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。

一、理論框架與機制分析

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。

（一）理論模型

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)。

（二）技術創(chuàng)新與出口產(chǎn)品質(zhì)量的作用機制

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

二、模型設定、變量及數(shù)據(jù)處理

（一）模型設定

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。

（二）指標選取與說明

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。

（三）數(shù)據(jù)處理

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

三、經(jīng)驗估計結果及分析

（一）基準估計結果及分析

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。

（二）影響機制分析

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

（三）異質(zhì)性分析

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

（四）穩(wěn)健性檢驗

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。

四、結論與啟示

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。