徐潔香 宋國豪

(安徽財經(jīng)大學(xué) 國際經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

一、引言

中國進出口貿(mào)易告別兩位數(shù)的增長速度，2015年甚至開始出現(xiàn)負(fù)增長，2014—2016年對外貿(mào)易增長速度分別為2.3%、-7%、-0.9%，增長速度遠(yuǎn)低于預(yù)期。中國外貿(mào)增速的下滑，既有全球經(jīng)濟低迷和國際分工調(diào)整變化方面的原因，也有自身傳統(tǒng)比較優(yōu)勢弱化方面的原因。當(dāng)前全球經(jīng)濟復(fù)蘇乏力，經(jīng)濟全球化進程受阻，貿(mào)易保護主義抬頭，國際貿(mào)易發(fā)展前景不容樂觀。歐美等發(fā)達(dá)國家提出“再工業(yè)化”戰(zhàn)略，新興國家經(jīng)濟體和一些發(fā)展中國家也憑借著勞動力成本和自然資源比較優(yōu)勢參與國際分工，中國制造業(yè)的發(fā)展遭遇“前后夾擊”，從而影響商品出口貿(mào)易的發(fā)展。根據(jù)世界貿(mào)易組織統(tǒng)計，中國已連續(xù)21年成為反傾銷調(diào)查最多的國家，連續(xù)10年成為反補貼調(diào)查最多的國家，2016年中國遭遇的貿(mào)易摩擦創(chuàng)紀(jì)錄新高。這一切的國內(nèi)外經(jīng)濟形勢都給中國對外貿(mào)易提出了新的要求，現(xiàn)階段需要采取合理有效的措施促進外貿(mào)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，以適應(yīng)對外貿(mào)易發(fā)展新常態(tài)。為此中國需要積極主動擴大對外開放，以推動更深層次、更高水平的對外開放。要想達(dá)到這個目標(biāo)，中國作為一個貨物貿(mào)易大國，最重要的是提高出口商品技術(shù)水平。中國的出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)雖然是一個老生常談的問題，但確實也是一個值得不斷進行深入探討的問題。準(zhǔn)確衡量中國的出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)，研究影響出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)的因素，這有助于優(yōu)化出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)，實現(xiàn)從貿(mào)易大國向貿(mào)易強國轉(zhuǎn)變。

二、文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)外學(xué)者對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的研究大致可以分為兩類：一是對貿(mào)易品進行技術(shù)層面分類的研究，如OECD(1994)基于研發(fā)強度將制造業(yè)分為高、中高、中低、低四類；Lall(2000)在綜合Pavitt(1984)和OECD(1994)兩種分類方法的基礎(chǔ)上，將SITC三位碼下的產(chǎn)品分為初級產(chǎn)品、資源型產(chǎn)品、低技術(shù)產(chǎn)品、中技術(shù)產(chǎn)品和高技術(shù)產(chǎn)品五類，并根據(jù)此標(biāo)準(zhǔn)對一國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)進行分析；二是構(gòu)建測度指數(shù)，而且多數(shù)采用出口復(fù)雜度指標(biāo)(這最早源于Michaely(1984)理論，即一國產(chǎn)品的技術(shù)含量與該國人均GDP有極大相關(guān)性)，并以此構(gòu)建測度產(chǎn)品技術(shù)含量的指標(biāo)。Lall et al.(2006)在Michaely(1984)理論基礎(chǔ)上構(gòu)建了出口復(fù)雜度指標(biāo)，將其定義為該商品的所有出口國人均GDP的加權(quán)平均，權(quán)重為各個國家該種產(chǎn)品出口占全世界該商品出口的比重。但是，這種定義方式忽略了出口小國的影響。Hausmann et al.(2005)和樊綱等(2006)對這種方法進行了改進，把權(quán)重由出口的絕對份額改進為商品在一國出口中的顯示比較優(yōu)勢占世界上的相對大小，這充分考慮了小國的影響，具體辦法是：將一個國家所有出口產(chǎn)品的出口復(fù)雜度按照它們的貿(mào)易份額加權(quán)，就可以得到該國出口產(chǎn)品的綜合技術(shù)含量指數(shù)。杜修立等(2007)以產(chǎn)品的總生產(chǎn)在世界的分布為權(quán)重測算產(chǎn)品的技術(shù)含量，并將所有產(chǎn)品平均分為五類技術(shù)水平以考察一國的出口商品結(jié)構(gòu)。

針對出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)影響因素的分析，國內(nèi)外學(xué)者研究頗多。Schott(2010)、Rodrik(2006)等認(rèn)為，經(jīng)濟快速增長會提高一國的出口技術(shù)復(fù)雜度。Hausmann et al.(2005)通過對1992—2003年40個國家的跨國面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，人力資本和人口規(guī)模對一國的出口技術(shù)復(fù)雜度有顯著的促進作用。王永進等(2010)發(fā)現(xiàn)，基礎(chǔ)設(shè)施穩(wěn)健提升了各國的出口技術(shù)復(fù)雜度。祝樹金等(2010)研究發(fā)現(xiàn)，資本勞動比、人力資本、研發(fā)等能顯著促進一國出口技術(shù)水平的提高，且這些影響因素對不同收入國家的作用存在區(qū)別。姚博等(2012)研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)品內(nèi)垂直分工對出口復(fù)雜度具有顯著的積極作用。張海波(2014)利用跨國面板數(shù)據(jù)探究了對外直接投資對母國出口貿(mào)易品技術(shù)含量的影響。戴翔等(2014)實證研究發(fā)現(xiàn)，制度質(zhì)量的改善對出口技術(shù)復(fù)雜度提升具有顯著的正向促進作用。林玲等(2015)實證研究了產(chǎn)品內(nèi)分工和要素稟賦等因素對一國出口技術(shù)復(fù)雜度影響發(fā)現(xiàn)，人力資本要素對出口技術(shù)復(fù)雜度的積極影響最為明顯，產(chǎn)品內(nèi)分工對其也有促進作用。韓玉軍(2016)的實證研究表明，服務(wù)業(yè)外商直接投資的增加將會促進出口技術(shù)復(fù)雜度水平的提高。

通過梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，目前的研究多用出口復(fù)雜度來測度貿(mào)易結(jié)構(gòu)，并以此為基礎(chǔ)研究其影響因素。出口復(fù)雜度指數(shù)能夠?qū)σ粐某隹谏唐方Y(jié)構(gòu)賦值，但出口復(fù)雜度作為貿(mào)易結(jié)構(gòu)的衡量方法也存在不足。我們通常所指的貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級大多指的是技術(shù)層面上的升級，但是測算出口復(fù)雜度卻是以出口國的人均GDP為基礎(chǔ)的，而一國的人均GDP不僅取決于技術(shù)水平的高低，還受到要素稟賦的影響。因而，用出口復(fù)雜度來衡量一國的出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)存在邏輯上的不一致性，進而可能對一國出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)的判斷出現(xiàn)偏差，從而降低研究的可信度。對此，本文使用比較出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)的衡量方法來探討這種邏輯不一致性的影響，并在此基礎(chǔ)上分析R&D經(jīng)費投入等因素對出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)的影響。

三、技術(shù)分類方法和復(fù)雜度方法的對比

Lall(2000)將產(chǎn)品按照其技術(shù)特征分為初級產(chǎn)品、資源型產(chǎn)品、低技術(shù)產(chǎn)品、中技術(shù)產(chǎn)品和高技術(shù)產(chǎn)品五類。這一分類方法的優(yōu)點在于產(chǎn)品的分類標(biāo)準(zhǔn)明確，每種產(chǎn)品都有一個確定的類別，且具有一定的科學(xué)性。但近年來越來越多的學(xué)者在研究貿(mào)易結(jié)構(gòu)時放棄對它的使用，原因主要有兩點：一是伴隨著產(chǎn)品內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展，各國以自身的比較優(yōu)勢嵌入產(chǎn)品的全球價值鏈中，在目前的統(tǒng)計數(shù)據(jù)中很難將其分解，由于發(fā)展中國家以代加工模式嵌入全球價值鏈，從而產(chǎn)生虛高的高技術(shù)制成品出口比重；二是Lall(2000)的技術(shù)分類方法是一種靜態(tài)分類方法，忽視了產(chǎn)品技術(shù)水平的動態(tài)變化。隨著產(chǎn)品生命周期的變化，一種產(chǎn)品的技術(shù)高低會出現(xiàn)動態(tài)變化，而不是一直保持不變。產(chǎn)品技術(shù)的動態(tài)變化分兩個方面：一是縱向變化，即同種產(chǎn)品在不同年度的技術(shù)高低并不是一成不變的；二是橫向變化，即每一個年度里不同產(chǎn)品的技術(shù)高低排序也不是一成不變的。

表1 Lall(2000)的技術(shù)分類方法

資料來源：參見Lall(2000)的研究。

我們利用2002—2015年COMTRADE數(shù)據(jù)庫中SITC Rev.3三位碼下260種產(chǎn)品的貿(mào)易數(shù)據(jù)，按照Lall(2000)的技術(shù)分類方法計算了中國的出口商品結(jié)構(gòu)，并與美國、日本、德國三個工業(yè)強國進行對比，具體見圖1。由圖1可知，作為發(fā)展中國家，中國高技術(shù)制成品的出口比重高于美國、日本、德國三個發(fā)達(dá)國家，因此從數(shù)據(jù)上表明中國是一個科技強國。但通過比較中國與美國、日本、德國的低技術(shù)制成品的出口比重可知，中國低技術(shù)產(chǎn)品的出口比重遠(yuǎn)大于此三國，因而中國仍是一個以低技術(shù)產(chǎn)品出口為主的國家。產(chǎn)生這樣結(jié)果的原因是：產(chǎn)品內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展使得中國可以利用勞動力資源參與高技術(shù)產(chǎn)品勞動密集型環(huán)節(jié)的生產(chǎn)，并成為高技術(shù)產(chǎn)品的出口國，雖然這些高技術(shù)產(chǎn)品的主要生產(chǎn)環(huán)節(jié)或者核心零部件生產(chǎn)不一定是在中國進行的。而利用Lall(2000)的方法來衡量一國的出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)的時候，我們只關(guān)注產(chǎn)品的技術(shù)特征，并不考慮出口國的技術(shù)水平。但是在產(chǎn)品內(nèi)分工的情況下，產(chǎn)品的技術(shù)特征和其出口國的技術(shù)水平之間沒有必然的聯(lián)系，由此導(dǎo)致對一國出口技術(shù)水平判斷出現(xiàn)偏差。

圖1 2002—2015年四國的出口商品結(jié)構(gòu)

鑒于Lall(2000)的方法存在很大局限性，許多學(xué)者采用出口復(fù)雜度指標(biāo)來衡量一國的出口商品結(jié)構(gòu)。一般情況下，產(chǎn)品是否為高技術(shù)產(chǎn)品，并不是指其所含的各項技術(shù)指標(biāo)，而是取決于是否具有高附加值。因此，技術(shù)復(fù)雜度指標(biāo)的確立也就有了假設(shè)前提，即高收入國家所出口的產(chǎn)品具有高技術(shù)復(fù)雜度，因為高收入國家的出口商品通常被認(rèn)為有高附加值。Hausmann et al.(2005)的技術(shù)復(fù)雜度指標(biāo)被普遍用于衡量一國出口產(chǎn)品技術(shù)結(jié)構(gòu)，具體公式為：

(1)

其中：PRODYk表示第k種產(chǎn)品的出口復(fù)雜度；xjk

Xj表示j國第k種產(chǎn)品的出口占j國所有產(chǎn)品總出口的比重；∑j

xjk

Xj

則是k產(chǎn)品所有出口國出口比重的總和；Yj表示j國的人均GDP。該指標(biāo)實際上是指生產(chǎn)k產(chǎn)品的國家人均GDP 的加權(quán)平均數(shù)，其權(quán)重為各個國家在該種產(chǎn)品上的顯性比較優(yōu)勢指數(shù)。換言之，如果某類產(chǎn)品在高收入國家中出口比重越高，則產(chǎn)品的出口復(fù)雜度越高?？紤]到各國貿(mào)易規(guī)模不同，該指標(biāo)用顯性比較優(yōu)勢指數(shù)作為權(quán)重，從而可以有效消除國家大小不同導(dǎo)致的偏差。出口復(fù)雜度指數(shù)EXPY的計算公式為：

(2)

其中：EXPYi表示國家層次的出口復(fù)雜度；i代表國家；PRODYk表示k產(chǎn)品的出口復(fù)雜度；xik

Xi則代表i國出口中k產(chǎn)品所占的比重。國家層面的出口復(fù)雜度指數(shù)EXPY主要用來衡量一國出口產(chǎn)品整體中所包含的技術(shù)含量。與Lall(2000)的技術(shù)分類方法不同，出口復(fù)雜度方法關(guān)注的是產(chǎn)品出口國特征，而不是產(chǎn)品本身的技術(shù)特征。因此，產(chǎn)品出口復(fù)雜度和其技術(shù)水平之間既有區(qū)別又有聯(lián)系。正如Lall et al.(2006)所指出的那樣，產(chǎn)品出口復(fù)雜度與技術(shù)水平指標(biāo)之間存在四種關(guān)系。具體可以分為表2中的四種情況。

表2 出口復(fù)雜度與產(chǎn)品技術(shù)水平對照

在以上四類產(chǎn)品中，若以出口復(fù)雜度衡量商品的技術(shù)水平，則(1)與(4)無疑是最理想的結(jié)果，但在現(xiàn)實貿(mào)易中也會出現(xiàn)(2)與(3)類別的產(chǎn)品，尤其是(3)類產(chǎn)品存在將導(dǎo)致對一國商品出口技術(shù)水平的判斷出現(xiàn)偏差。理論上，衡量產(chǎn)品技術(shù)含量最理想的方法是計算產(chǎn)品的R&D投入量，但這方面數(shù)據(jù)難以得到統(tǒng)計和收集，從而導(dǎo)致產(chǎn)品的技術(shù)含量難以測算。而出口復(fù)雜度的優(yōu)點在于無需具體產(chǎn)品層面的R&D投入數(shù)據(jù)，可以利用出口國收入水平來間接衡量產(chǎn)品的技術(shù)含量。該方法雖然有一定的合理性，但技術(shù)水平先進的國家通常具有較高人均收入水平，其生產(chǎn)和出口的產(chǎn)品也具有高附加值，而人均收入水平較高的國家技術(shù)水平不一定也高，一國的人均收入水平不僅取決于其技術(shù)水平的高低，還受到其要素稟賦的影響。由于自然資源豐富而具有較高人均收入水平的國家，這些國家出口產(chǎn)品也可能具有較高的附加值，但這是由于資源性產(chǎn)品在世界范圍內(nèi)的稀缺性導(dǎo)致的，與該國技術(shù)水平高低沒有關(guān)系。高收入國家出口的某些產(chǎn)品也存在高附加值、低技術(shù)含量的特征，即表2中的(3)類產(chǎn)品。為表現(xiàn)出這類產(chǎn)品在出口復(fù)雜度計算過程中的影響，我們利用COMTRADE數(shù)據(jù)庫中2002—2015年的貿(mào)易數(shù)據(jù)計算了SITC Rev.3三位碼下260種產(chǎn)品的出口復(fù)雜度(PRODY)和各國國家層面的出口復(fù)雜度指數(shù)(EXPY)[注]人均GDP(2011年P(guān)PP不變價)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。。為了保證樣本期間數(shù)據(jù)的連續(xù)性與一致性，我們剔除了樣本期間年度數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的部分國家或地區(qū)，最終得到109個經(jīng)濟體的貿(mào)易數(shù)據(jù)。

表3 2015年出口復(fù)雜度排名前10的產(chǎn)品(根據(jù)109個經(jīng)濟體測算)

資料來源：作者計算整理而得。

表3列出了2015年出口復(fù)雜度排名前10的產(chǎn)品。由表3最后一列與Lall(2000)分類方法的對比可知，只有產(chǎn)品541和728是高技術(shù)水平產(chǎn)品和中高技術(shù)水平產(chǎn)品，初級產(chǎn)品、資源型產(chǎn)品、低技術(shù)產(chǎn)品卻有六個。其中產(chǎn)品343(天然氣)的出口復(fù)雜度排名最高，且出口復(fù)雜度數(shù)值(54466.82)與第二位有較大差距。此外，2002—2014年該產(chǎn)品的出口復(fù)雜度一直位居前列，說明產(chǎn)品343具有高復(fù)雜度并不是偶然的。作為能源產(chǎn)品，天然氣是技術(shù)含量較低的初級產(chǎn)品，但是卻有極高的復(fù)雜度。產(chǎn)品343的復(fù)雜度數(shù)值(54466.82)中，卡塔爾的人均GDP(132937.67美元)貢獻(xiàn)了其中的37183.65，挪威的人均GDP (63649.51美元)貢獻(xiàn)了其中的7251.14。產(chǎn)品343之所以表現(xiàn)出極高的出口復(fù)雜度，具體原因在于：兩國均是能源資源豐富的國家，能源產(chǎn)品在出口中占有較大比例，而且兩國的人均GDP排名位居世界前列，導(dǎo)致了能源產(chǎn)品343雖然是低技術(shù)含量的初級產(chǎn)品卻具有高復(fù)雜度數(shù)值。

這類產(chǎn)品的高復(fù)雜度也對各國國家層面的出口復(fù)雜度指數(shù)排名產(chǎn)生很大的影響，具體見表4。

表4 2015年EXPY排名前10位的國家與中國(根據(jù)109個經(jīng)濟體測算)

注：P343*R343指的是產(chǎn)品343的出口復(fù)雜度(產(chǎn)品343在一國總出口中所占比例)。

資料來源：作者計算整理。

通過表4可以發(fā)現(xiàn)，由于產(chǎn)品343具有極高的出口復(fù)雜度，卡塔爾、阿爾及利亞、挪威、玻利維亞和俄羅斯的出口復(fù)雜度排在前10位。這種由資源性產(chǎn)品造成的國家層面的高出口復(fù)雜度指數(shù)顯然是不可復(fù)制的，沒有借鑒意義，如果利用這樣的出口復(fù)雜度指數(shù)來衡量一國的出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)，顯然會對研究者造成誤導(dǎo)。因此，我們嘗試修正資源性產(chǎn)品過高的出口復(fù)雜度。對于某些初級產(chǎn)品PRODY過高的原因，我們初步推測是因為卡塔爾、挪威等高收入國家出口資源產(chǎn)品比重較大，從而造成出口復(fù)雜度存在偏差。燃料[注]燃料屬于 SITC 第3 類(礦物燃料)，資料來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。、礦石和金屬[注]礦石和金屬包括在SITC的第27節(jié)(未加工的肥料、未列明的礦物)、第28節(jié)(金屬礦、廢料)以及第68節(jié)(有色金屬)中，資料來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。的自然稀缺性，導(dǎo)致這類產(chǎn)品主要出口國具有較高的人均收入水平，因此需要剔除這類產(chǎn)品出口比重過大的高收入國家。

世界銀行數(shù)據(jù)顯示，卡塔爾、阿聯(lián)酋、挪威、沙特阿拉伯、阿曼、巴林、澳大利亞等七國人均GDP(ppp 2011不變價格)均在四萬美元以上，且這些國家燃料、礦石和金屬在總出口中的比重均超過了50%。我們剔除這七個國家，根據(jù)總樣本中其它102個國家出口數(shù)據(jù)測算了260種產(chǎn)品出口復(fù)雜度，具體見表5所示。

表5 2015年出口復(fù)雜度排名前10的產(chǎn)品(根據(jù)102個經(jīng)濟體測算)

資料來源：作者計算整理。

2015年產(chǎn)品343的出口復(fù)雜度測算數(shù)值為14534.77，在260種產(chǎn)品中排名第207位，與其初級產(chǎn)品的特征大致相符，以產(chǎn)品343為代表的資源型產(chǎn)品的出口復(fù)雜度顯得不再那么異常，整體上產(chǎn)品復(fù)雜度排名有所改善。但是我們發(fā)現(xiàn)，排名前10位的產(chǎn)品中，只有產(chǎn)品541、728、882屬于高技術(shù)產(chǎn)品或者中高技術(shù)產(chǎn)品，而初級產(chǎn)品、資源型產(chǎn)品和低技術(shù)制成品仍然占據(jù)六席。相比之前109個樣本的測算結(jié)果，表6中102國的的各國出口復(fù)雜度指數(shù)排名要顯得相對合理一些。

表6 2015年EXPY排名前10的國家(地區(qū))與中國(根據(jù)102個經(jīng)濟體測算)

注：P677*R677指的是產(chǎn)品677的出口復(fù)雜度(產(chǎn)品677在一國(地區(qū))總出口中所占比例)。

由上述分析可知，復(fù)雜度方法和Lall(2000)的技術(shù)分類方法剛好相反：技術(shù)分類方法只關(guān)注產(chǎn)品的技術(shù)特征，不關(guān)注出口國的技術(shù)水平，而復(fù)雜度方法不關(guān)注產(chǎn)品的技術(shù)特征，只關(guān)注其出口國的技術(shù)水平，因而在衡量出口技術(shù)水平時能夠克服產(chǎn)品內(nèi)貿(mào)易的影響。但是復(fù)雜度方法是以出口國的人均GDP來間接衡量其技術(shù)水平，這就導(dǎo)致邏輯上的不一致性，因為一國人均GDP的高低不是僅僅取決于其技術(shù)水平高低。我們對產(chǎn)品出口復(fù)雜度和國家層面出口復(fù)雜度指數(shù)對比可知，部分資源性產(chǎn)品主要出口國具有較高的人均GDP，由此導(dǎo)致這些資源性產(chǎn)品具有很高的出口復(fù)雜度。而這些資源性產(chǎn)品的高復(fù)雜度又進一步導(dǎo)致其主要出口國具有很高的出口復(fù)雜度指數(shù)。在這種情況下，產(chǎn)品的出口復(fù)雜度并不能代表其技術(shù)水平，出口復(fù)雜度指數(shù)也不能反映一國的出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)情況。對此，我們排除了七個資源性產(chǎn)品出口比重超過50%的國家，這一做法雖然使得產(chǎn)品復(fù)雜度排名和國家出口復(fù)雜度指數(shù)的排名都有一定程度的改善，但是結(jié)果仍不理想。這是因為邏輯不一致性的問題依然存在，未能找到一個能夠更加準(zhǔn)確反映一國技術(shù)水平的指標(biāo)來代替人均GDP。

四、出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)衡量方法的改進

由于目前還不能找到更好反映一國技術(shù)水平的指標(biāo)來代替人均GDP，以解決復(fù)雜度方法的邏輯不一致問題，因此嘗試將Lall(2000)的技術(shù)分類方法和復(fù)雜度方法結(jié)合起來，從而兼顧了產(chǎn)品的技術(shù)特征和出口國的技術(shù)水平，這可以更好地改進出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)。我們借鑒杜修立等(2007)的歸類方法，將260種產(chǎn)品按其出口復(fù)雜度的數(shù)值從大到小進行排序，并依次按1、2、3、……、260編號，然后將260種產(chǎn)品平均分為k類，每類產(chǎn)品的份額都等于1/k，本文選取k=5，按先后順序歸類為高復(fù)雜度產(chǎn)品(HS)、中高復(fù)雜度產(chǎn)品(MHS)、中復(fù)雜度產(chǎn)品(MS)、中低復(fù)雜度產(chǎn)品(MLS)、低復(fù)雜度產(chǎn)品(LS)，各類都含有52種產(chǎn)品，其中序號為1～52的產(chǎn)品為高復(fù)雜度產(chǎn)品，是我們重點關(guān)注的產(chǎn)品。鑒于剔除資源出口比重大的高收入國家后計算出口復(fù)雜度要更加合理，本文接下來的分析皆以此為標(biāo)準(zhǔn)。我們把2015年產(chǎn)品的出口復(fù)雜度與按照Lall(2000)分類方法中的技術(shù)水平進行對比，具體結(jié)果如表7所示。由表7發(fā)現(xiàn)，52種高復(fù)雜度產(chǎn)品中具有較高技術(shù)水平(HT和MT)的有32種，但是技術(shù)水平較低的產(chǎn)品也有18種。

表7 2015年產(chǎn)品出口復(fù)雜度與其技術(shù)水平(Lall)對比

注：表內(nèi)的數(shù)字均為產(chǎn)品種類的個數(shù)。

表8 2002—2015年高出口復(fù)雜度與技術(shù)水平(Lall)的產(chǎn)品對比

注：表內(nèi)的數(shù)字均為產(chǎn)品種類的個數(shù)。

為了進一步揭示高復(fù)雜度產(chǎn)品中不同技術(shù)水平產(chǎn)品的具體情況，我們將2002—2015年各年高復(fù)雜度產(chǎn)品接其技術(shù)水平(Lall)進行分類，結(jié)果如表8所示。由表8可知，52種高復(fù)雜度產(chǎn)品中，不同技術(shù)水平的產(chǎn)品數(shù)量是比較固定的，具有較高技術(shù)水平的產(chǎn)品占大多數(shù)，但是資源性產(chǎn)品和初級產(chǎn)品也占有相當(dāng)比例。如果我們要用復(fù)雜度方法來衡量一國的出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)，則必須考慮到這些高復(fù)雜度但是低技術(shù)水平產(chǎn)品的影響。因此，我們選取2002—2015 年間至少有十年出口復(fù)雜度排名前52名的產(chǎn)品(高復(fù)雜度)，且屬于Lall(2000)分類中的高技術(shù)(HT)或者中高(MT)技術(shù)類別產(chǎn)品，將這些產(chǎn)品作為重新定義的“高技術(shù)產(chǎn)品”(HH產(chǎn)品)。這類產(chǎn)品具有較高的技術(shù)水平，其出口國也具有較高的人均GDP水平。我們用該種“高技術(shù)產(chǎn)品”出口占總出口的比重來衡量出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)。HH產(chǎn)品的具體種類如表9所示。

注：表中數(shù)字皆為產(chǎn)品代碼。

我們計算了此類產(chǎn)品在2002—2015年間各國的出口情況，并將六個重要國家在圖2中進行了對比。在HH產(chǎn)品的出口比例排行中，瑞士連續(xù)多年高居榜首，高技術(shù)產(chǎn)品出口比例占所有產(chǎn)品總出口的40%左右，雖然2012年后瑞士HH產(chǎn)品的出口比例有所下滑，但是仍然遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其它國家。根據(jù)2017年全球創(chuàng)新指數(shù)排名，瑞士再度位列全球第一，并已經(jīng)連續(xù)7年位居排行榜榜首。全球創(chuàng)新指數(shù)(Global Innovation Index,GII)是由歐洲工商管理學(xué)院、美國康奈爾大學(xué)和世界知識產(chǎn)權(quán)組織共同發(fā)布的，具有相當(dāng)高的權(quán)威性。我們計算瑞士HH產(chǎn)品出口比例排名和其在全球創(chuàng)新指數(shù)中的排名具有一致性，說明用HH產(chǎn)品出口比例衡量一國出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)具有一定的合理性。

圖2 2002—2015年各國HH產(chǎn)品出口情況

由圖2可以看出，中國的HH產(chǎn)品出口規(guī)模呈現(xiàn)快速擴大的趨勢。在102個經(jīng)濟體中，中國2002年的HH產(chǎn)品出口規(guī)模排名位列第十一位，僅是當(dāng)年美國的1/4。但隨著中國外貿(mào)的高速增長，中國HH產(chǎn)品出口規(guī)模2012年成功超過日本，僅次于德國和美國，且與兩國之間的差距也在不斷縮小，此后牢牢占據(jù)HH產(chǎn)品出口規(guī)模第三的位置。但中國HH產(chǎn)品出口比例仍遠(yuǎn)落后于美、日、德三國。中國HH產(chǎn)品的出口比例由2002年的9.20%降低到2015年的8.81%，排名也由2002年的第33位降到了2015年的第37位，這反映出中國對外貿(mào)易“大而不強”現(xiàn)實狀況，現(xiàn)階段制造業(yè)和對外貿(mào)易仍處于困境之中，要實現(xiàn)從貿(mào)易大國向貿(mào)易強國的轉(zhuǎn)變?nèi)沃氐肋h(yuǎn)。從HH產(chǎn)品出口比例來看，日本和德國的制造業(yè)表現(xiàn)較為平穩(wěn)，而美國在2008年金融危機后出現(xiàn)了下滑態(tài)勢，雖然美國政府采取措施“重振美國制造業(yè)”，但是美國制造業(yè)至今還未表現(xiàn)出明顯的復(fù)興跡象。印度作為一個經(jīng)濟發(fā)展勢頭較好的經(jīng)濟體，在HH產(chǎn)品出口方面表現(xiàn)相對較好，出口規(guī)模快速增長，出口比例呈現(xiàn)快速提升態(tài)勢，國際市場上具有相當(dāng)競爭力。

五、出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)影響因素的實證分析

本文研究所選時間段為2002—2015年，鑒于各項數(shù)據(jù)的可獲得性，選取了61個經(jīng)濟體[注]高收入經(jīng)濟體：奧地利、比利時、加拿大、瑞士、塞浦路斯、捷克、德國、丹麥、西班牙、芬蘭、法國、英國、希臘、愛爾蘭、冰島、以色列、意大利、日本、韓國、盧森堡、馬耳他、荷蘭、新西蘭、葡萄牙、新加坡、斯洛伐克、斯洛文尼亞、瑞典、美國；低收入經(jīng)濟體：阿根廷、亞美尼亞、阿塞拜疆、保加利亞、白俄羅斯、巴西、中國、厄瓜多爾、埃及、愛沙尼亞、克羅地亞、匈牙利、印度、哈薩克斯坦、立陶宛、拉脫維亞、摩洛哥、摩爾多瓦、馬達(dá)加斯加、墨西哥、馬來西亞、巴基斯坦、波蘭、巴拉圭、羅馬尼亞、俄羅斯、突尼斯、土耳其、烏干達(dá)、烏克蘭、烏拉圭、南非。作為總樣本，該樣本包括了世界主要的經(jīng)濟體，可以較好地反映世界經(jīng)濟整體狀況。

(一)變量的選取

為了對不同衡量出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)的方法進行比較，我們選取HH產(chǎn)品出口額(hh)、Lall(2000)分類方法下的高技術(shù)產(chǎn)品出口額(ht)、出口復(fù)雜度指數(shù)(expy102)作為出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)的代理指標(biāo)，將它們分別作為模型的被解釋變量。理論上，一國的出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)[注]如前所述，在產(chǎn)品內(nèi)分工的情況下，一種產(chǎn)品核心部件的生產(chǎn)或者主要生產(chǎn)環(huán)節(jié)可能不是在其出口國進行的，產(chǎn)品技術(shù)特征和出口國技術(shù)水平之間沒有必然的聯(lián)系。在這種情況下，我們關(guān)注的是由出口國生產(chǎn)的零部件或者由其完成的生產(chǎn)環(huán)節(jié)的技術(shù)水平高低。如果把產(chǎn)品出口看作是生產(chǎn)要素服務(wù)出口，我們關(guān)注的是該國在出口產(chǎn)品生產(chǎn)過程中使用的生產(chǎn)要素的技術(shù)含量或者技術(shù)水平。因此，我們討論的是出口技術(shù)結(jié)構(gòu)，而不是出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)。但是為避免概念上的混淆，我們還是用目前廣泛使用的“出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)”這一概念。取決于該國技術(shù)水平的高低，因此，技術(shù)創(chuàng)新是貿(mào)易商品技術(shù)結(jié)構(gòu)最重要的影響因素。其它能夠影響一國技術(shù)水平或者技術(shù)創(chuàng)新的變量也會對貿(mào)易商品技術(shù)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響，具體選取以下變量作為模型的解釋變量：

(1)技術(shù)創(chuàng)新。技術(shù)創(chuàng)新活動包括投入和產(chǎn)出兩個方面，其中創(chuàng)新投入的衡量指標(biāo)包括R&D經(jīng)費投入和研發(fā)人員投入，創(chuàng)新產(chǎn)出的衡量指標(biāo)通常包括專利數(shù)量和新產(chǎn)品產(chǎn)值等。由于研發(fā)人員投入和新產(chǎn)品產(chǎn)值的跨國數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失，在此并不采用這些數(shù)據(jù)。和專利數(shù)量相比，R&D經(jīng)費投入作為技術(shù)創(chuàng)新的衡量指標(biāo)要更好，這是因為許多技術(shù)創(chuàng)新的成果不是以專利的形式體現(xiàn)出來，而是表現(xiàn)為生產(chǎn)工藝的改進或者產(chǎn)品質(zhì)量的提升?？紤]到從投入研發(fā)經(jīng)費到產(chǎn)生創(chuàng)新成果需要一段時間，本文在參考戴翔等(2014)、祝樹金等(2010)研究的基礎(chǔ)上，選取R&D經(jīng)費投入占一國GDP比重的滯后一期(rd1)作為技術(shù)創(chuàng)新的代理指標(biāo)，數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。

(2)經(jīng)濟發(fā)展水平。經(jīng)濟發(fā)展水平可以從技術(shù)水平、要素稟賦等多個方面影響一國的出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)。人均GDP是衡量一國經(jīng)濟發(fā)展水平的重要指標(biāo)。戴翔等(2014)用人均GDP作為解釋變量。由于經(jīng)濟發(fā)展水平對出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)的影響具有綜合性和間接性的特點，本文選取2013—2015年的人均GDP(2010年不變價格)平均數(shù)(pgdp3)作為經(jīng)濟發(fā)展水平的代理指標(biāo)，數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。

(3)經(jīng)濟規(guī)模。多數(shù)技術(shù)水平較高的產(chǎn)品在生產(chǎn)過程中都存在很強的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)，此外技術(shù)創(chuàng)新本身也具有規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)，因此經(jīng)濟規(guī)模對出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)具有促進作用。祝樹金等(2010)用人口規(guī)模來反映一個國家規(guī)模的大小。人口規(guī)模雖然和經(jīng)濟規(guī)模相關(guān)，但是不能完全反映一國的經(jīng)濟規(guī)模。本文選取一國GDP(gdp)作為衡量經(jīng)濟規(guī)模的指標(biāo)，數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。

(4)進口貿(mào)易。進口貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)是發(fā)展中國家實現(xiàn)技術(shù)進步的重要途徑，因為高技術(shù)水平的機器設(shè)備或者進口中間產(chǎn)品不僅可以直接提高進口國生產(chǎn)產(chǎn)品的技術(shù)含量，還可以為進口國的企業(yè)提供學(xué)習(xí)、模仿的機會。當(dāng)然，進口貿(mào)易還可以通過競爭效應(yīng)促進進口國企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。本文選取進口占一國GDP的比重(imp)作為指標(biāo)，數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。

(5)外商直接投資。FDI是國際技術(shù)溢出的重要途徑，為東道國帶來先進的生產(chǎn)技術(shù)，促進了地區(qū)生產(chǎn)力水平的提升，從而有助于東道國的技術(shù)進步和產(chǎn)業(yè)升級，進而提高了出口產(chǎn)品的技術(shù)含量。但是FDI也有可能替代東道國的技術(shù)創(chuàng)新，從而對東道國的技術(shù)進步產(chǎn)生不利的影響。本文選取外商直接投資的存量占本國GDP的比重(fdi)作為外商直接投資的代理指標(biāo)，數(shù)據(jù)來源于UNCTAD數(shù)據(jù)庫。

(6)基礎(chǔ)設(shè)施。王永進等(2010)的研究表明，基礎(chǔ)設(shè)施水平的提升可以促進企業(yè)的出口參與程度，擴大出口規(guī)模，且對技術(shù)水平較高的產(chǎn)品出口影響更大。韓玉軍等(2016)、戴翔等(2014)的實證研究也支持這一研究結(jié)論。本文參考韓玉軍等(2016)的方法，選取每百人中互聯(lián)網(wǎng)用戶的人數(shù)(net)作為基礎(chǔ)設(shè)施的代理指標(biāo), 數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。

(7)需求。有關(guān)技術(shù)創(chuàng)新的動因，有技術(shù)推動論、需求拉動論和技術(shù)-市場雙重推動論等不同觀點。按照需求拉動論，技術(shù)創(chuàng)新源自市場需求，因此，市場需求是技術(shù)創(chuàng)新的重要驅(qū)動力量。對于任何產(chǎn)品而言，不論是在國內(nèi)市場銷售還是出口國際市場，都必然會受到需求的影響。高技術(shù)產(chǎn)品的價格較高，具有更高的收入彈性，國際市場需求水平必然會影響高技術(shù)產(chǎn)品的出口。本文選取世界人均GDP作為國際市場需求的衡量指標(biāo)(gdpw)，數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。

表10 全樣本回歸結(jié)果

注：***、**、*分別代表在1%、5%、10%水平上顯著；括號內(nèi)的數(shù)值為t值。下同。

(二)回歸結(jié)果分析

根據(jù)表10的回歸結(jié)果可知，R&D經(jīng)費投入在被解釋變量不同時存在顯著差異。在以本文重新定義的“高技術(shù)產(chǎn)品”(HH產(chǎn)品)作為被解釋變量時，研發(fā)投入能顯著提高一國的高技術(shù)產(chǎn)品出口，進而帶動出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)升級。而以Lall(2000)分類方法下的高技術(shù)產(chǎn)品作為被解釋變量和以出口復(fù)雜度指數(shù)作為被解釋變量時，R&D經(jīng)費投入對一國出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)的升級沒有顯著的影響。由于技術(shù)創(chuàng)新對一國技術(shù)水平的高低有著重要的影響，我們可以把技術(shù)創(chuàng)新變量影響的顯著性作為判斷出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)衡量指標(biāo)是否有效一個重要標(biāo)準(zhǔn)。在已有研究出口復(fù)雜度影響因素的文獻(xiàn)中，戴翔等(2014)、祝樹金等(2010)把R&D經(jīng)費投入作為解釋變量，而林玲等(2015)、張海波(2014)、王永進等(2010)則沒有把技術(shù)創(chuàng)新作為解釋變量，這從側(cè)面說明學(xué)者對技術(shù)創(chuàng)新是否影響出口復(fù)雜度并沒有達(dá)成一致的結(jié)論。從本文回歸結(jié)果R&D經(jīng)費投入影響的顯著性可以看出，Lall(2000)分類方法和復(fù)雜度方法作為出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)的衡量方法都存在不足。如前所述，在產(chǎn)品內(nèi)國際分工的情況下，出口產(chǎn)品的技術(shù)特征和出口國的技術(shù)水平之間沒有必然的聯(lián)系，因此Lall(2000)分類方法中不同技術(shù)水平產(chǎn)品的出口情況并不能反映一國的技術(shù)水平。復(fù)雜度方法考慮了出口國的技術(shù)水平，但是以人均GDP來間接衡量一國技術(shù)水平則存在邏輯上的不一致性。這兩種衡量出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)的方法都不能準(zhǔn)確反映一國的出口技術(shù)水平，從而導(dǎo)致技術(shù)創(chuàng)新對出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)的影響并不顯著。這也意味著本文提出的衡量方法要更為合理一些。

其它影響因素的回歸結(jié)果基本符合預(yù)期。出口國人均GDP、GDP、每百人中互聯(lián)網(wǎng)用戶的人數(shù)、世界人均GDP的回歸系數(shù)都顯著為正，說明一國經(jīng)濟發(fā)展水平提高、經(jīng)濟規(guī)模擴大、基礎(chǔ)設(shè)施水平提升都對技術(shù)創(chuàng)新有促進作用，有利于技術(shù)水平較高的產(chǎn)品出口。進口占GDP比重的回歸系數(shù)顯著為正，這表明國際貿(mào)易具有技術(shù)溢出效應(yīng)。世界人均GDP的回歸系數(shù)也顯著為正，說明需求可以拉動技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)水平較高的產(chǎn)品出口。外商直接投資存量占本國GDP的回歸系數(shù)并不顯著，說明外商直接投資對東道國技術(shù)進步同時存在促進作用和抑制作用，沒有哪一種作用能夠居于主導(dǎo)地位。

(三)穩(wěn)健性檢驗

高收入國家的經(jīng)濟發(fā)展具有穩(wěn)定性，形成了成熟的經(jīng)濟發(fā)展模式，成為包括中國在內(nèi)的發(fā)展中國家學(xué)習(xí)的榜樣，因此本文以高收入國家作為樣本進行穩(wěn)健性分析，回歸結(jié)果見表11。

表11 高收入國家樣本回歸結(jié)果

從表11可以看出，R&D經(jīng)費投入對不同的被解釋變量的回歸結(jié)果與全樣本回歸結(jié)果一致，都是在以ln hh為被解釋變量時才有顯著的正向影響。但相對于全樣本回歸結(jié)果，高收入國家樣本回歸結(jié)果中的R&D經(jīng)費投入的回歸系數(shù)變大了，說明高收入國家研發(fā)效率更高。此外，在高收入國家樣本的回歸結(jié)果中，外商直接投資回歸系數(shù)變得更加顯著，說明外商直接投資對技術(shù)進步的促進作用要大于抑制作用。其它影響因素回歸結(jié)果與全樣本回歸結(jié)果并無太大差異，因此本文的計量模型具有穩(wěn)健性。

六、結(jié)論及政策啟示

本文使用COMTRADE數(shù)據(jù)庫中SITC Rev.3 三位碼下260種產(chǎn)品2002—2015年的貿(mào)易數(shù)據(jù)，進而對各國出口商品結(jié)構(gòu)進行分析，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：不論是原先廣泛采用的Lall(2000)技術(shù)分類方法，還是Hausmann et al.(2005)復(fù)雜度方法，兩種方法都不能準(zhǔn)確反映一國的出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)，從而可能造成對一國出口技術(shù)水平的判斷出現(xiàn)偏差。Lall(2000)技術(shù)分類方法的不足之處在于，只關(guān)注產(chǎn)品的技術(shù)特征，不考慮出口國的技術(shù)水平。對于中國這樣的發(fā)展中國家，低技術(shù)產(chǎn)品的出口比重高于發(fā)達(dá)國家。但是，按照Lall(2000)的技術(shù)分類方法，中國高技術(shù)產(chǎn)品的出口比重也高于發(fā)達(dá)國家，這是由于產(chǎn)品內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展，使得中國可以參與高技術(shù)產(chǎn)品某些生產(chǎn)環(huán)節(jié)，從而導(dǎo)致中國高技術(shù)產(chǎn)品出口比重“虛高”。這意味著，在產(chǎn)品內(nèi)國際分工的條件下，要判斷一國出口技術(shù)水平不能僅僅關(guān)注其出口產(chǎn)品的技術(shù)特征。由于出口復(fù)雜度指數(shù)基于出口國的技術(shù)水平，而不是基于產(chǎn)品的技術(shù)特征來衡量一國的出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)，這在一定程度上能夠克服產(chǎn)品內(nèi)貿(mào)易的影響。但是復(fù)雜度方法用人均GDP辦法來間接衡量一國的技術(shù)水平，從而產(chǎn)生了邏輯不一致的問題，因為一國技術(shù)水平和人均GDP并不是完全正相關(guān)的。我們對產(chǎn)品復(fù)雜度和國家層面的復(fù)雜度指數(shù)計算過程分析表明，由于資源性產(chǎn)品的存在，產(chǎn)品復(fù)雜度不能準(zhǔn)確反映產(chǎn)品的技術(shù)特征，國家層面的復(fù)雜度指數(shù)排名也不能體現(xiàn)一國的技術(shù)水平的高低。為克服兩種方法的缺陷，我們把兩種方法結(jié)合起來，兼顧產(chǎn)品的技術(shù)特征和出口國的技術(shù)水平，重新定義了“高技術(shù)產(chǎn)品”(HH產(chǎn)品)。我們發(fā)現(xiàn)用HH產(chǎn)品的出口比重來衡量一國的出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)能夠得到更好的結(jié)果，對出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)影響因素的實證檢驗結(jié)果也更加符合一般經(jīng)濟理論。

根據(jù)本文的研究，對于我們的政策啟示是：首先，R&D投入是提高企業(yè)自主創(chuàng)新能力的決定性因素，是衡量技術(shù)含量的關(guān)鍵指標(biāo)，因此要加大本土研發(fā)投入，提高研發(fā)效率。其次，開展國際貿(mào)易、吸引外商直接投資是實現(xiàn)國際技術(shù)擴散的重要渠道，使國內(nèi)企業(yè)有機會與更多的國外企業(yè)接觸，吸收更為先進的管理經(jīng)驗、方法、技術(shù)知識等，從而提高技術(shù)水平。作為一個貿(mào)易大國，中國應(yīng)繼續(xù)擴大對外開放，積極參與國際市場。對于引進外資，中國應(yīng)繼續(xù)采取開放態(tài)度，但要注重對高質(zhì)量的FDI的引進，提高外資利用效率。最后，推動基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)力度，提高基礎(chǔ)設(shè)施的有效供給，這也是提高出口商品結(jié)構(gòu)的重要途徑。

出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)的衡量方法既是一個理論問題，也是具有重要意義的現(xiàn)實問題。本文對這一問題進行了探討，但只是拋磚引玉，并沒有徹底解決復(fù)雜度方法所存在的邏輯不一致性問題，HH產(chǎn)品的出口比重也不能全面準(zhǔn)確地衡量一國的出口商品技術(shù)結(jié)構(gòu)。因此，對于這一問題還需要進一步的深入研究。