謝 眾,李婉晴
(合肥工業(yè)大學經(jīng)濟學院,合肥 230601)
1978—2018 年,中國工業(yè)增加值由1622 億元增至30 萬億元,年均增長10.7%,貨物出口貿(mào)易總額由168億元增至164128 億元,年均增長速度超過18%,其中,工業(yè)制成品出口額比重由46.5%上升至94.6%,中國成為世界第一工業(yè)大國和世界第一貨物貿(mào)易大國。但是,過去40 年里,制造業(yè)發(fā)展是以數(shù)量為特征的“數(shù)量型增長”,與此同時,制造業(yè)產(chǎn)品“低附加值”“低技術含量”現(xiàn)象較突出,在由世界經(jīng)濟論壇(WEF)發(fā)布的《2017—2018 年全球競爭力報告》中,中國排名僅27 位。隨著中美貿(mào)易摩擦的不斷升級,國際逆全球化、逆國際貿(mào)易格局的掀起,智能制造、先進制造一時成為各國競爭的焦點,這再一次加劇了緊張的國際貿(mào)易局勢,中國若繼續(xù)依賴技術引進將會遭遇瓶頸。在此情況下,改變核心技術受制于人,轉(zhuǎn)變技術進步路徑由技術引進到技術創(chuàng)新是繼自我發(fā)展階段、代工階段、全球化階段后,中國制造業(yè)進入以高質(zhì)量發(fā)展為主線、由制造大國邁向制造強國關鍵階段所賦予的時代要求。《中國制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展報告(2019)》進一步指明制造業(yè)發(fā)展方向是“堅持自主創(chuàng)新、打造世界品牌”。為此,不斷優(yōu)化技術進步路徑,深入挖掘創(chuàng)新動力源泉對制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的作用是至關重要的。圍繞上述問題,我們不禁思考:不同的技術進步路徑如何影響制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量呢?其具體的內(nèi)在作用機制是什么?以上問題的回答對于創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略下拓展制造業(yè)對外開放的深度與廣度及推動制造業(yè)向高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。
關于出口產(chǎn)品質(zhì)量的研究,國內(nèi)外學者對影響出口產(chǎn)品質(zhì)量的因素做了大量的研究。Faruq[1]研究了國家制度環(huán)境與出口質(zhì)量之間的關系,發(fā)現(xiàn)腐敗會造成生產(chǎn)者之間的不確定性,得出更好的制度環(huán)境可以提高出口質(zhì)量的結論。Feenstra 和Romalis[2]擴展了壟斷競爭模型,允許國家對質(zhì)量有非同質(zhì)的要求,認為出口產(chǎn)品的質(zhì)量與目的地國家的收入有關,富裕的國家更偏好高質(zhì)量的產(chǎn)品。Fan 和Lai[3]認為企業(yè)面臨更嚴格的信用約束將會降低其最優(yōu)價格,企業(yè)更傾向于生產(chǎn)質(zhì)量較低的產(chǎn)品,即融資約束限制了企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量。許家云等[4]研究發(fā)現(xiàn)中間品進口通過多種效應對出口產(chǎn)品質(zhì)量有積極影響。余淼杰和張睿[5]從人民幣匯率變動的視角研究了出口質(zhì)量,發(fā)現(xiàn)人民幣升值給出口企業(yè)帶來的競爭壓力會倒逼出口企業(yè)提高出口產(chǎn)品質(zhì)量。蘇丹妮等[6]從產(chǎn)業(yè)集聚的角度考察了企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量,研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生的集聚經(jīng)濟大于過度競爭效應,而且資源再配置效應是提高出口產(chǎn)品質(zhì)量的重要因素。
與本文有關的另一方面文獻是關于技術創(chuàng)新與國際貿(mào)易的相關研究。新要素貿(mào)易理論的代表如Vernon[7]提出“R&D 說”,認為研究與開發(fā)也是一種生產(chǎn)要素。對于那些科技水平高、研發(fā)要素密度高的國家生產(chǎn)技術密集型產(chǎn)品具有一定的比較優(yōu)勢,并證明了一個國家出口產(chǎn)品的國際競爭力與該種產(chǎn)品的研究與開發(fā)的要素密集度之間存在著很高的正相關關系。Rodríguez 和Rodríguez[8]利用西班牙制造業(yè)數(shù)據(jù)分析了技術創(chuàng)新對出口決策與出口強度的影響,得出產(chǎn)品創(chuàng)新、工藝創(chuàng)新與專利均對出口決策與出口強度有積極且顯著的作用,而R&D 的支出只對出口強度有重要影響,其并不影響出口決策。Faruq[9]利用美國進口的58 個國家的數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)高質(zhì)量差異化商品與R&D 活動有關,即促進一國研發(fā)活動會提高該國出口產(chǎn)品質(zhì)量??抵居拢?0]從“出口中學習”的角度研究本土制造業(yè)出口能否促進企業(yè)自主創(chuàng)新,發(fā)現(xiàn)企業(yè)的規(guī)模是影響其效果的重要因素,規(guī)模大的出口企業(yè)對自主創(chuàng)新有正向促進作用,而規(guī)模小的企業(yè)有負向抑制作用。邢斐等[11]基于縱向關聯(lián)市場框架構建理論模型,探討了中國實現(xiàn)貿(mào)易結構轉(zhuǎn)變的方式和條件,得出創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展是實現(xiàn)出口結構轉(zhuǎn)型升級和出口數(shù)量穩(wěn)定增長的關鍵。
總體而言,已有文獻對于出口產(chǎn)品質(zhì)量影響因素的研究多集中在國家宏觀層面,如國家的制度環(huán)境、融資約束水平、人民幣匯率變動等,缺乏微觀層面的研究,且忽視了不同企業(yè)在出口產(chǎn)品質(zhì)量上的異質(zhì)性。另外,實證方面對技術創(chuàng)新的界定較為籠統(tǒng),沒有結合中國實際情況進行具體分析,缺乏對現(xiàn)實問題的思考。相較已有文獻,本文的邊際貢獻主要包括:第一,把技術進步與出口產(chǎn)品質(zhì)量納入同一個研究框架內(nèi),進一步細化技術創(chuàng)新,從企業(yè)-產(chǎn)品-省份-目的地國家-年份5 個維度上系統(tǒng)地考察不同技術進步路徑對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響;第二,創(chuàng)新性的基于優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構與制造業(yè)服務化的視角,探究技術創(chuàng)新與制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量之間的內(nèi)在作用機制,豐富并拓展了研究視角,進一步探討推動出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的動力,從而為中國制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級提供有利的政策建議。
為探究不同技術進步路徑對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響,本文在Melitz[12]模型基礎上,引入了出口產(chǎn)品質(zhì)量,構建同時包含技術進步與出口產(chǎn)品質(zhì)量兩者關系的理論模型。理論模型的框架是,出口企業(yè)向目的國銷售產(chǎn)品,目的國消費者的福利水平隨著進口產(chǎn)品質(zhì)量的提高而增加。此外,技術進步會提高企業(yè)生產(chǎn)率[13],本文將模型中原有企業(yè)生產(chǎn)率替換為技術進步指標,擴展引力模型分析。從而技術進步與出口產(chǎn)品質(zhì)量被納入同一個理論框架里。根據(jù)理論模型,建立本文計量模型,并據(jù)此選取本文控制變量等相關指標。
假設本國企業(yè)向目的地c國出口一系列差異化產(chǎn)品,c國代表性消費者的CES 效用函數(shù)為
其中:Ω表示產(chǎn)品的種類且這些產(chǎn)品是可替代的,意味著0<ρ<1;χ表示j產(chǎn)品的質(zhì)量;q表示c國消費j產(chǎn)品的數(shù)量。求解消費者效用最大化得
其中:p表示j產(chǎn)品的價格;λ表示貨幣邊際效用,令σ=得
其中:σ(σ>1)表示兩種類型產(chǎn)品之間的替代彈性。由式(3)得c國消費總支出為
其中:Rc=表示c國消費一系列差異化產(chǎn)品的總支出。聯(lián)立式(3)、式(4)得企業(yè)出口j產(chǎn)品到c國的收益為
假設生產(chǎn)成本由固定成本和可變成本組成。進一步假設勞動力為唯一生產(chǎn)要素,可變成本是取決于φ的不變邊際成本,得到企業(yè)向c國出口j產(chǎn)品的成本為
其中:fc表示固定成本;w表示本國的工資水平;φ表示本國技術進步水平。聯(lián)立式(2)、式(6)得代表性企業(yè)出口j產(chǎn)品到c國的利潤為
那么得到j產(chǎn)品的出口價格為
將式(8)代入式(5)得企業(yè)出口j產(chǎn)品到c國的收益為
其中:Pc=,Pc表示c國的價格指數(shù)。進一步整理得j產(chǎn)品的質(zhì)量函數(shù)為
等式兩邊取自然對數(shù)得
于是,企業(yè)出口j產(chǎn)品到目的國的質(zhì)量取決于5 個方面,即本國的工資水平、本國的技術進步水平、目的國的經(jīng)濟總量、目的國的價格指數(shù)與出口j產(chǎn)品到目的國的出口額。接下來,在上述理論模型的基礎上,構建本文的計量模型。即式(11)是本文實證探討不同技術進步路徑對出口產(chǎn)品質(zhì)量升級影響效應的理論依據(jù)。
技術創(chuàng)新與出口產(chǎn)品質(zhì)量升級并非直接的因果對應關系。企業(yè)進行技術創(chuàng)新產(chǎn)生的知識溢出會打破行業(yè)原有的經(jīng)濟平衡,該“創(chuàng)造性破壞”由企業(yè)演化表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)層面的演化[14],趨使勞動、資本、技術、服務等要素從低效率行業(yè)流動到高效率行業(yè),從低附加值行業(yè)流動到高附加值行業(yè),使制造業(yè)結構趨于合理化,進而促進制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。此外,企業(yè)研發(fā)部門的創(chuàng)新產(chǎn)出一定程度上優(yōu)化了生產(chǎn)性部門的要素結構,研發(fā)部門與生產(chǎn)性部門二者相協(xié)調(diào),使資源在企業(yè)內(nèi)與企業(yè)間均實現(xiàn)最優(yōu)配置?,F(xiàn)階段中國傳統(tǒng)制造業(yè)結構以粗放型為主,表現(xiàn)為低端、高能耗、高污染,其不利于經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展,隨著企業(yè)的技術創(chuàng)新將有助于調(diào)整與優(yōu)化傳統(tǒng)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構,通過改變原有產(chǎn)業(yè)形式、分工與全球價值鏈位置,進而推動出口產(chǎn)品質(zhì)量邁向更高水平。
同時,技術創(chuàng)新使處在“微笑曲線”低端的傳統(tǒng)制造業(yè)向兩端攀升,趨使行業(yè)從生產(chǎn)向研發(fā)、營銷、配送、維護環(huán)節(jié)分解與整合[15]。隨著企業(yè)研究開發(fā)力度的加大,以知識為特征的服務要素嵌入制造業(yè)企業(yè),這意味著,產(chǎn)品銷售與售后服務等服務型生產(chǎn)資料的要素投入比重大大增加。關于制造業(yè)服務化對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響渠道主要包括以下兩個方面:一方面,基于生產(chǎn)的產(chǎn)品經(jīng)濟和基于消費的服務經(jīng)濟的融合,充分考慮了生產(chǎn)者效用和消費者效用[16],這進一步提高了企業(yè)的產(chǎn)品競爭力,實現(xiàn)了產(chǎn)品價值增值[17],推動產(chǎn)品質(zhì)量邁向更高層次;另一方面,制造業(yè)服務化水平的提高打破了企業(yè)各節(jié)點的信息阻隔,可以有效控制企業(yè)產(chǎn)、供、銷各環(huán)節(jié)的經(jīng)營運作,從而提高制造業(yè)企業(yè)的產(chǎn)出效率與供應鏈運作效率[18]。因此制造業(yè)服務化水平的提高將大大降低企業(yè)成本,給企業(yè)帶來更多收益的同時,使企業(yè)可以專注于提高出口產(chǎn)品質(zhì)量。以上路徑分析如圖1 所示。
圖1 傳導路徑分析
1.基準模型設定
根據(jù)上述理論模型得出計量回歸所需要的相關變量。借鑒與擴展Chaney[19]、吳群鋒[20]對方程的設定,本文在“企業(yè)-產(chǎn)品-目的國-省份-時間”高維層面進行研究,通過嚴格的固定效應降低遺漏變量的風險,構建以下回歸方程式考察不同技術進步路徑對出口產(chǎn)品質(zhì)量升級影響:
其中:i表示企業(yè);j表示SITC(rev.3)位層面產(chǎn)品;c表示目的地市場;p表示本國省份或地區(qū);t表示年份;qualityijcpt為模型的被解釋變量,表示企業(yè)i在t年向c目的地出口j產(chǎn)品的質(zhì)量;wagept表示企業(yè)i所在的p省份或地區(qū)的工資水平;GDPct、pricect分別表示目的地c國的經(jīng)濟總量、價格指數(shù);exportijcpt表示企業(yè)i的j產(chǎn)品向c目的地市場在t年的出口額;δi、δj、δc、δp、δt分別表示企業(yè)、產(chǎn)品、目的地市場、省份或地區(qū)及時間的固定效應;εijcpt為隨機擾動項;innovpt是模型的核心解釋變量,表示企業(yè)i所在的p省份或地區(qū)的技術進步水平。
本文選取了如下控制變量:
(1)工資水平(wage)。采用出口企業(yè)所在省份的平均工資衡量。Nabin 等[21]研究發(fā)現(xiàn),生產(chǎn)垂直差異化產(chǎn)品的企業(yè)面臨高水平工資,會更傾向于選擇生產(chǎn)低質(zhì)量的產(chǎn)品。因此本文預測工資水平對出口產(chǎn)品質(zhì)量影響為負,該數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》。
(2)目的地市場經(jīng)濟總量(GDP)。Feenstra 等[2]指出富裕的國家更偏好高質(zhì)量的產(chǎn)品,即一國越富裕,出口到該國的產(chǎn)品質(zhì)量越高。因此預測目的地市場經(jīng)濟總量對出口產(chǎn)品質(zhì)量影響為正,該數(shù)據(jù)來自Penn World Table 9.0。
(3)目的地市場價格指數(shù)(price)。一國價格指數(shù)能反映該國通貨膨脹率,本文價格指數(shù)計算以美國2011年為基期,對218 個目的國(地區(qū))名義量進行平減,該數(shù)據(jù)來自Penn World Table 9.0。
(4)出口額(export)。一般認為低出口強度企業(yè)受出口沉沒成本影響較大,無法達到產(chǎn)品高質(zhì)量要求,而出口強度高的企業(yè)往往更易達到國外高質(zhì)量標準[22]。如果出口企業(yè)生產(chǎn)率水平低,企業(yè)會選擇低質(zhì)量出口模式[23],該數(shù)據(jù)來自中國海關進出口與中國工業(yè)企業(yè)匹配數(shù)據(jù)庫。
2.機制檢驗模型設定
上文理論分析表明,自主創(chuàng)新通過優(yōu)化制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構和提高制造業(yè)投入服務化水平來推動出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。為了檢驗該作用機制是否存在,本部分通過構建中介效應模型,進一步檢驗自主創(chuàng)新對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響渠道。機制檢驗模型設定如下:
其中:SR表示制造業(yè)結構合理化指標;servitization表示制造業(yè)投入服務化指標。
1.被解釋變量
出口產(chǎn)品質(zhì)量(quality)。本文參照Koopman 等[24]、蔣家東[25]、曲如曉[26]的做法采用出口產(chǎn)品單位價值作為出口產(chǎn)品質(zhì)量的替代指標,具體的,出口產(chǎn)品單位價值的表達式為
其中:EVmj表示m行業(yè)中第j種產(chǎn)品的價值;Nmj表示m行業(yè)中第j種產(chǎn)品的數(shù)量;表示第j種產(chǎn)品的出口總值占該m行業(yè)總出口值的比重;表示j產(chǎn)品的平均出口單位價值。該指標計算數(shù)據(jù)來源UNComtrade 數(shù)據(jù)庫網(wǎng)站。
2.核心解釋變量
由于技術進步是自主創(chuàng)新、模仿創(chuàng)新與技術引進的結果[27],因此本文從這3 條路徑著手分析不同技術進步路徑對制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的影響,相關解釋變量的選取與數(shù)據(jù)來源如下。
(1)自主創(chuàng)新(innov)。鑒于R&D 投入轉(zhuǎn)化率低,存在一定的機會成本,因此本文采用出口企業(yè)所在省的專利授權數(shù)來衡量自主創(chuàng)新水平,該指標能更直觀地反映當年自主創(chuàng)新產(chǎn)出水平。數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》。
(2)技術引進(ftc)。Blomstrom[28]指出,先進技術轉(zhuǎn)移最有效的方式是國際直接投資。為此,本文采用外資參與度作為技術引進的代理變量,計算方法為出口企業(yè)所在省實際利用外資額占全社會固定資產(chǎn)投資額的比重。實際利用外資額來自Wind 數(shù)據(jù)庫,全社會固定資產(chǎn)投資額來自《中國統(tǒng)計年鑒》。
(3)模仿創(chuàng)新(innov×ftc)。本文借鑒唐未兵等[27]的研究,采用自主創(chuàng)新與技術引進的交互項來衡量模仿創(chuàng)新。
3.中介變量
(1)制造業(yè)結構合理化(SR)。參照干春暉等[29]的做法,選取制造業(yè)結構合理化(SR)作為產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的代理指標。同時借鑒聶飛[30]的做法,采用泰爾指數(shù)的倒數(shù)來衡量制造業(yè)結構合理化(SR)。具體計算公式如式(19)所示:
其中:SR表示制造業(yè)結構合理化指標;Yt表示t期各省制造業(yè)總產(chǎn)值;Lt表示t期各省制造業(yè)年末從業(yè)總?cè)藬?shù);Ykt表示制造業(yè)中第k個行業(yè)總產(chǎn)值;Lkt表示制造業(yè)中第k個行業(yè)年末從業(yè)總?cè)藬?shù)。以上數(shù)據(jù)來自《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》。
(2)制造業(yè)投入服務化指標(servitization)。參考劉斌[18]的做法,采用投入產(chǎn)出法測算制造業(yè)各行業(yè)的投入服務化水平。直接消耗系數(shù)表示行業(yè)每生產(chǎn)單位總產(chǎn)出直接消耗其他部門的數(shù)量,將制造業(yè)各行業(yè)對服務業(yè)各部門的直接消耗與間接消耗進行加總得制造業(yè)對服務業(yè)的完全消耗。具體公式如式(20)所示:
其中:servitizationij表示制造業(yè)各行業(yè)投入服務化水平,公式右側(cè)第一項是j部門對i部門的直接消耗量,公式第二項表示第一輪間接消耗,以此類推,直到第n輪間接消耗,以上數(shù)據(jù)來源WIOD 數(shù)據(jù)庫。
本文使用的數(shù)據(jù)主要有4 個來源:企業(yè)層面數(shù)據(jù)來自中國海關進出口數(shù)據(jù)庫與中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫;產(chǎn)品層面數(shù)據(jù)來自UN Comtrade 數(shù)據(jù)庫;省級層面數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》;國家層面數(shù)據(jù)來自Penn World Table 9.0。通過將以上數(shù)據(jù)庫匹配,最終得到2000—2006 年60467 家企業(yè)、28 個制造業(yè)行業(yè)的貿(mào)易及相關數(shù)據(jù),觀測值總量157759 個。表1 是主要變量的描述性統(tǒng)計結果。其中,海關進出口數(shù)據(jù)庫與中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫匹配方法具體參照余淼杰等[31]的思路;制造業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)的處理,具體參照盛斌[32]的分類方法。
表1 主要變量的描述性統(tǒng)計結果
表2 匯報了跨度為2000—2006 年共7 年,控制了企業(yè)、產(chǎn)品、省份、目的國和年份個體效應的非平衡面板數(shù)據(jù)的回歸結果。其中第(1)~(3)列是OLS 回歸結果。為克服模型存在潛在內(nèi)生性問題,本文分別使用自主創(chuàng)新(innov)、技術引進(ftc)與模仿創(chuàng)新(innov×ftc)的滯后一階作為工具變量進行IV-2SLS 回歸,結果如第(4)~(6)列所示。從表2 中看出,除第(5)列之外,第(4)列、第(6)列工具變量均通過了不可識別檢驗與弱工具變量檢驗。此外,OLS 回歸與工具變量回歸的估計系數(shù)相比有所降低,說明解釋變量內(nèi)生性的存在使得OLS 回歸低估了自主創(chuàng)新(innov)與模仿創(chuàng)新(innov×ftc)對出口產(chǎn)品質(zhì)量(quality)的影響效應。
表2 估計結果初步顯示,自主創(chuàng)新與模仿創(chuàng)新對制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級有顯著的促進作用,而技術引進對制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量影響并不顯著。具體來看,在第(1)列、第(4)列中自主創(chuàng)新(innov)的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正,說明中國自主創(chuàng)新促進了制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提高,且從第(4)列可以得出:中國自主創(chuàng)新水平每上升10%,出口產(chǎn)品質(zhì)量提高3.87%。從第(2)列、第(5)列來看,技術引進(ftc)的回歸系數(shù)不顯著,說明中國單純的技術引進對制造業(yè)出口質(zhì)量的提高沒有明顯的作用。而在第(3)列、第(6)列中自主創(chuàng)新與技術引進的交互項即模仿創(chuàng)新(innov×ftc)的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正,這表明企業(yè)對外資技術的吸收能力會影響出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。換句話說,單純的技術引進對中國制造業(yè)出口產(chǎn)品升級沒有顯著的作用,中國只有在消化吸收引進技術的基礎上進行技術創(chuàng)新才能進一步提高出口產(chǎn)品質(zhì)量。另外,控制變量的回歸結果與預測也是一致的。目的地市場經(jīng)濟總量(GDP)的回歸系數(shù)顯著為正,表明目的地國家經(jīng)濟規(guī)模越大,企業(yè)向該國出口產(chǎn)品質(zhì)量越高;本國企業(yè)工資水平(wage)的回歸系數(shù)顯著為負,表明本國企業(yè)面臨的工資成本越高,企業(yè)出口的產(chǎn)品質(zhì)量越低。
表2 基準估計結果
以上估計結果充分說明了自主創(chuàng)新是推動中國制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的動力。中國企業(yè)若過度依賴技術引進而忽略自主創(chuàng)新的重要性,這將不利于中國制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級且使得中國制造業(yè)長期落入“低端鎖定”的陷阱之中。
表3 匯報了自主創(chuàng)新與制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量作用機制的檢驗結果。其中,第(1)列報告了2000—2006年自主創(chuàng)新對制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的回歸結果,與基準回歸結果一致。第(3)列是自主創(chuàng)新對制造業(yè)結構合理化的回歸結果,回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正,表明制造業(yè)企業(yè)進行自主創(chuàng)新會促使制造業(yè)結構逐漸合理化。第(5)列在第(1)列基準回歸的基礎上控制了制造業(yè)結構合理化變量,直接效應(0.124)大于總效應(0.123),且制造業(yè)合理化系數(shù)為負值,根據(jù)Mackinnon 等[33]的檢驗方法,本文可以判斷制造業(yè)結構合理化在自主創(chuàng)新對制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的作用機制中產(chǎn)生的效應為遮掩效應,意味著優(yōu)化制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構會提高自主創(chuàng)新影響制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的總效應。
第(2)列、第(4)列、第(6)列進一步報告了自主創(chuàng)新對制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量與中介變量制造業(yè)投入服務化的回歸結果。第(4)列是自主創(chuàng)新對制造業(yè)投入服務化的回歸,表明企業(yè)進行自主創(chuàng)新會相應提高投入服務化水平。第(6)列在第(2)列基準回歸基礎上控制了制造業(yè)投入服務化變量,直接效應(0.204)大于總效應(0.196),且制造業(yè)投入服務化系數(shù)為負值,表明提高制造業(yè)服務化水平會顯著提高自主創(chuàng)新影響制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的總效應。
以上檢驗結果充分說明:制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新推動了產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化與提高了制造業(yè)服務化水平,二者之間形成良性互動,有利于技術創(chuàng)新—產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化復合系統(tǒng)與技術創(chuàng)新—制造業(yè)服務化復合系統(tǒng)協(xié)同程度的提高,進而促進制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。
表3 作用機制檢驗結果
上文從總體上考察了不同技術進步路徑對制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的平均效應,但尚未從不同特征企業(yè)、行業(yè)、地區(qū)和出口目的國層面進行考察。接下來本文將從企業(yè)異質(zhì)性、行業(yè)異質(zhì)性、地區(qū)異質(zhì)性及出口目的國異質(zhì)性方面進一步探討自主創(chuàng)新對制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的異質(zhì)性影響。
1.企業(yè)層面異質(zhì)性
考慮到不同特征所有制企業(yè)進行自主創(chuàng)新活動對出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生異質(zhì)性影響,本文在模型(12)的基礎上引入自主創(chuàng)新與企業(yè)所有制交叉項虛擬變量。借鑒Tang[34]的做法,將企業(yè)按所有制劃分為國有企業(yè)(SOE)、私營企業(yè)(POE)與外資企業(yè)(FOE),并以國有企業(yè)(SOE)為基準,估計結果如表4 第(1)列所示。國有企業(yè)系數(shù)不顯著,自主創(chuàng)新與私營企業(yè)、外資企業(yè)的交互項系數(shù)在1%的水平上顯著為正,表明私營企業(yè)、外資企業(yè)進行自主創(chuàng)新活動會對出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生正向促進作用,而國有企業(yè)自主創(chuàng)新效果不明顯。原因可能在于:國有企業(yè)存在創(chuàng)新收益權和創(chuàng)新控制權的不對應[35],導致創(chuàng)新資源損失與配置無效率。
2.行業(yè)層面異質(zhì)性
考慮到各要素密集度行業(yè)進行自主創(chuàng)新會對出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生不同影響,本文參照韓燕[36]的做法,將行業(yè)按要素密集度劃分為勞動密集型(LII)、資本密集型(CII)與技術密集型(TII),并以勞動密集型行業(yè)為基準,在模型(13)的基礎上引入自主創(chuàng)新與資本密集型行業(yè)、技術密集型行業(yè)的虛擬變量,估計結果如表4 第(2)列所示。勞動密集型、資本密集型與技術密集型行業(yè)自主創(chuàng)新對出口產(chǎn)品質(zhì)量均有促進作用,但技術密集型行業(yè)的促進效果最為顯著。原因可歸因于:技術密集型行業(yè)在生產(chǎn)技術、生產(chǎn)工藝與新產(chǎn)品研發(fā)創(chuàng)新等方面擁有一定的規(guī)模優(yōu)勢,且行業(yè)集群帶來的競爭效應和集聚效應同樣使該行業(yè)加快自主創(chuàng)新進程,進而更快推動了出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。
3.地區(qū)層面異質(zhì)性
考慮到不同地區(qū)企業(yè)自主創(chuàng)新對出口產(chǎn)品質(zhì)量會產(chǎn)生不同影響,本文參照蘇丹妮等[6]的做法,將省份按經(jīng)濟發(fā)展水平劃分為東部地區(qū)(east)和中西部地區(qū)(minwest),并以中西部地區(qū)為基準,在模型(13)的基礎上引入自主創(chuàng)新與東部地區(qū)的虛擬變量,估計結果如表4 第(3)列所示。東部地區(qū)企業(yè)自主創(chuàng)新系數(shù)在1%的水平上顯著為正,中西部地區(qū)系數(shù)在10%的水平上顯著為負,表明自主創(chuàng)新存在明顯的地區(qū)差異。其中原因可能在于:相比東部地區(qū),中西部地區(qū)技術資源相對緊缺,創(chuàng)新水平不高,技術學習能力有限。因此東部地區(qū)更易形成有效的技術創(chuàng)新資源配置[37]。
4.出口目的國層面異質(zhì)性
考慮到企業(yè)出口到不同目的地市場會影響企業(yè)自主創(chuàng)新對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應,本文以UN 標準將出口目的國按人均生產(chǎn)總值劃分為發(fā)展中國家(LC)與發(fā)達國家(HC),并以發(fā)達國家為基準,在模型(13)的基礎上引入自主創(chuàng)新與發(fā)展中國家的虛擬變量,估計結果如表4 第(4)列所示。企業(yè)出口產(chǎn)品到不同發(fā)展水平的國家,其進行自主創(chuàng)新均能提高出口產(chǎn)品質(zhì)量,但相比出口到發(fā)達國家,企業(yè)出口到發(fā)展中國家的自主創(chuàng)新帶來的影響效果更大。其中原因可能在于:發(fā)達國家在先進制造業(yè)、高價值制造業(yè)等方面提出了高水準的要求,而中國當前制造業(yè)結構相對低端以及出口企業(yè)自主創(chuàng)新的水平薄弱,造成出口到發(fā)達國家的出口企業(yè)進行自主創(chuàng)新產(chǎn)生的驅(qū)動作用相對乏力。
表4 自主創(chuàng)新對出口產(chǎn)品質(zhì)量異質(zhì)性影響的回歸結果
表5 穩(wěn)健性檢驗結果
本文使用3 種方法進行穩(wěn)健性檢驗。第一種是使用自主創(chuàng)新的其他衡量指標。本文參照程文等[38]的做法,使用各個行業(yè)科技人員數(shù)占年末從業(yè)人數(shù)的比重作為自主創(chuàng)新的衡量指標。由于技術創(chuàng)新投入與產(chǎn)出之間存在較長的時滯,因此本文使用各個行業(yè)科技人員數(shù)占年末從業(yè)人數(shù)的比重的滯后一期作為衡量變量;第二種是排除樣本存在選擇效應,本文參考毛其淋[39]的做法,選取在2000—2006 年都存在的企業(yè)即存續(xù)企業(yè)進行估計;第三種是基于不同樣本的回歸。本文參照尹偉華[40]的分類方法,按照NACE1 統(tǒng)計分類把制造業(yè)劃分為高技術制造業(yè)、中技術制造業(yè)與低技術制造業(yè),研究不同技術水平制造業(yè)的自主創(chuàng)新對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。
表5 第(1)列報告了替換自主創(chuàng)新的衡量指標后的回歸結果,結果仍然穩(wěn)健。第(2)列報告了存續(xù)企業(yè)自主創(chuàng)新對出口產(chǎn)品質(zhì)量的回歸結果,自主創(chuàng)新在1%的水平上顯著為正,說明本文的核心結論依然成立。第(3)~(5)列報告了高技術制造業(yè)、中技術制造業(yè)與低技術制造業(yè)進行自主創(chuàng)新的回歸結果,這與基準回歸的檢驗結果相同,證明企業(yè)自主創(chuàng)新對制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量有穩(wěn)健的提升作用。
本文基于產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化與制造業(yè)投入服務化的全新視角,將不同技術進步路徑與出口產(chǎn)品質(zhì)量納入同一研究框架,通過構建高維度回歸模型,探討了技術進步路徑轉(zhuǎn)變與制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量之間的理論邏輯,并利用2000—2006 年企業(yè)層面的海關工企數(shù)據(jù)與產(chǎn)品層面的UN Comtrade 數(shù)據(jù)進行了驗證,得出以下三點結論。
第一,企業(yè)選擇不同的技術進步路徑,對出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生不同的影響。企業(yè)如果進行單純的技術引進,會使其陷入“低端鎖定”,這將進一步拉大中國與發(fā)達國家的技術差距,進而阻礙制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級;而模仿創(chuàng)新與自主創(chuàng)新對出口產(chǎn)品質(zhì)量的提高有一定推動作用,但自主創(chuàng)新的影響效應最為顯著。企業(yè)自主創(chuàng)新水平每上升10%,出口產(chǎn)品質(zhì)量將提高3.87%,表明企業(yè)進行自主創(chuàng)新是促進出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的關鍵。
第二,產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化與制造業(yè)服務化水平在技術創(chuàng)新影響出口產(chǎn)品質(zhì)量中起到中介效應的作用。企業(yè)進行自主創(chuàng)新使得制造業(yè)結構趨于合理化,調(diào)整與優(yōu)化了產(chǎn)業(yè)結構,進而提高了出口產(chǎn)品質(zhì)量;同時,自主創(chuàng)新會加強企業(yè)制造與服務的耦合程度,提高了制造業(yè)的投入服務化水平,進而促進出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。
第三,自主創(chuàng)新對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響因企業(yè)所有制、行業(yè)要素密集度、地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平與出口目的國的不同而存在異質(zhì)性。相比民營企業(yè),國有企業(yè)的自主創(chuàng)新效率較低;技術密集型行業(yè)進行自主創(chuàng)新活動對出口產(chǎn)品質(zhì)量的促進作用要高于勞動密集型行業(yè)與資本密集型行業(yè);地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平越高,企業(yè)自主創(chuàng)新的促進作用越顯著;隨著出口企業(yè)面臨的目的國市場準入標準的提高,將會削弱企業(yè)進行自主創(chuàng)新的驅(qū)動作用。
本文的研究結論對當前新常態(tài)背景下中國推進“中國制造2025”并成功邁進制造強國行列具有重要的現(xiàn)實意義。在創(chuàng)新戰(zhàn)略驅(qū)動下,為實現(xiàn)中國制造業(yè)從規(guī)模擴張型向質(zhì)量效益型轉(zhuǎn)變與構建國際競爭力的現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系,本文提出以下幾點啟示。
第一,在對外開放條件下,中國要改變對國外市場的過度依賴,不能單純地技術引進,避免落入“低端鎖定”陷阱中。中國制造業(yè)企業(yè)要全面提高本土自主創(chuàng)新水平,把視野轉(zhuǎn)向新一代信息技術,如云計算、大數(shù)據(jù)、人工智能、物聯(lián)網(wǎng)等技術領域,推動新制造業(yè)和數(shù)字經(jīng)濟的培育與硬核提升。具體措施包括:一方面,加強知識產(chǎn)權保護,完善制度與優(yōu)化體制,進一步激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力,積極引導企業(yè)開展創(chuàng)新活動,實現(xiàn)制造業(yè)效率與質(zhì)量并存;另一方面,彌補創(chuàng)新短板,在保持部分行業(yè)創(chuàng)新領先地位的同時,有效地整合科技資源,圍繞創(chuàng)新鏈較長如芯片制造等行業(yè)持續(xù)發(fā)力。
第二,借助技術創(chuàng)新,加快傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級,積極引導制造業(yè)由加工制造環(huán)節(jié)向研發(fā)設計、品牌營銷等全球價值鏈高端環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)型,推動制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量效應的提高。同時,加快產(chǎn)業(yè)融合速度,促進技術創(chuàng)新、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構與制造業(yè)服務化的協(xié)同發(fā)展。具體措施包括:一方面,持續(xù)放低服務化門檻,統(tǒng)籌兼顧不同制造業(yè)行業(yè)的服務化水平,全面形成“制造+服務”化模式;另一方面,加強與國際間智能制造的合作,繼續(xù)深化與“一帶一路”沿線國家的產(chǎn)業(yè)投資合作,從而共同應對新一輪科技革命帶來的挑戰(zhàn)。
第三,在地區(qū)、行業(yè)、企業(yè)所有制與出口目的國異質(zhì)性的基礎上,制定差異化技術進步路徑。具體措施包括:積極加快國有企業(yè)技術效率改革,推動國有企業(yè)內(nèi)實施一系列創(chuàng)新激勵機制,實現(xiàn)創(chuàng)新資源的最優(yōu)配置;逐步縮小自主創(chuàng)新的區(qū)域差異,提高中西部地區(qū)創(chuàng)新效率;出口企業(yè)要瞄準國際前沿標準,了解出口目的國的市場準入要求,克服目的國技術性貿(mào)易措施,進而增強制造業(yè)產(chǎn)品在國際市場的競爭地位。