田祖海， 楊文俊

(武漢理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430070)

一、 引 言

中部六省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與中部六省出口貿(mào)易的發(fā)展水平息息相關(guān)。在2016年，中部六省出口貿(mào)易出現(xiàn)了2009年之后的首次下滑，下滑幅度為6.36%。在中部六省出口貿(mào)易總量下滑的情況下，貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化的問(wèn)題便顯得尤為重要。隨著時(shí)代的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式和出口貿(mào)易發(fā)展方式不斷轉(zhuǎn)變，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和出口貿(mào)易增長(zhǎng)的方式從資源的高投入推動(dòng)轉(zhuǎn)變?yōu)榭萍歼M(jìn)步的推動(dòng)。如今科學(xué)技術(shù)飛速進(jìn)步，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)因?yàn)槠浼夹g(shù)密集型的特點(diǎn)在貿(mào)易出口中順應(yīng)時(shí)代的潮流。而且高技術(shù)產(chǎn)品出口的增長(zhǎng)，競(jìng)爭(zhēng)力水平的提升，還是優(yōu)化貿(mào)易結(jié)構(gòu)的有效方式。因此，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展直接影響到出口貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的提升以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的高低。提高中部六省高技術(shù)產(chǎn)品的出口競(jìng)爭(zhēng)力，促進(jìn)中部六省出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級(jí)，對(duì)中部六省高技術(shù)產(chǎn)品的出口競(jìng)爭(zhēng)力進(jìn)行全面有效的研究分析顯得十分必要。為了研究中部六省出口產(chǎn)品的技術(shù)水平，本文引入產(chǎn)品出口復(fù)雜度這一指標(biāo)來(lái)度量一國(guó)出口產(chǎn)品的技術(shù)含量。

二、 文獻(xiàn)綜述

梳理相關(guān)文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，與出口技術(shù)復(fù)雜度相關(guān)的研究主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：一是認(rèn)為出口技術(shù)復(fù)雜度的提升與技術(shù)進(jìn)步聯(lián)系緊密，而影響技術(shù)進(jìn)步的一大關(guān)鍵因素便是人力資本，進(jìn)而展開(kāi)了對(duì)于人力資本因素對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的作用效果的研究。如，Rodrik[1]在控制了其他變量的基礎(chǔ)上研究了人力資本因素與出口技術(shù)復(fù)雜度的相關(guān)關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)人力資本因素與出口技術(shù)復(fù)雜度正相關(guān)，但是相關(guān)性并沒(méi)有預(yù)料中的那么強(qiáng)；Hausmann[2]在進(jìn)行了相關(guān)研究之后得出了與Rodrik相似的結(jié)論；Costinot[3]的研究則為人力資本因素對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的促進(jìn)作用提出了新的論據(jù)，他認(rèn)為人力資本因素可以通過(guò)影響全要素生產(chǎn)率，進(jìn)而對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生促進(jìn)作用，其中的關(guān)鍵在于人力資本的提高可以促進(jìn)工人對(duì)技術(shù)的學(xué)習(xí)。

二是從外商直接投資的角度來(lái)研究出口技術(shù)復(fù)雜度的影響因素，但并沒(méi)有得出一致的結(jié)論。如，姚洋和章林峰[4]基于外商直接投資的特點(diǎn)從理論上分析了外商直接投資對(duì)技術(shù)復(fù)雜度的影響，并實(shí)證分析了出口產(chǎn)品的技術(shù)結(jié)構(gòu)和出口貿(mào)易的行業(yè)分布，得出了外商直接投資對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度有不確定影響的結(jié)論。平新喬和周藝藝[5]則對(duì)該觀點(diǎn)持有異議，他們認(rèn)為在研究外商直接投資對(duì)技術(shù)復(fù)雜度的影響時(shí)要考慮外商直接投資的性質(zhì)，以及外商直接投資是否來(lái)源于發(fā)達(dá)國(guó)家或者地區(qū)。Xu和Lu[6]在研究外商直接投資對(duì)技術(shù)復(fù)雜度的影響時(shí)對(duì)外商直接投資的來(lái)源地作了專(zhuān)門(mén)的區(qū)分，其實(shí)證研究表明，來(lái)自O(shè)ECD國(guó)家的外商直接投資顯著促進(jìn)了中國(guó)對(duì)外出口商品的出口技術(shù)復(fù)雜度。

三是從基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面研究出口技術(shù)復(fù)雜度的影響因素，結(jié)論也并不一致。如，王永進(jìn)[7]用兩種方法測(cè)算了國(guó)家層面出口技術(shù)復(fù)雜度數(shù)據(jù)，然后實(shí)證研究了基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的作用效果，結(jié)果發(fā)現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生顯著的正向影響。代中強(qiáng)[8]則不同意這個(gè)觀點(diǎn)，他認(rèn)為基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響并不明顯。

四是從制度層面來(lái)探討其是否對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生顯著影響。如，Cabral和Veiga[9]在對(duì)48個(gè)撒哈拉沙漠以南的非洲國(guó)家的出口技術(shù)復(fù)雜度進(jìn)行研究后，發(fā)現(xiàn)制度的優(yōu)劣確實(shí)可以顯著影響出口技術(shù)復(fù)雜度，制度的進(jìn)步會(huì)顯著提高出口技術(shù)復(fù)雜度，同時(shí)由于樣本選擇的原因，該結(jié)論適用于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平比較低下的國(guó)家和地區(qū)。進(jìn)一步，戴翔和金碚[10]在廣泛選擇樣本的情況下，得出了支持Cabral的結(jié)論的研究結(jié)果，并且放開(kāi)了在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低階段的條件，他認(rèn)為一個(gè)國(guó)家或者地區(qū)制度的改良會(huì)顯著提升該國(guó)產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度。

五是貿(mào)易自由化程度的提高與出口技術(shù)復(fù)雜度的提升之間的相關(guān)性關(guān)系研究。如，王開(kāi)和靳玉英[11]研究了中國(guó)簽訂的不同自由化程度的自由貿(mào)易協(xié)定對(duì)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，結(jié)果證實(shí)了貿(mào)易自由化程度的提高促進(jìn)了出口技術(shù)復(fù)雜度的提升的猜想。在此基礎(chǔ)上，盛斌和毛其淋[12]則從進(jìn)口貿(mào)易自由化的視角再次證實(shí)了貿(mào)易自由化程度的提高促進(jìn)了出口技術(shù)復(fù)雜度的提升的觀點(diǎn)。

此外，還有一些學(xué)者從其他視角對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度影響因素作了進(jìn)一步的研究。例如，Amiti和Freund[13]研究了中國(guó)的加工貿(mào)易和出口技術(shù)復(fù)雜度數(shù)據(jù)，得出了加工貿(mào)易的進(jìn)行對(duì)一個(gè)國(guó)家或者地區(qū)的出口技術(shù)復(fù)雜度有著顯著的提升效果。Assche和Gangnes[14]從高技術(shù)產(chǎn)業(yè)行業(yè)層面的研究也證實(shí)了上述觀點(diǎn)，Assche發(fā)現(xiàn)在控制了加工貿(mào)易量之后，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)行業(yè)層面的出口技術(shù)復(fù)雜度沒(méi)有出現(xiàn)明顯提升的現(xiàn)象，由此也證實(shí)了加工貿(mào)易的進(jìn)行對(duì)一個(gè)國(guó)家或者地區(qū)的出口技術(shù)復(fù)雜度有著顯著的提升效果的觀點(diǎn)。

總之，學(xué)者們根據(jù)研究的不同側(cè)重點(diǎn)，對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度指標(biāo)的計(jì)算方法作了相應(yīng)的調(diào)整與改進(jìn)，進(jìn)而對(duì)中國(guó)對(duì)外貿(mào)易出口中的競(jìng)爭(zhēng)力問(wèn)題進(jìn)行研究。此類(lèi)研究多基于國(guó)家層面的產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力分析，只有少數(shù)學(xué)者對(duì)國(guó)家層面的出口產(chǎn)品按技術(shù)含量劃分，而從技術(shù)復(fù)雜度視角對(duì)中部六省高技術(shù)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力進(jìn)行研究的文獻(xiàn)并不多見(jiàn)。此外，已有文獻(xiàn)在研究出口技術(shù)復(fù)雜度影響因素的過(guò)程中，普遍關(guān)注的影響因素包括人力資本、外商直接投資、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、制度變量和貿(mào)易自由化程度等等。其中對(duì)于人力資本、外商直接投資和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等因素對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，學(xué)者們并沒(méi)有得出一致的結(jié)論。綜上所述，本文將在技術(shù)復(fù)雜度視角下，對(duì)中部六省進(jìn)行行業(yè)層面和省際層面的高技術(shù)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力測(cè)算，進(jìn)一步，對(duì)中部六省高技術(shù)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力影響因素進(jìn)行實(shí)證研究。

三、 指標(biāo)選取和模型的建立

(一) 被解釋變量

本文的被解釋變量為中部六省層級(jí)層面高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度，各省份高技術(shù)產(chǎn)品的出口數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)科技部、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局和國(guó)家發(fā)改委的官方網(wǎng)站。高技術(shù)產(chǎn)品對(duì)應(yīng)的SITC Rev3編碼如表1。

借鑒Hausmann的技術(shù)復(fù)雜度計(jì)算方法，本文得到行業(yè)層面的技術(shù)復(fù)雜度公式：

(1)

PRODYi表示產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度，xin表示省份n行業(yè)i的出口額，Xn表示省份n的貿(mào)易出口總額，xiw表示全國(guó)行業(yè)i的貿(mào)易出口額，Xw表示全國(guó)貿(mào)易出口總額。xi1/X1表示省份1的貿(mào)易出口中行業(yè)i所占的比例，xiw/Xw表示這個(gè)國(guó)家貿(mào)易出口總額中行業(yè)i所占的比例。perGDPn表示n省的實(shí)際人均GDP。使用出口比重而不用出口絕對(duì)量的好處是可以讓一些出口量比較小的省份也能被賦予一定的權(quán)重。

在完成行業(yè)層面的出口技術(shù)復(fù)雜度計(jì)算后，需要分別計(jì)算該省份各種行業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度，然后用該省人均收入加權(quán)便可以得到省際層面的出口技術(shù)復(fù)雜度。用EXPYn表示j省份的出口復(fù)雜度：

(2)

由于本文需要計(jì)算的是中部六省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的出口復(fù)雜度，因此xin/Xn是n省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中的i行業(yè)的出口額占n省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總出口總額的比重。通過(guò)加總產(chǎn)品層面的技術(shù)復(fù)雜度指標(biāo)，便可以得到省份n省際層面的技術(shù)復(fù)雜度。各省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)全部來(lái)源于EPS數(shù)據(jù)庫(kù)。

(二) 解釋變量

在借鑒現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，本文選取人力資本、外商直接投資、全要素生產(chǎn)率和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平這四個(gè)指標(biāo)作為解釋變量來(lái)研究它們對(duì)出口復(fù)雜度的影響機(jī)制。

1.人力資本。人力資本(human capital)。人力資本是依附于人的身體的勞動(dòng)價(jià)值，并不是一般的勞動(dòng)力。人力資本的提高可以?xún)?yōu)化出口結(jié)構(gòu)[15]，對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升是通過(guò)品質(zhì)升級(jí)來(lái)實(shí)現(xiàn)的。由于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)具有高技術(shù)密集型的特點(diǎn)，因此高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的提升與高素質(zhì)的人力資本投入密切相關(guān)。人力資本因素可以直接影響高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度，也可以通過(guò)影響技術(shù)進(jìn)步和全要素生產(chǎn)率間接影響高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度?；谏鲜鲈颍疚恼J(rèn)為人力資本對(duì)高技術(shù)產(chǎn)品的出口復(fù)雜度有著重要影響。之所以不采用各省市大學(xué)生在校生人數(shù)占當(dāng)?shù)爻Ｗ∪丝诘谋壤齺?lái)衡量人力資本，是因?yàn)橹胁苛≡诹糇‘?dāng)?shù)卮髮W(xué)生方面做的并不盡如人意。以湖北省為例，湖北省武漢市擁有眾多高校，常年在校大學(xué)生人數(shù)超過(guò)百萬(wàn)，但是這些學(xué)生畢業(yè)后留在省內(nèi)工作的卻不到一半，甚至只有1/3左右。本文計(jì)量部分所采用的人力資本用R&D活動(dòng)人員折合全時(shí)當(dāng)量來(lái)衡量，R&D活動(dòng)人員折合全時(shí)當(dāng)量是指，全時(shí)人員數(shù)與按工作量折算為全時(shí)人員數(shù)后的非全時(shí)人員的總和。該變量數(shù)據(jù)來(lái)自2003-2016年的《中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.外商直接投資。外商直接投資(FDI)。大量文獻(xiàn)研究表明，發(fā)展中國(guó)家吸引外商直接投資，可以通過(guò)技術(shù)外溢效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)提升發(fā)展中國(guó)家的技術(shù)水平，幫助發(fā)展中國(guó)家提高其技術(shù)復(fù)雜度。實(shí)證模型中該指標(biāo)以中部六省各省份當(dāng)年的實(shí)際外商直接投資額來(lái)衡量，數(shù)據(jù)來(lái)源于2003-2016年的《中國(guó)商務(wù)年鑒》。

3.實(shí)際人均GDP。實(shí)際人均GDP(perGDP)。技術(shù)是生產(chǎn)率的參照指標(biāo)，因此全要素生產(chǎn)率可以用來(lái)指代一國(guó)的技術(shù)要素豐裕程度。然而，因?yàn)槿厣a(chǎn)率統(tǒng)計(jì)的復(fù)雜性和不可得性，這一指標(biāo)往往被一國(guó)勞動(dòng)生產(chǎn)率所替代，在忽略人口結(jié)構(gòu)差異假設(shè)下用該國(guó)人均GDP。為了剔除通貨膨脹的影響，本文以2002年為基期計(jì)算不變價(jià)的人均實(shí)際GDP。由于實(shí)際人均GDP數(shù)值較大，本文將實(shí)際人均GDP取自然對(duì)數(shù)后加入模型，數(shù)據(jù)來(lái)源于EPS數(shù)據(jù)庫(kù)。

4.知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平。知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平(adipr)。為了避免執(zhí)法造成的實(shí)際知識(shí)產(chǎn)權(quán)水平的波動(dòng)帶來(lái)的問(wèn)題，代中強(qiáng)[8]利用類(lèi)似于顯性比較優(yōu)勢(shì)的方法構(gòu)造了省際實(shí)際知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)指標(biāo)。本文也借鑒代中強(qiáng)測(cè)度省際實(shí)際知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平時(shí)采用的方法，考慮知識(shí)產(chǎn)權(quán)執(zhí)法情況，設(shè)定測(cè)度省際實(shí)際知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的計(jì)算方法如下:

(3)

另外，我們?cè)贅?gòu)造一個(gè)以申請(qǐng)專(zhuān)利為基礎(chǔ)衡量的實(shí)際知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)，設(shè)定該實(shí)際知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的計(jì)算方法如下:

(4)

表2 變量說(shuō)明

(三) 模型建立

我們建立如下模型對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析：

lnEXPYit=?0+?1apiprit+?2FDIit+?3lnperGDPit+?4humanit+ξit

(5)

公式(1)中，EXPYit表示t年i省的高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度；apiprit表示i省在t年實(shí)際知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平；FDIit表示i省在t年外商直接投資存量；perGDPit表示i省在t年實(shí)際人均GDP；humanit則表示示t年i省的人力資本水平；ξit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

為了進(jìn)一步研究人力資本因素和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的作用機(jī)理，這里引入二次項(xiàng)human_apiprit和apipr_apipr。human_apiprit表示人力資本因素和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的交互項(xiàng)，apipr_apiprit為知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的二次項(xiàng)。由此建立模型如下：

lnEXPYit=?0+?1apiprit+?2FDIit+?3lnperGDPit+?4humanit

+?5human_apiprit+ξit

(6)

lnEXPYit=?0+?1apiprit+?2FDIit+?3lnperGDPit+?4humanit

+?5apipr_apiprit+ξit

(7)

公式(6)和(7)中，EXPYit表示t年i省的高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度；apiprit表示i省在t年實(shí)際知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平；FDIit表示i省在t年外商直接投資存量；perGDPit表示i省在t年實(shí)際人均GDP；humanit則表示示t年i省的人力資本水平。human_apiprit表示人力資本因素和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的交互項(xiàng)，apipr_apiprit為知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的二次項(xiàng)；ξit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

四、 計(jì)量結(jié)果

(一) 描述性統(tǒng)計(jì)

由描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，lnEXPY均值為9.626，標(biāo)準(zhǔn)差為1.144，最小值5.616，最大值11.64，說(shuō)明中部各省高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度在取自然對(duì)數(shù)之后差異不那么明顯。實(shí)際知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平(apipr)的均值為1.681，標(biāo)準(zhǔn)差為1.409，最小值和最大值分別為0和6.931，表明不同省份、不同年份知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平差異比較明顯。外商直接投資(FDI)均值為71.56，標(biāo)準(zhǔn)差高達(dá)102.7，最小值和最大值分別為0.141和504.8，說(shuō)明中部各省外商直接投資水平差異極大。lnperGDP和human標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.512和0.524，最小值和最大值差距也不大，說(shuō)明中部六省實(shí)際人均GDP總體上來(lái)說(shuō)水平比較接近。

表3 統(tǒng)計(jì)描述表

(二) 相關(guān)性和平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由兩兩變量之間的簡(jiǎn)單相關(guān)分析系數(shù)表可以知道，被解釋變量lnEXPY與解釋變量外商直接投資(FDI)、實(shí)際人均GDP(perGDP)和人力資本(human)在5%的顯著性水平下均顯著正相關(guān)，與解釋變量實(shí)際知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平apipr呈正相關(guān)，但不顯著。另外，各解釋變量與其他解釋變量之間的相關(guān)性較小，相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值均在0.7以下，由此可以合理推斷，將多個(gè)解釋變量放入同一回歸模型中不會(huì)存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。

從表5的單位根檢驗(yàn)來(lái)看，lnEXPY、apipr、OFDI、lnperGDP和human都是非平穩(wěn)的，而取了一階差分之后都是平穩(wěn)序列。

表4 相關(guān)分析表

注：“*”表示顯著。

表5 平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

本文選用的是面板數(shù)據(jù)，面板數(shù)據(jù)模型主要有混合回歸模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，在面板模型形式的選擇方法上，本文首先采用F檢驗(yàn)法判斷混合回歸和個(gè)體效應(yīng)模型，然后用Hausman檢驗(yàn)確定應(yīng)該建立固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。各模型的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表6。

表6 模型設(shè)定檢驗(yàn)

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，模型一和模型二的F檢驗(yàn)的P值均遠(yuǎn)小于5%的顯著性水平，拒絕原假設(shè)，均選擇固定效應(yīng)模型；為選擇固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型繼續(xù)進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，Hausman檢驗(yàn)的P值均小于5%的顯著性水平，均拒絕原假設(shè)，說(shuō)明固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)回歸模型。最終，兩個(gè)模型均建立固定效應(yīng)模型。

(三) 回歸結(jié)果

外商直接投資和實(shí)際人均GDP系數(shù)均為正，并且在1%顯著性水平下顯著，可以說(shuō)外商直接投資存量和實(shí)際人均GDP都顯著促進(jìn)了中部六省高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。人力資本系數(shù)為正，在10%的水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明人力資本對(duì)中部六省高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，顯著性并不強(qiáng)。知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平系數(shù)為正，但是知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的二次項(xiàng)apipr_apipr系數(shù)為負(fù)，并且在5%的顯著性水平下顯著，說(shuō)明知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平對(duì)高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的影響為“倒U型”的走勢(shì)。

具體來(lái)說(shuō)，根據(jù)表7回歸結(jié)果的估計(jì)結(jié)果，可以得出如下結(jié)論：

第一，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平與中部六省高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的關(guān)系，并不是持續(xù)的正向相關(guān)關(guān)系，而是呈現(xiàn)出“倒U型”的關(guān)系。這與王華[16]和吳超鵬[17]的研究結(jié)論不完全一致，王華的研究表明，嚴(yán)格的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)一國(guó)技術(shù)水平的提升效果與一國(guó)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的初始水平有關(guān)；吳超鵬認(rèn)為政府可以通過(guò)保護(hù)知識(shí)產(chǎn)權(quán)來(lái)促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)而提升一個(gè)國(guó)家產(chǎn)品的技術(shù)水平。造成結(jié)論不完全相同的可能的原因在于：中部六省由于地理區(qū)位的特殊性，技術(shù)進(jìn)步對(duì)其高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的影響路徑與全國(guó)的情況并不相同。

第二，所有模型的回歸結(jié)果顯示，外商直接投資FDI對(duì)中部六省高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生顯著的正向影響。

第三，中部六省實(shí)際人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值perGDP對(duì)高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度正向影響顯著。模型(2)中的結(jié)果顯示，中部六省實(shí)際人均GDP每提高1個(gè)百分點(diǎn)，高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度將提高1.186個(gè)百分點(diǎn)，這與Rodrik、郭晶和楊艷[18]等的研究結(jié)論基本一致。

第四，人力資本因素對(duì)中部六省高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度影響為正向影響，并且在10%的顯著性水平下通過(guò)了統(tǒng)計(jì)性檢驗(yàn)。這說(shuō)明人力資本因素對(duì)中部六省高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的促進(jìn)作用并沒(méi)有如猜想的那般顯著。這和代中強(qiáng)等等的結(jié)論不一致，代中強(qiáng)認(rèn)為人力資本因素可以顯著提高出

表7 回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為回歸系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)值；*、**、***分別表示在置信區(qū)間10%、5%和1%下的顯著性水平

口技術(shù)復(fù)雜度。但是兩者差異的產(chǎn)生可能是變量選取的差異和樣本選擇的跨度范圍的不同所導(dǎo)致的。代中強(qiáng)等選擇的用來(lái)衡量人力資本因素的是為大學(xué)在校生比例指標(biāo)，利用的是全國(guó)的數(shù)據(jù)；而本文選擇的數(shù)據(jù)范圍則僅限于中部地區(qū)的六個(gè)省份。由于地理因素和歷史因素，中部六省在高技術(shù)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力方面相較于全國(guó)水平較為落后，在統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)上不如全國(guó)層面那般顯著，這也正是由于中部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展還有待完善的有利論據(jù)之一。人力資本因素和實(shí)際知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的交互項(xiàng)系數(shù)為正，并且通過(guò)了5%的顯著性水平下的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。說(shuō)明在中部地區(qū)，人力資本因素除了對(duì)高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度有直接影響之外，還可以通過(guò)“人力資本—知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)—高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度”的路徑對(duì)高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生間接影響影響，并且后者更為顯著。

(四) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文用知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平替代實(shí)際知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平代入模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，對(duì)比表7和表8

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為回歸系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)值；*、**、***分別表示在置信區(qū)間10%、5%和1%下的顯著性水平

的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，其他變量的符號(hào)都沒(méi)有發(fā)生改變，說(shuō)明模型是很穩(wěn)健的。前者的核心解釋變量為授權(quán)專(zhuān)利為基礎(chǔ)衡量的實(shí)際知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度及其平方項(xiàng)，而后者的核心解釋變量為以申請(qǐng)專(zhuān)利為基礎(chǔ)衡量的實(shí)際知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平?？梢园l(fā)現(xiàn)，這兩類(lèi)模型中其它各解釋變量的符號(hào)都沒(méi)有發(fā)生變化，說(shuō)明模型是很穩(wěn)健的。

五、 結(jié) 語(yǔ)

外商直接投資和實(shí)際人均GDP兩個(gè)因素對(duì)高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度都有顯著促進(jìn)作用，說(shuō)明吸引外商投資和提高人均GDP仍然是中國(guó)提升高新技術(shù)產(chǎn)品復(fù)雜度的重要考量因素；而實(shí)際知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平對(duì)高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的作用則呈現(xiàn)出“倒U型”，在實(shí)際知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平到達(dá)最優(yōu)點(diǎn)之前，高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度隨著知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的提升而提高，在實(shí)際知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平到達(dá)最優(yōu)點(diǎn)之后，高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度不再隨著知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的提升而提高，反而隨著知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的提升而下降，說(shuō)明了知識(shí)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)具有一定的時(shí)效性與階段性；此外，人力資本因素對(duì)高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度除了有直接正向影響之外，還可以通過(guò)“人力資本—知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)—高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度”的路徑對(duì)高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生間接的正向影響，這也正說(shuō)明了人力資本對(duì)高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的影響是至關(guān)重要的。