邵漢華 李瑩 汪元盛

摘要：本文基于2001—2014年86個主要國家的面板數(shù)據(jù)，利用社會網(wǎng)絡分析法構建了全球貿(mào)易網(wǎng)絡，并從網(wǎng)絡中心性、網(wǎng)絡聯(lián)系強度、網(wǎng)絡異質(zhì)性三個維度分析個體國家的網(wǎng)絡特征及地位。在此基礎上，實證檢驗了一國貿(mào)易網(wǎng)絡地位對其出口技術復雜度的影響。研究發(fā)現(xiàn)：一國的貿(mào)易網(wǎng)絡地位提高對其出口技術復雜度的升級具有顯著的促進作用;隨著一國的出口技術復雜度由條件分布的低端向高端攀升，貿(mào)易網(wǎng)絡地位提高對出口技術復雜度的提升作用呈現(xiàn)弱化趨勢;貿(mào)易自由化水平提升能夠強化一國貿(mào)易網(wǎng)絡中心性及異質(zhì)性對出口技術復雜度的提升效應，但削弱了貿(mào)易網(wǎng)絡聯(lián)系強度的正向效應。研究結果對推動我國從貿(mào)易大國向貿(mào)易強國轉變，實現(xiàn)對外貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展具有一定的現(xiàn)實指導意義。

關鍵詞：貿(mào)易網(wǎng)絡;出口技術復雜度;貿(mào)易自由化;社會網(wǎng)絡分析法

中圖分類號：F740.6

一、引言與文獻綜述

隨著經(jīng)濟全球化程度的不斷提高，世界各國的貿(mào)易聯(lián)系不斷加強，呈現(xiàn)一定的網(wǎng)絡特征。Zhou et al.（2016）[1]發(fā)現(xiàn)國際貿(mào)易是圍繞美國、中國和德國為中心組織的網(wǎng)絡，并且該網(wǎng)絡呈現(xiàn)樹狀式的分層結構。但是這一貿(mào)易網(wǎng)絡組織結構并不是穩(wěn)定的，而是處于動態(tài)變化中，特別是在次貸危機之后，美國在貿(mào)易網(wǎng)絡中的核心地位逐漸下滑，而日、德、英、法及金磚四國在網(wǎng)絡中的核心度不斷上升（陳銀飛，2011）[2]。諸多研究證明一國在貿(mào)易網(wǎng)絡中的地位與其社會經(jīng)濟存在耦合關系，具體體現(xiàn)為發(fā)達國家在貿(mào)易網(wǎng)絡中處于核心地位，發(fā)揮中介與橋梁的作用（楊晨等，2017）[3]。在當前全球價值鏈分工協(xié)作不斷擴展延伸的背景下，各國在全球貿(mào)易網(wǎng)絡中的地位具有重要的研究意義與學術價值。

出口技術復雜度作為外貿(mào)發(fā)展方式轉型升級的重要內(nèi)容，被認為是衡量一國或地區(qū)出口產(chǎn)品技術水平和商品結構的有效指標，并在一定程度上反映了該國或地區(qū)的國際分工地位（Lall et al.，2006）[4]。一國出口技術復雜度的提升是一個系統(tǒng)性工程，受諸多因素影響。要素稟賦結構（Schott，2008）[5]，基礎設施水平（齊俊妍等，2010）[6]，人力資本積累（陳曉華等，2014）[7]，金融體系的發(fā)展（劉威等，2018）[8]等都構成了一國出口技術復雜度提升的動力機制。隨著全球價值鏈分工體系的深入發(fā)展，出口技術復雜度的貿(mào)易因素引起了國內(nèi)外學者的廣泛關注。Gereffi（2016）[9]認為一國出口技術復雜度的提高得益于在全球價值鏈上的價值捕獲。后發(fā)國家在深入?yún)⑴c全球價值鏈分工的過程中，可以借助國際貿(mào)易中的技術外溢實現(xiàn)技術提升。在國際分工協(xié)作的背景下，貿(mào)易自由化通過“競爭效應”與“種類效應”提高企業(yè)出口技術復雜度（盛斌和毛其淋，2017）[10]，但是反傾銷等貿(mào)易壁壘（楊連星等，2017）[11]大大抑制了出口技術復雜度的提升。然而，現(xiàn)有研究僅僅局限于“獨立個體”的分析，缺少從整體貿(mào)易網(wǎng)絡系統(tǒng)的視角刻畫一國的貿(mào)易因素對其出口技術復雜度升級的影響。為了將各國之間錯綜復雜的貿(mào)易關系納入研究范圍，越來越多的學者提出將一國放置于國際貿(mào)易網(wǎng)絡中進行研究。

世界經(jīng)濟環(huán)境的變化在不斷塑造各國的貿(mào)易發(fā)展模式，各國的全球貿(mào)易網(wǎng)絡地位在一定程度上影響貿(mào)易轉型升級進程，因此科學識別貿(mào)易網(wǎng)絡地位顯得特別重要。網(wǎng)絡中心性、聯(lián)系強度及異質(zhì)性等三個維度的指標是節(jié)點在網(wǎng)絡中特征及地位的重要表征，也是識別一國在貿(mào)易網(wǎng)絡中特征及地位的關鍵要素。本文認為，各國不同的貿(mào)易網(wǎng)絡特征意味著各國進行貿(mào)易時不同的比較優(yōu)勢，進而在一定程度上決定了一國外貿(mào)發(fā)展方式，具體表現(xiàn)為：（1）一國在貿(mào)易網(wǎng)絡中的中心性很高意味著其具有支配整個網(wǎng)絡的優(yōu)勢，并且在產(chǎn)品創(chuàng)新及開發(fā)方面也具有更多的比較優(yōu)勢（Ibarra H，1993）[12]。一方面，中心性較高的國家通過選擇與價值鏈高端的國家建立緊密貿(mào)易關聯(lián)，可以獲取高端技術外溢和市場規(guī)模開拓，促進其在全球價值鏈分工中地位的攀升（Javier Reyes et al.，2008）[13];另一方面，由于網(wǎng)絡中其他國家對該國貿(mào)易具有較強的依賴性，中心性較高的國家可以通過轉移國內(nèi)過剩產(chǎn)能，進而推動該國產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整與貿(mào)易轉型升級。（2）貿(mào)易網(wǎng)絡中的聯(lián)系強度是各國產(chǎn)業(yè)關聯(lián)的“粘合劑”，一國貿(mào)易聯(lián)系強度越大，說明該國與其他國家貿(mào)易聯(lián)系越緊密，該國在全球貿(mào)易網(wǎng)絡中占據(jù)較大份額。一方面，一國在貿(mào)易網(wǎng)絡上所實現(xiàn)的貿(mào)易增值累積有助于一國資本積累，提高生產(chǎn)率水平，進而加快該國技術轉型升級。另一方面，較強的貿(mào)易聯(lián)系強度有利于建立貿(mào)易伙伴間的信任關系，從而降低貿(mào)易交易的成本，也使得跨國企業(yè)間的專業(yè)化分工成為可能，為出口企業(yè)核心技術的研發(fā)提供了便利。（3）貿(mào)易網(wǎng)絡異質(zhì)性反映一國貿(mào)易伙伴分布的集中度與分散度，異質(zhì)性越高，意味著一國可以通過與具有不同比較優(yōu)勢的貿(mào)易伙伴建立關系（Gnyawali& Madhavan，2001）[14]，進而獲取多樣化的信息流與技術流。特別地，在一些國家實施“技術封鎖”政策時，貿(mào)易分布的多元化有助于減輕一國對特定國家技術的依賴程度，進而有助于一國出口技術復雜度的提升。

現(xiàn)有文獻對于貿(mào)易網(wǎng)絡與出口技術復雜度的研究大都從兩個平行維度出發(fā)，鮮有文獻將兩者放在同一框架內(nèi)進行研究。本文采用社會網(wǎng)絡分析方法構建全球貿(mào)易網(wǎng)絡，刻畫網(wǎng)絡的整體概況及各國在貿(mào)易網(wǎng)絡中的相對地位和網(wǎng)絡特征。在此基礎上，實證考察一國在全球貿(mào)易網(wǎng)絡中的地位對出口技術復雜度提升的作用程度，為我國對外貿(mào)易戰(zhàn)略轉型提出政策建議。本文的創(chuàng)新點在于：第一，從貿(mào)易網(wǎng)絡的視角出發(fā)，分析全球貿(mào)易網(wǎng)絡的整體格局和國家的貿(mào)易網(wǎng)絡地位及特征;第二，實證檢驗一國貿(mào)易網(wǎng)絡地位對其出口技術復雜度的影響，并且進一步分析在出口技術復雜度條件分布不同的情況下，一國貿(mào)易網(wǎng)絡地位對其的差異性影響。第三，結合門檻分析方法進一步考察了貿(mào)易自由化對一國貿(mào)易網(wǎng)絡地位與出口技術復雜度之間關系的調(diào)節(jié)作用，并就中國如何在國際貿(mào)易摩擦加劇的背景下實現(xiàn)出口技術復雜度的攀升提出政策建議。

二、全球貿(mào)易網(wǎng)絡構建及描述性分析

（一）全球貿(mào)易網(wǎng)絡的構建方法與數(shù)據(jù)來源

國際分工協(xié)作體系的發(fā)展使得各國的貿(mào)易聯(lián)系越來越緊密，國際貿(mào)易通過各國之間錯綜復雜的貿(mào)易關系形成了典型的社會網(wǎng)絡，因此本文采用社會網(wǎng)絡分析方法來構建全球貿(mào)易網(wǎng)絡。社會網(wǎng)絡分析以“關系”作為基本分析單位，在處理“關系”數(shù)據(jù)時具有顯著的科學性和適用性，具體表現(xiàn)為：一方面，社會網(wǎng)絡分析方法解決了常規(guī)統(tǒng)計學意義中關系數(shù)據(jù)不能滿足“變量獨立性假設”的問題，因此不需要考慮變量間存在多重共線性的影響;另一方面，社會網(wǎng)絡分析通過網(wǎng)絡拓撲結構的刻畫，能夠全面剖析一國在貿(mào)易網(wǎng)絡中的特征及地位（Fagiolo G et al.，2009）[15]。

網(wǎng)絡拓撲結構包含無權網(wǎng)絡和加權網(wǎng)絡，分別能夠詮釋不同的網(wǎng)絡特征。無權網(wǎng)絡是一種定性測度，能較好地反映時期國家與國家之間是否存在關系，但不能描述節(jié)點之間的相互作用的具體強度。本文將貿(mào)易流量的閥值設置為10（億美元），設定無權矩陣中的元素滿足以下規(guī)則：當國對國的貿(mào)易進出口大于10（億美元）時， =1;當國對國的貿(mào)易進出口小于或等于10 （億美元） 時，=0。相比于無權貿(mào)易網(wǎng)絡，加權網(wǎng)絡能夠定量測度全球貿(mào)易網(wǎng)絡的關鍵屬性（Squartini et al.，2011）[16]。設定加權矩陣中的元素，元素表示節(jié)點間邊的權重值，本文以國家和地區(qū)間10（億美元）以上的貿(mào)易額為權重。和分別表示時期國從國的出口額和進口額。為了使所有的，本文將各加權矩陣中所有的值都除以了矩陣中的最大值。另外，為解決由于各國的統(tǒng)計口徑差異而導致數(shù)據(jù)計算出來的存在不對稱的問題，本文對矩陣按照最大值法做了對稱化處理。進一步地，本文通過測算中心性、聯(lián)系強度及異質(zhì)性等三個維度的指標來反映一國在全球貿(mào)易網(wǎng)絡中的地位及特征。

本文選取了聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫中2001～2014年共14年的國家和地區(qū)之間的貿(mào)易進出口數(shù)據(jù)，并將其按年份轉換為分別以國家和地區(qū)為行和列的矩陣形式，從而構建全球貿(mào)易網(wǎng)絡?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性及對比性，本文只包含了聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫中的86個國際和地區(qū)，圍繞全球貿(mào)易網(wǎng)絡的個體中心地位展開研究。

（二）全球貿(mào)易網(wǎng)絡特征統(tǒng)計性描述

為了更加直觀地考察全球貿(mào)易網(wǎng)絡空間關聯(lián)結構及其演變趨勢，本文采用UCINET可視化工具NETDRAW分別繪制了2001年及2014年的全球貿(mào)易網(wǎng)絡圖，如圖1、2所示。如圖所示，兩國之間存在連線表示這兩個國家之間的貿(mào)易進出口額超過了設立的閾值，即超過了10億美元，相互之間具有較強的貿(mào)易聯(lián)系，并且連線越粗代表兩國之間貿(mào)易額越大。由圖可以看出，第一，全球貿(mào)易網(wǎng)絡格局在2001年至2014年間隨時間變化發(fā)生動態(tài)演進，國家之間貿(mào)易關聯(lián)日益緊密，處于貿(mào)易網(wǎng)絡邊緣的國家逐漸與其他較為中心的國家建立起較強的貿(mào)易聯(lián)系。國家之間的貿(mào)易金額也在這期間激增，體現(xiàn)為國家間10（億美元）以上的貿(mào)易關聯(lián)大大增加。第二，美國、德國、英國等貿(mào)易強國一直處于全球貿(mào)易網(wǎng)絡的核心地位，中國則是在這十幾年間實現(xiàn)網(wǎng)絡地位的迅速攀升。

為進一步刻畫一國全球貿(mào)易網(wǎng)絡中的地位變遷，本文按照中心性、聯(lián)系強度及異質(zhì)性三個地位指標對同一時期內(nèi)的國家進行排名。由表1可知，網(wǎng)絡中心性、聯(lián)系強度及異質(zhì)性三個地位指標排名前10位的國家變化很小，說明全球貿(mào)易網(wǎng)絡具有自穩(wěn)定性。在網(wǎng)絡中心性和網(wǎng)絡強度方面，貿(mào)易大國美國、德國、英國、日本始終位于世界前列，在2014年之前，美國一直占據(jù)全球貿(mào)易網(wǎng)絡的霸主地位，近年來，在“美國優(yōu)先”及“制造業(yè)回流”的貿(mào)易保護政策下，美國在全球貿(mào)易網(wǎng)絡中的地位很可能重登首位。中國抓住WTO的契機，充分發(fā)揮比較優(yōu)勢，積極加入全球價值鏈分工，在全球貿(mào)易網(wǎng)絡中地位日漸攀升。2014年中國的網(wǎng)絡中心性超越美國，位居第一;網(wǎng)絡聯(lián)系強度也在2010年后位列第二，僅次于美國。值得注意的是，雖然近年來新興發(fā)展中國家通過積極參與國際分工協(xié)作，在國際貿(mào)易中扮演了越來越重要的角色，但除了中國以外，絕大多數(shù)發(fā)展中國家仍然處于全球貿(mào)易網(wǎng)絡中的邊緣位置。從網(wǎng)絡異質(zhì)性角度來看，埃及，約旦，沙特阿拉伯等國由于對外貿(mào)易額相對較小且貿(mào)易伙伴較為分散，故位于排名前列。總體而言，相較于2001年，在2014年各國在貿(mào)易網(wǎng)絡中的異質(zhì)性顯著增加，大部分國家逐漸重視貿(mào)易伙伴多元化的重要性。

三、模型設定與變量說明

（一）計量模型設定

基于第二部分對全球貿(mào)易網(wǎng)絡的描述性分析，本文采用跨國面板數(shù)據(jù)，重點考察一國貿(mào)易網(wǎng)絡地位對其出口技術復雜度的影響。因此，借鑒馬述忠（2016）[17]、杜運蘇（2018）[18]等人的計量模型，本文構建以下計量模型：

其中，下標代表國家，代表時間;表示出口技術復雜度;、和為本文第二部分測度的一國在全球貿(mào)易網(wǎng)絡中的地位指標，是該模型的解釋變量; 表示影響被解釋變量的控制變量;表示國家固定效應，即不隨時間變化的影響一國貿(mào)易網(wǎng)絡地位的特定因素;表示時間固定效應，即不隨國家變化的影響一國貿(mào)易網(wǎng)絡地位的特定因素;是服從標準分布的隨機干擾項。

（二）變量說明

1.被解釋變量及其測度

一國或地區(qū)出口技術復雜度的提升不僅來源于每一個貿(mào)易分項出口技術復雜度的提升，還是整體貿(mào)易結構的優(yōu)化的結果。本文借鑒Hausmann et al.（2005）[19] 等學者的方法，對一國的出口復雜度進行測度，具體測算分為兩步：首先，測算各國或地區(qū)貿(mào)易分項下每一類貿(mào)易方式的出口技術復雜度，由該貿(mào)易方式下各國或地區(qū)人均GDP加權所得。第二步，在細分貿(mào)易分項出口技術復雜度度量的基礎上，測算一國或地區(qū)的出口技術復雜度。具體數(shù)學表達式如下：

其中，為貿(mào)易分項下產(chǎn)品的技術復雜度;為一國或地區(qū)的出口技術復雜度;為國（地區(qū)）產(chǎn)品的出口值;為國（地區(qū)）出口總額;為國（地區(qū)）人均收入水平。

2.核心解釋變量

核心解釋變量是前文描述的國家或地區(qū)在全球貿(mào)易網(wǎng)絡中的地位指標，分別是網(wǎng)絡中心性、網(wǎng)絡聯(lián)系強度和網(wǎng)絡異質(zhì)性。本文使用在前文中所計算得出的中心性、聯(lián)系強度、異質(zhì)性等三個指標來表示一國或地區(qū)在全球貿(mào)易網(wǎng)絡中的地位。為了處理異方差的問題，我們對三個變量進行對數(shù)處理后引入回歸方程。

3.控制變量

為了盡可能地緩解遺漏變量引致的回歸偏誤，本文選取外商直接投資（FDI）、基礎設施建設（ INF）、研發(fā)投入（RD）、人力資本（HC）以及金融發(fā)展水平（FD）作為控制變量。

四、實證分析

（一）基準回歸

表2給出了一國出口技術復雜度與其貿(mào)易網(wǎng)絡地位之間關系的基準回歸結果。從回歸結果可以看出，表示一國貿(mào)易網(wǎng)絡特征的三個指標對該國出口技術復雜度均在1%水平下存在的顯著影響，即網(wǎng)絡中心性、網(wǎng)絡聯(lián)系強度及網(wǎng)絡異質(zhì)性對一國的出口技術復雜度存在顯著的正效應，這一結果驗證了前文的理論分析。在控制了其他變量的基礎上，一國的網(wǎng)絡中心性每上升1個百分點，該國的出口技術復雜度上升0.106個百分點;一國的網(wǎng)絡聯(lián)系強度每上升1個百分點，該國的出口技術復雜度上升0.188個百分點。而對于網(wǎng)絡異質(zhì)性而言，一國的貿(mào)易伙伴地理分布集中度每提高一個百分點，該國的網(wǎng)絡異質(zhì)性就會下降一個百分點，相應的出口技術復雜度下降0.164個百分點。在當前國際分工協(xié)作的背景下，一國在全球貿(mào)易網(wǎng)絡中的地位越高，就意味著一國在全球貿(mào)易網(wǎng)絡中所掌握的信息、資源越多，并且能夠通過在全球范圍內(nèi)進行信息、資源的整合及優(yōu)化配置，使得該國在國際分工與貿(mào)易的過程中獲取先進技術外溢，進而實現(xiàn)出口技術復雜度的升級。

外商直接投資（FDI）的系數(shù)為負，但并不顯著。這主要是由于FDI對出口技術復雜度的影響較為復雜，對東道國兼具正向及負向的影響效應。一方面，高技術含量的FDI流入通過技術轉移與溢出效應促進東道國吸收國外先進的技術與管理經(jīng)驗（Girma et al.，2008）[20]，進而有利于該國出口技術復雜度的提升。另一方面，由于發(fā)達國家傾向于將國內(nèi)技術含量較低的邊際產(chǎn)業(yè)通過FDI的方式沿“技術階梯”向下游國家轉移，從而將核心技術內(nèi)部化。而FDI的進入會使得東道國國內(nèi)企業(yè)對國外技術產(chǎn)生技術依賴（Aitken and Harrison，1999）[21]，導致東道國長期被鎖定在全球價值鏈的低端位置，陷入“貧困化”增長困境，從而抑制東道國出口技術復雜度的提升。

研發(fā)投入（RD）的系數(shù)為負，但變量未通過顯著性檢驗。這主要是由于研發(fā)投入同時存在激勵效應與擠出效應（李平，2015）[22]。本文認為，一方面，一國的研發(fā)投入并不能完全轉化為創(chuàng)新能力，并且存在盲目追求研發(fā)投入而導致研發(fā)效率低下的問題。只有當一國研發(fā)投入與經(jīng)濟發(fā)展、勞動力素質(zhì)、基礎設施等要素相匹配時，才能有效促進出口技術復雜度的提升。另一方面，即使一國通過增強研發(fā)投入實現(xiàn)自身技術升級，也會將核心技術鎖定在國內(nèi)來保持其國際競爭力，力圖使本國的高技術產(chǎn)業(yè)形成國際壟斷優(yōu)勢，而不會將其出口。發(fā)達國家企業(yè)普遍通過采取“保留核心外包其余” 的發(fā)展戰(zhàn)略，將位于價值鏈低端的產(chǎn)業(yè)轉移到發(fā)展中國家，集中資源發(fā)展前端研發(fā)、設計及終端的市場營銷、渠道拓展等具有核心競爭力的產(chǎn)業(yè)，這使得一些發(fā)達國家的出口技術復雜度遠遠低于其實際國內(nèi)研發(fā)創(chuàng)新水平。因此，在出口技術復雜度中無法完全體現(xiàn)一國的研發(fā)投入水平。

基礎設施建設（INF）、人力資本水平（HC）、金融發(fā)展水平（FD）等三個控制變量均在1%的水平下顯著為正，這與現(xiàn)有相關研究結論相一致。這說明一國通過改善其基礎設施建設，提高人力資本水平，優(yōu)化金融發(fā)展結構能夠有效促進其出口技術復雜度的提升?；A設施的改善能夠降低貿(mào)易雙方的交易成本，從深度和廣度方面提高企業(yè)的出口參與，進而提升一國出口技術復雜度。人力資本是科技發(fā)展的“引擎”，較高的人力資本水平意味著勞動者有能力充分吸收學習轉化其他國家先進技術外溢，創(chuàng)新核心技術。一國人力資本的快速積累通過提高勞動者素質(zhì)，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構及吸收先進技術外溢等渠道，提高出口技術復雜度。較高的金融發(fā)展水平通過降低企業(yè)融資及交易成本，促使企業(yè)集中資源研發(fā)新技術，提高產(chǎn)品異質(zhì)性，從而提升出口競爭力。

（二）內(nèi)生性檢驗

在本文研究中的固定效應模型中可能存在內(nèi)生性問題，這主要是由雙向因果關系（reverse causality）及遺漏變量引起的。一方面，一國的出口技術復雜度的升級可能是貿(mào)易網(wǎng)絡地位提升的結果，反過來一國出口技術復雜度也會反作用于該國在貿(mào)易網(wǎng)絡中地位的提升。另一方面，盡管計量模型中已經(jīng)盡可能控制了影響一國出口技術復雜度的各種因素，但仍然存在模型中因遺漏其他相關變量而導致的內(nèi)生性問題。為了克服由于內(nèi)生性問題引致的估計結果偏誤，本文選取核心變量即網(wǎng)絡中心性、網(wǎng)絡聯(lián)系強度、網(wǎng)絡異質(zhì)性的一期滯后值和二期滯后值作為工具變量，采用多重工具變量兩階段最小二乘法（2SLS）進行估計。所選工具變量的內(nèi)在邏輯是：首先，貿(mào)易網(wǎng)絡特征與其滯后變量相關，故滿足相關性;其次，滯后變量已經(jīng)發(fā)生，與當期擾動項不相關。工具變量2SLS估計結果報告在表3。檢驗結果顯示：第一階段的F統(tǒng)計量、Anderson canon corr LM統(tǒng)計量、Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量均在1%的水平上顯著拒絕原假設，說明選取的工具變量與內(nèi)生解釋變量之間具有較強的相關性;Sargan檢驗沒有拒絕原假設，說明工具變量滿足外生性。上述檢驗結果表明本文選取的工具變量具有合理性。與基準回歸結果相比，本文發(fā)現(xiàn)在通過采用工具變量法控制內(nèi)生性之后，貿(mào)易網(wǎng)絡特征的影響系數(shù)值有小幅變化，但是結果仍然支持上文的理論預期，即：網(wǎng)絡中心性、網(wǎng)絡聯(lián)系強度、網(wǎng)絡異質(zhì)性的估計系數(shù)在1%的置信水平下顯著為正，一國在全球貿(mào)易網(wǎng)絡中的地位對其出口技術復雜度的提升具有顯著的正向效應。

（三）分位數(shù)回歸

上述固定效應模型是基于普通最小二乘法（OLS）進行估計的，只能度量解釋變量的“平均影響”，但無法考察在條件分布的不同位置，解釋變量對被解釋變量的影響差異，因而存在局限性。為了區(qū)分一國出口技術復雜度在其貿(mào)易網(wǎng)絡地位下的條件分布差異，本文采用分位數(shù)回歸進行考察。在控制國家效應和時間效應的情況下，表5列出了10%、25%、50%、75%、90%等5個具有代表性分位點上的估計結果。

由表4可以看出，通過分位數(shù)回歸方法得出的彈性系數(shù)符號與固定效應模型保持一致，但隨著出口技術復雜度在條件分布的不同位置而發(fā)生變動。貿(mào)易網(wǎng)絡中心性與聯(lián)系強度的彈性系數(shù)在五個分位點處均顯著為正，并且表現(xiàn)出一定的變化規(guī)律。具體來看：隨著出口技術復雜度的條件分布由低端向高端變動，貿(mào)易網(wǎng)絡中心性與聯(lián)系強度的彈性系數(shù)逐漸降低，貿(mào)易網(wǎng)絡中心性彈性系數(shù)在10%低分位點處達到峰值0.099，在50%分位點處下降到0.069，在90%高分位點處降到最低值0.025。貿(mào)易網(wǎng)絡聯(lián)系強度彈性系數(shù)在10%低分位點處達到峰值0.055，在50%分位點處下降到0.040，在90%高分位點處僅為0.020。這表明， 當一國出口技術復雜度的條件分布位于10%低分位點處時， 該國在全球貿(mào)易網(wǎng)絡的中心性與聯(lián)系強度對其促進作用最為顯著。關于貿(mào)易網(wǎng)絡異質(zhì)性，模型中地理分布異質(zhì)性（disparity）的彈性系數(shù)均為負，說明網(wǎng)絡異質(zhì)性與條件分布不同位置下的出口技術復雜度仍然是正相關關系，與前文分析一致。但地理分布異質(zhì)性（disparity）的彈性系數(shù)僅在10%和25%的分位點處顯著為負，在其他分位點處回歸系數(shù)雖為負值，但不具有統(tǒng)計顯著性，并且回歸系數(shù)值絕對值隨著出口技術復雜度的攀升在不斷遞減，說明網(wǎng)絡異質(zhì)性對一國出口技術復雜度的提升效應在逐漸減弱?？傮w而言，貿(mào)易網(wǎng)絡中心性、聯(lián)系強度及異質(zhì)性對出口技術復雜度較低的國家提升效應最為顯著，隨著出口技術復雜度不斷升級，貿(mào)易網(wǎng)絡地位的提升效應逐漸弱化。

五、進一步分析

2008年金融危機后，全球經(jīng)濟復蘇乏力，各國紛紛采取貿(mào)易保護措施來刺激經(jīng)濟增長，國家間貿(mào)易摩擦不斷，貿(mào)易自由化進程受到挑戰(zhàn)。理論上，貿(mào)易自由化政策能夠通過減少交易成本從而提高出口多樣化水平和生產(chǎn)率（Feenstra，2014）[23]。在國際分工協(xié)作背景下，貿(mào)易自由化還將通過減少全球價值鏈分工上累積的貿(mào)易成本，提高交易效率從而使整個貿(mào)易網(wǎng)絡受益（Escaith H，2017）[24]。殷寶慶等（2016）[25]基于中國省級樣本的貿(mào)易便利化水平，分析了貿(mào)易便利化對出口技術復雜度的地區(qū)及行業(yè)異質(zhì)性影響。陳維濤等（2017）[26]進一步研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化導致我國中低技術行業(yè)始終被鎖定在低端水平，但能夠顯著促進較高技術行業(yè)技術復雜度的升級。在此背景下，本文試圖分析貿(mào)易自由化是否能成為一國貿(mào)易網(wǎng)絡地位優(yōu)勢轉化為出口技術優(yōu)勢的“催化劑”。

考慮到不同國家的貿(mào)易自由化水平存在顯著差異，貿(mào)易網(wǎng)絡地位對出口技術復雜度的影響在不同國家間可能表現(xiàn)出異質(zhì)性，即貿(mào)易自由化對兩者的關系存在非線性的調(diào)節(jié)作用，因此，本文接下來將實證考察貿(mào)易自由化對一國貿(mào)易網(wǎng)絡地位與出口技術復雜度之間關系的調(diào)節(jié)作用。在對出口技術復雜度影響因素的異質(zhì)性檢驗中，已有研究大多采用分組回歸和設定交互項的方法進行分析。其中，分組檢驗由于難以客觀把握分組標準會使結果產(chǎn)生偏誤，采用交互項雖然能夠估計出具體的門檻值，卻無法檢驗門檻效應的顯著性以及所估計的門檻值的準確性，難以準確刻畫兩者之間的非線性關系。而門檻回歸模型能夠根據(jù)變量的內(nèi)在特性，將樣本數(shù)據(jù)劃分為不同區(qū)間，避免人為劃分界限帶來的偏誤，與分組回歸和設定交互項等方法相比，在檢驗非線性關系方面具有優(yōu)勢。因而本文將使用面板門檻模型對貿(mào)易網(wǎng)絡地位與出口技術復雜度之間基于貿(mào)易自由化程度的非線性關系進行檢驗。

（一）門檻模型設定

本文以貿(mào)易自由度指數(shù)表示一國貿(mào)易便利化程度，借鑒Hansen（1999）[27]，將基準模型（4）擴展為門檻模型如下：

其中，下標代表國家，代表時間;表示出口技術復雜度;核心解釋變量 包括、和，為本文第二部分測度的一國在全球貿(mào)易網(wǎng)絡中的地位指標; 表示影響被解釋變量的控制變量;表示國家固定效應，即不隨時間變化的影響一國貿(mào)易網(wǎng)絡地位的特定因素;表示時間固定效應，即不隨國家變化的影響一國貿(mào)易網(wǎng)絡地位的特定因素;是服從標準分布的隨機干擾項。

（二）“門檻條件”檢驗

由表5可知，網(wǎng)絡中心性、聯(lián)系強度和異質(zhì)性與出口技術復雜度之間均顯著存在基于貿(mào)易自由度的雙門檻效應。由圖3可以進一步看出，上述門檻估計得出的門檻估計值對應的LR統(tǒng)計量均顯著小于臨界值7.35，說明本文估計得出的門檻值是準確的。

（三）門檻模型回歸結果

表6中第（1）列的估計結果如下：貿(mào)易網(wǎng)絡中心性與出口技術復雜度之間顯著存在基于貿(mào)易自由度的非線性關系。當貿(mào)易自由度小于68時，網(wǎng)絡中心性的影響系數(shù)為0.038;當貿(mào)易自由度大于68而小于85.1時，網(wǎng)絡中心性的影響系數(shù)增大為0.070;當貿(mào)易自由度跨過第二個門檻值85.1時，網(wǎng)絡中心性的影響系數(shù)進一步增大為0.097。這說明貿(mào)易自由度的提升能夠強化網(wǎng)絡中心性對出口技術復雜度的提升效應。貿(mào)易網(wǎng)絡中心性高的國家能夠最大限度地利用其對網(wǎng)絡的支配、控制優(yōu)勢，即根據(jù)自身的技術、資源等要素需求選擇與該國國內(nèi)產(chǎn)品結構互補的國家進行貿(mào)易往來。貿(mào)易自由度提升是一國貿(mào)易網(wǎng)絡中心性發(fā)揮優(yōu)勢的重要渠道，通過強化“中心”國家建立貿(mào)易關系的 “選擇”優(yōu)勢以及縮減貿(mào)易網(wǎng)絡內(nèi)“無謂的經(jīng)濟成本”，提高了該國的貿(mào)易收益，從而有利于該國在國際貿(mào)易中更加高效地實現(xiàn)價值捕獲，最終體現(xiàn)在該國出口技術復雜度的升級上。

從表7中第（2）列的估計結果可以看出，貿(mào)易網(wǎng)絡聯(lián)系強度與出口技術復雜度之間顯著存在基于貿(mào)易自由度的異質(zhì)性效應。當貿(mào)易自由度小于67時，聯(lián)系強度的影響系數(shù)為0.090;當貿(mào)易自由度大于67而小于80.4時，聯(lián)系強度的影響系數(shù)減弱為0.048;隨著貿(mào)易自由度進一步跨過第二個門檻值80.4，聯(lián)系強度的影響系數(shù)進一步減弱為0.021。這說明隨著貿(mào)易自由度的提高，網(wǎng)絡聯(lián)系強度對出口技術復雜度的提升效應被逐漸削弱。本文認為，雖然隨著國家間貿(mào)易聯(lián)系強度的提高，國家間的貿(mào)易成本大大降低，從而促進高質(zhì)量的技術與知識等創(chuàng)新要素在強聯(lián)系中流動傳播，但同時這也會減弱高科技行業(yè)創(chuàng)新企業(yè)的研發(fā)動力。一方面，由于技術在強聯(lián)系中傳播極為迅速，創(chuàng)新被模仿的成本大幅降低，創(chuàng)新租金在國家間貿(mào)易聯(lián)系強度提高的過程中也在加速耗散，這使得創(chuàng)新企業(yè)的壟斷優(yōu)勢被削弱。另一方面，國家間貿(mào)易聯(lián)系強度越大意味著對進口產(chǎn)品依賴性越強，使得進口的國外高技術產(chǎn)品會對國內(nèi)產(chǎn)品產(chǎn)生“競爭效應”和“排擠效應”（黎開顏和陳飛翔，2008）[28]，從而抑制了企業(yè)開發(fā)新產(chǎn)品、新技術的積極性。因此，貿(mào)易自由度的提高毋庸置疑會弱化一國貿(mào)易網(wǎng)絡聯(lián)系強度對其出口技術復雜度的提升效應。

表6中第（3）列的估計結果顯示，在前兩個門檻區(qū)間，變量均未通過顯著性檢驗，只有當貿(mào)易自由度跨過第二個門檻值85.8時，貿(mào)易網(wǎng)絡異質(zhì)性對出口技術復雜度的提升效應較為顯著。上述結果說明當一國貿(mào)易自由度低于一定門檻時，貿(mào)易網(wǎng)絡異質(zhì)性其出口技術復雜度的影響并不顯著;而對于跨過貿(mào)易自由度門檻的國家而言，貿(mào)易網(wǎng)絡異質(zhì)性對其出口技術復雜度具有顯著的提升效應。一國可以通過提升貿(mào)易自由化水平，使網(wǎng)絡異質(zhì)性對該國出口技術復雜度產(chǎn)生顯著的正向效應。具體而言，對于貿(mào)易自由度較低的國家而言，反傾銷、反補貼、關稅等貿(mào)易壁壘極大地增加了貿(mào)易成本，抑制了貿(mào)易網(wǎng)絡異質(zhì)性對出口技術復雜度的提升作用，即使一國通過網(wǎng)絡異質(zhì)性升級從而在貿(mào)易網(wǎng)絡中獲取了多元化、關鍵性的信息與資源，但貿(mào)易自由度較低的國家仍然存在信息利用效率低下，資源整合不充分的弊病，最終抑制了出口技術復雜度的升級。而對于貿(mào)易自由度較高的國家而言，貿(mào)易自由化則是貿(mào)易網(wǎng)絡異質(zhì)性對其出口技術復雜度產(chǎn)生提升效用的“強化劑”，使貿(mào)易國能夠充分高效地利用網(wǎng)絡中的信息與資源。

六、結論與建議

本文采用社會網(wǎng)絡分析法，利用UN Comtrade公布的2001—2014年間全球86個國家和地區(qū)的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)，在構建全球貿(mào)易網(wǎng)絡的基礎上，分析各國在網(wǎng)絡中的特征及地位，并且實證檢驗了一國在全球貿(mào)易網(wǎng)絡中的地位對其出口技術復雜度的影響。研究結果顯示：首先，一國的貿(mào)易網(wǎng)絡地位提高會對其出口技術復雜度的升級具有顯著的促進作用。一方面，一國在全球貿(mào)易網(wǎng)絡中的地位越高，在貿(mào)易網(wǎng)絡中所掌握的信息、資源越多，從而能夠在國際分工與貿(mào)易中獲取技術溢出，并且將先進技術吸收轉化為自身的創(chuàng)新能力，進而提升其出口技術復雜度。另一方面，貿(mào)易網(wǎng)絡地位高的國家可以在全球范圍內(nèi)進行信息、資源的整合及優(yōu)化配置，同時避免過度依賴特定的貿(mào)易伙伴所造成的貿(mào)易風險，提高出口產(chǎn)品及出口結構的競爭力。此外，基礎設施建設、人力資本水平、金融發(fā)展水平等也是影響一國出口技術復雜度升級的重要因素。其次，隨著一國的出口技術復雜度由條件分布的低端向高端攀升，一國在全球貿(mào)易網(wǎng)絡中的地位對出口技術復雜度的提升作用呈現(xiàn)弱化趨勢。最后，基于貿(mào)易自由化的門檻回歸分析發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易自由化程度提高能夠強化一國貿(mào)易網(wǎng)絡中心性及異質(zhì)性對其出口技術復雜度的正向效應，但削弱了貿(mào)易網(wǎng)絡聯(lián)系強度的正向效應。

本文從貿(mào)易網(wǎng)絡地位的角度切入，系統(tǒng)地討論了一國出口技術復雜度提升的理論機制，為理解中國出口技術復雜度的動態(tài)演進提供了全新視角。近年來，中國在全球貿(mào)易網(wǎng)絡中的地位不斷攀升，并且在網(wǎng)絡中處于核心地位，但要實現(xiàn)對外貿(mào)易發(fā)展方式的轉型升級仍然面臨著嚴峻的國內(nèi)外環(huán)境。一方面，國內(nèi)資源環(huán)境壓力增大，要素成本優(yōu)勢逐漸減弱，中國對外貿(mào)易的傳統(tǒng)比較優(yōu)勢正在消退。另一方面，也面臨著外需疲軟，國際貿(mào)易摩擦加劇等外部環(huán)境壓力。因此，本文相應的政策啟示如下：第一，面對新形勢，我國應積極加快將貿(mào)易網(wǎng)絡優(yōu)勢轉化為出口技術優(yōu)勢的進程，充分利用我國貿(mào)易網(wǎng)絡核心地位對出口技術復雜度的提升效應，重點吸收和引進高溢出性的產(chǎn)業(yè)。發(fā)揮后發(fā)國家的發(fā)展優(yōu)勢，對國際先進技術模仿、消化、吸收、再創(chuàng)新，通過國際貿(mào)易中的技術外溢效應及“干中學”效應實現(xiàn)價值捕獲。第二，我國對外貿(mào)易發(fā)展已進入新常態(tài)階段，政府應當提高技術性貿(mào)易措施透明度和貿(mào)易自由化水平，從而強化我國貿(mào)易網(wǎng)絡地位的優(yōu)勢，但在貿(mào)易自由化進程中也應當實施差別化關稅政策，對關鍵的高科技領域適當采取保護措施，防止企業(yè)創(chuàng)新租金的快速耗散，完善企業(yè)創(chuàng)新激勵機制。第三，“一帶一路”不僅以全球視野的區(qū)域合作構筑了貿(mào)易模式升級的新框架，更是中國在貿(mào)易摩擦加劇背景下的重要緩沖，因此我國應充分發(fā)揮“一帶一路”貿(mào)易網(wǎng)絡的異質(zhì)性驅動優(yōu)勢，打造以命運共同體為目標的多元化貿(mào)易格局，帶動我國對外貿(mào)易發(fā)展方式由數(shù)量型向質(zhì)量型轉變。

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責任編輯：吳錦丹