù)復(fù)雜度A滿足[0，B]上的均勻分布，則最優(yōu)出口技術(shù)復(fù)雜度Amax的期望值為mB/（m+1）。考慮企業(yè)異質(zhì)性，由于企業(yè)在市場競爭模式、研發(fā)能力和融資約束等方面存在差異，政府補(bǔ)貼對企業(yè)單位成本的影響力度也存在差異。為此，本文引入外生變量μ反映企業(yè)單位成本對政府補(bǔ)貼的彈性系數(shù)，且假設(shè)0<μ<1。當(dāng)存在政府補(bǔ)貼時(shí)，企業(yè)按照原有生產(chǎn)效率進(jìn)入市場的出口技術(shù)復(fù)雜度將變?yōu)棣藺max，其期望值為mμB/（m+1）。但根據(jù)理論經(jīng)驗(yàn)，企業(yè)在接受政府補(bǔ)貼后會(huì)重新在創(chuàng)新進(jìn)入（品質(zhì)競爭）和模仿進(jìn)入（價(jià)格競爭）兩種模式之間進(jìn)行選擇，從而導(dǎo)致企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的變化。這里假設(shè)企業(yè)在接受政府補(bǔ)貼之后存在兩種情景選擇。

第一種情景：企業(yè)在接受政府補(bǔ)貼之后通過增加研發(fā)投入獲取技術(shù)進(jìn)步，以創(chuàng)新模式進(jìn)入市場。在創(chuàng)新進(jìn)入模式下，企業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度將大于μAmax， 其概率值及期望水平分別為：

第二種情景：企業(yè)在接受政府補(bǔ)貼之后獲得“成本優(yōu)勢”，消極地依靠價(jià)格競爭進(jìn)入市場。在價(jià)格競爭模式下，企業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度將小于μAmax，其概率值及期望水平分別為：

假設(shè)不存在政府補(bǔ)貼時(shí)，企業(yè)產(chǎn)品的單位可變成本為c；存在政府補(bǔ)貼時(shí)，第一種情況和第二種情況下的生產(chǎn)成本分別為c+k1μ和c+k2μ，參數(shù)k1和k2分別表示企業(yè)進(jìn)行不同技術(shù)選擇時(shí)的費(fèi)用彈性。假設(shè)產(chǎn)品價(jià)格為p，①這里假設(shè)產(chǎn)品市場信息不對稱和市場失靈導(dǎo)致消費(fèi)者難以辨別創(chuàng)新技術(shù)和傳統(tǒng)技術(shù)下的產(chǎn)品質(zhì)量，產(chǎn)品的價(jià)格統(tǒng)一在p的水平。企業(yè)在兩種情景選擇下的利潤期望值分別為：

在實(shí)際生產(chǎn)決策中，企業(yè)接受政府補(bǔ)貼后是采取模仿模式進(jìn)入還是創(chuàng)新模式進(jìn)入還帶有較大不確定性。綜合考慮兩種情景下的技術(shù)選擇概率，得到的利潤期望值為：

對上式關(guān)于μ求導(dǎo)可得：

由式（7）可知，由于 ?μ/?s表示企業(yè)的補(bǔ)貼依賴系數(shù)對政府補(bǔ)貼的變化系數(shù)，且在一般情況下，隨著政府補(bǔ)貼力度的加大，企業(yè)對補(bǔ)貼的依賴程度也就越大，即 ?μ/?s為正值；因此，企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度對政府補(bǔ)貼的變化系數(shù)取決于μ的值。據(jù)此，我們提出如下假說：

假說1：當(dāng)企業(yè)成本對政府補(bǔ)貼的彈性系數(shù)較小時(shí)，政府補(bǔ)貼會(huì)通過增加研發(fā)投入以創(chuàng)新模式進(jìn)入市場，從而促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。

當(dāng)企業(yè)單位產(chǎn)品成本對政府補(bǔ)貼的依賴程度較小時(shí)，企業(yè)在接受政府補(bǔ)貼時(shí)更傾向于采用第一種情景下的技術(shù)創(chuàng)新的生產(chǎn)模式進(jìn)入市場。隨著技術(shù)效率的提升，企業(yè)的成本依賴進(jìn)一步降低，一旦，則會(huì)出現(xiàn)即企業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度與政府補(bǔ)貼正相關(guān)。

假說2：當(dāng)企業(yè)成本對政府補(bǔ)貼的彈性系數(shù)較大時(shí)，企業(yè)在接受政府補(bǔ)貼時(shí)會(huì)以價(jià)格競爭模式進(jìn)入市場，從而抑制出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。

當(dāng)企業(yè)單位產(chǎn)品成本對政府補(bǔ)貼的彈性系數(shù)較大時(shí)，企業(yè)在接受政府時(shí)更傾向于采用第二種情景下的低成本與低效率生產(chǎn)模式進(jìn)入市場。隨著企業(yè)生產(chǎn)效率的下降，低成本依賴度進(jìn)一步增加，一旦，則會(huì)出現(xiàn) ?E(A)/?s<0，即企業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度與政府補(bǔ)貼負(fù)相關(guān)。

三、方法、變量及數(shù)據(jù)

（一）計(jì)量模型的設(shè)定

基于擬自然實(shí)驗(yàn)，本文將接受政府補(bǔ)貼的企業(yè)視為實(shí)驗(yàn)組，將從未接受補(bǔ)貼的企業(yè)視為對照組。設(shè)定兩個(gè)二元虛擬變量du和dt：du表示企業(yè)是否接受過政府補(bǔ)貼，du=1表示企業(yè)接受過政府補(bǔ)貼，du=0表示企業(yè)未接受過政府補(bǔ)貼；dt為時(shí)間虛擬變量，dt=0表示企業(yè)接受補(bǔ)貼前的時(shí)期，dt=1表示企業(yè)接受補(bǔ)貼后的時(shí)期。假設(shè)ets表示企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度，則有：

但在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中，享受政府補(bǔ)貼的企業(yè)在不享受政府補(bǔ)貼的情況是不可觀測的。基于擬自然實(shí)驗(yàn)的思想，我們可以利用匹配法為享受過政府補(bǔ)貼的企業(yè)尋找到最為相近的但未享受過政府補(bǔ)貼的企業(yè)作為對照企業(yè)，并觀測到匹配對照組的出口技術(shù)復(fù)雜度，然后利用“反事實(shí)”的思想，將式（8）轉(zhuǎn)化為：

在以上擬自然實(shí)驗(yàn)中，估計(jì)結(jié)果的可靠性主要取決于對照組和實(shí)驗(yàn)組的匹配程度。這就要求兩組企業(yè)在未接受政府補(bǔ)貼前在出口技術(shù)復(fù)雜度的變動(dòng)上足夠相近，即企業(yè)是否接受補(bǔ)貼與企業(yè)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)無關(guān)，企業(yè)是否接受補(bǔ)貼是一個(gè)完全獨(dú)立的隨機(jī)事件，從而在根本上解決內(nèi)生性問題。這里借鑒Rosenbaum和Rubin（1983）的傾向得分匹配法進(jìn)行匹配，首先運(yùn)用probit模型計(jì)算企業(yè)接受政府補(bǔ)貼的概率p（p=p（Subit=1）），并賦予一個(gè)傾向得分值PS，然后根據(jù)實(shí)驗(yàn)組與對照組之間PS值的相近程度對兩組企業(yè)進(jìn)行配對，具體模型為：

其中，xit為影響企業(yè)是否接受過補(bǔ)貼的協(xié)變量，又稱匹配變量。在以上匹配樣本的基礎(chǔ)上，我們可以根據(jù)倍差法比較實(shí)驗(yàn)組和對照組在接受政府補(bǔ)貼前后的出口技術(shù)復(fù)雜度的狀況，從而就可以判斷政府補(bǔ)貼是否影響了企業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度。具體的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

其 中 ，E (ξit)=0。 實(shí) 驗(yàn) 組 企 業(yè) 在 接 受 政 府 補(bǔ) 貼 前 后 的 出 口 技 術(shù) 復(fù) 雜 度 分 別 為 α0+α1和α0+α1+α2+δ；同理，對照組企業(yè)在接受政府補(bǔ)貼前后的出口技術(shù)復(fù)雜度分別為a0和a0+a2。前后變化為。由此可見，交叉項(xiàng)的系數(shù)反映的就是企業(yè)接受政府補(bǔ)貼對其出口技術(shù)復(fù)雜度的影響效應(yīng)。如果δ>0，則表明企業(yè)接受政府補(bǔ)貼后的出口技術(shù)復(fù)雜度大于對照組，政府補(bǔ)貼有利于企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升；反之亦然。

出于穩(wěn)健性考慮，我們在模型（11）的基礎(chǔ)上再加入相關(guān)控制變量，并控制不可觀測的固定效應(yīng)，將具體的回歸模型設(shè)定如下：

其中，i、j、k和t分別表示企業(yè)、行業(yè)（二分位）、省份和年份，Z表示控制變量集，主要包括企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、企業(yè)人力資本等。具體的變量設(shè)定見下文。此外，本文還加入了對企業(yè)所處二分位行業(yè)（industry）、省份（province）和年份（year）等一系列虛擬變量以控制未被觀察到的固定效應(yīng)。εijkt表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

（二）變量定義

在2001年底加入WTO之后，中國的出口規(guī)模和出口結(jié)構(gòu)發(fā)生了顯著變化，因此本文將樣本時(shí)間段設(shè)定為2002?2006年。①由于2007年以后中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的口徑發(fā)生了較大變化，為保持口徑一致，本文采用的樣本期間為2002-2006年。值得注意的是，盡管2007年之后政府補(bǔ)貼的環(huán)境發(fā)生了變化，但是政府補(bǔ)貼影響出口技術(shù)復(fù)雜度的理論機(jī)制是不變的。本文的研究重點(diǎn)正是這一理論機(jī)制，而不是政府補(bǔ)貼本身。根據(jù)模型的設(shè)定，本文的變量選取如下：

1. 企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度（ets）。這里根據(jù)Hausmann等（2007）基于人均收入的出口技術(shù)復(fù)雜度指標(biāo)，給出行業(yè)層面的出口技術(shù)復(fù)雜度測算公式為：其中，etsj表示行業(yè)j的出口技術(shù)復(fù)雜度，xnj表示區(qū)域n的j產(chǎn)業(yè)的出口額，Xn為區(qū)域n的總出口額，Yn為區(qū)域 n 的人均 GDP。相比于 Schott（2006）的出口相似度指標(biāo)，Hausmann 等（2007）的模型能夠保證一些貧窮的小國（經(jīng)濟(jì)體）的出口被賦予足夠的權(quán)重（Rodrik，2006），因此得到了更廣泛的運(yùn)用?？紤]中國出口貿(mào)易的特殊性，部分學(xué)者對Hausmann等（2007）的模型進(jìn)行了修正。其中，Xu（2007，2010）認(rèn)為基于EPXY收入指標(biāo)測算中國出口技術(shù)復(fù)雜度存在以下兩方面的問題：一是沒有考慮中國出口分布的非均衡性。中國有90%左右的出口來自東部沿海的9個(gè)省份，那么利用全國的人均GDP將低估對應(yīng)于中國出口技術(shù)復(fù)雜程度的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。二是該指標(biāo)沒有考慮產(chǎn)品的質(zhì)量差異。中國的出口產(chǎn)品大多屬于低端品種，可能會(huì)出現(xiàn)低復(fù)雜度類別中的高質(zhì)量和高復(fù)雜度類別中的低質(zhì)量問題。關(guān)于第一個(gè)問題的解決，Xu（2007）利用出口地區(qū)加權(quán)的人均GDP代替人均GDP，對EPXY收入指標(biāo)進(jìn)行了“地域”修正，這種修正得到了大多數(shù)學(xué)者的認(rèn)同。關(guān)于第二個(gè)問題的解決，Xu（2010）定義了一個(gè)相對價(jià)格指標(biāo)（單位價(jià)值）將EPXY收入指標(biāo)調(diào)整為QEPXY。QEPXY指標(biāo)加入了質(zhì)量要素，能夠?qū)⒌蛷?fù)雜度中高質(zhì)量產(chǎn)品的較高產(chǎn)品質(zhì)量以相對較高的技術(shù)水平表現(xiàn)出來，也能夠?qū)⒏邚?fù)雜度中低質(zhì)量產(chǎn)品的較低產(chǎn)品質(zhì)量以相對較低的技術(shù)水平表現(xiàn)出來。關(guān)于Xu（2010）的“質(zhì)量”修正，有些學(xué)者認(rèn)為指標(biāo)QEPXY構(gòu)建時(shí)所使用的單位價(jià)值只能反映出產(chǎn)品價(jià)格差異，并不能真正地反映出產(chǎn)品的質(zhì)量差異。尤其是對中國而言，出口產(chǎn)品的價(jià)值存在被低估的可能，價(jià)格差異更多的是反映成本差異而不是質(zhì)量差異，因此用價(jià)格來調(diào)整出口技術(shù)復(fù)雜度未必合理。為此，本文在以上文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上用“企業(yè)全要素生產(chǎn)率”對EPXY收入指標(biāo)進(jìn)行修正，以得到企業(yè)層面的出口技術(shù)復(fù)雜度指標(biāo)，具體公式如下：

其中，tfpi表示企業(yè)i的全要素生產(chǎn)率，tfpj表示行業(yè)平均的全要素生產(chǎn)率，ETSj為行業(yè)j的平均出口技術(shù)復(fù)雜度。式（14）的基本思想是在行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的基礎(chǔ)上，利用企業(yè)全要素生產(chǎn)率與行業(yè)全要素生產(chǎn)率的比值作為修正系數(shù)對EPXY收入指標(biāo)進(jìn)行修正。當(dāng)tfpi大于tfpj時(shí)，企業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度高于行業(yè)平均的出口技術(shù)復(fù)雜度；當(dāng)tfpi小于tfpj時(shí)，企業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度低于行業(yè)平均出口的技術(shù)復(fù)雜度。由此可見，該指標(biāo)既反映了行業(yè)出口競爭力，又反映了企業(yè)自身的技術(shù)效率差異，能夠在行業(yè)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)上反映出企業(yè)異質(zhì)性。企業(yè)全要素生產(chǎn)率tfpi的測算采用OP方法（Olley和Pakes，1996）。①在不考慮資本的情況下估算出勞動(dòng)力的系數(shù)及OLS殘差值，然后用擬合殘差作為因變量估算資本要素的系數(shù)，最后運(yùn)用Probit模型估算企業(yè)的生產(chǎn)概率并將其作為自變量，結(jié)合資本勞動(dòng)的估計(jì)系數(shù)求出索羅殘值。在投資估算中采用永續(xù)盤存法（Goldsmith，1951），這里參考張軍等（2004）的處理方法，將折舊率設(shè)定為9.6%；行業(yè)平均tfpj取該行業(yè)內(nèi)所有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的平均值。

2. 行業(yè)競爭程度（cm）。目前常用的指標(biāo)是市場集中度，主要反映大廠商的市場份額或產(chǎn)出份額。但姜付秀等（2008）認(rèn)為在企業(yè)進(jìn)行多產(chǎn)品、多市場競爭的情景下，市場集中度更多地是反映了行業(yè)結(jié)構(gòu)的問題，無法反映企業(yè)之間的互動(dòng)與市場競爭的真實(shí)面貌（陳曉紅等，2010）。因此，利用企業(yè)自身的財(cái)務(wù)績效指標(biāo)更能反映企業(yè)所面臨的市場競爭。其中，企業(yè)的主營業(yè)務(wù)利潤率越高，潛在競爭者進(jìn)入市場的門檻就越高。企業(yè)的存貨周轉(zhuǎn)率和應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率反映企業(yè)的流動(dòng)資產(chǎn)的周轉(zhuǎn)速度，該比值低則往往表明產(chǎn)品市場競爭激烈?；诖耍覀儏⒖冀缎愕龋?008）、陳曉紅等（2010）的做法對以上指標(biāo)進(jìn)行主成分分析，從而得出一個(gè)企業(yè)層面的市場競爭程度指數(shù)cm，行業(yè)內(nèi)所有企業(yè)cm值的平均值就可以反映該行業(yè)的競爭程度。這里按照國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類（GB/T4757-2002）兩位碼將工業(yè)行業(yè)劃分成27個(gè)行業(yè)。

3. 政府補(bǔ)貼（sub）。從我國的現(xiàn)實(shí)情況來看，作為出口主體的中國制造業(yè)企業(yè)所得到的各級政府補(bǔ)貼，無論是從所涉及的范圍還是數(shù)量規(guī)模來看，均已相當(dāng)驚人。盡管近年來隨著我國市場化改革的不斷推進(jìn)，政府對出口企業(yè)的直接補(bǔ)貼在逐漸收緊，但政府對企業(yè)的出口退稅及其他各項(xiàng)扶持政策仍然廣泛存在。因此，本文將接受過上述形式補(bǔ)貼的企業(yè)設(shè)定為實(shí)驗(yàn)組，將未接受上述形式補(bǔ)貼的企業(yè)設(shè)定為對照組。

除上述核心變量外，本文還選擇以下變量進(jìn)行控制：（1）企業(yè)規(guī)模（size）。這里用企業(yè)工業(yè)增加值占行業(yè)工業(yè)增加值的比重反映。（2）企業(yè)年齡（age）。企業(yè)年齡是出口企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的組織環(huán)境，這里以2005年為標(biāo)準(zhǔn)減去企業(yè)開業(yè)年份來反映企業(yè)年齡。（3）企業(yè)資本密集度（kl）。這里我們選用企業(yè)固定資產(chǎn)凈值年均余額比上企業(yè)從業(yè)人員人數(shù)作為該變量的衡量指標(biāo)。（4）企業(yè)員工平均技能（tec）。本文用企業(yè)平均工資反映企業(yè)員工的平均技能（趙偉和趙金亮，2011，劉慧，2013），這里的工資總額包括應(yīng)付工資、應(yīng)付福利、勞動(dòng)和待業(yè)保險(xiǎn)費(fèi)、養(yǎng)老和醫(yī)療保險(xiǎn)費(fèi)、住房公積金和住房補(bǔ)貼。（5）增值稅稅負(fù)（tax）。這里用企業(yè)增值稅總額占工業(yè)增加值比重表示。（6）企業(yè)所有制類型（ship）。我們通過設(shè)置虛擬變量的方式將其引入到基本模型中。中國情景下不同所有制企業(yè)在稅收優(yōu)惠政策、進(jìn)入壁壘、融資成本等方面都存在顯著差異。這里控制國有（state）、私人所有（private）和外商投資（foreign）三種所有制的虛擬變量，劃分方法是按照企業(yè)實(shí)收資本所占比重來劃分（大于50%）。（7）初始稟賦（ets2002）。有學(xué)者認(rèn)為發(fā)展中國家的出口技術(shù)復(fù)雜升級具有“資源詛咒效應(yīng)”，即先天的出口技術(shù)水平?jīng)Q定了后天的升級效率。為此，本文納入企業(yè)2002年的出口技術(shù)復(fù)雜度作為初始稟賦水平以考察我國的企業(yè)出口技術(shù)升級中是否存在“資源詛咒效應(yīng)”。此外，在以上變量的基礎(chǔ)上，本文還控制了企業(yè)所處的二分位行業(yè)（industry）、省份（province）和年份（year）等一系列虛擬變量來控制未觀測到的固定效應(yīng)。

（三）數(shù)據(jù)說明

本文的數(shù)據(jù)主要來源于2002?2006的中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫和中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。由于兩者的統(tǒng)計(jì)口徑存在差異，本文參考田巍和余淼杰（2013）的兩步法對數(shù)據(jù)庫進(jìn)行匹配與合并。首先運(yùn)用企業(yè)名稱和年份進(jìn)行匹配；然后運(yùn)用企業(yè)郵編和企業(yè)電話號碼的后7位再次進(jìn)行匹配?？紤]到出口技術(shù)復(fù)雜度主要考察的是工業(yè)企業(yè)，而貿(mào)易中間商是專門從事進(jìn)出口業(yè)務(wù)的商貿(mào)性企業(yè)，為了避免樣本干擾，本文借鑒Ahn等（2014）的做法將企業(yè)名稱中包含“進(jìn)出口”“經(jīng)貿(mào)”“科貿(mào)”“外貿(mào)”等字樣的企業(yè)作為貿(mào)易中間商從樣本中剔除；在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步參考謝千里等（2008）以及余淼杰（2010）的研究，對一些非常規(guī)樣本進(jìn)行了剔除，包括工業(yè)總產(chǎn)值低于500萬元人民幣，職工人數(shù)、中間投入、固定資產(chǎn)原值、固定資產(chǎn)凈值和新產(chǎn)品產(chǎn)值為負(fù)，以及固定資產(chǎn)原值小于固定資產(chǎn)凈值的樣本企業(yè)。

四、回歸結(jié)果及分析

（一）傾向得分匹配估計(jì)結(jié)果及檢驗(yàn)

這里借鑒Rosenbaum和Rubin（1983）提出的PSM匹配方法進(jìn)行樣本匹配，匹配變量根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)設(shè)定為：企業(yè)規(guī)模（size）、企業(yè)要素密集度（kl）、企業(yè)員工技能水平（tec）和市場競爭程度（cm）。在傾向得分匹配方法選擇上采用Edwardd和Sianesi（2003）的一對一近鄰匹配法，將Kermel匹配結(jié)果作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)。運(yùn)用該方法求出兩組樣本企業(yè)的傾向得分的差值，如果該差值的絕對值在所有的匹配可能中最小，則可將對照組成員j作為實(shí)驗(yàn)組i的匹配對象，并將j移除出對照組I0，以保持一對一的對應(yīng)關(guān)系，也即：

在樣本匹配的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步借鑒Haviland（2007）對匹配結(jié)果的平衡性進(jìn)行檢驗(yàn)，具體的匹配結(jié)果如表1所示。從表1的T值檢驗(yàn)來看，匹配前各變量的t檢驗(yàn)拒絕了兩組企業(yè)無系統(tǒng)差異的原假設(shè)，這表明兩組企業(yè)在匹配前具有較大的差異性；匹配后各變量的t檢驗(yàn)無法拒絕實(shí)驗(yàn)組與對照組無系統(tǒng)性差異的原假設(shè)，這表明兩組樣本企業(yè)在匹配變量的條件下不存在顯著性差異。另外，本文也嘗試了半徑匹配及核匹配法，其結(jié)果基本一致，這說明通過傾向得分匹配之后，我們?yōu)槭苎a(bǔ)貼企業(yè)找到了最為相近的非補(bǔ)貼企業(yè)。

表1 2003 年匹配實(shí)驗(yàn)結(jié)果

（二）基于倍差法的回歸分析

在表2的回歸結(jié)果中，隨著控制變量和企業(yè)固定效應(yīng)的加入，du的估計(jì)系數(shù)變得不顯著，這表明實(shí)驗(yàn)組企業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度的提升速度不一定高于對照組企業(yè)，這也從側(cè)面說明了本文采用傾向得分匹配法確實(shí)為企業(yè)找到了最相近的對照組企業(yè)，從而克服了企業(yè)出口技術(shù)升級中的“自選擇效應(yīng)”。dt的估計(jì)系數(shù)在以上的回歸方程中均顯著為負(fù)，這表明隨著時(shí)間的推移，無論是實(shí)驗(yàn)組還是對照組的企業(yè)，其出口技術(shù)復(fù)雜度均隨時(shí)間的推移而不斷上升。交叉項(xiàng)du×dt的系數(shù)（反映ATT效應(yīng)的大?。牧校?）?列（5）都表現(xiàn)為負(fù)值，且均通過顯著性檢驗(yàn)，這說明在其他條件一定的情況下，實(shí)驗(yàn)組（受補(bǔ)貼企業(yè)）的出口技術(shù)復(fù)雜度的提升速度顯著低于對照組（非補(bǔ)貼企業(yè)），換言之，在克服出口技術(shù)復(fù)雜度“自選擇效應(yīng)”的情況下，接受政府補(bǔ)貼對企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升存在顯著的抑制效應(yīng)。列（3）?列（5）的回歸結(jié)果顯示，競爭程度cm的回歸系數(shù)表現(xiàn)為正，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，這表明競爭程度的提高促進(jìn)了企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，這是市場競爭機(jī)制下資源配置效率提升帶來的正面效應(yīng)。

表2 基于倍差法的回歸結(jié)果

在其他控制變量上，size的估計(jì)系數(shù)和age的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，這表明企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)張和企業(yè)年齡的增長并不利于企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。這可能是因?yàn)榇笠?guī)模的企業(yè)和早成立的企業(yè)存在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的困難，組織惰性導(dǎo)致企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡反而成為企業(yè)出口技術(shù)升級和出口結(jié)構(gòu)改善的內(nèi)在障礙。kl的估計(jì)系數(shù)顯著為正，這表明資本密集度的提高有利于企業(yè)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的提升。這主要是因?yàn)閺奈覈髽I(yè)發(fā)展階段來看，資本積累仍然是大部分企業(yè)進(jìn)行技術(shù)研發(fā)和結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要物質(zhì)基礎(chǔ)。tec的估計(jì)系數(shù)顯著為正，這表明員工技能水平的提高能夠顯著改善企業(yè)出口產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度，這也從側(cè)面說明“人力資本”在企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)品升級中的重要性，這需要企業(yè)既加大人才引進(jìn)力度，又加強(qiáng)對現(xiàn)有員工的職業(yè)培訓(xùn)。ets2002的估計(jì)系數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn)，這說明我國的企業(yè)出口技術(shù)升級中不存在所謂的“資源詛咒效應(yīng)”，也就是說，我國企業(yè)初始的出口技術(shù)復(fù)雜度對其后天的競爭優(yōu)勢影響很小，企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升更多的是依靠后天的學(xué)習(xí)吸收與模仿創(chuàng)新。

為了進(jìn)一步考察企業(yè)異質(zhì)性所產(chǎn)生的影響，本文進(jìn)一步從行業(yè)競爭程度和企業(yè)所有權(quán)異質(zhì)性的視角展開研究。其中，行業(yè)競爭程度就是該行業(yè)內(nèi)所有企業(yè)的市場競爭程度的均值，我們在企業(yè)市場競爭指數(shù)cm的基礎(chǔ)上求出行業(yè)二分位下27個(gè)行業(yè)的cm指數(shù)，并進(jìn)行高低排序，將低于平均值25%的行業(yè)定義為低競爭行業(yè)（11個(gè)），剩下的行業(yè)定義為中高競爭行業(yè)（16個(gè)）。在以上兩組分類樣本的情況下，運(yùn)用模型（12）進(jìn)行回歸，得出的結(jié)果如表3所示。其中，列（1）?列（6）中du×dt的回歸系數(shù)均為負(fù)值，且大多數(shù)通過了顯著性檢驗(yàn)。這與表2的回歸結(jié)果一致。但在分組對比檢驗(yàn)中發(fā)現(xiàn)，du×dt在第一組樣本中的估計(jì)系數(shù)位于?0.020與?0.015之間，顯著高于du×dt在第二組樣本中的估計(jì)系數(shù)（位于?0.207與?0.263之間）。這說明政府補(bǔ)貼對低競爭行業(yè)的企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的抑制效應(yīng)顯著大于中高競爭行業(yè)。進(jìn)一步對比表3與表2后發(fā)現(xiàn)，當(dāng)不考慮行業(yè)競爭差異時(shí)，政府補(bǔ)貼對出口技術(shù)復(fù)雜度的抑制效應(yīng)處在0.113與0.132之間。當(dāng)行業(yè)競爭程度加劇時(shí)，政府補(bǔ)貼對出口技術(shù)復(fù)雜度的抑制效應(yīng)減弱；相反，當(dāng)行業(yè)競爭程度減弱時(shí)，政府補(bǔ)貼對企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的抑制效應(yīng)則進(jìn)一步加強(qiáng)。這在一定程度上說明行業(yè)競爭程度的加劇或市場環(huán)境的優(yōu)化有利于糾正政府補(bǔ)貼對企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的抑制效應(yīng)。由此得出的啟示是：只有在尊重市場競爭的基礎(chǔ)上對企業(yè)進(jìn)行補(bǔ)貼才能有效地促進(jìn)企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的升級。

表3 按市場競爭程度劃分企業(yè)樣本的回歸結(jié)果

五、影響機(jī)制的進(jìn)一步分析

從影響機(jī)理上看，政府補(bǔ)貼可以通過“研發(fā)渠道”和“成本渠道”影響企業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度。其中，“研發(fā)渠道”可以理解為政府補(bǔ)貼（尤其是以研發(fā)激勵(lì)為目的創(chuàng)新補(bǔ)貼）在緩解企業(yè)融資約束的同時(shí)激勵(lì)企業(yè)增加技術(shù)研發(fā)，從而促使企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度升級內(nèi)生動(dòng)力的觸發(fā)；“成本渠道”可以理解為政府補(bǔ)貼會(huì)降低受補(bǔ)貼企業(yè)的生產(chǎn)成本而促使企業(yè)進(jìn)行低價(jià)格、低利潤競爭，從而促使企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度升級內(nèi)生動(dòng)力的缺失。為了驗(yàn)證以上兩種影響機(jī)理是否存在，本文分別以“企業(yè)研發(fā)投入占企業(yè)銷售額的比重rd”和“標(biāo)準(zhǔn)化的出口價(jià)格指數(shù)pc”作為被解釋變量，通過倍差法考察政府補(bǔ)貼在不同的市場競爭環(huán)境下對以上兩個(gè)中介變量的影響。具體的回歸結(jié)果如表4和表5所示。

表4是以“企業(yè)研發(fā)投入占企業(yè)銷售額的比重rd”的當(dāng)前值和滯后1期的值為解釋變量進(jìn)行回歸的結(jié)果。最為關(guān)注的交互項(xiàng)du×dt在兩組樣本中的回歸系數(shù)存在較大差異，第一組中顯著為正，而在第二組中未能通過顯著性檢驗(yàn)。這表明政府補(bǔ)貼促進(jìn)了中高競爭行業(yè)中企業(yè)研發(fā)比重的增加，但對低競爭行業(yè)中企業(yè)研發(fā)投入比重的促進(jìn)作用不顯著。進(jìn)一步結(jié)合政府補(bǔ)貼對出口技術(shù)復(fù)雜度的作用機(jī)理加以研究表明，政府補(bǔ)貼的研發(fā)激勵(lì)效應(yīng)在中高競爭行業(yè)中顯著存在，即存在政府補(bǔ)貼促進(jìn)企業(yè)的研發(fā)投入增加，進(jìn)而推動(dòng)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)升級的內(nèi)生機(jī)制；但在低競爭行業(yè)樣本中，政府補(bǔ)貼的研發(fā)激勵(lì)機(jī)制是失效的。

表4 以 rd 作為被解釋變量

表5是以“標(biāo)準(zhǔn)化的出口價(jià)格指數(shù)pc”的當(dāng)前值和滯后1期的值為解釋變量進(jìn)行回歸的結(jié)果。最為關(guān)注的交互項(xiàng)du×dt在兩組樣本中的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)值，這表明無論是對低競爭行業(yè)還是中高競爭行業(yè)，政府補(bǔ)貼均會(huì)顯著減少企業(yè)的生產(chǎn)成本指數(shù)。進(jìn)一步延伸到政府補(bǔ)貼影響企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜的機(jī)理上，則表現(xiàn)為政府補(bǔ)貼通過扭曲企業(yè)成本而對出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生抑制效應(yīng)，即政府補(bǔ)貼導(dǎo)致低價(jià)格競爭，使得企業(yè)“粗放式”成長，進(jìn)而導(dǎo)致出口技術(shù)結(jié)構(gòu)內(nèi)生動(dòng)力的缺失。這可能是因?yàn)橹袊蠖鄶?shù)企業(yè)在國際市場上的競爭力主要表現(xiàn)在價(jià)格優(yōu)勢上，尚未形成真正的品質(zhì)競爭優(yōu)勢。在這種情況下，政府補(bǔ)貼更容易促使企業(yè)陷入低成本的價(jià)格依賴中，技術(shù)創(chuàng)新中的成本倒逼機(jī)制發(fā)生了扭曲，從而不利于出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。

表5 以 pc 作為被解釋變量

六、結(jié)論及啟示

本文利用PSM傾向得分法及倍差法考察了政府補(bǔ)貼和行業(yè)競爭對我國企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響效應(yīng)和影響機(jī)制。研究表明：（1）對總樣本的回歸發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼抑制了企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，而行業(yè)競爭促進(jìn)了企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升；（2）對不同競爭程度的企業(yè)樣本回歸分析后發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響效應(yīng)存在行業(yè)異質(zhì)性，政府補(bǔ)貼對低競爭行業(yè)中企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的抑制效應(yīng)顯著高于中高競爭行業(yè)，而行業(yè)競爭度的提高有利于糾正政府補(bǔ)貼對出口技術(shù)復(fù)雜度的抑制效應(yīng)；（3）從研發(fā)渠道對政府補(bǔ)貼的影響機(jī)制進(jìn)行考察后發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼的研發(fā)激勵(lì)效應(yīng)在中高競爭行業(yè)中是顯著存在的，即政府補(bǔ)貼促進(jìn)了企業(yè)研發(fā)投入的增加，進(jìn)而推動(dòng)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)升級，但這種激勵(lì)效應(yīng)在低競爭行業(yè)中不顯著；從成本渠道考察發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼在兩組樣本企業(yè)中均存在成本扭曲效應(yīng)，即政府補(bǔ)貼導(dǎo)致低價(jià)格競爭，使得企業(yè)“粗放式”成長，進(jìn)而導(dǎo)致出口技術(shù)結(jié)構(gòu)內(nèi)生動(dòng)力的缺失。

以上研究結(jié)論無疑為我國“十三五”規(guī)劃時(shí)期的貿(mào)易升級提供了經(jīng)驗(yàn)借鑒。一方面，我國當(dāng)前不斷減少政府補(bǔ)貼和完善市場環(huán)境的政策改革是必要的。本文的研究顯示，政府補(bǔ)貼對企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的升級有抑制效應(yīng)，其主要原因在于倒逼機(jī)制的失效與激勵(lì)機(jī)制的缺位。尤其是在市場環(huán)境不完善的情況下，一味地對企業(yè)進(jìn)行補(bǔ)貼只會(huì)促使企業(yè)陷入低成本、低利潤的依賴模式，最終成為“大而不死”的“僵尸企業(yè)”。因此，在市場化改革不斷推進(jìn)的同時(shí)，加強(qiáng)對政府補(bǔ)貼的結(jié)構(gòu)性改革將有利于增強(qiáng)市場活力，構(gòu)建有效的競爭激勵(lì)機(jī)制與成本倒逼機(jī)制，進(jìn)而促進(jìn)我國出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的升級。另一方面，注重微觀企業(yè)的自主決策，通過“內(nèi)生動(dòng)力”而非價(jià)格競爭形成企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度升級的內(nèi)生機(jī)制。本文的研究顯示，企業(yè)要素稟賦結(jié)構(gòu)優(yōu)化、企業(yè)員工技能培訓(xùn)和科技研發(fā)投入等內(nèi)生性因素能夠顯著提升企業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度。因此，這需要企業(yè)在國際市場競爭中逐步放棄對低價(jià)格、低利潤模式的依賴，培育企業(yè)在要素稟賦、人力資本和技術(shù)研發(fā)等方面的競爭優(yōu)勢，形成品牌優(yōu)勢，從而促使我國企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的持續(xù)升級。

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