徐潔香 宋國豪

(安徽財經大學 國際經濟貿易學院，安徽 蚌埠 233030)

一、引言

中國進出口貿易告別兩位數的增長速度，2015年甚至開始出現(xiàn)負增長，2014—2016年對外貿易增長速度分別為2.3%、-7%、-0.9%，增長速度遠低于預期。中國外貿增速的下滑，既有全球經濟低迷和國際分工調整變化方面的原因，也有自身傳統(tǒng)比較優(yōu)勢弱化方面的原因。當前全球經濟復蘇乏力，經濟全球化進程受阻，貿易保護主義抬頭，國際貿易發(fā)展前景不容樂觀。歐美等發(fā)達國家提出“再工業(yè)化”戰(zhàn)略，新興國家經濟體和一些發(fā)展中國家也憑借著勞動力成本和自然資源比較優(yōu)勢參與國際分工，中國制造業(yè)的發(fā)展遭遇“前后夾擊”，從而影響商品出口貿易的發(fā)展。根據世界貿易組織統(tǒng)計，中國已連續(xù)21年成為反傾銷調查最多的國家，連續(xù)10年成為反補貼調查最多的國家，2016年中國遭遇的貿易摩擦創(chuàng)紀錄新高。這一切的國內外經濟形勢都給中國對外貿易提出了新的要求，現(xiàn)階段需要采取合理有效的措施促進外貿結構優(yōu)化升級，以適應對外貿易發(fā)展新常態(tài)。為此中國需要積極主動擴大對外開放，以推動更深層次、更高水平的對外開放。要想達到這個目標，中國作為一個貨物貿易大國，最重要的是提高出口商品技術水平。中國的出口商品技術結構雖然是一個老生常談的問題，但確實也是一個值得不斷進行深入探討的問題。準確衡量中國的出口商品技術結構，研究影響出口商品技術結構的因素，這有助于優(yōu)化出口商品技術結構，實現(xiàn)從貿易大國向貿易強國轉變。

二、文獻綜述

國內外學者對出口技術結構的研究大致可以分為兩類：一是對貿易品進行技術層面分類的研究，如OECD(1994)基于研發(fā)強度將制造業(yè)分為高、中高、中低、低四類；Lall(2000)在綜合Pavitt(1984)和OECD(1994)兩種分類方法的基礎上，將SITC三位碼下的產品分為初級產品、資源型產品、低技術產品、中技術產品和高技術產品五類，并根據此標準對一國出口貿易結構進行分析；二是構建測度指數，而且多數采用出口復雜度指標(這最早源于Michaely(1984)理論，即一國產品的技術含量與該國人均GDP有極大相關性)，并以此構建測度產品技術含量的指標。Lall et al.(2006)在Michaely(1984)理論基礎上構建了出口復雜度指標，將其定義為該商品的所有出口國人均GDP的加權平均，權重為各個國家該種產品出口占全世界該商品出口的比重。但是，這種定義方式忽略了出口小國的影響。Hausmann et al.(2005)和樊綱等(2006)對這種方法進行了改進，把權重由出口的絕對份額改進為商品在一國出口中的顯示比較優(yōu)勢占世界上的相對大小，這充分考慮了小國的影響，具體辦法是：將一個國家所有出口產品的出口復雜度按照它們的貿易份額加權，就可以得到該國出口產品的綜合技術含量指數。杜修立等(2007)以產品的總生產在世界的分布為權重測算產品的技術含量，并將所有產品平均分為五類技術水平以考察一國的出口商品結構。

針對出口商品技術結構影響因素的分析，國內外學者研究頗多。Schott(2010)、Rodrik(2006)等認為，經濟快速增長會提高一國的出口技術復雜度。Hausmann et al.(2005)通過對1992—2003年40個國家的跨國面板數據研究發(fā)現(xiàn)，人力資本和人口規(guī)模對一國的出口技術復雜度有顯著的促進作用。王永進等(2010)發(fā)現(xiàn)，基礎設施穩(wěn)健提升了各國的出口技術復雜度。祝樹金等(2010)研究發(fā)現(xiàn)，資本勞動比、人力資本、研發(fā)等能顯著促進一國出口技術水平的提高，且這些影響因素對不同收入國家的作用存在區(qū)別。姚博等(2012)研究發(fā)現(xiàn)，產品內垂直分工對出口復雜度具有顯著的積極作用。張海波(2014)利用跨國面板數據探究了對外直接投資對母國出口貿易品技術含量的影響。戴翔等(2014)實證研究發(fā)現(xiàn)，制度質量的改善對出口技術復雜度提升具有顯著的正向促進作用。林玲等(2015)實證研究了產品內分工和要素稟賦等因素對一國出口技術復雜度影響發(fā)現(xiàn)，人力資本要素對出口技術復雜度的積極影響最為明顯，產品內分工對其也有促進作用。韓玉軍(2016)的實證研究表明，服務業(yè)外商直接投資的增加將會促進出口技術復雜度水平的提高。

通過梳理文獻發(fā)現(xiàn)，目前的研究多用出口復雜度來測度貿易結構，并以此為基礎研究其影響因素。出口復雜度指數能夠對一國的出口商品結構賦值，但出口復雜度作為貿易結構的衡量方法也存在不足。我們通常所指的貿易結構升級大多指的是技術層面上的升級，但是測算出口復雜度卻是以出口國的人均GDP為基礎的，而一國的人均GDP不僅取決于技術水平的高低，還受到要素稟賦的影響。因而，用出口復雜度來衡量一國的出口商品技術結構存在邏輯上的不一致性，進而可能對一國出口商品技術結構的判斷出現(xiàn)偏差，從而降低研究的可信度。對此，本文使用比較出口商品技術結構的衡量方法來探討這種邏輯不一致性的影響，并在此基礎上分析R&D經費投入等因素對出口商品技術結構的影響。

三、技術分類方法和復雜度方法的對比

Lall(2000)將產品按照其技術特征分為初級產品、資源型產品、低技術產品、中技術產品和高技術產品五類。這一分類方法的優(yōu)點在于產品的分類標準明確，每種產品都有一個確定的類別，且具有一定的科學性。但近年來越來越多的學者在研究貿易結構時放棄對它的使用，原因主要有兩點：一是伴隨著產品內貿易的發(fā)展，各國以自身的比較優(yōu)勢嵌入產品的全球價值鏈中，在目前的統(tǒng)計數據中很難將其分解，由于發(fā)展中國家以代加工模式嵌入全球價值鏈，從而產生虛高的高技術制成品出口比重；二是Lall(2000)的技術分類方法是一種靜態(tài)分類方法，忽視了產品技術水平的動態(tài)變化。隨著產品生命周期的變化，一種產品的技術高低會出現(xiàn)動態(tài)變化，而不是一直保持不變。產品技術的動態(tài)變化分兩個方面：一是縱向變化，即同種產品在不同年度的技術高低并不是一成不變的；二是橫向變化，即每一個年度里不同產品的技術高低排序也不是一成不變的。

表1 Lall(2000)的技術分類方法

資料來源：參見Lall(2000)的研究。

我們利用2002—2015年COMTRADE數據庫中SITC Rev.3三位碼下260種產品的貿易數據，按照Lall(2000)的技術分類方法計算了中國的出口商品結構，并與美國、日本、德國三個工業(yè)強國進行對比，具體見圖1。由圖1可知，作為發(fā)展中國家，中國高技術制成品的出口比重高于美國、日本、德國三個發(fā)達國家，因此從數據上表明中國是一個科技強國。但通過比較中國與美國、日本、德國的低技術制成品的出口比重可知，中國低技術產品的出口比重遠大于此三國，因而中國仍是一個以低技術產品出口為主的國家。產生這樣結果的原因是：產品內貿易的發(fā)展使得中國可以利用勞動力資源參與高技術產品勞動密集型環(huán)節(jié)的生產，并成為高技術產品的出口國，雖然這些高技術產品的主要生產環(huán)節(jié)或者核心零部件生產不一定是在中國進行的。而利用Lall(2000)的方法來衡量一國的出口商品技術結構的時候，我們只關注產品的技術特征，并不考慮出口國的技術水平。但是在產品內分工的情況下，產品的技術特征和其出口國的技術水平之間沒有必然的聯(lián)系，由此導致對一國出口技術水平判斷出現(xiàn)偏差。

圖1 2002—2015年四國的出口商品結構

鑒于Lall(2000)的方法存在很大局限性，許多學者采用出口復雜度指標來衡量一國的出口商品結構。一般情況下，產品是否為高技術產品，并不是指其所含的各項技術指標，而是取決于是否具有高附加值。因此，技術復雜度指標的確立也就有了假設前提，即高收入國家所出口的產品具有高技術復雜度，因為高收入國家的出口商品通常被認為有高附加值。Hausmann et al.(2005)的技術復雜度指標被普遍用于衡量一國出口產品技術結構，具體公式為：

(1)

其中：PRODYk表示第k種產品的出口復雜度；xjk

Xj表示j國第k種產品的出口占j國所有產品總出口的比重；∑j

xjk

Xj

則是k產品所有出口國出口比重的總和；Yj表示j國的人均GDP。該指標實際上是指生產k產品的國家人均GDP 的加權平均數，其權重為各個國家在該種產品上的顯性比較優(yōu)勢指數。換言之，如果某類產品在高收入國家中出口比重越高，則產品的出口復雜度越高。考慮到各國貿易規(guī)模不同，該指標用顯性比較優(yōu)勢指數作為權重，從而可以有效消除國家大小不同導致的偏差。出口復雜度指數EXPY的計算公式為：

(2)

其中：EXPYi表示國家層次的出口復雜度；i代表國家；PRODYk表示k產品的出口復雜度；xik

Xi則代表i國出口中k產品所占的比重。國家層面的出口復雜度指數EXPY主要用來衡量一國出口產品整體中所包含的技術含量。與Lall(2000)的技術分類方法不同，出口復雜度方法關注的是產品出口國特征，而不是產品本身的技術特征。因此，產品出口復雜度和其技術水平之間既有區(qū)別又有聯(lián)系。正如Lall et al.(2006)所指出的那樣，產品出口復雜度與技術水平指標之間存在四種關系。具體可以分為表2中的四種情況。

表2 出口復雜度與產品技術水平對照

在以上四類產品中，若以出口復雜度衡量商品的技術水平，則(1)與(4)無疑是最理想的結果，但在現(xiàn)實貿易中也會出現(xiàn)(2)與(3)類別的產品，尤其是(3)類產品存在將導致對一國商品出口技術水平的判斷出現(xiàn)偏差。理論上，衡量產品技術含量最理想的方法是計算產品的R&D投入量，但這方面數據難以得到統(tǒng)計和收集，從而導致產品的技術含量難以測算。而出口復雜度的優(yōu)點在于無需具體產品層面的R&D投入數據，可以利用出口國收入水平來間接衡量產品的技術含量。該方法雖然有一定的合理性，但技術水平先進的國家通常具有較高人均收入水平，其生產和出口的產品也具有高附加值，而人均收入水平較高的國家技術水平不一定也高，一國的人均收入水平不僅取決于其技術水平的高低，還受到其要素稟賦的影響。由于自然資源豐富而具有較高人均收入水平的國家，這些國家出口產品也可能具有較高的附加值，但這是由于資源性產品在世界范圍內的稀缺性導致的，與該國技術水平高低沒有關系。高收入國家出口的某些產品也存在高附加值、低技術含量的特征，即表2中的(3)類產品。為表現(xiàn)出這類產品在出口復雜度計算過程中的影響，我們利用COMTRADE數據庫中2002—2015年的貿易數據計算了SITC Rev.3三位碼下260種產品的出口復雜度(PRODY)和各國國家層面的出口復雜度指數(EXPY)[注]人均GDP(2011年PPP不變價)來源于世界銀行數據庫。。為了保證樣本期間數據的連續(xù)性與一致性，我們剔除了樣本期間年度數據缺失嚴重的部分國家或地區(qū)，最終得到109個經濟體的貿易數據。

表3 2015年出口復雜度排名前10的產品(根據109個經濟體測算)

資料來源：作者計算整理而得。

表3列出了2015年出口復雜度排名前10的產品。由表3最后一列與Lall(2000)分類方法的對比可知，只有產品541和728是高技術水平產品和中高技術水平產品，初級產品、資源型產品、低技術產品卻有六個。其中產品343(天然氣)的出口復雜度排名最高，且出口復雜度數值(54466.82)與第二位有較大差距。此外，2002—2014年該產品的出口復雜度一直位居前列，說明產品343具有高復雜度并不是偶然的。作為能源產品，天然氣是技術含量較低的初級產品，但是卻有極高的復雜度。產品343的復雜度數值(54466.82)中，卡塔爾的人均GDP(132937.67美元)貢獻了其中的37183.65，挪威的人均GDP (63649.51美元)貢獻了其中的7251.14。產品343之所以表現(xiàn)出極高的出口復雜度，具體原因在于：兩國均是能源資源豐富的國家，能源產品在出口中占有較大比例，而且兩國的人均GDP排名位居世界前列，導致了能源產品343雖然是低技術含量的初級產品卻具有高復雜度數值。

這類產品的高復雜度也對各國國家層面的出口復雜度指數排名產生很大的影響，具體見表4。

表4 2015年EXPY排名前10位的國家與中國(根據109個經濟體測算)

注：P343*R343指的是產品343的出口復雜度(產品343在一國總出口中所占比例)。

資料來源：作者計算整理。

通過表4可以發(fā)現(xiàn)，由于產品343具有極高的出口復雜度，卡塔爾、阿爾及利亞、挪威、玻利維亞和俄羅斯的出口復雜度排在前10位。這種由資源性產品造成的國家層面的高出口復雜度指數顯然是不可復制的，沒有借鑒意義，如果利用這樣的出口復雜度指數來衡量一國的出口商品技術結構，顯然會對研究者造成誤導。因此，我們嘗試修正資源性產品過高的出口復雜度。對于某些初級產品PRODY過高的原因，我們初步推測是因為卡塔爾、挪威等高收入國家出口資源產品比重較大，從而造成出口復雜度存在偏差。燃料[注]燃料屬于 SITC 第3 類(礦物燃料)，資料來源于世界銀行數據庫。、礦石和金屬[注]礦石和金屬包括在SITC的第27節(jié)(未加工的肥料、未列明的礦物)、第28節(jié)(金屬礦、廢料)以及第68節(jié)(有色金屬)中，資料來源于世界銀行數據庫。的自然稀缺性，導致這類產品主要出口國具有較高的人均收入水平，因此需要剔除這類產品出口比重過大的高收入國家。

世界銀行數據顯示，卡塔爾、阿聯(lián)酋、挪威、沙特阿拉伯、阿曼、巴林、澳大利亞等七國人均GDP(ppp 2011不變價格)均在四萬美元以上，且這些國家燃料、礦石和金屬在總出口中的比重均超過了50%。我們剔除這七個國家，根據總樣本中其它102個國家出口數據測算了260種產品出口復雜度，具體見表5所示。

表5 2015年出口復雜度排名前10的產品(根據102個經濟體測算)

資料來源：作者計算整理。

2015年產品343的出口復雜度測算數值為14534.77，在260種產品中排名第207位，與其初級產品的特征大致相符，以產品343為代表的資源型產品的出口復雜度顯得不再那么異常，整體上產品復雜度排名有所改善。但是我們發(fā)現(xiàn)，排名前10位的產品中，只有產品541、728、882屬于高技術產品或者中高技術產品，而初級產品、資源型產品和低技術制成品仍然占據六席。相比之前109個樣本的測算結果，表6中102國的的各國出口復雜度指數排名要顯得相對合理一些。

表6 2015年EXPY排名前10的國家(地區(qū))與中國(根據102個經濟體測算)

注：P677*R677指的是產品677的出口復雜度(產品677在一國(地區(qū))總出口中所占比例)。

由上述分析可知，復雜度方法和Lall(2000)的技術分類方法剛好相反：技術分類方法只關注產品的技術特征，不關注出口國的技術水平，而復雜度方法不關注產品的技術特征，只關注其出口國的技術水平，因而在衡量出口技術水平時能夠克服產品內貿易的影響。但是復雜度方法是以出口國的人均GDP來間接衡量其技術水平，這就導致邏輯上的不一致性，因為一國人均GDP的高低不是僅僅取決于其技術水平高低。我們對產品出口復雜度和國家層面出口復雜度指數對比可知，部分資源性產品主要出口國具有較高的人均GDP，由此導致這些資源性產品具有很高的出口復雜度。而這些資源性產品的高復雜度又進一步導致其主要出口國具有很高的出口復雜度指數。在這種情況下，產品的出口復雜度并不能代表其技術水平，出口復雜度指數也不能反映一國的出口商品技術結構情況。對此，我們排除了七個資源性產品出口比重超過50%的國家，這一做法雖然使得產品復雜度排名和國家出口復雜度指數的排名都有一定程度的改善，但是結果仍不理想。這是因為邏輯不一致性的問題依然存在，未能找到一個能夠更加準確反映一國技術水平的指標來代替人均GDP。

四、出口商品技術結構衡量方法的改進

由于目前還不能找到更好反映一國技術水平的指標來代替人均GDP，以解決復雜度方法的邏輯不一致問題，因此嘗試將Lall(2000)的技術分類方法和復雜度方法結合起來，從而兼顧了產品的技術特征和出口國的技術水平，這可以更好地改進出口商品技術結構。我們借鑒杜修立等(2007)的歸類方法，將260種產品按其出口復雜度的數值從大到小進行排序，并依次按1、2、3、……、260編號，然后將260種產品平均分為k類，每類產品的份額都等于1/k，本文選取k=5，按先后順序歸類為高復雜度產品(HS)、中高復雜度產品(MHS)、中復雜度產品(MS)、中低復雜度產品(MLS)、低復雜度產品(LS)，各類都含有52種產品，其中序號為1～52的產品為高復雜度產品，是我們重點關注的產品。鑒于剔除資源出口比重大的高收入國家后計算出口復雜度要更加合理，本文接下來的分析皆以此為標準。我們把2015年產品的出口復雜度與按照Lall(2000)分類方法中的技術水平進行對比，具體結果如表7所示。由表7發(fā)現(xiàn)，52種高復雜度產品中具有較高技術水平(HT和MT)的有32種，但是技術水平較低的產品也有18種。

表7 2015年產品出口復雜度與其技術水平(Lall)對比

注：表內的數字均為產品種類的個數。

表8 2002—2015年高出口復雜度與技術水平(Lall)的產品對比

注：表內的數字均為產品種類的個數。

為了進一步揭示高復雜度產品中不同技術水平產品的具體情況，我們將2002—2015年各年高復雜度產品接其技術水平(Lall)進行分類，結果如表8所示。由表8可知，52種高復雜度產品中，不同技術水平的產品數量是比較固定的，具有較高技術水平的產品占大多數，但是資源性產品和初級產品也占有相當比例。如果我們要用復雜度方法來衡量一國的出口商品技術結構，則必須考慮到這些高復雜度但是低技術水平產品的影響。因此，我們選取2002—2015 年間至少有十年出口復雜度排名前52名的產品(高復雜度)，且屬于Lall(2000)分類中的高技術(HT)或者中高(MT)技術類別產品，將這些產品作為重新定義的“高技術產品”(HH產品)。這類產品具有較高的技術水平，其出口國也具有較高的人均GDP水平。我們用該種“高技術產品”出口占總出口的比重來衡量出口商品技術結構。HH產品的具體種類如表9所示。

注：表中數字皆為產品代碼。

我們計算了此類產品在2002—2015年間各國的出口情況，并將六個重要國家在圖2中進行了對比。在HH產品的出口比例排行中，瑞士連續(xù)多年高居榜首，高技術產品出口比例占所有產品總出口的40%左右，雖然2012年后瑞士HH產品的出口比例有所下滑，但是仍然遠遠高于其它國家。根據2017年全球創(chuàng)新指數排名，瑞士再度位列全球第一，并已經連續(xù)7年位居排行榜榜首。全球創(chuàng)新指數(Global Innovation Index,GII)是由歐洲工商管理學院、美國康奈爾大學和世界知識產權組織共同發(fā)布的，具有相當高的權威性。我們計算瑞士HH產品出口比例排名和其在全球創(chuàng)新指數中的排名具有一致性，說明用HH產品出口比例衡量一國出口商品技術結構具有一定的合理性。

圖2 2002—2015年各國HH產品出口情況

由圖2可以看出，中國的HH產品出口規(guī)模呈現(xiàn)快速擴大的趨勢。在102個經濟體中，中國2002年的HH產品出口規(guī)模排名位列第十一位，僅是當年美國的1/4。但隨著中國外貿的高速增長，中國HH產品出口規(guī)模2012年成功超過日本，僅次于德國和美國，且與兩國之間的差距也在不斷縮小，此后牢牢占據HH產品出口規(guī)模第三的位置。但中國HH產品出口比例仍遠落后于美、日、德三國。中國HH產品的出口比例由2002年的9.20%降低到2015年的8.81%，排名也由2002年的第33位降到了2015年的第37位，這反映出中國對外貿易“大而不強”現(xiàn)實狀況，現(xiàn)階段制造業(yè)和對外貿易仍處于困境之中，要實現(xiàn)從貿易大國向貿易強國的轉變任重道遠。從HH產品出口比例來看，日本和德國的制造業(yè)表現(xiàn)較為平穩(wěn)，而美國在2008年金融危機后出現(xiàn)了下滑態(tài)勢，雖然美國政府采取措施“重振美國制造業(yè)”，但是美國制造業(yè)至今還未表現(xiàn)出明顯的復興跡象。印度作為一個經濟發(fā)展勢頭較好的經濟體，在HH產品出口方面表現(xiàn)相對較好，出口規(guī)?？焖僭鲩L，出口比例呈現(xiàn)快速提升態(tài)勢，國際市場上具有相當競爭力。

五、出口商品技術結構影響因素的實證分析

本文研究所選時間段為2002—2015年，鑒于各項數據的可獲得性，選取了61個經濟體[注]高收入經濟體：奧地利、比利時、加拿大、瑞士、塞浦路斯、捷克、德國、丹麥、西班牙、芬蘭、法國、英國、希臘、愛爾蘭、冰島、以色列、意大利、日本、韓國、盧森堡、馬耳他、荷蘭、新西蘭、葡萄牙、新加坡、斯洛伐克、斯洛文尼亞、瑞典、美國；低收入經濟體：阿根廷、亞美尼亞、阿塞拜疆、保加利亞、白俄羅斯、巴西、中國、厄瓜多爾、埃及、愛沙尼亞、克羅地亞、匈牙利、印度、哈薩克斯坦、立陶宛、拉脫維亞、摩洛哥、摩爾多瓦、馬達加斯加、墨西哥、馬來西亞、巴基斯坦、波蘭、巴拉圭、羅馬尼亞、俄羅斯、突尼斯、土耳其、烏干達、烏克蘭、烏拉圭、南非。作為總樣本，該樣本包括了世界主要的經濟體，可以較好地反映世界經濟整體狀況。

(一)變量的選取

為了對不同衡量出口商品技術結構的方法進行比較，我們選取HH產品出口額(hh)、Lall(2000)分類方法下的高技術產品出口額(ht)、出口復雜度指數(expy102)作為出口商品技術結構的代理指標，將它們分別作為模型的被解釋變量。理論上，一國的出口商品技術結構[注]如前所述，在產品內分工的情況下，一種產品核心部件的生產或者主要生產環(huán)節(jié)可能不是在其出口國進行的，產品技術特征和出口國技術水平之間沒有必然的聯(lián)系。在這種情況下，我們關注的是由出口國生產的零部件或者由其完成的生產環(huán)節(jié)的技術水平高低。如果把產品出口看作是生產要素服務出口，我們關注的是該國在出口產品生產過程中使用的生產要素的技術含量或者技術水平。因此，我們討論的是出口技術結構，而不是出口商品技術結構。但是為避免概念上的混淆，我們還是用目前廣泛使用的“出口商品技術結構”這一概念。取決于該國技術水平的高低，因此，技術創(chuàng)新是貿易商品技術結構最重要的影響因素。其它能夠影響一國技術水平或者技術創(chuàng)新的變量也會對貿易商品技術結構產生影響，具體選取以下變量作為模型的解釋變量：

(1)技術創(chuàng)新。技術創(chuàng)新活動包括投入和產出兩個方面，其中創(chuàng)新投入的衡量指標包括R&D經費投入和研發(fā)人員投入，創(chuàng)新產出的衡量指標通常包括專利數量和新產品產值等。由于研發(fā)人員投入和新產品產值的跨國數據嚴重缺失，在此并不采用這些數據。和專利數量相比，R&D經費投入作為技術創(chuàng)新的衡量指標要更好，這是因為許多技術創(chuàng)新的成果不是以專利的形式體現(xiàn)出來，而是表現(xiàn)為生產工藝的改進或者產品質量的提升?？紤]到從投入研發(fā)經費到產生創(chuàng)新成果需要一段時間，本文在參考戴翔等(2014)、祝樹金等(2010)研究的基礎上，選取R&D經費投入占一國GDP比重的滯后一期(rd1)作為技術創(chuàng)新的代理指標，數據來源于世界銀行數據庫。

(2)經濟發(fā)展水平。經濟發(fā)展水平可以從技術水平、要素稟賦等多個方面影響一國的出口商品技術結構。人均GDP是衡量一國經濟發(fā)展水平的重要指標。戴翔等(2014)用人均GDP作為解釋變量。由于經濟發(fā)展水平對出口商品技術結構的影響具有綜合性和間接性的特點，本文選取2013—2015年的人均GDP(2010年不變價格)平均數(pgdp3)作為經濟發(fā)展水平的代理指標，數據來源于世界銀行數據庫。

(3)經濟規(guī)模。多數技術水平較高的產品在生產過程中都存在很強的規(guī)模經濟效應，此外技術創(chuàng)新本身也具有規(guī)模經濟效應，因此經濟規(guī)模對出口商品技術結構具有促進作用。祝樹金等(2010)用人口規(guī)模來反映一個國家規(guī)模的大小。人口規(guī)模雖然和經濟規(guī)模相關，但是不能完全反映一國的經濟規(guī)模。本文選取一國GDP(gdp)作為衡量經濟規(guī)模的指標，數據來源于世界銀行數據庫。

(4)進口貿易。進口貿易的技術溢出效應是發(fā)展中國家實現(xiàn)技術進步的重要途徑，因為高技術水平的機器設備或者進口中間產品不僅可以直接提高進口國生產產品的技術含量，還可以為進口國的企業(yè)提供學習、模仿的機會。當然，進口貿易還可以通過競爭效應促進進口國企業(yè)的技術創(chuàng)新。本文選取進口占一國GDP的比重(imp)作為指標，數據來源于世界銀行數據庫。

(5)外商直接投資。FDI是國際技術溢出的重要途徑，為東道國帶來先進的生產技術，促進了地區(qū)生產力水平的提升，從而有助于東道國的技術進步和產業(yè)升級，進而提高了出口產品的技術含量。但是FDI也有可能替代東道國的技術創(chuàng)新，從而對東道國的技術進步產生不利的影響。本文選取外商直接投資的存量占本國GDP的比重(fdi)作為外商直接投資的代理指標，數據來源于UNCTAD數據庫。

(6)基礎設施。王永進等(2010)的研究表明，基礎設施水平的提升可以促進企業(yè)的出口參與程度，擴大出口規(guī)模，且對技術水平較高的產品出口影響更大。韓玉軍等(2016)、戴翔等(2014)的實證研究也支持這一研究結論。本文參考韓玉軍等(2016)的方法，選取每百人中互聯(lián)網用戶的人數(net)作為基礎設施的代理指標, 數據來源于世界銀行數據庫。

(7)需求。有關技術創(chuàng)新的動因，有技術推動論、需求拉動論和技術-市場雙重推動論等不同觀點。按照需求拉動論，技術創(chuàng)新源自市場需求，因此，市場需求是技術創(chuàng)新的重要驅動力量。對于任何產品而言，不論是在國內市場銷售還是出口國際市場，都必然會受到需求的影響。高技術產品的價格較高，具有更高的收入彈性，國際市場需求水平必然會影響高技術產品的出口。本文選取世界人均GDP作為國際市場需求的衡量指標(gdpw)，數據來源于世界銀行數據庫。

表10 全樣本回歸結果

注：***、**、*分別代表在1%、5%、10%水平上顯著；括號內的數值為t值。下同。

(二)回歸結果分析

根據表10的回歸結果可知，R&D經費投入在被解釋變量不同時存在顯著差異。在以本文重新定義的“高技術產品”(HH產品)作為被解釋變量時，研發(fā)投入能顯著提高一國的高技術產品出口，進而帶動出口商品技術結構升級。而以Lall(2000)分類方法下的高技術產品作為被解釋變量和以出口復雜度指數作為被解釋變量時，R&D經費投入對一國出口商品技術結構的升級沒有顯著的影響。由于技術創(chuàng)新對一國技術水平的高低有著重要的影響，我們可以把技術創(chuàng)新變量影響的顯著性作為判斷出口商品技術結構衡量指標是否有效一個重要標準。在已有研究出口復雜度影響因素的文獻中，戴翔等(2014)、祝樹金等(2010)把R&D經費投入作為解釋變量，而林玲等(2015)、張海波(2014)、王永進等(2010)則沒有把技術創(chuàng)新作為解釋變量，這從側面說明學者對技術創(chuàng)新是否影響出口復雜度并沒有達成一致的結論。從本文回歸結果R&D經費投入影響的顯著性可以看出，Lall(2000)分類方法和復雜度方法作為出口商品技術結構的衡量方法都存在不足。如前所述，在產品內國際分工的情況下，出口產品的技術特征和出口國的技術水平之間沒有必然的聯(lián)系，因此Lall(2000)分類方法中不同技術水平產品的出口情況并不能反映一國的技術水平。復雜度方法考慮了出口國的技術水平，但是以人均GDP來間接衡量一國技術水平則存在邏輯上的不一致性。這兩種衡量出口商品技術結構的方法都不能準確反映一國的出口技術水平，從而導致技術創(chuàng)新對出口商品技術結構的影響并不顯著。這也意味著本文提出的衡量方法要更為合理一些。

其它影響因素的回歸結果基本符合預期。出口國人均GDP、GDP、每百人中互聯(lián)網用戶的人數、世界人均GDP的回歸系數都顯著為正，說明一國經濟發(fā)展水平提高、經濟規(guī)模擴大、基礎設施水平提升都對技術創(chuàng)新有促進作用，有利于技術水平較高的產品出口。進口占GDP比重的回歸系數顯著為正，這表明國際貿易具有技術溢出效應。世界人均GDP的回歸系數也顯著為正，說明需求可以拉動技術創(chuàng)新和技術水平較高的產品出口。外商直接投資存量占本國GDP的回歸系數并不顯著，說明外商直接投資對東道國技術進步同時存在促進作用和抑制作用，沒有哪一種作用能夠居于主導地位。

(三)穩(wěn)健性檢驗

高收入國家的經濟發(fā)展具有穩(wěn)定性，形成了成熟的經濟發(fā)展模式，成為包括中國在內的發(fā)展中國家學習的榜樣，因此本文以高收入國家作為樣本進行穩(wěn)健性分析，回歸結果見表11。

表11 高收入國家樣本回歸結果

從表11可以看出，R&D經費投入對不同的被解釋變量的回歸結果與全樣本回歸結果一致，都是在以ln hh為被解釋變量時才有顯著的正向影響。但相對于全樣本回歸結果，高收入國家樣本回歸結果中的R&D經費投入的回歸系數變大了，說明高收入國家研發(fā)效率更高。此外，在高收入國家樣本的回歸結果中，外商直接投資回歸系數變得更加顯著，說明外商直接投資對技術進步的促進作用要大于抑制作用。其它影響因素回歸結果與全樣本回歸結果并無太大差異，因此本文的計量模型具有穩(wěn)健性。

六、結論及政策啟示

本文使用COMTRADE數據庫中SITC Rev.3 三位碼下260種產品2002—2015年的貿易數據，進而對各國出口商品結構進行分析，研究結果發(fā)現(xiàn)：不論是原先廣泛采用的Lall(2000)技術分類方法，還是Hausmann et al.(2005)復雜度方法，兩種方法都不能準確反映一國的出口商品技術結構，從而可能造成對一國出口技術水平的判斷出現(xiàn)偏差。Lall(2000)技術分類方法的不足之處在于，只關注產品的技術特征，不考慮出口國的技術水平。對于中國這樣的發(fā)展中國家，低技術產品的出口比重高于發(fā)達國家。但是，按照Lall(2000)的技術分類方法，中國高技術產品的出口比重也高于發(fā)達國家，這是由于產品內貿易的發(fā)展，使得中國可以參與高技術產品某些生產環(huán)節(jié)，從而導致中國高技術產品出口比重“虛高”。這意味著，在產品內國際分工的條件下，要判斷一國出口技術水平不能僅僅關注其出口產品的技術特征。由于出口復雜度指數基于出口國的技術水平，而不是基于產品的技術特征來衡量一國的出口商品技術結構，這在一定程度上能夠克服產品內貿易的影響。但是復雜度方法用人均GDP辦法來間接衡量一國的技術水平，從而產生了邏輯不一致的問題，因為一國技術水平和人均GDP并不是完全正相關的。我們對產品復雜度和國家層面的復雜度指數計算過程分析表明，由于資源性產品的存在，產品復雜度不能準確反映產品的技術特征，國家層面的復雜度指數排名也不能體現(xiàn)一國的技術水平的高低。為克服兩種方法的缺陷，我們把兩種方法結合起來，兼顧產品的技術特征和出口國的技術水平，重新定義了“高技術產品”(HH產品)。我們發(fā)現(xiàn)用HH產品的出口比重來衡量一國的出口商品技術結構能夠得到更好的結果，對出口商品技術結構影響因素的實證檢驗結果也更加符合一般經濟理論。

根據本文的研究，對于我們的政策啟示是：首先，R&D投入是提高企業(yè)自主創(chuàng)新能力的決定性因素，是衡量技術含量的關鍵指標，因此要加大本土研發(fā)投入，提高研發(fā)效率。其次，開展國際貿易、吸引外商直接投資是實現(xiàn)國際技術擴散的重要渠道，使國內企業(yè)有機會與更多的國外企業(yè)接觸，吸收更為先進的管理經驗、方法、技術知識等，從而提高技術水平。作為一個貿易大國，中國應繼續(xù)擴大對外開放，積極參與國際市場。對于引進外資，中國應繼續(xù)采取開放態(tài)度，但要注重對高質量的FDI的引進，提高外資利用效率。最后，推動基礎設施的建設力度，提高基礎設施的有效供給，這也是提高出口商品結構的重要途徑。

出口商品技術結構的衡量方法既是一個理論問題，也是具有重要意義的現(xiàn)實問題。本文對這一問題進行了探討，但只是拋磚引玉，并沒有徹底解決復雜度方法所存在的邏輯不一致性問題，HH產品的出口比重也不能全面準確地衡量一國的出口商品技術結構。因此，對于這一問題還需要進一步的深入研究。