王 領(lǐng) 嚴佳楠

一、引言

高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)是占據(jù)價值鏈高端地位，集研究開發(fā)、生產(chǎn)制造與服務為一體的技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)，對我國經(jīng)濟發(fā)展具有不可或缺的戰(zhàn)略作用。作為十三五規(guī)劃中的重點發(fā)展項目，長期以來我國依托開展“火炬計劃”扶持高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，通過批準各省市建立“國家高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開發(fā)區(qū)”，來形成區(qū)域內(nèi)的產(chǎn)業(yè)集聚與協(xié)同創(chuàng)新。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對促進我國出口轉(zhuǎn)型升級、提升產(chǎn)品附加價值等起到關(guān)鍵作用，不斷優(yōu)化我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)水平已成為目前研究的重要議題。

事實上，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口升級的關(guān)鍵在于技術(shù)突破與科研創(chuàng)新，金融渠道為我國高新技術(shù)企業(yè)提供了大量資金支持，助力其積極開展研發(fā)生產(chǎn)活動，促進出口技術(shù)水平不斷提升。然而由于技術(shù)研發(fā)活動的不確定性與信息不對稱，并非多數(shù)高新技術(shù)企業(yè)都能得到匹配的金融渠道支持，行業(yè)內(nèi)也存在較普遍的融資約束問題。因此，隨著我國金融改革的推進以及社會主義市場經(jīng)濟體制建設(shè)的逐步完善，我國正在引導金融渠道形成合力，促進高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與出口升級。

二、文獻回顧

通過梳理相關(guān)文獻發(fā)現(xiàn)，大量國外學者都曾致力于研究一國的金融體系與其出口貿(mào)易之間的緊密聯(lián)系。在金融體系影響出口貿(mào)易自由度方面 ，（Rajan[1]2000， Hillman[2]2001， Svaleryd[3]2002）指出一國的金融水平直接關(guān)系到其對外貿(mào)易的開放程度，發(fā)現(xiàn)金融與貿(mào)易自由度之間具備明顯的正向關(guān)系，即金融的發(fā)展可能促進貿(mào)易自由化，減輕代理人分散增加的異常風險。在金融體系影響出口貿(mào)易的規(guī)模方面，(Barkoulas[4]2002)分析了不同貨幣體系對出口貿(mào)易規(guī)模與流量的影響，發(fā)現(xiàn)金融體系下的匯率波動從長期來看降低了出口貿(mào)易規(guī)模，（Berman[5]2009）指出金融體系與出口規(guī)模之間存在非線性關(guān)系，出口規(guī)模主要取決于國家的貨幣體系。在研究金融體系與出口貿(mào)易技術(shù)水平的視角上，(Teraji[6]2003)指出金融體系的完善能夠解決融資效率問題，從而促進人力資本的積累與出口技術(shù)水平的改善，（Beck[7]2010）選擇使用36個行業(yè)和56個國家的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)開展實證分析，其研究認為金融體系越發(fā)達，則企業(yè)的出口貿(mào)易技術(shù)水平也會相應提升。

隨著我國金融市場改革的推進以及出口貿(mào)易規(guī)模的擴大，近年來我國學者也開始大量關(guān)注金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平及競爭力之間的關(guān)系，（包群[8]2008，齊俊妍[9]2011）認為金融發(fā)展能夠顯著推動一國生產(chǎn)專業(yè)化的高技術(shù)復雜度產(chǎn)品，從而提升一國整體出口技術(shù)復雜度，（孫少勤[10]2014）則通過構(gòu)建相應的金融發(fā)展指標，進一步發(fā)現(xiàn)不同的金融指標對貿(mào)易的影響存在顯著差異。（周永濤[11]2011）將出口貿(mào)易技術(shù)水平具體區(qū)分為加工貿(mào)易層面與一般貿(mào)易層面，研究得到金融發(fā)展對加工貿(mào)易出口技術(shù)水平有顯著的正向作用。（劉斌[12]2012，王晶晶[13]2017，王勝斌[14]2019）主要從影響渠道的的研究視角入手，認為金融發(fā)展主要是通過促進創(chuàng)新研發(fā)、技術(shù)溢出、研究效率等中介渠道來助力于一國總體出口貿(mào)易技術(shù)復雜度的提升。（孫玉琴[15]2018，劉威[16]2018）則選擇具體研究制造業(yè)行業(yè)的出口技術(shù)復雜度，分別以Huasmann出口技術(shù)復雜度測度法和基于投入產(chǎn)出法的附加值指標測度法，實證檢驗了金融發(fā)展對我國制造業(yè)出口貿(mào)易技術(shù)的影響作用機制，在兩種測度法下均顯示金融發(fā)展能有效提升制造業(yè)出口技術(shù)水平。

綜上所述，國內(nèi)外學者均對金融市場與出口貿(mào)易之間的關(guān)系展開了較深入的研究，特別是由于中國目前正處于出口轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵階段，不少國內(nèi)學者選擇研究金融市場對出口技術(shù)水平的影響作用。本文在前人研究的基礎(chǔ)上做出兩點優(yōu)化：其一是現(xiàn)有文獻研究主要集中在金融發(fā)展、金融規(guī)模、金融效率等復合型指標，而較少將銀行借貸渠道與股票資本渠道作為兩項金融指標分開研究，而隨著我國金融市場改革逐步邁入深水區(qū)，細化金融指標構(gòu)建有其合理性。其二是采用了分位數(shù)回歸法，進一步研究了銀行借貸渠道對各分位下高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口復雜度的影響，從而為發(fā)展至不同水平的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)提供金融扶持，給到相應的合理政策建議。

三、我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口升級與金融渠道的現(xiàn)狀

（一）高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口升級的測算及現(xiàn)狀

高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口升級是指出口產(chǎn)品的質(zhì)量、技術(shù)水平和競爭力提升，不少文獻采用出口技術(shù)復雜度這一指標來衡量，本文主要在借鑒Hausmann[17]（2007）對于出口技術(shù)復雜度的測度方法，及Xu and Lu[18]（2009）對前者進行修正的方法基礎(chǔ)上，通過各省市高新技術(shù)產(chǎn)品出口額以及人均GDP等數(shù)據(jù)，構(gòu)建省級層面的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口復雜度，該修正指標方法在研究我國出口復雜度方面得到了廣泛應用，具備可靠性。本文根據(jù)STIC Rev3編碼將高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)分成5類，具體包括醫(yī)藥制藥業(yè)、醫(yī)療儀器設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)、航空航天器及設(shè)備制造業(yè)、電子及通信設(shè)備制造業(yè)、計算機及辦公設(shè)備制造業(yè)。具體公式如下：

第一步，依據(jù)各高新技術(shù)行業(yè)的的出口額等數(shù)據(jù)，計算得到k行業(yè)出口復雜度：

其中i代表各省份，k代表某種高新技術(shù)產(chǎn)品行業(yè)，t代表年份，xikt代表i省份k行業(yè)t年度的貿(mào)易出口額，Xit代表i省份t年度的出口貿(mào)易總額，Yit代表i省份t年度的人均GDP。此外累加的權(quán)重使用的是相對值而不是絕對值，以此衡量高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的出口水平，可以使我國部分貿(mào)易出口額較小的省份也擁有一定的權(quán)重。

第二步，在此基礎(chǔ)上，進一步加總得到各省份出口復雜度：

其中，EXPYit代表各省份的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口復雜度，xikt/Xigt代表省份i中的k產(chǎn)品的貿(mào)易出口額占該省份高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的貿(mào)易出口總額，通過賦予權(quán)重累加后，即可得到各省份的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口復雜度。

經(jīng)測算得到各省份的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口復雜度后，本文選取了部分代表省份的數(shù)據(jù)進行分析，具體包括東部地區(qū)的上海市、廣東省，中部地區(qū)的湖北省、江西省，以及西部地區(qū)的貴州省。如圖1所示。

圖1 部分省份高新產(chǎn)業(yè)出口復雜度（單位：元）

由圖1可知，2010—2017年間我國省份之間的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口復雜度存在一定差異性。東部的上海市、廣東省具備先發(fā)優(yōu)勢且穩(wěn)步增長，這與東部地區(qū)經(jīng)濟相較發(fā)達，且高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)布局較早、發(fā)展逐漸成熟有關(guān)。中部地區(qū)中湖北省出口技術(shù)復雜度的增長也比較迅猛，但同為中部省份的江西卻存在增長不明顯的現(xiàn)象。而西部地區(qū)中貴州省的高新產(chǎn)業(yè)出口復雜度自2014年后開始出現(xiàn)大幅度增長，這可能與貴州省近年來布局大數(shù)據(jù)產(chǎn)業(yè)等有關(guān)。綜合來看可以發(fā)現(xiàn)，我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口復雜度總體呈現(xiàn)增長趨勢，但部分省份還存在起步晚、發(fā)展趨緩、后勁不足等情況，因此整體提升我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口復雜度，不斷向高端產(chǎn)業(yè)鏈攀升仍將是長期議題。

（二）我國金融渠道現(xiàn)狀及與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口升級的關(guān)系

高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口升級主要借助于開展研發(fā)創(chuàng)新活動，提升相應產(chǎn)品的出口技術(shù)水平，而企業(yè)開展研發(fā)活動則需要來自金融渠道的資金支持。目前我國現(xiàn)有金融體系下存在多種融資渠道，這里以中長期貸款額代表銀行借貸渠道，以股票市值代表股票資本渠道，以債券發(fā)行額代表債券渠道分析其現(xiàn)狀。如圖2所示。

圖2 我國各類金融渠道現(xiàn)狀 （單位：億元）

由圖2可知，2010—2017年間我國金融渠道長期由銀行借貸渠道占主導地位，除2015年股票資本渠道短暫超越銀行借貸渠道以外，銀行借貸渠道規(guī)模始終超過股票資本渠道，這符合我國金融體系下長期以來重視銀行貸款融資機制的基本情況。此外，可以看到自2014年以來，我國股票資本渠道的規(guī)模開始逐步增長，其正在成為扶持企業(yè)融資拓展生產(chǎn)活動的有力渠道，這與我國十三五期間強調(diào)金融市場改革、發(fā)揮市場在資源配置中的基礎(chǔ)性作用有關(guān)。此外債券渠道尚處于發(fā)展階段，其與前兩者相比存在明顯差距。

依據(jù)齊俊妍（2011）的研究，金融發(fā)展可以通過解決逆向選擇等問題，來提升一國整體出口技術(shù)水平。而具體到高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)來看，由于行業(yè)內(nèi)存在的融資約束與信息不對稱問題，其開展研發(fā)創(chuàng)新活動尚存在資金缺口，其出口復雜度發(fā)展的提升也需要金融渠道的支持。因此，本文嘗試探究金融渠道對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口升級的具體影響，并以主流的銀行借貸渠道與股票資本渠道為解釋變量，實證分析兩者對于我國高新產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度的具體影響，進而了解金融市場改革的作用是否已傳導至生產(chǎn)供給端。

四、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)來源

（一）模型設(shè)定

本文從省級層面分析現(xiàn)有金融渠道中的銀行借貸渠道與股票資本渠道對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口復雜度的影響，并建立如下模型對面板數(shù)據(jù)進行回歸分析，其中公式(1)將兩類金融渠道都納入模型中，公式(2)、(3)則分開考察，起到一定穩(wěn)健性檢驗的作用。

其中，i代表省份，t代表年份，Expyit代表i省份在t年份的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口復雜度，F(xiàn)in1it代表銀行借貸渠道，F(xiàn)in2it代表股票資本渠道，Rdit代表研發(fā)投入，Struit代表基礎(chǔ)設(shè)施水平，F(xiàn)diit表 示 外 商 直 接 投 資 ，λi代表個體固定效應，γt代表時間固定效應，μit表示隨機擾動項，Cit代表常數(shù)項。

（二）變量選取

1.高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口復雜度（EXPY）。本文的被解釋變量為各省市的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口復雜度，出口復雜度越高，則代表出口技術(shù)水平越高，實現(xiàn)了出口升級。其由Hausman（2007）及Xu and Lu（2009）對前者的修正方法計算得到，計算方法在第二部分已作說明。

2.金融渠道（Fin）。本文的核心解釋變量為我國各省市的金融渠道，分為銀行借貸渠道與股票資本渠道。由于債券渠道目前尚處于發(fā)展階段且省份數(shù)據(jù)樣本有限，本文暫不納入分析。具體的，本文主要分析哪一種金融渠道能更好地推動高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口升級。銀行借貸渠道（Fin1）用各省份銀行中長期貸款金額占GDP的比值來衡量，因為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)較多以中長期貸款的形式進行融資。而股票資本渠道（Fin2）則用各省市股票市值的金額占GDP的比值來衡量。

3.研發(fā)投入（RD）。企業(yè)的研發(fā)投入直接決定著技術(shù)創(chuàng)新的水平和產(chǎn)出，本文使用各省市的研究經(jīng)費投入占各省市GDP的比重來衡量。

4.基礎(chǔ)設(shè)施水平（Stru）。要素資源稟賦是影響出口比較優(yōu)勢的重要因素，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也需要配套的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，用以保證相應的設(shè)計、研發(fā)、生產(chǎn)活動開展。本文使用人均公路道路面積來衡量各省市的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平。

5.外商直接投資（Fdi）。外商直接投資一般能夠帶來一定的技術(shù)溢出，進而促進高新產(chǎn)業(yè)的出口貿(mào)易技術(shù)水平，本文使用外商直接投資額占各省市GDP的比重來衡量。

（三）數(shù)據(jù)說明

考慮到數(shù)據(jù)可得性、統(tǒng)計口徑的一致性以及2008年次貸危機前后金融市場存在異常波動等情況，本文選取我國2010—2017年各省份數(shù)據(jù)(西藏、新疆等除外)為樣本。測度高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口復雜度使用的各省市出口貿(mào)易數(shù)據(jù)來源于《高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》，測度銀行借貸渠道與股票資本渠道所使用的數(shù)據(jù)來源于《金融統(tǒng)計年鑒》，測度研發(fā)投入、基礎(chǔ)設(shè)施水平、外商直接投資的相關(guān)數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)庫。其中，以美元為計量單位的數(shù)據(jù)采用各年份國家統(tǒng)計局公布的美元對人民幣中間匯率折算成人民幣表示。所選取的各項衡量指標通過取對數(shù)的方式來消除部分量綱差異。

五、實證分析

（一）基準回歸分析

在回歸方法的選擇方面，面板數(shù)據(jù)可以使用固定效應、隨機效應及混合效應模型來進行回歸分析。借助做F檢驗，發(fā)現(xiàn)本文模型在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，因此選擇固定效應要優(yōu)于混合效應，借助做Hausmann檢驗，可以發(fā)現(xiàn)模型至少在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，因此選擇固定效應比隨機效應更合適。綜合來看，本文選擇采用固定效應模型進行基準回歸分析，使用模型（1）（2）（3）來研究股票資本渠道和銀行借貸渠道對于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度的具體影響。

表1 基準回歸分析

由表1可知，在模型（1）和模型（2）兩種情況下，可以發(fā)現(xiàn)銀行借貸渠道Fin1的系數(shù)始終為正，并且都在1%的顯著性水平下顯著，這說明銀行借貸渠道的增長可以顯著促進高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度，同時這一結(jié)果在加入了股票資本渠道指標后依然穩(wěn)健。同時Fin1的系數(shù)為分別為0.312和0.324，兩者之間差異不大，這表明銀行借貸渠道的規(guī)模每提高1個百分點，大致可以促進高新產(chǎn)業(yè)出口復雜度提高0.3個左右的百分點。此結(jié)論表明目前各省市高新產(chǎn)業(yè)出口升級得益于銀行借貸渠道的資金支持，這背后可能的原因是高新產(chǎn)業(yè)在產(chǎn)品生命周期內(nèi)始終需要大量資金，銀行借貸渠道能夠通過提供穩(wěn)定的現(xiàn)金流來支撐企業(yè)開展技術(shù)研發(fā)，從而促進高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口復雜度。

通過模型（1）和模型（3）的實證結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)股票資本渠道Fin2在兩種情況下系數(shù)均為正。其中Fin2在模型（1）中的系數(shù)為0.0109，但沒有通過10%顯著性水平下的檢驗，而在模型（3）中Fin2的系數(shù)為0.0564，且只在10%的顯著性水平下顯著。股票資本渠道Fin2的系數(shù)大小和顯著性與銀行借貸渠道Fin1相比，尚存在一定的差距。這表明股票資本渠道對于高新產(chǎn)業(yè)出口升級的促進作用十分有限，這背后可能的原因是我國目前的股票市場實行審批制度，股票渠道融資的準入門檻相對較高，只對部分符合盈利條件的高新企業(yè)開展融資活動，因此導致股票資本渠道對推動高新產(chǎn)業(yè)出口升級的作用不足。綜合模型（1）（2）（3）的結(jié)果來看，可以發(fā)現(xiàn)盡管我國目前正在開展金融市場改革，推動落實更為市場化的股票資本渠道，但傳統(tǒng)意義上的銀行借貸渠道更能夠顯著促進高新產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)水平，而股票資本渠道對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口升級的作用十分有限。

研發(fā)投入Rd在三種情況下系數(shù)均為正，都通過了1%顯著性水平的檢驗，且其系數(shù)值相對較高，分別為0.699、0.701、0.717，這表明研發(fā)投入較大地促進了高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口復雜度。這符合高新產(chǎn)業(yè)技術(shù)密集型的產(chǎn)業(yè)特征，同時也說明行業(yè)內(nèi)研發(fā)投入的成果轉(zhuǎn)化率較高，從而促進各省市高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的出口技術(shù)水平。

基礎(chǔ)設(shè)施水平Stru的系數(shù)也都在1%的顯著性水平下顯著，分別為0.513、0.51、0.594，這表明基礎(chǔ)設(shè)施水平顯著促進了高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)水平?？赡艿脑蚴歉咝录夹g(shù)產(chǎn)業(yè)帶有集成性的特點，而優(yōu)良的基礎(chǔ)設(shè)施如路網(wǎng)運輸條件等，為零部件運輸整合提供了便利，從而優(yōu)化高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)運轉(zhuǎn)效率并最終促進出口技術(shù)升級。

外商直接投資Fdi在三種情況下均沒有通過至少10%的顯著性檢驗，且其系數(shù)均為負。這表明外商直接投資無法顯著促進高新技術(shù)產(chǎn)品出口升級?？赡艿脑蚴歉咝录夹g(shù)產(chǎn)業(yè)是我國各省市重點扶持、大力發(fā)展的項目，比較重視高精尖領(lǐng)域的自主研發(fā)創(chuàng)新，而我國外商直接投資更多集中在加工貿(mào)易領(lǐng)域，技術(shù)溢出程度不高。

（二）分位數(shù)回歸分析

在基準回歸得到銀行借貸渠道增長可以顯著促進高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口升級的結(jié)論基礎(chǔ)上，為了更為精準的描述其對于高新產(chǎn)業(yè)出口升級整個條件分布的影響，本文使用分位數(shù)回歸法分析模型（2），以進一步探究銀行借貸渠道對于各分位下高新產(chǎn)業(yè)出口升級的具體影響。分位數(shù)回歸法的原理是將原先的均值分布推廣到各個分位數(shù)分布，這種方法能夠更加全面地描述被解釋變量的條件分布，可以分析解釋變量如何影響各分位點下的被解釋變量，進而達到細化研究的目的。此外，盡管本文并未在回歸模型中設(shè)置空間坐標變量，但由于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)在不同省份具備差異性，因此能夠起到異質(zhì)性分析的作用。

由表2可知，銀行借貸渠道Fin1在0.75分位和0.9分位下系數(shù)顯著為正，都通過了1%顯著性水平的檢驗，但其在0.25分位下的系數(shù)為0.0336，且沒有通過至少10%的顯著性水平檢驗。具體的，F(xiàn)in1在0.75分位和0.9分位下的系數(shù)值分別為0.44和0.643，這表明銀行借貸渠道的規(guī)模每提高1個百分點，可以促進中高端高新產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)水平提升0.44個百分點，而對于尖端高新產(chǎn)業(yè)，其推動出口升級的作用更大。綜合來看，銀行借貸渠道能夠顯著促進中高端及尖端高新產(chǎn)業(yè)的出口技術(shù)水平，但對于低端高新產(chǎn)業(yè)的促進作用并不顯著。即隨著高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)由低端發(fā)展至中高端以上，銀行借貸渠道對于高新產(chǎn)業(yè)出口升級的影響處于增長態(tài)勢，其邊際作用在不斷加強。

本文試圖從融資供給端的角度來分析其背后可能的原因。從供給端來看，銀行借貸渠道的融資渠道雖然具有體量大、渠道廣及體制完備等特征，但也因此對企業(yè)的融資需求采取較嚴格的資信檢測體系，即依據(jù)高新技術(shù)企業(yè)現(xiàn)有的資產(chǎn)及利潤收益情況等，來評估企業(yè)中長期貸款的授信額度。這對于發(fā)展初期規(guī)模較小的高新技術(shù)企業(yè)產(chǎn)生不利影響，銀行借貸渠道無法為其提供發(fā)展所需的足夠資金，導致其促進低端高新產(chǎn)業(yè)出口升級的作用有限。而對于那些已經(jīng)發(fā)展至中高端以上的高新技術(shù)企業(yè)，由于他們良好的盈利能力與較高的償債能力，銀行借貸渠道更愿意為其提供融資支持，導致銀行借貸渠道能夠顯著促進中高端以上高新產(chǎn)業(yè)的出口技術(shù)水平。

表2 分位數(shù)回歸分析

研發(fā)投入Rd的系數(shù)分別在0.25分位和0.75分位下顯著，但在0.9分位下不顯著，這表明隨著高新產(chǎn)業(yè)由低端轉(zhuǎn)向中高端階段，研發(fā)投入促進出口技術(shù)水平的作用也在增強，但在高新產(chǎn)業(yè)達到一定高度向尖端階段發(fā)展時，研發(fā)投入的促進作用將不再顯著?？赡艿脑蚴歉咝庐a(chǎn)業(yè)的研發(fā)投入具備邊際效益遞減的特征，發(fā)展至尖端階段后，研發(fā)雖然依舊是重要環(huán)節(jié)，但研發(fā)投入難以繼續(xù)明顯的促進出口技術(shù)水平。

基礎(chǔ)設(shè)施水平Stru在0.9分位下的系數(shù)為0.396，且通過了1%顯著性水平的檢驗，而其在0.75分位下只通過了10%顯著性水平的檢驗，在0.25分位下則不顯著。這表明基礎(chǔ)設(shè)施水平對各階段高新產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)水平的促進作用是遞增的，其對尖端高新產(chǎn)業(yè)的作用最大，中高端其次，而沒有顯著促進低端高新產(chǎn)業(yè)出口升級。可能的原因是中高端以上高新產(chǎn)業(yè)更依賴于零部件的整合運輸及產(chǎn)成品的渠道運輸?shù)然A(chǔ)設(shè)施水平。

外商直接投資Fdi的系數(shù)在0.25分位下的系數(shù)為0.128，且通過了1%顯著性水平的檢驗，但在0.75與0.9分位下并不顯著，沒有通過至少10%顯著性水平的檢驗，且系數(shù)均為負。這表明外商直接投資只能夠促進低端高新產(chǎn)業(yè)出口升級，但無法作用于中高端以上高新產(chǎn)業(yè)?？赡艿脑蚴瞧洚a(chǎn)生的技術(shù)溢出效應有限，更多是以非核心技術(shù)換取我國龐大的需求市場，導致外商直接投資在一定程度上只能促進低端高新產(chǎn)業(yè)的出口技術(shù)水平。

六、結(jié)論與建議

研究結(jié)果表明：第一，銀行借貸渠道能夠顯著促進高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口升級，而股票資本渠道對其的促進作用則十分有限。研發(fā)投入、基礎(chǔ)設(shè)施水平也能夠顯著促進高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口升級，外商直接投資沒有產(chǎn)生對其的顯著正向作用。第二，銀行借貸渠道對中高端及以上高新產(chǎn)業(yè)出口升級的正向作用顯著，且隨著高新產(chǎn)業(yè)向尖端水平發(fā)展，銀行借貸渠道的促進作用也越大。但銀行借貸渠道并沒有顯著促進低端高新產(chǎn)業(yè)出口升級。第三，研發(fā)投入能夠顯著促進中高端及以下的高新產(chǎn)業(yè)出口升級，但其無法顯著作用于尖端高新產(chǎn)業(yè)?；A(chǔ)設(shè)施水平對中高端及以上高新產(chǎn)業(yè)出口升級有顯著正向作用。外商直接投資只對低端高新產(chǎn)業(yè)有顯著的正向作用，而沒有顯著作用于中高端及以上高新產(chǎn)業(yè)。

因此，本文主要提出以下的政策建議：首先，在保持銀行借貸渠道促進高新產(chǎn)業(yè)出口升級的基礎(chǔ)上，優(yōu)化我國的金融渠道并完善多層次的資本市場格局，引導股票資本渠道助力高新產(chǎn)業(yè)出口升級，如采取設(shè)立“科創(chuàng)板”等創(chuàng)新型舉措，積極為高新產(chǎn)業(yè)打造金融渠道平臺，煥活我國高新產(chǎn)業(yè)的龐大潛力。其次，積極拓展銀行借貸渠道層面，助力規(guī)模龐大的中小微高新技術(shù)企業(yè)發(fā)展，有效縮短行業(yè)內(nèi)部差距，增強高新產(chǎn)業(yè)出口的整體技術(shù)水平。再次，加強基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平并致力于為技術(shù)密集型行業(yè)服務，通過擴大各省市的交通路網(wǎng)密度與通訊設(shè)備覆蓋等，提升高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的運營效率與產(chǎn)出水平，打通省市交通邊界以建立高效運輸模式，為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的協(xié)同創(chuàng)新提供便利。最后，繼續(xù)加大研發(fā)投入力度，鼓勵基礎(chǔ)學科研究，不斷改善企業(yè)營商環(huán)境，吸引國內(nèi)外高端人才的加入，同時也要提高對企業(yè)研發(fā)的知識產(chǎn)權(quán)保護，實現(xiàn)對技術(shù)創(chuàng)新的良性激勵。