陳曉華葉宏偉,金海蘭

(1.浙江理工大學經濟管理學院,杭州310018;2.浙江大學經濟學院,杭州310027)

加工貿易對我國出口技術結構影響的實證分析＊
——基于省級區(qū)域金屬制品出口的面板協(xié)整

陳曉華1,2,葉宏偉2,金海蘭1

(1.浙江理工大學經濟管理學院,杭州310018;2.浙江大學經濟學院,杭州310027)

運用Hausmann模型對我國2002—2008年29個省級區(qū)域金屬制品的亞產業(yè)和省級區(qū)域層面出口技術結構進行測度,同時運用動態(tài)OLS模型分析加工貿易對我國金屬制品出口技術結構的作用。分析表明:我國金屬制品出口技術結構較高的省份多為經濟較為發(fā)達的東部省份,中西部區(qū)域的出口技術結構相對較低;金屬制品出口技術結構有提升較快,但亞產業(yè)和省級區(qū)域內部的出口技術結構差異性在擴大;雖然加工貿易促進了金屬制品出口技術結構的升級,但對不同亞產業(yè)和省級區(qū)域出口技術結構變遷的作用力存在較大的差異,表現出顯著的兩極分化效應。

出口技術結構;加工貿易;金屬制品;動態(tài)OLS;技術結構升級;出口貿易

一、引言

近年來,隨著我國出口貿易的迅速發(fā)展,國內外學術界對我國出口貿易研究的重心逐漸從數量轉移到了技術和質量上來。這一轉變的主要表現之一便是越來越多的學者將目光集中于我國出口技術結構的研究,而國內外學者的初始研究都得到了一個幾乎相似的結論:我國的出口技術結構迅速提升,甚至已經超過了經濟發(fā)展應有的水平。為此,國內外學者的后續(xù)研究開始關注我國出口技術結構快速提升的原因。

我國企業(yè)多以加工貿易方式嵌入到由主要發(fā)達國家大型跨國公司主導的國際分工體系中,處于整個體系的低技術、低附加值、勞動密集型的低端(low-road)生產制造與組裝環(huán)節(jié)(張杰,劉志彪,等,2008)。這使得我國勞動密集型比較優(yōu)勢得到了較好的發(fā)揮,加工貿易占我國出口的比例呈逐漸上升的趨勢,從1986年的18%上升到了目前的55%左右,珠三角地區(qū)部分年份的這一比例甚至達到了80%以上(朱詩娥,楊汝岱,2009)。為此,很多學者認為:加工貿易是造成我國出口技術結構迅速提升,甚至出現異常的根本原因。如Assche&Gangnes(2008)認為加工貿易是造成我國出口技術結構迅速提升的根本原因,如果沒有加工貿易,我國的出口技術結構呈現出一種穩(wěn)態(tài)式(Stable Style)慢進;Naughton(2007)研究后指出中國加工貿易出口量已經遠遠超過許多發(fā)達國家,而這種大規(guī)模的加工貿易推動了中國出口技術結構迅速的提升。當然也有學者經過實證得到了不同的結論,如Xu&Lu(2009)通過國別層面的數據實證研究后發(fā)現:加工貿易對出口技術結構升級的作用并不明顯;Wang&Wei(2008)的實證結果甚至顯示:加工貿易不僅沒有提高我國的出口技術結構,甚至在一定程度上起到了“固化”和“削弱”的作用。

歸納前人研究不難發(fā)現:現有學者關于加工貿易對出口技術結構作用的研究,多從國別對比層面 進 行(如Rodrik,2006;Schott,2006; Assche&Gangnes,2008;Xu&Lu,2009;等)。我國經濟發(fā)展存在極大的不均衡,出口多由東部省份完成,且國內區(qū)域間人均收入相差較大,更為重要的是,我國的加工貿易多位于東部省份,因此,基于國別層面研究加工貿易對我國的出口技術結構的影響,所得到的結論往往存在一定偏差。因為在大國條件下,加工貿易對一國不同的區(qū)域和產業(yè)出口技術結構的作用可能不盡相同(陳曉華,黃先海,2010)。鑒于此,筆者運用國內省級區(qū)域金屬制品(HS4)出口數據和人均GDP數據,首次從省級區(qū)域和亞產業(yè)雙層面出發(fā),對我國特定產業(yè)的出口技術結構進行測度,以降低區(qū)域發(fā)展差異帶來的有偏影響。在此基礎上,分別從五個層面研究加工貿易對出口技術結構變遷的影響,以揭示加工貿易對不同區(qū)域和亞產業(yè)出口技術結構變遷的效應及其區(qū)別。

二、產業(yè)出口技術結構的測度與分析

(一)數據的來源和產業(yè)的選擇

現有研究多表明中國出口技術結構迅速攀升出現在近幾年,為此,筆者在數據選擇上采用的是本世紀的年度數據;由于省級層面出口數據和加工貿易數據的可獲得性并不強,目前僅能獲得2002—2008年的出口和加工貿易數據。出口與加工貿易的數據均來自國研網和海關統(tǒng)計數據庫,其他數據來自《中國統(tǒng)計年鑒》和聯(lián)合國統(tǒng)計數據庫。由于寧夏和西藏地區(qū)部分年份的數據缺失,因此,筆者僅搜集了29個省份的數據。另外加工貿易的數據源自國研網,具體為:區(qū)域層面的加工貿易數據為中國省級區(qū)域金屬制品各亞產業(yè)來料加工、進料加工、出料加工、加工貿易設備進口和出口加工區(qū)進口設備等貿易值的總和,亞產業(yè)層面加工貿易值為我國金屬制品亞產業(yè)層面的上述值的總和。

金屬制品產業(yè)是工業(yè)發(fā)展的重要基礎性原材料產業(yè),其產品種類多、應用領域廣、產業(yè)關聯(lián)度高,在經濟建設和社會發(fā)展中發(fā)揮著重要作用(國務院有色金屬振興規(guī)劃,2009)。另外金屬制品的加工貿易占出口的比例也呈逐年上升的趨勢,該比例已從從2002年的52.99%上升到了2008年的67.04%?？梢娺x用金屬制品產業(yè)作為研究對象,既能體現我國出口技術結構變遷,又能較好反映加工貿易的出口技術結構變遷效應。根據HS編碼,整個金屬制品劃分在兩章,共10種,分別為:貴金屬制品、鋼鐵、鋼鐵制品、銅及其制品、鎳及其制品、鋁及其制品、鉛及其制品、鋅及其制品、錫及其制品和其他金屬制品。

(二)亞產業(yè)層面的出口技術結構的測度與分析

目前測度一國出口技術結構的方法有很多,如Hausmann(2005)的復雜度指數法(Export sophistication)、Finger&Kreinin(1979)的出口相似度(Export Similarity)系數法、Lall(2000)的國別出口分類法以及樊綱和關志雄等(2006)的顯示性技術附加值賦值原理等?？紤]到Hausmann模型模型能夠“保證使一些貧窮的小經濟體出口被賦予足夠的權重”(Rodrik,2006),為此,筆者采用Haus mann(2005)對中國出口技術結構變遷進行測度。

Hausmann(2005)研究指出,同樣的產品在經濟發(fā)展水平較為發(fā)達的國家進行生產,其所包含的技術含量往往高于在經濟發(fā)展水平較低區(qū)域生產的產品,此其構建產品層面出口技術結構的測度方法如(1)式。由于本文還需研究亞產業(yè)層面加工貿易對亞產業(yè)出口技術結構的影響,筆者在(1)式的基礎上構建了(2)式,兩式具體如下:

其中PRODYPm為金屬制品m的出口技術結構(具體到HS4位碼),PRODYi為中國金屬制品亞產業(yè)i的出口技術結構(具體到HS2位碼)), xmj為j省m產品出口總額,Xj為j省的金屬制品的總出口額,Yj是省份j的人均GDP,xi是中國金屬制品亞產業(yè)i出口總額。PRODYi值越高說明亞產業(yè)i的出口技術結構越高,即產品的技術含量越高。則根據(1)式和筆者所搜集的數據,可得我國金屬制品各亞產業(yè)出口技術結構(見表1)。

表1 2002—2008年中國金屬制品出口技術結構指數/元

由表1可知,2002—2007年。中國的金屬制品出口技術結構都呈現遞進式上升趨勢。其中絕對值增加最大的是銅及其制品,增加了19 787.32元,其次是鎳及其制品,增加了16 174.65元;出口技術結構上升程度最小的是錫及其制品, 2002—2007年間僅增加了5 468.87元。從排名上看,2002—2007年中國出口的金屬制品中,鋼鐵制品與銅及其制品出口技術結構最高,而錫及其制品與鋁及其制品的出口技術結構一直較低。與前6年相比,2008年的出口技術結構值波動較大,導致這一現象的原因可能在于:金融危機爆發(fā)后,金屬制品亞產業(yè)內不同技術含量的產品受到的沖擊不同。部分亞產業(yè)出口技術結構值出現明顯的下降,如鋼鐵制品、銅及其制品與鎳及其制品,這表明金融危機對這些亞產業(yè)的高技術含量產品產生較大沖擊,使得高技術含量產品出口減少,進而導致出口技術結構值下降;也有部分產業(yè)出口技術結構顯著上升,如鋼鐵、鋁及其制品、鋅及其制品與錫及其制品等,這表明金融危機對這些亞產業(yè)的低端產品,即低技術含量的產品產生了較大沖擊,使得高技術含量的產品出口比例上升,進而提高了亞產業(yè)的整體出口技術結構。僅有貴金屬和鉛及其制品的出口技術結構并未呈現明顯的波動,導致這一現象的原因可能在于:金融危機對貴金屬和鉛及其制品內部各系列產品的沖擊是均勻的,并沒有向高技術產品或低技術產品傾斜。

為進一步了解金屬制品各亞產業(yè)出口技術結構的分布與發(fā)展趨勢,我們對2002—2008年金屬制品亞產業(yè)出口技術結構進行了Kernel密度估計(如圖1),結果顯示:2002—2008年間,密度估計的峰值呈不斷下降且右移趨勢,曲線從相對狹窄變得“矮”而“寬”。這表明:首先中國金屬制品出口技術結構呈整體上升趨勢;其次金屬制品各亞產業(yè)的出口技術結構差異在加大,產品的多樣性在增加;最后從峰數上看,2007年與2008年的Kernel密度估計曲線呈現類似正態(tài)分布或對數正態(tài)分布狀的明顯“單峰”,即各行業(yè)的出口技術結構向著一個唯一的均衡點收斂,并不存在多重均衡點。可見,雖然最近幾年行業(yè)間的出口技術結構差距在拉大,但并未出現兩極分化的趨勢。

圖1 2002—2008年金屬制品亞產業(yè)層面出口技術結構的Kernel密度估計圖

(三)省級層面的出口技術結構的測度與分析

由Hausmann(2005)模型的第二部分可知:在計算出國家層面的各亞產業(yè)出口技術結構值后,將亞產業(yè)值加總到區(qū)域層面,則可測算出省級區(qū)域產業(yè)層面出口技術結構。具體計算方法如下:

其中:TSjt是t年省區(qū)j的金屬制品出口技術結構,這里的權重是亞產業(yè)i在省區(qū)j中出口商品總額中的份額。在表1計算結果的基礎上,運用(3)式可得我國內地的29個省、自治區(qū)和直轄市2002—2008年的出口技術結構指數。筆者將這29個省區(qū)的出口技術結構指數,按區(qū)域劃分進一步求均值?？傻帽?。

表2 2002—2008年我國省級區(qū)域金屬制品出口技術結構/元

續(xù)表

由表2可知:從全國層面上看,金屬制品出口技術結構呈現顯著的上升趨勢,出口技術結構均值從2002年的10 072.08元上升到了2008年的25 193.82元,上升幅度高達150.14%,這表明我國金屬制品的出口技術含量有了較大的提升。從區(qū)域層面上看,東部地區(qū)金屬制品的出口技術結構一直處于領先地位,中部地區(qū)穩(wěn)居第二,且各區(qū)域間出口技術結構均值的差異性呈出擴大的趨勢。以以東部均值與中部之差為例,該差值從2002年的1 900.26上升到2008年的4 225.13,增加了一倍多。從具體省份上看,經濟水平較高的省份金屬制品出口技術結構較高,這也符合了Haus mann(2005)的研究,即產品在經濟水平較高的區(qū)域生產,其技術含量相對較高。從省級區(qū)域的出口技術結構值上看,浙江的均值最大,其次是天津和廣東。從排名上看,2002—2003年天津的金屬制品出口技術結構最高,2004—2007年為浙江,而2008年則為北京,且其他省份的排名也常發(fā)生變動,這表明我國金屬制品出口省級區(qū)域間競爭較為激烈。

圖2 2002—2008年金屬制品省級區(qū)域層面出口技術結構的Kernel密度估計

為了進一步了解29個省級區(qū)域出口技術結構的實際分布狀況及趨勢,筆者對省級區(qū)域的測度結果進行Kernel核密度估計(見圖2)。估計結果顯示:2002—2008年的密度估計曲線一直向右移,可見省級區(qū)域的出口技術結構在考察范圍內呈現顯著的提升趨勢;從密度估計曲線的峰數上看,2006年起出現明顯的“多峰”狀況,2007年有明顯的“兩峰”,2008年雖然只有一明顯的“主峰”,但在“主峰”右側出現了一個“小峰”,這表明區(qū)域出口技術結構向著多重均衡點收斂,并且多重均衡收斂具有連續(xù)性,各省級區(qū)域金屬制品出口技術結構出現了“兩極分化”的趨勢,即“領頭”省份向高水平均衡點收斂,而其他相對落后省份向低水平均衡點收斂。

三、加工貿易對出口技術結構的影響

近年來,我國采用大規(guī)模引進零件和資本品,再大規(guī)模出口最終產品的方式參與國際分工使得加工貿易迅猛飛漲(姚洋,張嘩,2008)。于是很多學者認為加工貿易對我國出口技術結構變遷發(fā)揮了重要的作用,是出口技術結構迅速提升的根本原因。但筆者以為在大國條件下,加工貿易對一國不同的區(qū)域和產業(yè)出口技術結構的作用可能不盡相同。本部分從金屬制品高技術亞產業(yè)和低技術亞產業(yè)(具體劃分方法為:金屬制品10個產業(yè)中,2002—2008年出口技術結構均值較高的5個產業(yè)類為高技術產業(yè),均值相對較低的5個產業(yè)為低技術產業(yè))以及東部、中部和西部五個層面,就加工貿易對出口技術結構的作用進行實證分析。

(一)計量模型的選取

如果從單個省級區(qū)域或亞產業(yè)視角,研究加工貿易對出口技術結構的影響。一方面忽略了不同省份可能存在的相似性,且效率較低(馬茲暉, 2008);另一方面需大量的時間序列數據,而目前能獲得的省級和亞產業(yè)層面數據相對有限。面板數據模型具有“能有效利用存在相似關系的數據,擴大回歸樣本容量”的特點(高鐵梅,2007),為此筆者選用面板數據模型進行實證分析。

從我國加工貿易與出口變遷的歷史進程上看,加工貿易對出口技術結構變遷存在一定的作用,而出口技術結構變遷對加工貿易也可能產生一定的反作用,即兩者可能存在一定的內生性。這種情況下,如果簡單地采用普通面板數據模型,可能導致實證檢驗出現低效力甚至是錯誤的結論,由此得到的估計結果及其經濟含義也將是扭曲的(歐陽志剛,2007)。為此,實證模型必須能夠校正這種可能存在的內生性。Kao和Chiang (2000)在對面板OLS模型進行研究的基礎上,提出了校正內生性的三種估計模型,即偏差修正OLS(bias-corrected OLS,BOLS)、完全修正OLS (fullymodified OLS,FMOLS)和動態(tài)OLS(dynamic OLS,DOLS),其還進一步指出動態(tài)OLS要比另外兩種方法更優(yōu)越。因為動態(tài)OLS考慮了超前(lead)和滯后(lag)值,在協(xié)整關系確定的情況下,可以有效地減少偽回歸(韓民春、樊琦, 2007)。為此,筆者選擇面板數據的動態(tài)OLS模型來研究加工貿易對出口技術結構的影響。具體模型如下:

其中cij為誤差修正系數,q為滯后階數,β即協(xié)整估計向量,y為出口技術結構,x為加工貿易。根據已獲得的省級區(qū)域和亞產業(yè)兩個截面數據的數量以及時間長度,我們借鑒Kao和Chiang (2000)與韓民春和樊琦(2007)關于動態(tài)OLS模型的基本研究,在亞產業(yè)層面的研究上我們取q =1,在省級區(qū)域的研究上我們取q=2。

在對數據進行實證分析前,需對面板數據進行單位根檢驗,以確認實證結果是否穩(wěn)健。根據面板數據檢驗參數的不同,單位根檢驗可以分為兩類:一類是對于所有的個體而言參數都相同,即所有的面板包含共同的單位根,如LLC檢驗及Hadri檢驗;另一類為不同的個體具有不同的單位根,即允許跨截面變化的出現,如IPS檢驗和Fisher-PP檢驗等。在綜合考慮不同檢驗類型和檢驗工具特點的基礎之上,筆者采用LLC檢驗和Fisher-PP檢驗來檢驗出口技術結構和加工貿易的單位根,檢驗結果如表3。結果表明高技術產業(yè)和東部地區(qū)的各變量均為I(1)過程,低技術產業(yè)、中部和西部的單位根檢驗得到了相同的結論。

(二)變量的單位根檢驗

表3 不同出口技術結構和區(qū)域相關變量的單位根檢驗

(三)協(xié)整檢驗

運用面板數據動態(tài)OLS模型進行實證分析的前提是各變量之間存在協(xié)整關系。為此我們在面板單位根檢驗的基礎之上,對五個層面的變量進一步作面板協(xié)整檢驗,以考察兩變量之間是否存在長期關系。出于穩(wěn)健性考慮,本文采用Pedroni(1999)和Kao(1999)提出的協(xié)整檢驗方法來檢驗變量間的協(xié)整關系。同時考慮到本研究中的檢驗工具需具備較好的小樣本檢驗特性,筆者結合邵軍和徐康寧(2007)關于面板協(xié)整工具的研究,對Pedroni(1999)和Kao(1999)的檢驗工具進行了篩選,最后選定Pedroni(1999)的Panel v、Panel PP、Panel ADF、Group PP、Group ADF統(tǒng)計量和Kao(1999)的ADF統(tǒng)計量進行協(xié)整檢驗。所有檢驗的原假設都是“不存在協(xié)整關系”,即如果拒絕原假設則表明變量間存在長期的協(xié)整關系(黃先海、陳曉華;2010)。表4報告了各層面出口技術結構和加工貿易變量的協(xié)整檢驗結果:高技術產業(yè)、東部地區(qū)和中部地區(qū)的統(tǒng)計量均在1%顯著性水平上拒絕了“不存在協(xié)整關系”的原假設,而低技術產業(yè)的各統(tǒng)計量至少在5%的顯著性水平上拒絕原假設,西部地區(qū)僅有PanelADF統(tǒng)計量在10%水平上通過顯著性檢驗,其余變量均在1%水平上通過檢驗?？梢姼鲗用娴膬蓚€變量之間均存在長期的協(xié)整關系。

表4 不同層面出口技術結構和加工貿易的協(xié)整檢驗

(四)估計方法的選擇與回歸結果

一般而言,面板數據的估計方法有固定效應模型(fixed effect)和隨機效應模型(random effect)之分,而這兩種估計方法的具體選擇可用通過Hausman檢驗和似然F統(tǒng)計來判別。表5報告了各層面面板數據動態(tài)OLS模型選擇的判定結果:高技術產業(yè)、東部地區(qū)的Haus man檢驗和似然F統(tǒng)計均在1%的顯著性水平上表明適用固定效應模型,其他層面的檢驗至少在5%水平了通過了固定效應模型的檢驗,因此五個層面回歸均宜采用固定效應。為進一步提高動態(tài)OLS回歸結果的可靠性,筆者采用GLS(Cross-section Weights)法和White-period穩(wěn)健法來校正各省級區(qū)域和亞產業(yè)間的異方差(即截面的異方差)及時期異方差帶來的影響。最后得到動態(tài)OLS回歸的結果(見表6)。

表5 不同出口技術結構和區(qū)域估計模型判定

由表6可知:五個層面回歸結果的擬合度均 大于0.9,并且回歸方程F檢驗均顯著均通過了1%的顯著性水平檢驗,可見各層面回歸結果都具有較高的可信度。從產業(yè)層面的具體系數上看:高技術金屬制品產業(yè)加工貿易的系數達到了0.201 88,且通過了1%的顯著性水平檢驗,這表明加工貿易對高技術水平金屬制品產業(yè)的出口技術結構具有明顯的促進作用;低技術產業(yè)加工貿易的回歸系數為-0.030 053,也通過了1%的顯著性水平的檢驗,可見加工貿易對低技術水平的金屬制品產業(yè)出口技術結構具有負作用。從區(qū)域層面的具體系數上看,各區(qū)域加工貿易的系數均通過了1%的顯著性水平檢驗,但僅有東部地區(qū)的系數大于零(為0.474 283),中部和西部地區(qū)的回歸系數均小于零(分別為-0.227 715, -0.284 526),可見加工貿易對出口技術結構較高的區(qū)域(東部)具有較強的推進作用,而對出口技術結構相對較低的區(qū)域(中西部)具有明顯的負作用。

綜上可知:加工貿易僅對東部地區(qū)和高技術亞產業(yè)的出口技術結構提升具有顯著的促進作用,而對中、西部地區(qū)以及低技術亞產業(yè)的出口技術結構具有顯著的負作用,西部地區(qū)的負作用略大于中部地區(qū);并且加工貿易對東部金屬制品產業(yè)出口技術結構的提升作用明顯大于高技術產業(yè),中西部的負作用明顯大于低技術金屬制品產業(yè)。這一結論同時也說明了我國金屬制品產業(yè)的國內分布現狀,即高技術的金屬制品產業(yè)多位于東部地區(qū),低技術的金屬制品產業(yè)多位于中西部地區(qū)?？梢妼τ诖髧?加工貿易對于不同地區(qū)和產業(yè)的出口技術結構的作用是不一致的,這證實了前文的推測。另外,一國出口技術結構升級主要源于高技術含量產業(yè)和發(fā)達區(qū)域的出口技術結構提升,而加工貿易對二者都具有顯著的正作用,可見,加工貿易對我國整體出口技術結構具有顯著的促進作用。

表6 不同層面加工貿易對出口技術結構影響的動態(tài)OLS回歸結果

四、結論與啟示

本文基于國內省級區(qū)域2002—2008年金屬制品出口數據,運用Haus mann(2005)模型從亞產業(yè)和省級區(qū)域層面對我國金屬制品的出口技術結構進行了測度,并進一步運用Kernel密度估計分析了其分布狀況。在此基礎上,運用Kao和Chiang(2000)的OLS模型研究了加工貿易對各層面金屬制品出口技術結構的作用,得到的結論與啟示主要有:

首先,我國金屬制品出口技術結構較高的省份多為經濟較為發(fā)達的東部省份,中西部區(qū)域的出口技術結構相對較低。其中最高的三個省市分別為浙江、天津和江蘇,而且歷年東部區(qū)域的出口技術結構均值均大于中西部區(qū)域。這一研究結論印證了Hausmann(2005)和Rodrik(2006)等的觀點,即同一產品在經濟較為發(fā)達的區(qū)域生產,其技術含量和生產率較高,與此同時,該產品往往擁有較高的出口技術結構。

其次,我國最近幾年的金屬制品出口技術結構有了較大幅度的提升,但亞產業(yè)和省級區(qū)域內部的出口技術結構差異性在擴大。省級區(qū)域層面的Kernel密度曲線存在多個收斂均衡“峰”,即出現明顯的兩級分化;而產業(yè)層面雖未出現兩極分化,但其Kernel密度估計曲線呈現“矮”和“寬”的特點。這都表明亞產業(yè)和省級區(qū)域兩大層面內部的出口技術結構差異正在擴大。出口技術結構差異性的擴大意味著產品的多樣性在增加,這有利于我國在國際競爭中實現“多層次”競爭,進而減少“內耗”。但兩極分化對國民經濟的長期發(fā)展并不利,為此應加快中、西部地區(qū)金屬制品產業(yè)轉型升級的速度,同時加大對低技術產業(yè)的扶植力度,以扭轉目前區(qū)域間兩極分化局面,并在出口技術結構得到升級的同時,降低亞產業(yè)間出現兩極分化的可能。

最后,雖然加工貿易促進了我國金屬制品出口技術結構的升級,但對不同亞產業(yè)和省級區(qū)域出口技術結構變遷的作用力存在較大的差異,表現出顯著的兩極分化效應。亞產業(yè)層面動態(tài)OLS回歸結果表明:加工貿易對高技術含量的金屬制品產業(yè)具有明顯的促進作用,對低技術含量的金屬制品產業(yè)具有顯著的負作用。區(qū)域層面回歸則表明:加工貿易對出口技術結構相對較高的東部省份具有顯著的促進作用(其作用力甚至超過了對高技術產業(yè)的平均水平),而對出口技術結構相對較低的中西部區(qū)域具有顯著的負作用。導致這一現象的原因可能在于:加工貿易具有較強的資源集聚功能,東部地區(qū)和高技術產業(yè)擁有更高的邊際報酬,其對高端資源的集聚能力遠勝于中西部和低技術產業(yè),使得低端資源留在中西部和低技術產業(yè),因此中西部和低技術產業(yè)的加工貿易只能維系于更為低端的環(huán)節(jié),從而出現兩極分化的傾向。這一結論實際上是完善了Assche和Gangnes(2008)、Xu和Lu(2009)以及Wang和Wei(2007)等人關于加工貿易對出口技術結構作用的研究。

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(責任編校:夏東,朱德東)

Empirical Analysis of the Effect of Processing Trade on the Export Technology Structure——Panel Cointegration AnalysisBased on Provincial RegionMetal Product Export

CHEN Xiao-hua1,2,YE Hong-wei2,J IN Hai-lan1
(1.School of Econom ics and M anagement,Zhejiang University of Technology,Hangzhou310018;2.School of Econom ics, Zhejiang University,Hangzhou310027,China)

Base on the provincial export data from 2002 to 2008,we take advantage of Hausmann(2005)model to est imate metal industry’s technology content of export structure from sub-industry and provincial level of 29 provinces,moreover we use Kernel test to analyze the distribution of them.Then we use dynamic OLS model of Kao&Chiang(2000)to study the effect of processing trade on the technology contentof export structure from five aspects.The results show that themajorityof the provinces which have highermetal product export technology are eastern developed provinces and the export technology in middle provinces is relatively lower,that China’s metal industry’s technology content of export structure increases quickly but the gap becomes larger between different sub-industries and provinces,and that although processing trade enhances the export technology structure ofmetal products of China,its effects are different between different sub-industry and provinces on export technology structure evolution.It has polarized effect on metal industry’s technology content of export structure

technology content of export structure;processing trade;metal products;dynamic OLS;technology structure upgrading;export trade

F203

A

1672-0598(2011)01-0037-11

12.3969/j.issn.1672-0598.2011.01.007

2011-01-05

國家社科基金(09CGJ013);浙江省社會科學界聯(lián)合會研究課題(08N48)

陳曉華(1982—),男,江西玉山人;講師,浙江理工大學經濟管理學院,浙江大學經濟學院博士。

葉宏偉(1973—),男,浙江杭州人;博士,講師,浙江大學經濟學院。