張?zhí)祉?鄒強(qiáng) 趙夢(mèng)婷

（1.武漢大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 武漢430072；2.浙江大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，浙江 杭州310027）

一、引言

隨著中國對(duì)外貿(mào)易的不斷發(fā)展壯大，中國出口貿(mào)易的產(chǎn)品技術(shù)結(jié)構(gòu)也在不斷進(jìn)行動(dòng)態(tài)調(diào)整和優(yōu)化。于是，受到上述特征化事實(shí)的啟迪，國內(nèi)研究者對(duì)中國出口貿(mào)易的研究重點(diǎn)從絕對(duì)數(shù)量轉(zhuǎn)移到了產(chǎn)品質(zhì)量或產(chǎn)品技術(shù)結(jié)構(gòu)方面。樊綱、關(guān)志雄和姚枝仲（2006）［1］的研究表明，在1995至2003年間中國出口產(chǎn)品的技術(shù)曲線由低向高不斷進(jìn)行移動(dòng)，整體上已經(jīng)接近世界中等技術(shù)水平。杜修立和王維國（2007）［2］在橫向比較中發(fā)現(xiàn)，雖然與西方發(fā)達(dá)國家相比仍有差距，但是改革開放以來我國出口貿(mào)易的技術(shù)水平已經(jīng)得到了很大的改善和提高。對(duì)此，國內(nèi)研究者也存在著不同的看法。例如，施炳展和李坤望（2008）［3］研究指出中國制造業(yè)國際分工地位低下，出口產(chǎn)品技術(shù)結(jié)構(gòu)處于相對(duì)不利的地位。

與此同時(shí)，國外研究者 Rodrik（2006）［4］、Hausmann等（2007）［5］以及Schott（2008）［6］等則提出頗具影響的理論假說：一個(gè)國家出口商品技術(shù)越復(fù)雜，這個(gè)國家經(jīng)過貿(mào)易加權(quán)后的平均收入就會(huì)越高。這些研究者通過構(gòu)建出口復(fù)雜度或者出口相似度指標(biāo)進(jìn)行測量和跨國比較，研究發(fā)現(xiàn)中國出口產(chǎn)品的技術(shù)水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他同等經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的國家。中國所出現(xiàn)的上述異常情況被稱為“Rodrik之謎”。一般而言，西方發(fā)達(dá)國家在科學(xué)技術(shù)、研究與發(fā)展以及熟練勞動(dòng)等領(lǐng)域具有比較優(yōu)勢，它們主要生產(chǎn)和出口技術(shù)密集型和資本密集型產(chǎn)品，進(jìn)而在國際競爭中獲取高額附加值（唐海燕和張會(huì)清，2009［7］）?？梢哉f，按照常理應(yīng)該是西方發(fā)達(dá)國家才擁有較高水平的出口產(chǎn)品技術(shù)結(jié)構(gòu)。于是，中國出口產(chǎn)品技術(shù)水平指標(biāo)測量中所發(fā)現(xiàn)的“Rodrik之謎”自然引起國內(nèi)外研究者們的廣泛關(guān)注。

本文遵循出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度指標(biāo)的研究范式，利用BACI數(shù)據(jù)庫雙邊產(chǎn)品層面貿(mào)易流量數(shù)據(jù)重新考察不同國家或地區(qū)的出口產(chǎn)品技術(shù)水平，隨后重點(diǎn)探討了包括金融發(fā)展水平在內(nèi)多個(gè)變量的影響作用，以檢驗(yàn)中國是否存在所謂的“Rodriki之謎”。

二、文獻(xiàn)回顧

Rodrik（2006）［4］、Hausmann 等 （2007）［5］以及Schott（2008）［6］等利用跨國數(shù)據(jù)的研究結(jié)果表明，絕大多數(shù)國家出口產(chǎn)品技術(shù)結(jié)構(gòu)和該國人均GDP的擬合度很好。但是，也存在著例外情況，例如中國。Rodrik（2006）［4］研究發(fā)現(xiàn)中國在1992-2003年出口產(chǎn)品技術(shù)水平變化很小，而同期中國人均GDP增長卻很快。于是，Rodrik（2006）［4］經(jīng)過細(xì)致的分析得出一個(gè)重要的結(jié)論：隨著中國出口產(chǎn)品技術(shù)水平和人均GDP之間差距不斷減小，出口貿(mào)易作為經(jīng)濟(jì)增長動(dòng)力的作用會(huì)逐漸減弱；如果中國沒有其它增長極來替代出口貿(mào)易的作用，那么中國的經(jīng)濟(jì)增長在出口貿(mào)易作用減弱后將會(huì)放緩。

針對(duì)所謂的“Rodrik之謎”，國內(nèi)外研究者都提出了不同的理論解釋。盡管相關(guān)經(jīng)驗(yàn)證據(jù)并不充分，但一些研究表明，F(xiàn)DI和加工貿(mào)易對(duì)出口貿(mào)易技術(shù)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化具有促進(jìn)作用（Mary和 Caroline，2010［8］；Wang和 Wei，2010［9］；Xu和Lu，2009［10］）。而在全球化生產(chǎn)的背景下，外資的參與，特別是來自發(fā)達(dá)國家的直接投資，促進(jìn)了中國在高技術(shù)產(chǎn)品的低附加值環(huán)節(jié)上的生產(chǎn)。Xu和Lu（2009）［10］對(duì)中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)進(jìn)行了研究，結(jié)果表明中國出口結(jié)構(gòu)向更復(fù)雜的產(chǎn)業(yè)快速轉(zhuǎn)移，而帶來轉(zhuǎn)變?cè)蛑痪褪峭馍讨苯油顿Y，特別是來自O(shè)ECD成員國的獨(dú)資。另一些研究者則側(cè)重于對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量和地區(qū)發(fā)展不平衡等方面給出解釋。Amiti和Freund（2010）［11］的研究發(fā)現(xiàn)，在1997-2005年期間，出口到美國市場的中國產(chǎn)品價(jià)格每年平均下降了1.5%，而美國市場上同期來自于其他國家的產(chǎn)品價(jià)格則平均上升了0.4%。雖然價(jià)格水平變化并不能完全代表產(chǎn)品的技術(shù)水平，但忽視了價(jià)格因素也許會(huì)高估中國產(chǎn)品的出口復(fù)雜度。此外，中國出口貿(mào)易產(chǎn)品來源地區(qū)分布的不平衡以及不同地區(qū)之間收入差距則會(huì)低估了人均GDP水平，這也會(huì)使得出口復(fù)雜度指標(biāo)值出現(xiàn)異常（Xu，2010［12］）。為此，Xu （2010）［12］考慮了上述因素，而且他通過對(duì) Rodrik（2006）［4］指標(biāo)進(jìn)行修正，發(fā)現(xiàn)中國不再是一個(gè)“特殊”的國家。類似地，Yao（2009）［13］認(rèn)為產(chǎn)品質(zhì)量、加工貿(mào)易、出口地區(qū)分布不平衡以及HS編碼缺陷等因素共同導(dǎo)致了中國出口復(fù)雜度指標(biāo)值的異常。對(duì)“Rodrik之謎”的另一個(gè)解釋則集中在人力資本、基礎(chǔ)設(shè)施以及制度因素等方面。Wang和Wei（2010）［9］計(jì)算了出口非相似性指數(shù)和出口產(chǎn)品單位值等指標(biāo)，衡量了中國不同城市的出口同種類產(chǎn)品之間和同種類產(chǎn)品以內(nèi)的出口技術(shù)復(fù)雜性，他們分析了教育、外國投資以及政府政策等因素的作用。Hausmann等（2007）［5］的研究發(fā)現(xiàn)，人力資本和國家規(guī)模對(duì)出口技術(shù)水平有顯著的促進(jìn)作用，在控制人均GDP后，制度因素對(duì)于出口產(chǎn)品的技術(shù)結(jié)構(gòu)影響并不顯著。

也有研究者對(duì) Rodrik（2006）［4］、Hausmann等 （2007）［5］以及Schott（2008）［6］的研究方法提出質(zhì)疑（Baldone、Sdogati和 Tajoli，2007［14］），他們認(rèn)為簡單地用不同國家出口流量來衡量該國的出口產(chǎn)品技術(shù)結(jié)構(gòu)，而且這類經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)并不能區(qū)分外國附加值部分，由此得到的結(jié)果實(shí)際上是“統(tǒng)計(jì)假象”。也有研究者強(qiáng)調(diào)出口復(fù)雜度指標(biāo)對(duì)不同國家規(guī)模相對(duì)敏感（Kumakura，2007［15］）。但是，考察 Baldone等（2007）［14］所指出的批評(píng)意見和依據(jù)，筆者發(fā)現(xiàn)：盡管在貿(mào)易統(tǒng)計(jì)中貿(mào)易數(shù)據(jù)搜集和報(bào)告的確是流量，而不是外國增加值（Grossman和 Rossi-Hansberg，2008［16］），但是在現(xiàn)有世界經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)沒有徹底革新的情況下，現(xiàn)有經(jīng)驗(yàn)研究基本上都是利用貿(mào)易流量數(shù)據(jù)進(jìn)行事實(shí)提煉和分析。事實(shí)上，Baldone等人（2007）［14］所構(gòu)建的顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)經(jīng)過數(shù)學(xué)公式轉(zhuǎn)化與 Rodrik（2006）［4］等所構(gòu)建出口復(fù)雜度指標(biāo)是內(nèi)在一致的。

在貿(mào)易理論和經(jīng)驗(yàn)研究文獻(xiàn)中，一些研究者強(qiáng)調(diào)金融發(fā)展會(huì)對(duì)一國比較優(yōu)勢具有重要的影響作用（Beck，2002［17］；2003［18］；Kletzer 和Bardhan，1987［19］）。例如，Kletzer和 Bardhan（1987）［19］擴(kuò)展了赫克歇爾-俄林理論模型并且納入了金融部門，研究發(fā)現(xiàn)一國的金融體系越發(fā)達(dá)，那些依賴于外部融資的行業(yè)就越具備比較優(yōu)勢。隨后，Beck（2002［17］，2003［18］）遵循 Kletzer和Bardhan（1987）［19］的研究，在模型設(shè)定上假定制造業(yè)部門面臨著固定成本，農(nóng)業(yè)部門則不存在固定成本，而信貸市場不完善使得對(duì)固定成本進(jìn)行融資需要付出成本或代價(jià)，研究表明金融發(fā)展對(duì)一國的貿(mào)易量和貿(mào)易方式都會(huì)發(fā)揮影響作用。如果金融發(fā)展影響比較優(yōu)勢，那么改革金融部門將對(duì)該國貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生作用，于是貿(mào)易政策調(diào)整的效果也將依賴于該國金融發(fā)展程度。在上述理論研究中，信貸市場不完備將會(huì)給一些產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶來固定成本，進(jìn)而創(chuàng)造了不同產(chǎn)業(yè)之間的比較優(yōu)勢。于是，金融市場發(fā)展完善的國家具有較低的融資成本，這些國家會(huì)在相應(yīng)的產(chǎn)業(yè)具有比較優(yōu)勢，進(jìn)而也會(huì)影響該國出口產(chǎn)品技術(shù)結(jié)構(gòu)。

傳統(tǒng)貿(mào)易理論文獻(xiàn)突出刻畫了要素稟賦、技術(shù)以及規(guī)模經(jīng)濟(jì)作為比較優(yōu)勢的源泉，進(jìn)而探討貿(mào)易原因及貿(mào)易所得。由于一國收入水平能夠綜合反映了一個(gè)國家的技術(shù)能力和要素豐裕度，因此 Rodrik（2006）［4］等人研究假說和傳統(tǒng)貿(mào)易理論是內(nèi)在一致的。綜合考慮，本文突出強(qiáng)調(diào)金融發(fā)展對(duì)一國出口產(chǎn)品技術(shù)水平的影響作用，在以下方面提供邊際增量：（1）本文研究對(duì)貿(mào)易流量數(shù)據(jù)不依賴于聯(lián)合國COMTRADE數(shù)據(jù)庫中原始數(shù)據(jù)，轉(zhuǎn)而借助于BACI數(shù)據(jù)庫經(jīng)過統(tǒng)計(jì)方法修正的貿(mào)易流量數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證探討；（2）一些研究專注于探討產(chǎn)生所謂“Rodrik之謎”原因，與現(xiàn)有研究針對(duì)一國或者某國一個(gè)行業(yè)的研究不同，我們利用跨國面板數(shù)據(jù)對(duì)出口產(chǎn)品技術(shù)結(jié)構(gòu)進(jìn)行分析；（3）金融與貿(mào)易之間交互作用已經(jīng)成為當(dāng)前重要的研究方向（Hur，Raj和Riyanto，2006［20］），在探討一國出口產(chǎn)品技術(shù)水平影響因素中，本文突出強(qiáng)調(diào)了金融發(fā)展的重要作用。

三、模型設(shè)定

依據(jù) Hausmann 等 （2007）［5］“成本發(fā)現(xiàn)”（cost discovery）的理論分析，考察總量生產(chǎn)函數(shù)，如下

其中，Y表示總產(chǎn)出，K表示物質(zhì)資本存量，L表示勞動(dòng)力，A表示技術(shù)。假定生產(chǎn)函數(shù)F具有規(guī)模報(bào)酬不變屬性。假定A在區(qū)間［0，］從均勻分布，而是由該國技術(shù)知識(shí)、金融發(fā)展等因素予以共同決定

其中，A（0）表示期初的技術(shù)水平，g表示技術(shù)知識(shí)的增長率，X表示金融發(fā)展等因素。越大，該國所具有的技術(shù)水平的邊界值越高，就越能夠生產(chǎn)較高技術(shù)水平的產(chǎn)品。對(duì)于微觀主體企業(yè)而言，它們僅知道不同國家A的概率分布函數(shù)。

在世界市場上，不同經(jīng)濟(jì)體按照比較優(yōu)勢出口自身具有競爭力的產(chǎn)品，在此過程中企業(yè)在技術(shù)約束條件下選擇一種產(chǎn)品進(jìn)行生產(chǎn)。隨后，根據(jù)“成本發(fā)現(xiàn)”的理論假說，企業(yè)可以選擇繼續(xù)進(jìn)行現(xiàn)有產(chǎn)品的生產(chǎn)，或者是針對(duì)行業(yè)內(nèi)最高技術(shù)水平的企業(yè)進(jìn)行模仿。我們假定行業(yè)內(nèi)最高技術(shù)水平的企業(yè)技術(shù)為，其它企業(yè)的模仿效率為δ，其中0＜δ＜1。企業(yè)通過將其自身的產(chǎn)品技術(shù)水平與行業(yè)內(nèi)產(chǎn)品的最高技術(shù)確定是否進(jìn)行新產(chǎn)品開發(fā)，即如果Ai＞，那么該企業(yè)選擇自主開發(fā)新產(chǎn)品，反之則選擇進(jìn)行模仿。

參照 Hausmann等人（2007）［5］研究，A在［0，］上服從均勻分布，那么的期望值為

其中，m為選擇進(jìn)行投資的企業(yè)個(gè)數(shù)。

于是，進(jìn)而得到總量生產(chǎn)函數(shù)中技術(shù)水平A的期望值E（A）

對(duì)總量生產(chǎn)函數(shù)表達(dá)式兩邊求期望，根據(jù)生產(chǎn)函數(shù)屬性進(jìn)行整理，可以得到

式（5）表明，生產(chǎn)率期望值與該國的要素稟賦有關(guān)，例如物質(zhì)資本與勞動(dòng)力之間比率；也與該國技術(shù)知識(shí)增長率、企業(yè)數(shù)量以及金融發(fā)展等因素有關(guān)。采用出口產(chǎn)品技術(shù)水平（Expy）作為一個(gè)代理變量，得到如下的模型設(shè)定

其中，k表示物質(zhì)資本與勞動(dòng)力比率，X表示包括金融發(fā)展在內(nèi)的相關(guān)解釋變量或控制變量，ε表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，i表示不同的國家或地區(qū)，t表示時(shí)間。

四、指標(biāo)、數(shù)據(jù)及數(shù)據(jù)處理

（一）出口復(fù)雜度及其測量

根據(jù)構(gòu)造方式的不同，出口產(chǎn)品技術(shù)水平的測量可以分為收入指標(biāo)和出口相似度指標(biāo)。其中，備受關(guān)注的收入指標(biāo)是由Rodrik于2006年提出來的，他所構(gòu)造的指標(biāo)的一個(gè)重要優(yōu)點(diǎn)在于可以很容易地把它從商品層面加總到產(chǎn)業(yè)和國家層面。該指標(biāo)的計(jì)算分為兩個(gè)步驟：首先，計(jì)算產(chǎn)品層面的出口復(fù)雜度；然后，再根據(jù)產(chǎn)品層面的出口復(fù)雜度結(jié)果，計(jì)算國家層面的出口復(fù)雜度指標(biāo)，公式如下

其中，prody指標(biāo)表示產(chǎn)品層面的出口復(fù)雜度，是所有出口產(chǎn)品p的國家收入水平的加權(quán)平均值。它的權(quán)重是各個(gè)國家p產(chǎn)品的出口份額與所有國家p產(chǎn)品出口份額之和的比值。

根據(jù)該公式，如果一種產(chǎn)品較多地由高收入水平的國家出口，那么這個(gè)產(chǎn)品的復(fù)雜度指標(biāo)就越高，該預(yù)測是與H-O貿(mào)易理論模型是相符合的。expy指標(biāo)表示的是國家層面的出口復(fù)雜度，是國家c所有出口產(chǎn)品復(fù)雜度的加權(quán)平均值，它的權(quán)重是各出口產(chǎn)品p的出口額占c國出口總額的比重，公式如下

按照上述計(jì)算方法，如果一個(gè)國家的出口產(chǎn)品與高收入水平國家的的出口相似程度越高，該國的出口復(fù)雜度水平也就越高。

（二）金融發(fā)展及其測量

金融發(fā)展測量是相對(duì)復(fù)雜的過程，主要原因在于現(xiàn)有研究尚沒有明確界定哪些因素構(gòu)成金融發(fā)展。現(xiàn)有研究常常采用廣義貨幣占GDP的比率來衡量金融深化程度（King和Levine，1993［21］；Levine，Loayza和 Beck，2000［22］），當(dāng)然，對(duì)于金融發(fā)展測量還有一些其它替代指標(biāo)，例如股票市值、股票交易量以及上市公司的數(shù)量比率等。有研究者強(qiáng)調(diào)指出理想的金融發(fā)展指標(biāo)應(yīng)該包括規(guī)制減少和制度改革等內(nèi)容（Bandiera等，2000［23］）。但是，對(duì)涉及金融發(fā)展與政府政策有關(guān)的制度方面測量是困難的（Kelly和Mavrotas，2008［24］）。于是，在金融機(jī)構(gòu)深度（Financial Institution Depth）方面，選擇 M2占GDP比率（用FIN1表示），流動(dòng)性負(fù)債占GDP的比率（用FIN2表示），中央銀行資產(chǎn)占GDP的比率（用FIN3表示），保險(xiǎn)公司的資產(chǎn)占GDP的比率（用FIN4表示）；在金融市場深度（Financial Market Depth）方面，我們選擇了股票市值占GDP的比率（用FIN5表示）；在金融市場結(jié)構(gòu)方面，選擇樣本國家5家最大的銀行資產(chǎn)集中度（用FIN6表示）。本文采用上述衡量金融發(fā)展指標(biāo)的主要考慮是基于樣本數(shù)據(jù)的可獲得性。

本文采用主成分分析（Principal Component Analysis，PCA）方法將傳統(tǒng)的金融發(fā)展指標(biāo)構(gòu)建成總體指標(biāo)。通過構(gòu)建衡量金融發(fā)展的總體指標(biāo)，可以避免隨后定量分析中多個(gè)高度相關(guān)的金融發(fā)展指標(biāo)所帶來多重共線性問題。主成分分析方法主要是通過線性變換將較多數(shù)量的相關(guān)變量減少到較小數(shù)量的互不相關(guān)變量，而這些互不相關(guān)變量被稱為主成分（Stock和 Watson，2002［25］）。PCA方法不需要對(duì)數(shù)據(jù)滿足特定分布施加相關(guān)假定，僅僅要求數(shù)據(jù)在測量尺度上采用區(qū)間測量尺度。在金融發(fā)展應(yīng)用測量方面，現(xiàn)有研究中存在相關(guān)研究成果利用主成分分析構(gòu)建總體指標(biāo)（Creane等，2006［26］）。直觀地講，主成分分析法在衡量金融發(fā)展不同指標(biāo)之間發(fā)現(xiàn)共同的統(tǒng)計(jì)特征，進(jìn)而構(gòu)建衡量金融發(fā)展的綜合指標(biāo)?？鐕?jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)存在數(shù)據(jù)缺失問題，我們采用Stock和 Watson（2002）［25］所建議的 EM算法來獲取平衡的面板數(shù)據(jù)。

在探討主成分分析方法是否適用時(shí)，首先需要進(jìn)行合適性檢驗(yàn)，取樣適切性量數(shù)值（KMO）能夠用來進(jìn)行該項(xiàng)檢驗(yàn)。KMO值越接近于1越表明相關(guān)性越大，適合采用主成分分析。本文樣本中，衡量金融發(fā)展水平的6項(xiàng)指標(biāo)KMO總體值為0.87，這表明采用主成分分析是恰當(dāng)?shù)?。隨后，本文采用多層主成分分析方法計(jì)算組間和組內(nèi)協(xié)方差矩陣，進(jìn)而估計(jì)組間和組內(nèi)主成分。在估計(jì)過程中，大于1的特征值個(gè)數(shù)為3個(gè)，而且前3個(gè)主成分可以累計(jì)解釋89%的總方差，于是最終選取主成分的個(gè)數(shù)為3個(gè)，分別用、以及予以表示。根據(jù)主成分載荷，可以發(fā)現(xiàn)與金融機(jī)構(gòu)深化相關(guān)指標(biāo)具有相對(duì)較強(qiáng)的正相關(guān)，經(jīng)濟(jì)學(xué)含意上可以用衡量金融機(jī)構(gòu)深化程度；類似地，是用來衡量金融市場結(jié)構(gòu)集中程度，是用來衡量金融市場深化程度的成份。

（三）數(shù)據(jù)及數(shù)據(jù)處理

本文基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來自BACI數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫的原始數(shù)據(jù)來自于聯(lián)合國COMTRADE統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。BACI數(shù)據(jù)庫報(bào)告了全球超過200個(gè)國家以及5 000種產(chǎn)品從1994年至2007年的雙向貿(mào)易流量數(shù)據(jù)（Guillaume和Soledad，2010［27］）。BACI數(shù)據(jù)庫解決了COMTRADE數(shù)據(jù)庫中相同貿(mào)易流量在出口國與進(jìn)口國之間金額存在差異問題。此外，與COMTRADE數(shù)據(jù)庫中全球范圍內(nèi)分產(chǎn)品的貿(mào)易流量原始數(shù)據(jù)相比，BACI數(shù)據(jù)庫在產(chǎn)品的貿(mào)易流量、地理覆蓋、產(chǎn)品單位金額等方面更加具有可信性。我們利用BACI數(shù)據(jù)庫不同樣本國家或地區(qū)的分產(chǎn)品貿(mào)易流量數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算prody，將1997年作為參照年份，這主要是為了盡量避免世界貿(mào)易結(jié)構(gòu)演化對(duì)計(jì)算prody指標(biāo)的潛在影響。

本文所涉及的金融發(fā)展指標(biāo)，主要來自于知名的研究論文（Beck，Demirgü?-Kunt和Levine，2000［28］）及其后續(xù)更新。樣本國家或地區(qū)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)來自于世界銀行的《世界發(fā)展指標(biāo)》數(shù)據(jù)庫。為了與BACI數(shù)據(jù)庫觀測期限一致，對(duì)不同樣本國家或地區(qū)的數(shù)據(jù)與我們所計(jì)算出的expy指標(biāo)的時(shí)間期限進(jìn)行匹配，最終本文所涵蓋177個(gè)國家或地區(qū)。

五、實(shí)證研究結(jié)果

（一）“Rodrik之謎”是否存在

Rodrik（2006）［4］利用1992年約170個(gè)國家的跨國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，在量化評(píng)估出口品的生產(chǎn)率水平發(fā)現(xiàn)中國和印度具有例外性，他指出這兩個(gè)國家出口更高生產(chǎn)率水平的產(chǎn)品。以中國為例，Rodrik（2006）［4］指出在1992年中國與人均收入相關(guān)聯(lián)的出口生產(chǎn)率測量指標(biāo)高于同期人均GDP的6倍多。隨后，Xu利用美國從世界各國進(jìn)口的產(chǎn)品數(shù)據(jù)證實(shí)了Rodrik關(guān)于中國出口復(fù)雜度異常值的經(jīng)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)。在上述開創(chuàng)性研究中，異常情況主要是中國或印度。本文利用BACI數(shù)據(jù)的研究表明中國的出口復(fù)雜度異常值情況并不像上述研究中那么突出。在圖1中，本文報(bào)告了2007年樣本中出口產(chǎn)品技術(shù)水平與人均GDP的散點(diǎn)圖，可以發(fā)現(xiàn)中國出口產(chǎn)品技術(shù)水平盡管相對(duì)高，但是與其他國家相比并不是突出的異常值。

圖1 出口產(chǎn)品技術(shù)水平與人均GDP散點(diǎn)圖（年份：2007）

為了增強(qiáng)穩(wěn)健性，我們?cè)谡麄€(gè)樣本觀測期間逐年進(jìn)行考察，結(jié)果表明在1997年至2007年全部樣本中都沒有出現(xiàn)類似于 Rodrik（2006）［4］研究所發(fā)現(xiàn)的“異?！鼻闆r。觀察圖1，體現(xiàn)中國出口產(chǎn)品技術(shù)水平的圖例附近存在包括泰國在內(nèi)的其它四個(gè)國家。而且，比較Expy對(duì)數(shù)值大小，可以發(fā)現(xiàn)菲律賓是比中國更加特別的國家。

如果基于觀測性研究探討異常值的話，在圖1中包括菲律賓在內(nèi)位于上方的觀測值中存在數(shù)個(gè)備選國家。在最近的一項(xiàng)研究中，有研究者采用BACI數(shù)據(jù)庫探討不同國家出口產(chǎn)品技術(shù)水平與人均GDP之間關(guān)系，他們的散點(diǎn)圖中依然表明存在與“Rodrik之謎”一致的觀測結(jié)果（Jarreau和 Poncet，2012［29］）。值得注意的是，Jarreau和Poncet（2012）［29］采用170個(gè)國家或地區(qū)數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合，但是在散點(diǎn)圖中他們只選擇了近60個(gè)國家或地區(qū)的指標(biāo)值進(jìn)行實(shí)際報(bào)告，并且在上述小樣本比較結(jié)果中強(qiáng)調(diào)中國在出口產(chǎn)品技術(shù)水平測量值上處于例外情況。如果我們細(xì)致觀察Jarreau和 Poncet（2012）［29］原文中圖1時(shí)，那么會(huì)發(fā)現(xiàn)之所以Jarreau和Poncet（2012）［29］利用BACI數(shù)據(jù)庫也能夠發(fā)現(xiàn)所謂的“Rodrik之謎”原因在于：他們控制了一些更為特別的國家的指標(biāo)值沒有報(bào)告，例如菲律賓。在這種情況下，中國出口產(chǎn)品技術(shù)水平與人均GDP之間關(guān)系就變得與眾不同。

由此可見，所謂的“Rodrik之謎”存在與否與樣本期限、樣本國家以及特定年份密切。由此看來，Yao（2009）［13］將所謂的“Rodrik之謎”與國際貿(mào)易經(jīng)驗(yàn)研究中經(jīng)典的“里昂惕夫之謎”相提并論，有些不恰如其分。雖然，本文的經(jīng)驗(yàn)觀察反駁了所謂“Rodrik之謎”存在性，但是，Rodrik（2006）［4］等人所構(gòu)建衡量出口產(chǎn)品生產(chǎn)率的指標(biāo)確有其使用價(jià)值，該指標(biāo)在跨國衡量不同國家的出口產(chǎn)品技術(shù)水平應(yīng)用方面可以作為一個(gè)重要參照。

（二）出口復(fù)雜度與金融發(fā)展的跨國經(jīng)驗(yàn)分析

在Rodrik最初的研究中，他指出典型的國家特征變量都與出口產(chǎn)品技術(shù)水平不相關(guān)，他僅發(fā)現(xiàn)一國的出口產(chǎn)品技術(shù)水平與人力資本弱相關(guān)。本文則深入探討到底哪些國家特征變量影響著一個(gè)國家出口產(chǎn)品的技術(shù)水平?，F(xiàn)有經(jīng)濟(jì)學(xué)理論并沒有對(duì)一個(gè)國家出口產(chǎn)品技術(shù)水平的影響因素給出明確界定，可以說對(duì)于一國國家出口產(chǎn)品技術(shù)水平的影響因素更多的屬于經(jīng)驗(yàn)研究范疇。于是，依據(jù)本文模型設(shè)定部分的基本理論推導(dǎo)以及相關(guān)貿(mào)易理論的內(nèi)涵，重點(diǎn)探討了物質(zhì)資本與勞動(dòng)力比率（用lnk表示）以及包括金融發(fā)展等指標(biāo)在內(nèi)的解釋變量的作用。控制變量包括國土面積、貿(mào)易開放度、外國直接投資占GDP比率、通貨膨脹率、實(shí)際有效匯率變化率以及R＆D開支占GDP比率等變量。國土面積是針對(duì)這個(gè)國家自然資源所體現(xiàn)的規(guī)模進(jìn)行控制，貿(mào)易開放度和外國直接投資占GDP比率這兩個(gè)變量與一國經(jīng)濟(jì)政策開放程度密切相關(guān)，通貨膨脹率和實(shí)際有效匯率變化控制的是貨幣條件，它們體現(xiàn)一國宏觀經(jīng)濟(jì)對(duì)內(nèi)和對(duì)外經(jīng)濟(jì)政策之間的權(quán)衡，而R＆D開支占GDP比率則體現(xiàn)一國自主創(chuàng)新的能力建設(shè)程度。

貝葉斯模型平均（Bayesian Model Averaging，BMA）方法在統(tǒng)計(jì)學(xué)和經(jīng)濟(jì)計(jì)量學(xué)文獻(xiàn)中引起了廣泛關(guān)注，本文主要的估計(jì)技術(shù)為BMA方法。BMA方法廣泛吸引研究者的一個(gè)重要特征是該方法能夠以連貫的方式處理模型不確定性。與傳統(tǒng)方法不一樣，BMA方法并沒有事先設(shè)定一個(gè)真實(shí)的模型，因此，它尤其適合于模型不確定性發(fā)揮較大作用的情形，同時(shí)也對(duì)模型不確定下變量選擇具有較好的技術(shù)處理能力。而本文考察出口產(chǎn)品技術(shù)水平的影響因素經(jīng)驗(yàn)分析具有典型的模型不確定性。在估計(jì)過程中，本文采用相關(guān)研究者新近開發(fā)的計(jì)算程序（Magnus，Powell和Prüfer，2010［30］）予以估計(jì)。

表1中，我們報(bào)告了固定效應(yīng)估計(jì)和BMA方法下出口產(chǎn)品技術(shù)水平的影響因素分析的回歸結(jié)果。在宏觀經(jīng)濟(jì)問題的研究中，固定效應(yīng)估計(jì)被研究者們廣泛予以采用至少具有以下兩個(gè)方面的原因：首先，在個(gè)體效應(yīng)包含被忽略變量的情況下，在國家層面特定的特征會(huì)與其它回歸變量相關(guān)；其次，宏觀面板數(shù)據(jù)涵蓋了研究者感興趣的國家，這些樣本國家的選擇在很大程度上不可能是隨機(jī)抽樣的結(jié)果?；貧w1為固定效應(yīng)下的回歸結(jié)果，總體判決系數(shù)為0.639 4，主要的解釋變量或控制變量基本上都與理論預(yù)測相一致的回歸系數(shù)符號(hào)，例如，物質(zhì)資本與勞動(dòng)比率（lnk）、國土面積（lnland）、貿(mào)易開放度 （openness）、通貨膨脹率（infl）以及R＆D開支占GDP比率（rd2gdp）等。此外，實(shí)際有效匯率變化率（rreer）在統(tǒng)計(jì)意義上并不顯著，外國直接投資占GDP比率（fdi2gdp）回歸系數(shù)值為負(fù)。對(duì)于金融發(fā)展水平的3個(gè)主成分、以及中，只有在統(tǒng)計(jì)意義上顯著，其它2個(gè)主成分都沒有通過變量顯著性檢驗(yàn)。固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果主要是用來對(duì)比BMA方法下的回歸結(jié)果的，在此不做更多的闡釋。在BMA估計(jì)中，考慮到解釋變量以及年份效應(yīng)等控制變量，本文整個(gè)模型空間的個(gè)體模型數(shù)量約105萬個(gè)。

回歸2和回歸3分別為針對(duì)全部樣本以及中等收入水平（包含）以上的國家或地區(qū)的回歸結(jié)果。衡量一個(gè)國家是否為中等收入及以上依據(jù)來自世界銀行。盡管我們報(bào)告了不同解釋變量的變量顯著性檢驗(yàn)結(jié)果，但是在BMA方法下該結(jié)果并不像固定效應(yīng)估計(jì)下具有明確的統(tǒng)計(jì)意義。在BMA方法中后驗(yàn)包含概率（PIP）表明給定的回歸量屬于正確的模型設(shè)定的概率，從BMA方法估計(jì)結(jié)果來看，回歸2和回歸3結(jié)果都表明，本文所選定的國家特征變量后驗(yàn)包含概率值大部分均為1，這表明這些變量與出口復(fù)雜度密切相關(guān)。這也是本文對(duì)現(xiàn)有研究提供增量的經(jīng)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，例如 Rodrik（2006）［4］很難發(fā)現(xiàn)國家特征變量對(duì)出口復(fù)雜度提高的積極作用。在BMA方法下，后驗(yàn)包含概率較低的變量為實(shí)際有效匯率變化率（rreer），在回歸2中PIP為0.02，回歸3中為0.35，該變量在固定效應(yīng)估計(jì)中在統(tǒng)計(jì)意義上沒有通過變量顯著性檢驗(yàn)，可以說實(shí)際有效匯率變化進(jìn)入真實(shí)模型的概率較低。此外，外國直接投資占GDP比率對(duì)一國出口產(chǎn)品技術(shù)水平的影響作用，回歸2和回歸3中該變量的PIP值較高，但是回歸系數(shù)的符號(hào)為負(fù)值，而該變量回歸系數(shù)在固定效應(yīng)估計(jì)中也是負(fù)值。這與現(xiàn)有一些國別研究突出強(qiáng)調(diào)外國直接投資積極作用的研究結(jié)果是不一致的，本文經(jīng)驗(yàn)研究并沒有識(shí)別出外國直接投資對(duì)出口產(chǎn)品技術(shù)水平改善的積極作用。

對(duì)于衡量金融發(fā)展水平的3個(gè)主成分，它們?cè)贐MA方法下回歸結(jié)果能夠與固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果較好地進(jìn)行對(duì)比。在固定效應(yīng)估計(jì)中，僅僅有PCA3在在統(tǒng)計(jì)意義上顯著，回歸系數(shù)為1.077 3，表明PCA3所體現(xiàn)的金融市場深化程度對(duì)一國出口產(chǎn)品技術(shù)水平具有正向的影響作用。在BMA方法下，回歸2和回歸3中、以及的后驗(yàn)包含概率相對(duì)較高，綜合回歸2和回歸3我們可以發(fā)現(xiàn)衡量金融發(fā)展水平的3個(gè)主成分進(jìn)入真實(shí)模型的概率都超過了80%。在回歸2中，全體樣本國家或地區(qū)回歸結(jié)果中回歸系數(shù)為0.007 2，該回歸系數(shù)值與固定效應(yīng)估計(jì)值0.004 5相差不大，表明金融機(jī)構(gòu)深化程度對(duì)出口產(chǎn)品技術(shù)水平提升的正向影響作用。值得注意的是，在中等收入（含）水平以上的樣本回歸中回歸系數(shù)值變大為0.827 3，可以說金融機(jī)構(gòu)深化程度對(duì)于出口產(chǎn)品技術(shù)水平的積極影響在中等收入水平以上樣本國家中更為突出。體現(xiàn)的主要是金融市場集中程度，回歸2中它的回歸系數(shù)為-0.313 8，這表明金融市場集中程度越高就越不利于出口產(chǎn)品技術(shù)水平的改善，該項(xiàng)經(jīng)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)與標(biāo)準(zhǔn)的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論預(yù)測一致。體現(xiàn)的主要是金融市場深化程度，回歸2中回歸系數(shù)為0.941 0，表明金融市場越深化就越有利于出口產(chǎn)品技術(shù)水平的提高。從總體上來看，考察全部樣本回歸中的、以及回歸系數(shù)值，總和為0.634 4，這表明金融發(fā)展對(duì)本文樣本出口產(chǎn)品技術(shù)水平提升具有促進(jìn)作用。

表1 出口復(fù)雜度與金融發(fā)展的回歸結(jié)果

六、主要結(jié)論及啟示

本文利用177個(gè)國家或地區(qū)涵蓋1997年至2007年的分產(chǎn)品雙邊貿(mào)易流量數(shù)據(jù)，注重探討不同樣本國家或地區(qū)出口產(chǎn)品技術(shù)水平以及影響因素?；诒疚乃罁?jù)大樣本數(shù)據(jù)的測量結(jié)果和實(shí)證研究，主要結(jié)論如下：其一，在BACI數(shù)據(jù)庫分產(chǎn)品貿(mào)易流量數(shù)據(jù)支撐下，我們并沒有發(fā)現(xiàn)177個(gè)樣本國家或地區(qū)存在所謂的“Rodrik之謎”。如果同一些典型國家相比，例如，菲律賓、泰國、印度以及阿爾及利亞等國家，中國的出口復(fù)雜度指標(biāo)并不是異常值，也并不像Rodrik（2006）［4］以及Jarreau and Poncet（2012）［29］刻畫的那樣與眾不同。其二，本文則深入探討到底哪些國家特征變量影響著一個(gè)國家出口產(chǎn)品的技術(shù)水平。研究結(jié)果表明除了傳統(tǒng)的體現(xiàn)國家特征變量的積極作用以外，例如要素稟賦、研究與發(fā)展和貿(mào)易開放度等，體現(xiàn)金融發(fā)展水平總體性指標(biāo)對(duì)一國出口產(chǎn)品技術(shù)水平具有影響作用。

根據(jù)本文研究結(jié)果，在政策含意方面值得關(guān)注以下方面：

首先，所謂的“Rodrik之謎”并不存在，在可預(yù)見時(shí)期內(nèi)中國宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展不會(huì)在貿(mào)易貢獻(xiàn)度下降的情況下出現(xiàn)令人擔(dān)憂的增長停滯問題。值得注意的是，中國出口產(chǎn)品技術(shù)水平受到要素稟賦的影響，但是要素稟賦的改善和提升不是一蹴而就的，而是一個(gè)漸進(jìn)的積累過程。在此期間，中國現(xiàn)有勞動(dòng)力密集型產(chǎn)業(yè)從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的角度來看最終會(huì)被淘汰出局，但在一段時(shí)間內(nèi)它們?cè)谥袊胤A賦動(dòng)態(tài)變遷中仍然發(fā)揮著積極作用。

其次，一國是否開放以及開放程度對(duì)于提高出口品技術(shù)具有突出的影響作用，需要政府部門堅(jiān)定不移地推動(dòng)對(duì)外開放向縱深發(fā)展。堅(jiān)持和不斷擴(kuò)大對(duì)外開放，能夠促使國內(nèi)企業(yè)在激烈的國際市場競爭中變革圖強(qiáng)，不斷發(fā)展壯大，提升所供應(yīng)產(chǎn)品的整體質(zhì)量，促進(jìn)新產(chǎn)品的開發(fā)及其產(chǎn)業(yè)化，這將有利于提升中國產(chǎn)品的國際聲譽(yù)。

最后，無論從金融深化程度還是金融市場結(jié)構(gòu)優(yōu)化等角度，提升金融發(fā)展水平都對(duì)出口產(chǎn)品技術(shù)水平具有著重要意義，可以說金融發(fā)展具有至關(guān)重要的助推作用。隨著金融市場化改革不斷向前推進(jìn)，金融發(fā)展水平不斷提升，市場配置效率提高會(huì)促使資本要素與勞動(dòng)力優(yōu)勢結(jié)合，有利于中國參與國際分工的過程中不斷提升出口產(chǎn)品的技術(shù)水平，改善中國出口的國際市場競爭力。

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