莫莎++李玲

摘要：出口技術(shù)結(jié)構(gòu)對一國的對外貿(mào)易質(zhì)量有著重要影響。將對外直接投資引入Metilz理論模型，分析其對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的影響，利用修正的出口技術(shù)復(fù)雜度對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)進(jìn)行測算，并實(shí)證檢驗(yàn)我國29個(gè)省市2002—2008年OFDI對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的影響。結(jié)果表明：OFDI通過逆向技術(shù)溢出途徑降低出口企業(yè)的轉(zhuǎn)型成本，優(yōu)化國內(nèi)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，從而促進(jìn)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的升級。剔除了加工貿(mào)易的影響后，相比FDI和進(jìn)口貿(mào)易，OFDI對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的促進(jìn)作用更顯著。此外，人均物質(zhì)資本與研發(fā)投入的影響為正，而人力資本與制度因素的作用為負(fù)，加強(qiáng)教育投入、加快制度變革有助于減少人力資本和制度因素對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的負(fù)面影響。進(jìn)一步地，分地區(qū)實(shí)證檢驗(yàn)表明，我國中西部地區(qū)的對外直接投資水平不高，從而對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的影響也沒有東部地區(qū)明顯。

關(guān)鍵詞：對外直接投資；出口技術(shù)復(fù)雜度；出口技術(shù)結(jié)構(gòu)

文章編號：2095-5960（2015）02-0063-11；中圖分類號：F746.12；文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

一、引言與文獻(xiàn)綜述

隨著我國貿(mào)易大國地位的確立，產(chǎn)品出口技術(shù)結(jié)構(gòu)越來越受到重視。世界貿(mào)易組織數(shù)據(jù)顯示，2013年中國進(jìn)出口總值為416萬億美元，同比增長76%，首次超越美國成為全球貨物貿(mào)易第一大國。然而，由于出口產(chǎn)品附加值與出口技術(shù)結(jié)構(gòu)不同，中國實(shí)際出口得益遠(yuǎn)不及美國等發(fā)達(dá)國家。另外，我國出口還面臨著后金融危機(jī)時(shí)代的貿(mào)易保護(hù)加劇和外需市場萎縮，以及國內(nèi)人口紅利即將消失、資源價(jià)格上漲等要素成本約束的挑戰(zhàn)，出口技術(shù)結(jié)構(gòu)升級迫在眉睫，真正關(guān)系一國長期經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的不是它出口多少，而是它出口“什么”，即出口的質(zhì)量和技術(shù)結(jié)構(gòu)（Rodrik， 2006）。[1]國內(nèi)外近年來涌現(xiàn)了大量關(guān)于出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的測度及影響因素的文獻(xiàn)，國際間出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的對比、出口技術(shù)結(jié)構(gòu)對母國經(jīng)濟(jì)增長的影響等問題已成為貿(mào)易領(lǐng)域的熱點(diǎn)。這些問題的研究有助于我國找到提升出口技術(shù)含量、轉(zhuǎn)變貿(mào)易結(jié)構(gòu)的可行途徑。

關(guān)于出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的測度，主流的有技術(shù)分類方法和指標(biāo)方法，其中指標(biāo)方法包括出口技術(shù)復(fù)雜度和出口相似性指數(shù)，此外，國內(nèi)學(xué)者還用幾種高技術(shù)含量產(chǎn)品的出口占比來表示出口技術(shù)結(jié)構(gòu)（劉鉆石，2010、蔡冬青，2012）。[2][3]目前的研究主要圍繞對出口技術(shù)復(fù)雜度的修正進(jìn)行，一種修正是使得PRODY指數(shù)能更好地反映出口技術(shù)含量，Hausmann、Hwang & Rodrik（2007）以各國出口產(chǎn)品的顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)為權(quán)重[4]，樊綱等（2006）以各國在該種產(chǎn)品出口上的比較優(yōu)勢（進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理）為權(quán)重[5]。Xu（2010）通過引入一個(gè)質(zhì)量乘數(shù)，使產(chǎn)品質(zhì)量在出口復(fù)雜度中得以體現(xiàn)。另一種修正為了更真實(shí)地反映出口產(chǎn)品中的國內(nèi)技術(shù)含量。[6]姚洋、張曄（2008）通過剝離中間投入品技術(shù)含量中進(jìn)口所貢獻(xiàn)的份額，首次測算了產(chǎn)品的國內(nèi)技術(shù)含量。[7]丁小義（2013）構(gòu)建了出口凈技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)，通過引入完全進(jìn)口額系數(shù)得到一國出口的完全國內(nèi)增加值，發(fā)現(xiàn)扣除了出口中所含的進(jìn)口中間投入品的附加值后，中國的出口復(fù)雜度出現(xiàn)了一定程度的下降，表明原測度方法下中國的出口復(fù)雜度被高估。[8]本文利用剔除加工貿(mào)易影響的出口技術(shù)復(fù)雜度和高技術(shù)含量產(chǎn)品出口占比兩個(gè)指標(biāo)來衡量出口技術(shù)結(jié)構(gòu)，全面測度各省出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的變化及趨勢。

那么，究竟哪些因素能促進(jìn)一國的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)升級呢？國內(nèi)外學(xué)者從多個(gè)視角對此問題進(jìn)行了研究。祝樹金（2010）細(xì)分了要素稟賦特征，除了技術(shù)稟賦、國家規(guī)模、制度質(zhì)量等基本因素外，還進(jìn)一步考慮研發(fā)、FDI和進(jìn)口貿(mào)易的作用，以及制度質(zhì)量和資源稟賦的互補(bǔ)性，研究發(fā)現(xiàn)資本勞動(dòng)比、人力資本、研發(fā)等變量與出口技術(shù)水平具有顯著正相關(guān)性。[9]郭亦瑋（2013）、Yuan Fang等（2014）研究了金融發(fā)展對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的影響，提高區(qū)域金融競爭程度和改善信貸資源分配不僅有利于提升出口復(fù)雜度，而且有利于西部地區(qū)實(shí)現(xiàn)追趕。[10][11]陳曉華、劉慧（2011、2013）分別考察了要素價(jià)格與國際分散化生產(chǎn)對我國出口技術(shù)結(jié)構(gòu)影響，發(fā)現(xiàn)國際分散化生產(chǎn)的影響表現(xiàn)出先負(fù)后正的 V 型特征，要素價(jià)格上漲在國家層面上對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)表現(xiàn)出顯著的“倒逼”效應(yīng)。[12]張如慶（2012）考察了生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)FDI對制成品出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的促進(jìn)作用，發(fā)現(xiàn)這種作用要大于制造業(yè)FDI。[13]Maria Bas、Vanessa Strauss-Kahn（2014）研究發(fā)現(xiàn)進(jìn)口通過直接成本渠道和間接技術(shù)溢出渠道影響出口固定成本，進(jìn)而影響出口產(chǎn)品的多樣性和質(zhì)量。[14]Joseph A Li Puma（2013）綜合考慮了產(chǎn)權(quán)、法律保護(hù)、官僚主義及政策資金支持等制度因素對出口技術(shù)含量的影響。[15]蔡冬青、周經(jīng)（2012） 、陳俊聰（2013）通過構(gòu)建數(shù)理模型，結(jié)合實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)對外直接投資已成為我國制成品出口技術(shù)復(fù)雜度提升的重要加速器。[16][17]張海波（2014）運(yùn)用跨國數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了對外直接投資對母國出口貿(mào)易品技術(shù)含量的影響，發(fā)現(xiàn)OFDI僅對發(fā)達(dá)國家出口貿(mào)易品技術(shù)含量具有顯著的提升作用，而對發(fā)展中國家卻在一定程度上表現(xiàn)出抑制效應(yīng)。[18]

由以上文獻(xiàn)可知，外部視角的影響因素研究已經(jīng)從單一的FDI擴(kuò)展到OFDI和進(jìn)口貿(mào)易，但綜合考慮到三者的文獻(xiàn)缺乏。大多文獻(xiàn)關(guān)注的是OFDI對出口規(guī)模的影響，鮮有涉及對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的影響。相對于以往的研究，本文一是將對外直接投資引入Metilz理論模型，推導(dǎo)出對外直接投資對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的直接影響。在理論上進(jìn)一步證實(shí)了OFDI對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)存在的促進(jìn)效應(yīng)。二是剔除加工貿(mào)易的影響，運(yùn)用修正的凈出口技術(shù)復(fù)雜度方法測度我國省級出口技術(shù)結(jié)構(gòu)，并與沒有剔除加工貿(mào)易影響的另一種測度方法進(jìn)行比較，結(jié)果表明兩種指標(biāo)下OFDI都能不同程度地促進(jìn)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)。排除了由于測度方法不同導(dǎo)致OFDI對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的不同影響。三是考慮了除OFDI的其他外部及內(nèi)部控制變量的影響，同時(shí)深入剖析對外直接投資對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)影響的地區(qū)差異性。

二、理論模型

在Melitz（2003）異質(zhì)性企業(yè)的分析框架和陳俊聰（2013）的研究思路下，本文引入生產(chǎn)成本函數(shù)，同時(shí)假定只有當(dāng)該成本達(dá)到一定規(guī)模時(shí)，對外直接投資的增加才會(huì)顯著地降低出口企業(yè)的轉(zhuǎn)型成本，最后利用企業(yè)的期望利潤函數(shù)推導(dǎo)出對外直接投資對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的理論聯(lián)系。

（一）消費(fèi)者行為

依據(jù)Melitz（2003）的模型，假設(shè)一國經(jīng)濟(jì)部門由生產(chǎn)同質(zhì)產(chǎn)品的部門和生產(chǎn)異質(zhì)產(chǎn)品的部門組成，代表性消費(fèi)者對異質(zhì)產(chǎn)品的偏好是替代彈性不變的，其效用函數(shù)滿足CES形式，消費(fèi)者的總效用函數(shù)用U表示：

（二）出口企業(yè)行為

假定出口技術(shù)水平（代表出口技術(shù)結(jié)構(gòu)）的高低能反應(yīng)出口企業(yè)的生產(chǎn)率水平，生產(chǎn)率的提高可減少企業(yè)成本，因此，出口技術(shù)水平的提高意味著出口企業(yè)生產(chǎn)成本的降低，用A表示出口技術(shù)水平，C表示企業(yè)的生產(chǎn)成本，則有：ci=wqiAi+fe。

另外，出口產(chǎn)品技術(shù)水平越高，在國際經(jīng)濟(jì)中的比較優(yōu)勢就越明顯，受外需波動(dòng)的影響就越小，而產(chǎn)品技術(shù)含量越低，其國際需求的替代彈性越高，更容易面臨國際市場不確定性帶來的風(fēng)險(xiǎn)，假定當(dāng)外需沒有變化時(shí)，出口企業(yè)按既定的計(jì)劃進(jìn)行生產(chǎn)，而當(dāng)外需發(fā)生變化時(shí)，出口企業(yè)則需要根據(jù)外需的變化對生產(chǎn)計(jì)劃進(jìn)行調(diào)整。沿著陳俊聰（2013）的研究思路，假定出口企業(yè)的轉(zhuǎn)型成本（或調(diào)整成本）為sδ，δ代表地區(qū)的對外直接投資水平，對外直接投資水平較高的地區(qū)，與國外的信息交流相對順暢，信息搜集成本低，對外直接投資的逆向技術(shù)溢出也可降低國內(nèi)企業(yè)研發(fā)升級的成本，總體將降低出口企業(yè)的轉(zhuǎn)型成本，即：sδ′<0。但是當(dāng)出口企業(yè)面臨的轉(zhuǎn)型成本較小時(shí)，企業(yè)不用進(jìn)行對外直接投資也有能力應(yīng)對外需變動(dòng)帶來的沖擊。本文假定只有當(dāng)該成本達(dá)到一定規(guī)模時(shí)，對外直接投資的增加才會(huì)顯著地降低出口企業(yè)的轉(zhuǎn)型成本，假定臨界規(guī)模為1θi（σ-1），表明外需變動(dòng)的概率θi較大時(shí)，參與對外直接投資的企業(yè)所能承受的出口轉(zhuǎn)型成本較大，出口企業(yè)的期望利潤表示為：

三、實(shí)證模型與變量說明

（一）計(jì)量模型

根據(jù)以上分析，考慮到一國的技術(shù)能力由內(nèi)部知識收益、外部知識收益以及獲取內(nèi)外部知識收益的制度共同決定，影響內(nèi)部知識收益的因素包括人均物質(zhì)資本（要素稟賦）、人力資本及研發(fā)投入強(qiáng)度，而外部知識收益是通過與外部交流獲取知識溢出效應(yīng)，F(xiàn)DI、OFDI以及進(jìn)口貿(mào)易是獲取外部知識溢出效應(yīng)的重要渠道。結(jié)合相關(guān)理論與實(shí)證研究，本文構(gòu)建基本的計(jì)量模型如下：

（二）變量測度與說明

1.出口技術(shù)結(jié)構(gòu)測度

對我國出口技術(shù)結(jié)構(gòu)用兩種指標(biāo)進(jìn)行測度，一種是修正的出口技術(shù)復(fù)雜度指標(biāo)，另一種是HS碼中第十六、十七、十八類技術(shù)含量最高的商品出口額占地區(qū)出口總額的比重。

首先，借鑒Hausmann（2007）、郭亦偉（2013）的方法，通過剔除加工貿(mào)易的影響，本文得到修正后的出口復(fù)雜度指標(biāo)（PRODY）計(jì)算公式：

yi代表地區(qū)i的人均GDP，以2003年為基期，用GDP指數(shù)平減后得到。式（5）表示一國產(chǎn)品m的出口復(fù)雜度指數(shù)是所有該類產(chǎn)品出口地區(qū)人均GDP的加權(quán)平均，權(quán)重是行業(yè)內(nèi)每種產(chǎn)品出口額占所屬行業(yè)出口總額的比例。式（6）表示地區(qū)n的出口技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)是該地區(qū)所有產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)的加權(quán)平均，權(quán)重是該地區(qū)各類產(chǎn)品出口規(guī)模占出口總額的比重。首先通過式（5）計(jì)算出某類產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度，再由式（6）計(jì)算出某省的出口技術(shù)復(fù)雜度，由于剔除加工貿(mào)易的影響，得到的是凈出口技術(shù)復(fù)雜度。

其次，用HS碼中第十六、十七、十八類產(chǎn)品出口占地區(qū)總出口比例作為測度出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的另一指標(biāo)，記作Tech2it，根據(jù)海關(guān)HS編碼，我國出口產(chǎn)品共分為二十二類， 由于部分產(chǎn)品出口變動(dòng)并不能體現(xiàn)區(qū)域出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的變遷，故將這部分產(chǎn)品剔除，由于部分雜項(xiàng)產(chǎn)品和特殊交易品的所屬產(chǎn)業(yè)不清晰，無法反映行業(yè)出口復(fù)雜度，也將其剔除，最終納入地區(qū)出口復(fù)雜度測算的有十七大類，91章產(chǎn)品。①①HS 編碼的第十四類和第二十一類（分別為藝術(shù)品、收藏品及古物和珠寶、貴金屬制品、仿首飾、硬幣） ，第二十類和第二十二類（分別為雜項(xiàng)制品和特殊交易品及未分類商品），剔除這四類產(chǎn)品。

根據(jù)以上兩種測度方法，本文對我國29個(gè)省級區(qū)域2003—2008年的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了測度，由于西藏和青海的部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，故排除。樣本期間，兩種測度方法都顯示各省出口技術(shù)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)逐年遞增的趨勢，出口技術(shù)結(jié)構(gòu)較高的省份多位于東部地區(qū)，出口技術(shù)結(jié)構(gòu)均值排名前三的分別是廣東、上海、北京和天津、廣東、上海。其中海南省在兩種指標(biāo)中都是東部地區(qū)排名最后的，6年內(nèi)增幅最大的是吉林和四川，分別提升了5746%和5312%，湖南省增幅5263%，排名第三。總體上，中西部地區(qū)的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)提升速度大于東部地區(qū)，這一結(jié)論與陳曉華（2013）一致，具體測算結(jié)果見附表，圖1、圖2分別為不同測度方法下對外直接投資與出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的散點(diǎn)圖，可見無論通過哪種方法測度，對外直接投資與出口技術(shù)結(jié)構(gòu)都有著明顯的相關(guān)關(guān)系。

2.變量說明

核心解釋變量：對外直接投資（OFDI）用對外直接投資存量表示，一方面，不同動(dòng)機(jī)的對外直接投資都會(huì)對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生一定的影響。技術(shù)獲取型OFDI通過獲取逆向技術(shù)溢出，加速國內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的創(chuàng)新，技術(shù)創(chuàng)新在企業(yè)間擴(kuò)散導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)內(nèi)投入產(chǎn)出關(guān)系的變化，進(jìn)一步帶動(dòng)關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)變革，從而優(yōu)化國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。此外，以資源和市場導(dǎo)向型的OFDI將獲得資源補(bǔ)缺效應(yīng)、邊際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)及投資收益效應(yīng)，這也有利于國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化必然會(huì)引起出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的變化，不同產(chǎn)業(yè)間的多層次決定了產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易出口產(chǎn)品的多層次，即出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的水平，低層次的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高層次調(diào)整必然會(huì)優(yōu)化產(chǎn)品的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)。另一方面，對外直接投資除了能提高企業(yè)技術(shù)水平、促進(jìn)國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整外，還能通過積極參與標(biāo)準(zhǔn)的國際競爭，擴(kuò)大基于本國利益的標(biāo)準(zhǔn)的影響力，中國標(biāo)準(zhǔn)的國際化會(huì)給對外貿(mào)易帶來深遠(yuǎn)的影響，將從根本上推進(jìn)我國的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)升級。

為了更全面地考慮出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的影響因素，從內(nèi)外部知識收益及制度視角，增加了一系列控制變量。

人均物質(zhì)資本（Rcapl）代表地區(qū)的要素稟賦狀況，用資本勞動(dòng)比表示，物質(zhì)資本存量采用永續(xù)盤存法計(jì)算，根據(jù)靖學(xué)青（2013）的方法，物質(zhì)資本存量的計(jì)算公式為：

Kt=Kt-1+（It-Dt）÷Pt

其中It 指當(dāng)年固定投資流量，Dt為第t年的名義折舊額，固定資產(chǎn)投資流量通過固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，折算成不變價(jià)格的投資。物質(zhì)資本是經(jīng)濟(jì)增長模型中的核心投入，為地區(qū)實(shí)現(xiàn)自主創(chuàng)新提供物質(zhì)基礎(chǔ)，因此人均物質(zhì)資本的增加理論上會(huì)推動(dòng)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的升級。

人力資本（Rhr）和研發(fā)投入強(qiáng)度（Rrd）不但是進(jìn)行自主創(chuàng)新的重要因素，同時(shí)還影響著對外部知識外溢的“吸收”能力。其中人力資本，是將物質(zhì)資本和研發(fā)投入轉(zhuǎn)化成創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)鍵因素，在此用就業(yè)人口中專科以上學(xué)歷人數(shù)所占比例表示。研發(fā)投入強(qiáng)度用研發(fā)內(nèi)部經(jīng)費(fèi)支出占地區(qū)GDP的比值來表示，這兩個(gè)比值越大，越有利于創(chuàng)新思維的出現(xiàn)，促進(jìn)產(chǎn)品的更新?lián)Q代，有利于研發(fā)能力和產(chǎn)品技術(shù)含量的提升，從而推動(dòng)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)升級。

外部知識收益中除了OFDI核心變量之外，還有外商直接投資（FDI）和進(jìn)口貿(mào)易，祝樹金（2010）、Maria Bas，Vanessa Strauss-Kahn（2014）均指出進(jìn)口貿(mào)易是物化型技術(shù)溢出的一個(gè)直接渠道，不僅能促進(jìn)進(jìn)口國的技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長，同時(shí)影響其出口固定成本，促進(jìn)出口產(chǎn)品的多樣性和質(zhì)量。丁一兵、傅纓捷（2012）①①丁一兵，傅纓捷.2012.FDI 流入對中國出口品技術(shù)結(jié)構(gòu)變化的影響一個(gè)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)分析[J].世界經(jīng)濟(jì)研究（10）：55-59。發(fā)現(xiàn)FDI 能夠有效地促進(jìn)中國出口品技術(shù)結(jié)構(gòu)的多樣化。FDI和進(jìn)口貿(mào)易通過正向的技術(shù)溢出影響東道國出口技術(shù)結(jié)構(gòu)，分別用外商直接投資額和進(jìn)口貿(mào)易額的對數(shù)來表示，并通過CPI指數(shù)剔除價(jià)格變化的影響。

制度因素（Rins）影響著資源配置及要素的使用效率，良好的制度環(huán)境能促使內(nèi)部知識收益和外部知識收益轉(zhuǎn)變?yōu)橐粐募夹g(shù)創(chuàng)新能力。用政府資金占科技經(jīng)費(fèi)籌集總額比例來表示，該比例越大，表示政府的相關(guān)制度越注重科技創(chuàng)新的投入，對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)有著間接的促進(jìn)作用。

（三）數(shù)據(jù)來源及統(tǒng)計(jì)性描述

選取2003—2008年我國29個(gè)省份為樣本②②《2003年度中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》（非金融部分）是中國第一次對社會(huì)公眾發(fā)布中國非金融類對外直接投資統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的書面報(bào)告，填補(bǔ)了我國對外直接投資統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的空白。另外，按HS碼分地區(qū)分行業(yè)出口數(shù)據(jù)來自國研網(wǎng)數(shù)據(jù)庫，目前更新到2008年，因此選擇了2003—2008年的短面板數(shù)據(jù)。。各省歷年進(jìn)出口數(shù)據(jù)源自國研網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫中的HS碼十七大類的數(shù)據(jù)。GDP、人均GDP及指數(shù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，地區(qū)就業(yè)人口數(shù)、就業(yè)人口中?？粕陨蠈W(xué)歷人數(shù)比例均來自《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》，固定資本投資、固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)及固定資本折舊額來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》及《中國固定資產(chǎn)統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于2004年和2008年的固定資產(chǎn)折舊額數(shù)據(jù)部分省市缺失，由其前后兩年該指標(biāo)數(shù)據(jù)的平均值來替代，研發(fā)內(nèi)部經(jīng)費(fèi)支出來自《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，OFDI存量來自《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。

四、 實(shí)證結(jié)果分析

本文采用的是截面寬而跨時(shí)短的面板數(shù)據(jù)建模，在考慮選用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型時(shí)，需進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果都顯示固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型，表中估計(jì)結(jié)果為固定效應(yīng)估計(jì)，對模型進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)存在異方差，因此選用可行的廣義最小二乘法FGLS（Feasible Generalized Least Squares）來估計(jì)，F(xiàn)GLS能克服異方差，實(shí)現(xiàn)比OLS更有效的估計(jì)，同時(shí)考慮到模型的內(nèi)生性，以變量的滯后值作為工具變量，運(yùn)用2SLS進(jìn)行回歸分析。將測度出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的2個(gè)指標(biāo)分別納入計(jì)量模型，估計(jì)結(jié)果如表2和表3所示。

1.表2和表3的系數(shù)顯示對外直接投資總體上能顯著提升出口產(chǎn)品技術(shù)含量，促進(jìn)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)升級，消除了異方差和一階序列相關(guān)后，估計(jì)結(jié)果更加穩(wěn)健，這也證實(shí)了理論模型中推導(dǎo)的對外直接投資是推動(dòng)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)升級的重要因素的結(jié)論，即通過逆向技術(shù)溢出，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)內(nèi)的技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)擴(kuò)散，并帶動(dòng)關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)技術(shù)變革，優(yōu)化國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，出口技術(shù)結(jié)構(gòu)也因此得到改變。兩個(gè)不同的指標(biāo)得出了相同的結(jié)論，這也證實(shí)了結(jié)論的穩(wěn)健性。不同的是以三大類產(chǎn)品出口占比衡量的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)指標(biāo)回歸的方程FE（2）可調(diào)整的擬合優(yōu)度小于FE（1）。在方程GLS（8）估計(jì)中，經(jīng)過多次調(diào)整檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)只有加入人均物質(zhì)資本、人力資本及研發(fā)投入這幾個(gè)變量后才使得方程符合計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論要求及現(xiàn)實(shí)意義，這說明用出口復(fù)雜度來構(gòu)建出口技術(shù)結(jié)構(gòu)指標(biāo)在計(jì)量檢驗(yàn)時(shí)的合理性，指標(biāo)Tech2并沒有消除加工貿(mào)易的影響，也沒有考慮不同地區(qū)GDP差異性對測度結(jié)果的干擾，只是一種粗略的估計(jì)，而本文采用的出口技術(shù)復(fù)雜度考慮人均GDP差異性，剔除了加工貿(mào)易的影響 ，因而檢驗(yàn)效果會(huì)更加符合預(yù)期。

2.在沒有加入其他自變量的情況下，對比GLS（1）和GLS（5）發(fā)現(xiàn)對外直接投資存量對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的影響系數(shù)都不大，分別只有00533和00509，不過很顯著，這說明我國在樣本期間的對外直接投資對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)升級的促進(jìn)作用確實(shí)存在，但這種作用還很微弱。在加入FDI和進(jìn)口貿(mào)易兩個(gè)控制變量后，綜合考察外部控制變量對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的影響，由GLS（2）、（6）結(jié)果顯示FDI的促進(jìn)作用要小于OFDI，而進(jìn)口貿(mào)易的影響則不顯著，隨著測量指標(biāo)的改變而不同，可見對外直接投資不但具有貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)（張紀(jì)鳳，黃萍2013），還能夠提升一國出口產(chǎn)品的技術(shù)含量，促進(jìn)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的升級。

3.GLS（3）、GLS（7）引入了所有的內(nèi)部控制變量進(jìn)行估計(jì)，發(fā)現(xiàn)對外直接投資變量系數(shù)依然顯著，在引入內(nèi)部控制變量后，沒有削弱對外直接投資對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的正向促進(jìn)效應(yīng)，反而加強(qiáng)了。在各內(nèi)部控制變量中，研發(fā)投入的系數(shù)最大，且都通過了顯著性檢驗(yàn)，其次是人均物質(zhì)資本，影響系數(shù)小于研發(fā)投入，而人力資本在兩個(gè)模型中都沒有表現(xiàn)出明顯的促進(jìn)作用，表明人力資本并不會(huì)直接促進(jìn)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)升級?？赡艿脑蛴袃蓚€(gè)：一個(gè)是人力資本是嵌入到研發(fā)投入和人均物質(zhì)資本中，并通過增強(qiáng)對外部知識溢出的“吸收”來影響出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的，它是一種間接效應(yīng)，受其他影響因素的干擾，回歸結(jié)果可能與預(yù)期不符。另一個(gè)是對人力資本的衡量沒有一個(gè)統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，就業(yè)人口中?？埔陨先藬?shù)占比并不能完整地體現(xiàn)一個(gè)地區(qū)的人力資本，這也可能導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果的偏差。另外，考慮模型的內(nèi)生性之后，通過2SLS估計(jì)OFDI的系數(shù)都大于GLS的估計(jì)系數(shù)，只是顯著性有所削弱。

4最后，為了考察OFDI對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)影響的地區(qū)差異，分別對東、中、西部地區(qū)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分組實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果見表4。東部地區(qū)對外直接投資對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的兩個(gè)指標(biāo)均具有顯著的影響，其系數(shù)估計(jì)值分別為00312和00186，比全國樣本低，但比中部和西部地區(qū)的都高。另外，東部地區(qū)的對外直接投資比外商直接投資的影響大，而中西部地區(qū)正好相反，表明對外直接投資對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)表現(xiàn)出來的促進(jìn)作用以東部地區(qū)為主。進(jìn)口貿(mào)易在各地區(qū)均表現(xiàn)為促進(jìn)效應(yīng)，但不明顯。可見我國進(jìn)口貿(mào)易并沒有成為獲取技術(shù)外溢的主要渠道。人均物質(zhì)資本和研發(fā)投入系數(shù)都為正，值得注意的是，中部地區(qū)研發(fā)投入的系數(shù)達(dá)到089，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于東部和西部地區(qū)。究其原因，可能是近年來在“中部崛起”戰(zhàn)略的實(shí)施下，中部地區(qū)越來越重視科技投入和科技創(chuàng)新，在基數(shù)小的情況下，增加投入越大，影響就會(huì)越明顯。制度因素在東部地區(qū)表現(xiàn)為促進(jìn)效應(yīng)，而在中西部表現(xiàn)為負(fù)，說明東部地區(qū)的制度質(zhì)量要好于中西部，資源配置更合理，要素使用效率更高，更能促進(jìn)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的升級。

五、 主要結(jié)論及啟示

本文通過改進(jìn)現(xiàn)有文獻(xiàn)的理論模型，推導(dǎo)出對外直接投資在一定條件下能夠促進(jìn)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的升級。運(yùn)用兩種指標(biāo)測算了地區(qū)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)，結(jié)合實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)出口技術(shù)復(fù)雜度更符合實(shí)際。全國層面，通過逐次納入內(nèi)部和外部控制變量，考察內(nèi)外部因素對這種促進(jìn)作用的干擾，總體來看，外部因素中FDI的影響小于OFDI，進(jìn)口貿(mào)易對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的影響微弱，在用出口復(fù)雜度指標(biāo)衡量的模型中估計(jì)系數(shù)還為負(fù)，可見我國進(jìn)口貿(mào)易并沒有成為獲取技術(shù)外溢的主要渠道。內(nèi)部因素中人均物質(zhì)資本和研發(fā)投入都能顯著促進(jìn)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的升級，而人力資本起著制約的作用，可這并不能說明人力資本在一國出口技術(shù)結(jié)構(gòu)升級中不重要，相反，人力資本承載著將物質(zhì)資本和研發(fā)投入轉(zhuǎn)變?yōu)閯?chuàng)新產(chǎn)出的能力，也關(guān)系到對各種技術(shù)溢出的“吸收”能力。因此，我國現(xiàn)階段應(yīng)更加注重人力資本的積累，改善勞動(dòng)力的知識結(jié)構(gòu)，充分尊重和保護(hù)勞動(dòng)者的創(chuàng)新成果，在加大教育投入和職業(yè)培訓(xùn)的基礎(chǔ)上，要鼓勵(lì)企業(yè)家創(chuàng)新精神，同時(shí)減少社會(huì)轉(zhuǎn)型時(shí)期結(jié)構(gòu)性失業(yè)的存在，真正做到物盡其用，人盡其能。

在分地區(qū)的實(shí)證分析中，也支持了對外直接投資能推動(dòng)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)升級這一結(jié)論，東部地區(qū)的促進(jìn)作用最明顯，中西部地區(qū)由于對外直接投資水平總體低于東部地區(qū)，因此沒能表現(xiàn)出很顯著的促進(jìn)作用，這意味著我國在制定政策時(shí)要充分考慮地區(qū)的差異性。實(shí)證研究表明制度因素制約著中西部出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的升級，這雖然只表明科技經(jīng)費(fèi)籌集中政府的作用發(fā)揮有限，但也一定程度上反映了中西部地區(qū)支持企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的力度還不夠，其實(shí)相比政府資金投入，更重要的是建立良性的制度保障。

針對目前我國企業(yè)對外投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不盡合理，過分偏重于貿(mào)易型投資、對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的投資嚴(yán)重偏少、沒有形成集群式的產(chǎn)業(yè)鏈、抗風(fēng)險(xiǎn)能力弱等問題，要鼓勵(lì)國內(nèi)企業(yè)向產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度高的產(chǎn)業(yè)和地區(qū)投資，做好對外投資產(chǎn)業(yè)戰(zhàn)略規(guī)劃，同時(shí)注重推進(jìn)我國標(biāo)準(zhǔn)的國際化，形成標(biāo)準(zhǔn)競爭優(yōu)勢，以提高我國未來對外投資的整體效率，增強(qiáng)對外投資對國內(nèi)關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，從而實(shí)現(xiàn)“走出去”戰(zhàn)略和“貿(mào)易強(qiáng)國”的協(xié)同發(fā)展。

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