祝樹金 黃一平 張雯娟

問題提出

以Romer(1990)、Grossmann and Helpman(1991)為代表的內(nèi)生增長模型以及Jones(1998)的半內(nèi)生增長模型都強調(diào)了產(chǎn)品多樣化對于長期增長的重要作用;實踐中出口多樣化被認為是防止一國遭受“資源詛咒”、保持國際收支相對平衡的重要政策手段(韓劍，2009);實證研究也表明出口多樣化對于長期穩(wěn)定增長具有積極的推動作用。關于產(chǎn)品多樣化的度量，追根溯源，第一個測度產(chǎn)品差異化的指標是由Hufbauer(1970)提出來的，用一個國家某種出口產(chǎn)品單位值的標準差與其平均值來表示產(chǎn)品的差異，但單位值對于商品結(jié)構(gòu)和國際間運輸費用的變化非常敏感，所以該指標很難真實體現(xiàn)產(chǎn)品的差異性。一些研究采用Herfindhl－Hirschman(HH)指數(shù)或者熵指數(shù)來衡量出口多樣化水平。HH指數(shù)取值接近于1時，說明對某一種行業(yè)的出口依賴較高，因此專業(yè)化程度就較高，反之，當其取值接近于0時，則意味著出口多樣化程度高(沈程翔，1999;韓劍，2009);在信息論中，熵是對不確定信息的一種度量;利用熵指數(shù)可以判斷變量分布的離散程度，該方法的優(yōu)點是可以計算任意分類水平的產(chǎn)品多樣化，從而對產(chǎn)品多樣化進行分解(Saviotti and Frenken，2008)。這兩類指標實際上是間接替代指標，側(cè)重于反映出口分布，即使產(chǎn)品種類擴大，而一國出口產(chǎn)品份額未發(fā)生較大改變，這些指數(shù)值將不會發(fā)生多大改變。

按某種分類標準直接計數(shù)是衡量產(chǎn)品多樣化最簡單、最直接的方法，但是直接計數(shù)依賴于產(chǎn)品分類標準，不同分類標準的細分程度不同，計算所得的結(jié)果必定會存在很大差異，從而無法準確、唯一地衡量產(chǎn)品多樣化。Feenstra(1994)基于CES生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建了度量相對產(chǎn)品多樣化的指標(以下簡稱Feenstra指數(shù)):以某個經(jīng)濟體在兩個不同時期所有產(chǎn)品種類集上的出口額分別與其在兩個時期共有的產(chǎn)品種類集上出口額之比的相對比值來衡量產(chǎn)品多樣化(該定義也適合于度量不同經(jīng)濟體之間的相對產(chǎn)品多樣化)。許多研究采用該指標度量了出口多樣化，并考察了出口多樣化對于技術進步和經(jīng)濟增長的影響。Feenstra，Yang and Gary(1999)衡量韓國和中國臺灣地區(qū)的出口多樣化和工業(yè)生產(chǎn)率的關系，發(fā)現(xiàn)出口商品種類的擴大對TFP的影響作用顯著為正;Funke and Ruhwedel(2001)度量了1989—1996年間19個OECD國家相對于美國的進口和出口多樣化，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品多樣化是決定OECD國家人均收入的重要因素;Funke and Ruhwedel(2005)研究了14個東歐轉(zhuǎn)型國家的產(chǎn)品多樣化與經(jīng)濟增長的關系，認為盡管東歐轉(zhuǎn)型國家的產(chǎn)品多元化對經(jīng)濟增長的影響開始顯現(xiàn)，但其真實作用還有待證實;Broda and Weinstein(2006)實證分析了進口多樣化對生產(chǎn)率的作用;Feenstra and Kee(2008)研究了48個國家1980—2000年8個部門的數(shù)據(jù)，分析得出美國的產(chǎn)品種類在這二十幾年中平均增長3.3%，且出口產(chǎn)品種類總的增長解釋了出口國家全要素生產(chǎn)率增長的3.3%。Chen(2009)采用我國31個省市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，分析了地區(qū)出口產(chǎn)品種類增長與全要素生產(chǎn)率的關系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)出口多樣化顯著影響生產(chǎn)率的增長。已有這些研究主要從跨國層面度量了出口多樣化，對于行業(yè)層面的實證分析比較缺乏;并且Feenstra指數(shù)方法直接采用各國家每種產(chǎn)品當年的實際出口額，可能會受到貿(mào)易額的影響，即使產(chǎn)品種類數(shù)沒有變化，但各種產(chǎn)品的出口量增加，F(xiàn)eenstra指數(shù)值也可能會增加，從而導致度量的偏誤。本文采用修正的Feenstra指數(shù)方法，測算1993—2009年我國33個工業(yè)行業(yè)出口多樣化;基于Romer(1990)的水平創(chuàng)新型內(nèi)生增長模型，建立分析出口多樣化影響技術進步的模型框架，研究出口多樣化對技術進步的影響。

工業(yè)行業(yè)出口產(chǎn)品多樣化的度量指標及數(shù)據(jù)說明

根據(jù)Feenstra(1994)、Funke and Ruhwedel(2005)等，假定兩個時期(或兩個國家)共有的產(chǎn)品集合為I=Ia∩Ib，，那么不同時期或不同國家相對的產(chǎn)品多樣化水平①如果對于同一個國家兩個不同時期而言，式(1)度量了該國產(chǎn)品多樣化的變化。Feenstra(1994)、Funke and Ruhwedel(2005)等采用的是(1)式的對數(shù)形式，這與(3)式是等價的。PVa/b可以定義如下:

其中a、b分別表示兩個國家或者一個國家的兩個時期，第i種產(chǎn)品的價格和數(shù)量分別為p和q，I表示產(chǎn)品集合。Funke and Ruhwedel(2005)通過例子說明了上式的經(jīng)濟含義。假設一國在時期a(或國家a)產(chǎn)品集合要大于該國在時期b(或國家b)的產(chǎn)品集合，假設分別為Ia={1，…，Na}和Ib={1，…，Nb}，且Na＞Nb，因此共有的產(chǎn)品集合I=Ib，這樣(1)式的分母值為1。如果分子大于1，則說明一國在時期a(或國家a)比時期b(或國家b)的商品種類多;如果產(chǎn)品是對稱的，則式(1)就簡化為Na/Nb。

其中PVC/A(j)表示t年度第j行業(yè)中國相對于美國的出口多樣化指數(shù)值，I(j)≡IC(j)∩IA(j)表示t年度中國與美國在行業(yè)j中出口的相同產(chǎn)品種類集合，IC(j)、IA(j)分別表示t年度中國與美國出口到世界的行業(yè)j中的產(chǎn)品種類集合，piC(j)qiC(j )、piA(j)qiA(j)則分別表示整個樣本期間中國與美國出口到世界的行業(yè)j中第i類商品的年度平均值。

本文細分的工業(yè)行業(yè)分類參照了盛斌(2002)中的分類方法，以《中國統(tǒng)計年鑒》1994年開始使用的39個中國工業(yè)行業(yè)分類基準，剔除了非貿(mào)易部門自來水的生產(chǎn)和供應業(yè)，并將非金屬礦采選業(yè)和其他礦采選業(yè)合并為“非金屬礦采選業(yè)”，將食品制造業(yè)與食品加工業(yè)合并為“食品制造與加工業(yè)”，這樣共有36個工業(yè)行業(yè)。度量出口多樣化需要相當細分的出口產(chǎn)品數(shù)據(jù)，因為比較粗的分類很難體現(xiàn)產(chǎn)品種類的變化。因此，本文采用1993—2009年按SITC Rev.3(Standard International Trade Classification，Revision 3)的5位碼分類的各國出口到世界的產(chǎn)品數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國貿(mào)易發(fā)展委員會的國際貿(mào)易分類統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)選取門檻值為50 000美元，即某種產(chǎn)品在某個年度出口額小于50 000美元，則認為其出口或進口為0。由于缺失“石油和天然氣開采業(yè)”、“電力蒸汽熱水生產(chǎn)供應業(yè)”以及“煤氣生產(chǎn)和供應業(yè)”出口的數(shù)據(jù)，從而去掉這三個行業(yè)，這樣最終分析的工業(yè)行業(yè)樣本包括33個行業(yè)分類。為了計算各工業(yè)行業(yè)的出口產(chǎn)品多樣化水平，需要建立工業(yè)行業(yè)與出口產(chǎn)品之間的對應關系。首先把按SITC Rev.3的五位碼集結(jié)到SITC Rev.3的三位碼①把SITC Rev.3的五位碼的前3位數(shù)字相同歸并到同一類，即得到相應的SITC Rev.3的3位碼分類，例如五位碼分類 55131，55132，55133，55135，55141，55149 可以合并得到三位碼分類 551。，同時根據(jù)盛斌(2002)建立我國工業(yè)行業(yè)與SITC Rev.3的5位碼出口產(chǎn)品之間的對應關系，從而最終得到重新集結(jié)的33個工業(yè)行業(yè)的出口產(chǎn)品數(shù)據(jù)。

我國工業(yè)行業(yè)出口多樣化的演變及比較分析

1.我國工業(yè)行業(yè)出口多樣化總體水平的演化趨勢分析

根據(jù)式(2)計算得到1993—2009年我國工業(yè)行業(yè)整體的出口多樣化的變化趨勢(見圖1)。在過去的幾十年中，由于貿(mào)易壁壘的減少、運輸成本的下降和技術創(chuàng)新，出口產(chǎn)品的多樣化在波動中穩(wěn)步增長，從1993年的0.963 8增加到2009年的0.987 4。這與一些研究中國出口產(chǎn)品多樣化的研究結(jié)果相符。Feenstra和Kee(2007)計算了1990—2001年間中國相對于美國的出口產(chǎn)品多樣化，結(jié)果證明中國出口產(chǎn)品種類以平均每年3.7%的速度增長。從具體變化趨勢而言，根據(jù)圖1可以把我國出口產(chǎn)品多樣化的變動趨勢劃分為四個階段:第一個階段是從1993年到1998年間，也就是1992年鄧小平南巡以后，我國改革開放深化和加速，出口貿(mào)易不僅經(jīng)歷了數(shù)量的大規(guī)模擴張，而且出口產(chǎn)品種類得到了快速增加。沈程翔(1999)采用Herfindhl－Hirschman指數(shù)探討了我國1980—1997年出口多樣化進程，發(fā)現(xiàn)我國出口多樣化程度提高發(fā)生在20世紀80年代中后期，在此前后變動不大，但進入20世紀90年代后，出口多樣化程度又有明顯提高。第二個階段是從1998年到2003年，這段時間我國工業(yè)出口產(chǎn)品多樣化波動幅度不大，在經(jīng)歷回落后繼續(xù)上升。1997年的亞洲金融危機影響到我國出口的外部需求，在一定程度上抑制我國出口產(chǎn)品的技術創(chuàng)新，但在2001年我國加入WTO以后有明顯上升趨勢。一些研究表明，貿(mào)易自由化的推進有利于促進出口多樣化水平的提升。Feenstra and Kee(2007)實證表明墨西哥加入北美自貿(mào)區(qū)(NAFTA)，美國關稅自由化顯著增加了來自墨西哥的出口產(chǎn)品多樣化。第三階段是從2003年到2009年，我國工業(yè)出口產(chǎn)品多樣化波動幅度較大，上升趨勢不明顯。在這期間，尤其是2007年美國次貸危機的發(fā)生以及全球金融危機的爆發(fā)，不僅嚴重影響了我國出口的外部需求，而且也影響了我國FDI企業(yè)及國內(nèi)相關企業(yè)的生產(chǎn)和技術創(chuàng)新能力，使得我國出口貿(mào)易下滑，出口產(chǎn)品多樣化水平在波動中略有下降。

進一步可以結(jié)合樣本期間出口多樣化PV大于或等于1的行業(yè)數(shù)目的變化來說明我國工業(yè)行業(yè)出口多樣化水平的變化趨勢及其階段性，PV≥1表明我國行業(yè)出口產(chǎn)品種類的增加相對而言要大于美國相同行業(yè)。根據(jù)表1，盡管在某些年份有所波動，但總體上我國工業(yè)行業(yè)中出口多樣化指數(shù)大于或等于1的行業(yè)個數(shù)存在明顯上升，從1993年的7個行業(yè)增加到2009年的14個行業(yè);相應的，出口多樣化小于1的行業(yè)個數(shù)則從26個下降到19個，這也從另一個角度說明相對于美國，我國工業(yè)行業(yè)出口多樣化水平存在上升趨勢。此外，我國工業(yè)行業(yè)中PV≥1的行業(yè)數(shù)目的變化也比較符合前文分析的階段性。例如，從表1可以看到，在1993到1998年，我國工業(yè)行業(yè)中PV≥1的行業(yè)數(shù)目存在明顯增加，從7個增加到11個;而在2001年前后我國工業(yè)行業(yè)中PV≥1的行業(yè)數(shù)目有明顯差別，2000年PV≥1的行業(yè)數(shù)目為10個，并且在此之前PV≥1的行業(yè)數(shù)目的年平均不到9個;但到2001年PV≥1的行業(yè)數(shù)目增加到13個，在此之后每年PV≥1的行業(yè)數(shù)目基本上穩(wěn)定在13個之上，除2007年外基本上沒有多大變動。

表1 各年度出口多樣化大于或等于1的工業(yè)行業(yè)數(shù)目

本質(zhì)上，產(chǎn)品種類的變化包括新產(chǎn)品的出現(xiàn)和舊產(chǎn)品的消失。我國工業(yè)出口多樣化總的增長趨勢說明，我國工業(yè)行業(yè)新產(chǎn)品增加的速度要顯著快于舊產(chǎn)品的退出速度，當然這對于細分的每個行業(yè)而言情況又有差異，在下節(jié)，本文將進一步分析各行業(yè)出口多樣化的變化。此外，我國工業(yè)行業(yè)出口多樣化變化的階段性也表明，外部沖擊如金融危機、貿(mào)易自由化等可能對我國出口產(chǎn)品的技術創(chuàng)新造成沖擊。許斌(2008)發(fā)現(xiàn)，中國出口的增長主要依賴于數(shù)量的擴張而不是出口品種的增加;錢學鋒、熊平(2010)認為中國出口極易遭受外部沖擊的原因是中國的出口無論在多邊層次還是在雙邊層次上都以集約的邊際占據(jù)絕對主導地位，因而當發(fā)生外部沖擊時，發(fā)生出口的急劇波動也就成為必然。

2.分行業(yè)出口多樣化水平的動態(tài)變化及比較分析

根據(jù)公式(2)分別得到樣本期間各年度我國33個工業(yè)行業(yè)的相對出口多樣化指數(shù)值。圖2繪出這33個工業(yè)行業(yè)出口多樣化水平的年度平均值及其樣本期間的年度增長率。樣本期間出口多樣化的年度平均值最高的是專用設備制造業(yè)，接下來依次為非金屬礦采選業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)、化學原料及化學制品制造業(yè)，樣本期間，這幾個行業(yè)相對出口多樣化的平均值要大于1，也就是說我國這些行業(yè)的產(chǎn)品多樣化水平相對要高于美國。紡織業(yè)和服裝及其他纖維制品制造業(yè)作為我國傳統(tǒng)的大宗出口商品行業(yè)，其相對出口多樣化等于或略大于1，與美國這些行業(yè)的出口產(chǎn)品多樣化水平相當。出口多樣化水平年平均值最低的為其他制造業(yè)，略高于該行業(yè)的依次為黑色金屬礦采選業(yè)、有色金屬礦采選業(yè)以及煙草加工業(yè)等，這些行業(yè)都是屬于資源或勞動密集型行業(yè)。而從增長速度來看，黑色金屬礦采選業(yè)出口多樣化增長率的年平均值最高，為8.52%，其次是煙草加工業(yè)、石油加工及煉焦業(yè)和黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)等;其他制造業(yè)的出口多樣化增長率的年平均值最低，僅為－2.55%，非金屬礦采選業(yè)和木材及竹材采運業(yè)出口多樣化的年度增長率也相對較低，都為－0.38%。

圖3繪出了中國出口多樣化水平相對靠前的專用設備制造業(yè)、非金屬礦采選業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)、化學原料及化學制品制造業(yè)等4個工業(yè)行業(yè)的變化趨勢。自1995年以來專用設備制造業(yè)一直有最高的出口多樣化水平，并且比較穩(wěn)定，出口多樣化值大約在1.1以上;其他三個行業(yè)的出口多樣化在樣本期間有所波動，但其出口多樣化指數(shù)的年平均值都在1以上;除少數(shù)幾年外，樣本期間非金屬礦采選業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)的出口多樣化都在1以上水平變動，2005年以來，非金屬礦采選業(yè)存在明顯下降趨勢，近兩年出口多樣化已低于1?？傮w上我國這4個行業(yè)的出口多樣化水平要高于美國相應行業(yè)，除非金屬礦采選業(yè)之外，其他3個行業(yè)都是資本和技術密集型，這與我國近十多年在這些行業(yè)投入增加和技術水平的提高有較大關聯(lián)。圖4則給出了出口多樣化水平最低的6個工業(yè)行業(yè)出口多樣化的變化趨勢，這6個行業(yè)分別為黑色金屬礦采選業(yè)、有色金屬礦采選業(yè)、木材及竹材采運業(yè)、煙草加工業(yè)、造紙及紙制品業(yè)以及其他制造業(yè)。樣本期間這些行業(yè)的出口多樣化水平在大部分年份都在1以下，均要低于美國同行業(yè)的出口多樣化水平;煙草加工業(yè)自2000年以來，其出口產(chǎn)品多樣化一直比較穩(wěn)定，約為0.989 3，其他幾個行業(yè)出口多樣化水平略有波動。

同樣可以結(jié)合我國工業(yè)行業(yè)中PV≥1的行業(yè)的變化來進一步說明。相對于樣本初期，樣本末期我國工業(yè)行業(yè)中PV≥1的行業(yè)數(shù)目增加到了一倍，從7個增加到了14個;對比發(fā)現(xiàn)，這些新增加的行業(yè)主要屬于資本和技術密集型行業(yè)①根據(jù)唐玲(2009)，本文區(qū)分了資源和勞動密集型行業(yè)以及資本和技術密集型行業(yè)，前者有13個行業(yè)，后者有20個行業(yè)。，例如印刷業(yè)、記錄媒介的復制，文教體育用品制造業(yè)，電器機械及器材制造業(yè)，電子及通信設備制造業(yè)，儀器儀表及文化辦公用機械，化學纖維制造業(yè)、橡膠制品業(yè)，塑料制品業(yè)和金屬制品業(yè)等。這在很大程度上是源于我國在鋼鐵有色、化工原料等方面的投資增加以及機電產(chǎn)品技術能力的提升，從而擴大了這些行業(yè)出口產(chǎn)品數(shù)量和種類較大幅度的提高。正如前文分析所表明的，盡管黑色金屬、有色金屬礦采選業(yè)有較低的出口多樣化水平，但黑色金屬礦采選業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)等行業(yè)的出口多樣化有較高的增長速度。Li和Murtaza(2007)認為我國在鋼鐵、化學藥品等方面的大規(guī)模投資，導致國內(nèi)生產(chǎn)能力擴張，使得我國在諸如加工材料、化學藥品和非燃料原材料等中間產(chǎn)品方面的國內(nèi)生產(chǎn)能力接近甚至要超過國外。圖5進一步繪出了各年度資源和勞動密集型、資本和技術密集型這兩類行業(yè)中相對出口多樣化大于或等于1的行業(yè)數(shù)目的變化，從變化趨勢來看，我國資源和勞動密集型行業(yè)中PV≥1的行業(yè)數(shù)目的變化呈現(xiàn)為先上升后下降的趨勢，而資本和技術密集型行業(yè)中PV≥1的行業(yè)數(shù)目的變化呈現(xiàn)明顯的上升趨勢，在1993年這兩類行業(yè)中PV≥1的行業(yè)數(shù)目分別為4個和3個，到2000年都為4個，到2005年資源和勞動密集型行業(yè)中PV≥1的行業(yè)數(shù)目上升到8個，但到樣本末期下降到4個;而在2005年資本和技術密集型行業(yè)中PV≥1的行業(yè)數(shù)目為5個，但到樣本末期上升到10個，我國資本和技術密集型的出口產(chǎn)品種類存在明顯的擴大趨勢。

出口多樣化影響生產(chǎn)率的模型框架及變量說明

從影響機制而言，首先，產(chǎn)品多樣化本身導致了知識資本積累，降低研發(fā)成本，提高技術創(chuàng)新率(Grossman and Helpman，1991);其次，產(chǎn)品多樣化擴大了產(chǎn)品種類和選擇范圍，增加了生產(chǎn)的中間投入品選擇，降低了企業(yè)生產(chǎn)成本，推動生產(chǎn)率提高(Feenstra and Kee，2007);第三，產(chǎn)品多樣化能夠加深產(chǎn)品的差異化，提高壟斷優(yōu)勢(Feenstra and Kee，2008)，新產(chǎn)品的開發(fā)和生產(chǎn)可以使生產(chǎn)者獲得壟斷利潤，激勵企業(yè)從事持續(xù)的研發(fā)創(chuàng)新活動，從而促進技術進步和生產(chǎn)率提升;第四，產(chǎn)品多樣化延伸了生產(chǎn)鏈條，擴大了市場容量，也往往意味有更多的產(chǎn)品出口到國外，參與國際競爭，市場的擴大將導致更多的干中學或出口中學(learning－by－exporting)機會，通過干中學效應推動技術創(chuàng)新，提高生產(chǎn)率(Funke and Ruhwedel，2002);最后，產(chǎn)品多樣化能夠解決生產(chǎn)率增長所導致的生產(chǎn)資源閑置問題，在各生產(chǎn)要素投入數(shù)量既定的情況下提高生產(chǎn)效率(Feenstra and Kee，2008;Saviotti and Pyka，2004)。本文沿用 Romer(1990)的產(chǎn)品多樣化模型框架，進一步建立出口產(chǎn)品多樣化影響生產(chǎn)率的計量模型。

“雄關漫道真如鐵，而今邁步從頭越”。成績和榮譽對過去的肯定，永不止步的供電員工不會就此放慢前進的步伐，繼續(xù)努力是德宏電力人不變的追求。面對榮譽，他們?nèi)沃氐肋h，面對成績，他們不驕不躁，展望未來，他們充滿信心。展望未來，德宏供電人將努力超越，追求卓越，把榮譽作為建設堅強電網(wǎng)工作的新起點，以更加飽滿的熱情，高昂的斗志、百倍的信心，以敢于創(chuàng)新、敢于勝利的豪邁氣概，向著更高、更強的目標揚帆起航。

假設只有一種最終產(chǎn)品Y，其生產(chǎn)投入包括勞動力和中間產(chǎn)品投入，假定最終產(chǎn)品部門采用以下規(guī)模報酬不變的生產(chǎn)函數(shù)形式。

其中A1是非物化型的技術參數(shù)，M衡量了中間產(chǎn)品的種類，假定其是連續(xù)的，xj表示最終產(chǎn)品生產(chǎn)過程中第j種中間產(chǎn)品的投入數(shù)量，j∈［0，M］;生產(chǎn)彈性系數(shù)0＜α＜1。借鑒Benassy(1998)的思想，假定A1是專業(yè)化程度或者多樣化參數(shù)M的函數(shù)，即A1=AMθ1，A是影響生產(chǎn)率的其他一些因素。生產(chǎn)函數(shù)(3)變?yōu)?/p>

在均衡中，根據(jù)對稱性，所有中間投入產(chǎn)品的數(shù)量相等，即xj=x，所以

(5)并考慮規(guī)模報酬不變的假設得到

根據(jù)上式，最終均衡中勞動生產(chǎn)率是關于產(chǎn)品多樣化的增函數(shù)，生產(chǎn)專業(yè)化或者產(chǎn)品多樣化的回報率就等于θ1+β。對上式兩邊取對數(shù)有

其中M即為多樣化指數(shù)，在規(guī)模報酬不變的條件下，對以上方程略作變形，并考慮其他控制變量的作用，得到以下我國工業(yè)行業(yè)層面的基本實證模型。

其中下標i代表行業(yè)，t代表時期，vi、ut分別表示截面與時間固定效應，控制所忽略的行業(yè)和時間層面因素的影響;εit是隨機誤差項，與vi、ut以及解釋變量都不相關。

上式中y表示每個工業(yè)行業(yè)的勞均產(chǎn)出，反映每個行業(yè)的勞動生產(chǎn)率，以每個工業(yè)行業(yè)增加值(億元)除以該行業(yè)全部從業(yè)人員年平均人數(shù)(萬人)來表示。k表示每個行業(yè)的勞均資本，以每個行業(yè)的固定資產(chǎn)凈值年平均余額(行業(yè)資本投入K，億元)除以該行業(yè)全部從業(yè)人員年平均人數(shù)(行業(yè)勞動力投入L，萬人)來衡量。為了消除物價變動的影響，采用以2000年為基期的工業(yè)產(chǎn)品出廠價格平減指數(shù)對各年度的工業(yè)總值、資產(chǎn)凈值等進行了修正。PV為前文所計算的每個行業(yè)的出口多樣化指數(shù)。實際中由于缺失各國或者各行業(yè)層面的細分的產(chǎn)品生產(chǎn)數(shù)據(jù)，從而無法直接度量產(chǎn)品多樣化指數(shù);而國際貿(mào)易統(tǒng)計提供了各國按各種分類標準例如SITC、HS等細分的出口產(chǎn)品數(shù)據(jù)，因此可以采用細分的出口產(chǎn)品數(shù)據(jù)來度量產(chǎn)品多樣化。此外，正如Addison(2003)以及Nelson and Phelps(1966)、Benhabib and Spiegel(1994)等所強調(diào)的，本國與世界技術前沿的技術差距對于經(jīng)濟增長具有重要作用，而這種技術差距對于經(jīng)濟增長的作用又依賴于人力資本水平，總體上體現(xiàn)了落后國家對于技術領先國的技術模仿。通常以美國來代表世界上最先進的生產(chǎn)技術水平，而由Feenstra方法計算出的多樣化指數(shù)是相對于美國的產(chǎn)品多樣化，實際上也代表了我國相對于美國的技術差距，所以在模型中加入了出口多樣化對數(shù)與人力資本對數(shù)的交叉項，其中，人力資本變量h以大中型工業(yè)企業(yè)科技活動人員占全部從業(yè)人員年平均人數(shù)的比重來表示。

X表示控制變量集合，包括外商直接投資及其他行業(yè)特征變量。大量文獻證明了FDI對發(fā)展中國家經(jīng)濟增長的重大作用。UNCTAD(1999)和Ram and Zhang(2002)發(fā)現(xiàn)了FDI和經(jīng)濟增長的正相關性。因為數(shù)據(jù)統(tǒng)計方面的缺陷，很難獲得我國工業(yè)細分行業(yè)的實際利用外資額數(shù)據(jù)，已有一些經(jīng)驗研究一般采用外資企業(yè)職工人數(shù)、外資企業(yè)凈資產(chǎn)、外資企業(yè)總資產(chǎn)或者外資企業(yè)固定資產(chǎn)原始值來表示。本文采用工業(yè)行業(yè)外商投資及港澳臺投資工業(yè)企業(yè)的固定資產(chǎn)原值(億元)占各行業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額(億元)來表示變量fdi。其他行業(yè)特征變量包括各行業(yè)的總資產(chǎn)貢獻率(rtc)、規(guī)模經(jīng)濟(lscale)、壟斷程度(mon)等。根據(jù)統(tǒng)計年鑒說明，一般而言，總資產(chǎn)貢獻率反映企業(yè)全部資產(chǎn)的獲利能力，是企業(yè)經(jīng)營業(yè)績和管理水平的集中體現(xiàn)，是評價和考核企業(yè)盈利能力的核心指標，是各行業(yè)的(利潤總額+稅金總額+利息支出)除以平均資金總額得到，稅金總額為產(chǎn)品銷售稅金及附加與應交增值稅之和，平均資產(chǎn)總額為期初期末資產(chǎn)之和的算術平均值。雖然關于企業(yè)規(guī)模與技術創(chuàng)新是否正相關的命題并沒有得到完全證實，但是現(xiàn)代研究一般都對“企業(yè)存在一個活躍技術創(chuàng)新活動的適度規(guī)?！背挚隙ǖ膽B(tài)度。一個國家提高本國的市場需求規(guī)模，就可能生產(chǎn)和出口更多種類的商品，從而實現(xiàn)經(jīng)濟增長，規(guī)模經(jīng)濟變量lscale采用各行業(yè)每單位企業(yè)的工業(yè)增加值來表示。壟斷程度變量是采用各工業(yè)行業(yè)國有及國有控股工業(yè)企業(yè)全部從業(yè)人員年平均人數(shù)與該行業(yè)全部從業(yè)人員年平均人數(shù)之比衡量。此外，模型中還考慮了因變量的滯后項，這不僅反映了技術進步的累積效應，而且也在一定程度上能夠涵括模型中其他解釋變量的滯后作用以及除以上控制變量之外的因素的作用。因此，模型(8)具體擴展為:

同時，本文也采用行業(yè)的全要素生產(chǎn)率(tfp)來衡量行業(yè)的技術進步，全要素生產(chǎn)率的計算是基于行業(yè)面板數(shù)據(jù)，采用包括勞動投入(L)和物質(zhì)資本投入(K)的柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)和雙向固定效應模型估計得到。在用全要素生產(chǎn)率(tfp)的對數(shù)作為被解釋變量時，以上回歸模型中不再包含ln(kit)項，模型變?yōu)?

根據(jù)我國工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)的可獲得性，本文實證的樣本區(qū)間為1999—2009年，各行業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額、工業(yè)增加值、全部從業(yè)人員年平均人數(shù)、總資產(chǎn)貢獻率、企業(yè)單位數(shù)等數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》相應年份;各行業(yè)外資企業(yè)固定資產(chǎn)原值數(shù)據(jù)來源于各年度《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》;各行業(yè)科技活動人員數(shù)據(jù)來源于各年度《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

估計方法與實證結(jié)果分析

本文考慮到時間和截面層面的異質(zhì)性，本文首先采用包括截面和時間固定效應的雙向固定效應方法估計未包括滯后因變量的模型(9)或(9')。但正如Addison(2003)所闡述的，不僅出口多樣化影響技術進步和經(jīng)濟增長，反過來，經(jīng)濟增長和技術進步也可能影響到出口多樣化，因此回歸方程(9)或(9')可能存在估計的內(nèi)生性問題，尤其是模型右邊解釋變量中包括因變量的滯后項將進一步加劇該問題。這樣采用普通最小二乘法估計就會有偏和不一致，本文進一步采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)方法或廣義矩估計(GMM)方法進行估計，GMM方法包括一階差分GMM和系統(tǒng)GMM方法。一階差分GMM方法利用因變量和其他內(nèi)生變量的高階滯后項作為工具變量，但水平變量的滯后項對于變量未來的變化包含較少的信息，尤其是在該變量接近于隨機游走時，對于其一階差分項，它是較弱的工具變量(Blundell and Bond，1998;Baum，2006)。Arellano與Bover(1995)、Blundell與Bond(1998)建議將初始的水平方程也增加到方程系統(tǒng)里，提出系統(tǒng)GMM估計(System－GMM estimator):水平方程估計使用內(nèi)生變量的滯后差分作為相應內(nèi)生變量的工具變量，一階差分方程估計使用水平變量的滯后項作為相應的工具變量，從而修正了差分GMM方法。在模型估計中可以檢驗誤差項的自相關性，以確定初始的滯后階數(shù):如果估計模型的殘差項存在i階自相關，就表明內(nèi)生變量的前i階滯后作為工具變量是無效的，則從第i+1階滯后開始指定工具變量。系統(tǒng)GMM估計結(jié)果包括一步估計(one－step estimator)和兩步估計，盡管兩步估計量更有效，但僅適用于相對大的樣本，否則會存在較大的系數(shù)估計偏誤(Madariaga and Ponce，2007)。實證估計結(jié)果見表2。

表2中各行業(yè)的人均資本的對數(shù)項一直有顯著正的回歸系數(shù)，其對于行業(yè)勞動生產(chǎn)率具有積極的正向作用，從而說明行業(yè)資本的深化有利于行業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高。不論是采用人均工業(yè)增加值的對數(shù)項，還是以全要素生產(chǎn)率的對數(shù)項作為被解釋變量，出口多樣化指數(shù)的對數(shù)項的回歸系數(shù)總體上都顯著為正，且不依賴于估計方法，各行業(yè)出口多樣化水平的提高促進行業(yè)技術進步和生產(chǎn)率的提高。人力資本對數(shù)與出口多樣化對數(shù)的交叉項也一直有顯著正的回歸系數(shù)，說明行業(yè)人力資本積累和出口多樣化水平的提升具有互補性，從另一個角度來理解，正如前文所言，這里的相對出口多樣化變量實際上也反映了我國各工業(yè)行業(yè)距離世界技術前沿(以美國來表示)的差距，其數(shù)值越大，就意味著其距離世界技術前沿差距越小，而其與人力資本變量的交叉項反映了落后國家的技術模仿效果。實證結(jié)果表明，技術差距越小，越有利于行業(yè)的技術模仿，技術進步就越快?？刂谱兞恐校馍讨苯油顿Y和反映行業(yè)壟斷程度的變量的對數(shù)項的回歸系數(shù)不顯著，而總資產(chǎn)貢獻率和規(guī)模經(jīng)濟具有穩(wěn)健的、顯著正的回歸系數(shù)?？傎Y產(chǎn)貢獻率反映企業(yè)全部資產(chǎn)的獲利能力，是采用各行業(yè)的(利潤總額+稅金總額+利息支出)除以平均資金總額來衡量，其在模型中顯著正的回歸系數(shù)表明，企業(yè)的資產(chǎn)獲利能力越強，越有利于行業(yè)的技術進步;行業(yè)規(guī)模經(jīng)濟效應在一定程度上推動了行業(yè)生產(chǎn)率的提高和技術進步的擴大。行業(yè)壟斷對于技術進步可能具有正反兩方面的影響效應?，F(xiàn)代產(chǎn)業(yè)組織理論認為產(chǎn)業(yè)的集中度越高，技術創(chuàng)新越活躍;按照熊彼特的觀點，壟斷是企業(yè)家愿意投資于創(chuàng)新活動的源泉，沒有壟斷利潤就不會有創(chuàng)新的動力;但另一方面，行業(yè)的壟斷程度越高，越不利于行業(yè)內(nèi)企業(yè)的競爭，不利于行業(yè)技術水平的提升。本文的實證結(jié)果并沒有得到支持性證據(jù)表明何種效應更為顯著。

表2 雙向固定效應和系統(tǒng)GMM方法估計結(jié)果

續(xù) 表

結(jié) 論

采用按SITC Rev.3的五位碼分類的貿(mào)易產(chǎn)品數(shù)據(jù)，結(jié)合修正的Feenstra指數(shù)方法，度量了1993—2009年我國工業(yè)行業(yè)整體以及各行業(yè)相對于美國的出口多樣化水平。樣本期間，我國工業(yè)行業(yè)整體的相對出口多樣化水平在波動中上升，但存在階段性變化。從各行業(yè)的情況來看，出口多樣化水平相對高的是專用設備制造業(yè)、非金屬礦采選業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)、化學原料及化學制品制造業(yè)，以及傳統(tǒng)的紡織業(yè)、服裝及其他纖維制品制造業(yè)等大宗出口行業(yè);而黑色金屬礦采選業(yè)、有色金屬礦采選業(yè)以及煙草加工業(yè)等行業(yè)的出口多樣化水平相對較低;相對于美國，我國出口多樣化水平PV不低于1的工業(yè)行業(yè)數(shù)目從樣本初期的7個增加到樣本末期的14個，尤其是資本和技術密集型行業(yè)中PV≥1的行業(yè)數(shù)目明顯增加，由樣本初期的3個增加到樣本末期的10個。進一步基于水平創(chuàng)新型的內(nèi)生增長模型框架，建立計量模型，采用靜態(tài)的雙向固定效應方法和動態(tài)面板數(shù)據(jù)方法估計出口多樣化對于我國工業(yè)行業(yè)生產(chǎn)率的影響效應。結(jié)果表明，無論是以勞動生產(chǎn)率為因變量還是以全要素生產(chǎn)率為因變量，行業(yè)出口多樣化變量都有顯著正的回歸系數(shù)，并且不依賴于估計方法，說明行業(yè)出口多樣化水平的提升促進了生產(chǎn)率的提高;出口多樣化與人力資本積累之間存在互補效應?？傎Y產(chǎn)貢獻率和行業(yè)規(guī)模對于行業(yè)生產(chǎn)率的提高也具有積極的影響，但行業(yè)壟斷程度對于生產(chǎn)率的影響作用不顯著。

正如內(nèi)生經(jīng)濟增長理論及相關實證所表明的，出口多樣化水平的提高，一方面說明更多的新產(chǎn)品增加，體現(xiàn)了技術創(chuàng)新水平的提高，另一方面，產(chǎn)品種類的增加，也擴大了外部市場，從而創(chuàng)造了更多的學習空間和范圍，這樣就能接觸更多的適應性技術，反過來就會激勵其去模仿和改進原有的技術水平，最終促進技術進步。我國自改革開放之后對外貿(mào)易總量一直保持著高速增長，但是我國對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)特別是出口結(jié)構(gòu)卻存在著一定的問題，而由此所產(chǎn)生的貿(mào)易依存度不斷提高、國際貿(mào)易摩擦加劇等問題嚴重影響了我國出口貿(mào)易和經(jīng)濟增長的可持續(xù)發(fā)展。因此，優(yōu)化我國的出口結(jié)構(gòu)，實施出口商品多元化戰(zhàn)略，加大自主創(chuàng)新力度，提高出口商品的技術含量勢在必行。而其關鍵是要進一步推動企業(yè)進行自主創(chuàng)新，加強新產(chǎn)品的研發(fā)和生產(chǎn)，不斷擴大出口產(chǎn)品種類;優(yōu)化要素結(jié)構(gòu)和提升要素質(zhì)量，為提高出口多樣化水平奠定基礎;新產(chǎn)品的研發(fā)實際是一個成本發(fā)現(xiàn)過程，而一國從事該類成本發(fā)現(xiàn)的企業(yè)數(shù)量對于經(jīng)濟的技術進步具有重要的影響(Hausmann等，2007)，因此應加大對從事新產(chǎn)品開發(fā)的企業(yè)進行研發(fā)補貼。

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