对外直接投资对出口技术复杂度的影响研究

莫莎++李玲

摘要：出口技术结构对一国的对外贸易质量有着重要影响。将对外直接投资引入Metilz理论模型，分析其对出口技术结构的影响，利用修正的出口技术复杂度对出口技术结构进行测算，并实证检验我国29个省市2002—2008年OFDI对出口技术结构的影响。结果表明：OFDI通过逆向技术溢出途径降低出口企业的转型成本，优化国内的产业结构，从而促进出口技术结构的升级。剔除了加工贸易的影响后，相比FDI和进口贸易，OFDI对出口技术结构的促进作用更显著。此外，人均物质资本与研发投入的影响为正，而人力资本与制度因素的作用为负，加强教育投入、加快制度变革有助于减少人力资本和制度因素对出口技术结构的负面影响。进一步地，分地区实证检验表明，我国中西部地区的对外直接投资水平不高，从而对出口技术结构的影响也没有东部地区明显。

关键词：对外直接投资；出口技术复杂度；出口技术结构

文章编号：2095-5960（2015）02-0063-11；中图分类号：F746.12；文献标识码：A

一、引言与文献综述

随着我国贸易大国地位的确立，产品出口技术结构越来越受到重视。世界贸易组织数据显示，2013年中国进出口总值为416万亿美元，同比增长76%，首次超越美国成为全球货物贸易第一大国。然而，由于出口产品附加值与出口技术结构不同，中国实际出口得益远不及美国等发达国家。另外，我国出口还面临着后金融危机时代的贸易保护加剧和外需市场萎缩，以及国内人口红利即将消失、资源价格上涨等要素成本约束的挑战，出口技术结构升级迫在眉睫，真正关系一国长期经济持续增长的不是它出口多少，而是它出口“什么”，即出口的质量和技术结构（Rodrik， 2006）。[1]国内外近年来涌现了大量关于出口技术结构的测度及影响因素的文献，国际间出口技术结构的对比、出口技术结构对母国经济增长的影响等问题已成为贸易领域的热点。这些问题的研究有助于我国找到提升出口技术含量、转变贸易结构的可行途径。

关于出口技术结构的测度，主流的有技术分类方法和指标方法，其中指标方法包括出口技术复杂度和出口相似性指数，此外，国内学者还用几种高技术含量产品的出口占比来表示出口技术结构（刘钻石，2010、蔡冬青，2012）。[2][3]目前的研究主要围绕对出口技术复杂度的修正进行，一种修正是使得PRODY指数能更好地反映出口技术含量，Hausmann、Hwang & Rodrik（2007）以各国出口产品的显示性比较优势指数为权重[4]，樊纲等（2006）以各国在该种产品出口上的比较优势（进行了标准化处理）为权重[5]。Xu（2010）通过引入一个质量乘数，使产品质量在出口复杂度中得以体现。另一种修正为了更真实地反映出口产品中的国内技术含量。[6]姚洋、张晔（2008）通过剥离中间投入品技术含量中进口所贡献的份额，首次测算了产品的国内技术含量。[7]丁小义（2013）构建了出口净技术复杂度指数，通过引入完全进口额系数得到一国出口的完全国内增加值，发现扣除了出口中所含的进口中间投入品的附加值后，中国的出口复杂度出现了一定程度的下降，表明原测度方法下中国的出口复杂度被高估。[8]本文利用剔除加工贸易影响的出口技术复杂度和高技术含量产品出口占比两个指标来衡量出口技术结构，全面测度各省出口技术结构的变化及趋势。

那么，究竟哪些因素能促进一国的出口技术结构升级呢？国内外学者从多个视角对此问题进行了研究。祝树金（2010）细分了要素禀赋特征，除了技术禀赋、国家规模、制度质量等基本因素外，还进一步考虑研发、FDI和进口贸易的作用，以及制度质量和资源禀赋的互补性，研究发现资本劳动比、人力资本、研发等变量与出口技术水平具有显著正相关性。[9]郭亦玮（2013）、Yuan Fang等（2014）研究了金融发展对出口技术结构的影响，提高区域金融竞争程度和改善信贷资源分配不仅有利于提升出口复杂度，而且有利于西部地区实现追赶。[10][11]陈晓华、刘慧（2011、2013）分别考察了要素价格与国际分散化生产对我国出口技术结构影响，发现国际分散化生产的影响表现出先负后正的 V 型特征，要素价格上涨在国家层面上对出口技术结构表现出显著的“倒逼”效应。[12]张如庆（2012）考察了生产者服务业FDI对制成品出口技术结构的促进作用，发现这种作用要大于制造业FDI。[13]Maria Bas、Vanessa Strauss-Kahn（2014）研究发现进口通过直接成本渠道和间接技术溢出渠道影响出口固定成本，进而影响出口产品的多样性和质量。[14]Joseph A Li Puma（2013）综合考虑了产权、法律保护、官僚主义及政策资金支持等制度因素对出口技术含量的影响。[15]蔡冬青、周经（2012） 、陈俊聪（2013）通过构建数理模型，结合实证研究发现对外直接投资已成为我国制成品出口技术复杂度提升的重要加速器。[16][17]张海波（2014）运用跨国数据实证检验了对外直接投资对母国出口贸易品技术含量的影响，发现OFDI仅对发达国家出口贸易品技术含量具有显著的提升作用，而对发展中国家却在一定程度上表现出抑制效应。[18]

由以上文献可知，外部视角的影响因素研究已经从单一的FDI扩展到OFDI和进口贸易，但综合考虑到三者的文献缺乏。大多文献关注的是OFDI对出口规模的影响，鲜有涉及对出口技术结构的影响。相对于以往的研究，本文一是将对外直接投资引入Metilz理论模型，推导出对外直接投资对出口技术结构的直接影响。在理论上进一步证实了OFDI对出口技术结构存在的促进效应。二是剔除加工贸易的影响，运用修正的净出口技术复杂度方法测度我国省级出口技术结构，并与没有剔除加工贸易影响的另一种测度方法进行比较，结果表明两种指标下OFDI都能不同程度地促进出口技术结构。排除了由于测度方法不同导致OFDI对出口技术结构的不同影响。三是考虑了除OFDI的其他外部及内部控制变量的影响，同时深入剖析对外直接投资对出口技术结构影响的地区差异性。

二、理论模型

在Melitz（2003）异质性企业的分析框架和陈俊聪（2013）的研究思路下，本文引入生产成本函数，同时假定只有当该成本达到一定规模时，对外直接投资的增加才会显著地降低出口企业的转型成本，最后利用企业的期望利润函数推导出对外直接投资对出口技术结构的理论联系。

（一）消费者行为

依据Melitz（2003）的模型，假设一国经济部门由生产同质产品的部门和生产异质产品的部门组成，代表性消费者对异质产品的偏好是替代弹性不变的，其效用函数满足CES形式，消费者的总效用函数用U表示：

（二）出口企业行为

假定出口技术水平（代表出口技术结构）的高低能反应出口企业的生产率水平，生产率的提高可减少企业成本，因此，出口技术水平的提高意味着出口企业生产成本的降低，用A表示出口技术水平，C表示企业的生产成本，则有：ci=wqiAi+fe。

另外，出口产品技术水平越高，在国际经济中的比较优势就越明显，受外需波动的影响就越小，而产品技术含量越低，其国际需求的替代弹性越高，更容易面临国际市场不确定性带来的风险，假定当外需没有变化时，出口企业按既定的计划进行生产，而当外需发生变化时，出口企业则需要根据外需的变化对生产计划进行调整。沿着陈俊聪（2013）的研究思路，假定出口企业的转型成本（或调整成本）为sδ，δ代表地区的对外直接投资水平，对外直接投资水平较高的地区，与国外的信息交流相对顺畅，信息搜集成本低，对外直接投资的逆向技术溢出也可降低国内企业研发升级的成本，总体将降低出口企业的转型成本，即：sδ′<0。但是当出口企业面临的转型成本较小时，企业不用进行对外直接投资也有能力应对外需变动带来的冲击。本文假定只有当该成本达到一定规模时，对外直接投资的增加才会显著地降低出口企业的转型成本，假定临界规模为1θi（σ-1），表明外需变动的概率θi较大时，参与对外直接投资的企业所能承受的出口转型成本较大，出口企业的期望利润表示为：

三、实证模型与变量说明

（一）计量模型

根据以上分析，考虑到一国的技术能力由内部知识收益、外部知识收益以及获取内外部知识收益的制度共同决定，影响内部知识收益的因素包括人均物质资本（要素禀赋）、人力资本及研发投入强度，而外部知识收益是通过与外部交流获取知识溢出效应，FDI、OFDI以及进口贸易是获取外部知识溢出效应的重要渠道。结合相关理论与实证研究，本文构建基本的计量模型如下：

（二）变量测度与说明

1.出口技术结构测度

对我国出口技术结构用两种指标进行测度，一种是修正的出口技术复杂度指标，另一种是HS码中第十六、十七、十八类技术含量最高的商品出口额占地区出口总额的比重。

首先，借鉴Hausmann（2007）、郭亦伟（2013）的方法，通过剔除加工贸易的影响，本文得到修正后的出口复杂度指标（PRODY）计算公式：

yi代表地区i的人均GDP，以2003年为基期，用GDP指数平减后得到。式（5）表示一国产品m的出口复杂度指数是所有该类产品出口地区人均GDP的加权平均，权重是行业内每种产品出口额占所属行业出口总额的比例。式（6）表示地区n的出口技术复杂度指数是该地区所有产品出口技术复杂度指数的加权平均，权重是该地区各类产品出口规模占出口总额的比重。首先通过式（5）计算出某类产品的技术复杂度，再由式（6）计算出某省的出口技术复杂度，由于剔除加工贸易的影响，得到的是净出口技术复杂度。

其次，用HS码中第十六、十七、十八类产品出口占地区总出口比例作为测度出口技术结构的另一指标，记作Tech2it，根据海关HS编码，我国出口产品共分为二十二类， 由于部分产品出口变动并不能体现区域出口技术结构的变迁，故将这部分产品剔除，由于部分杂项产品和特殊交易品的所属产业不清晰，无法反映行业出口复杂度，也将其剔除，最终纳入地区出口复杂度测算的有十七大类，91章产品。①①HS 编码的第十四类和第二十一类（分别为艺术品、收藏品及古物和珠宝、贵金属制品、仿首饰、硬币） ，第二十类和第二十二类（分别为杂项制品和特殊交易品及未分类商品），剔除这四类产品。

根据以上两种测度方法，本文对我国29个省级区域2003—2008年的出口技术结构进行了测度，由于西藏和青海的部分数据缺失，故排除。样本期间，两种测度方法都显示各省出口技术结构呈现逐年递增的趋势，出口技术结构较高的省份多位于东部地区，出口技术结构均值排名前三的分别是广东、上海、北京和天津、广东、上海。其中海南省在两种指标中都是东部地区排名最后的，6年内增幅最大的是吉林和四川，分别提升了5746%和5312%，湖南省增幅5263%，排名第三。总体上，中西部地区的出口技术结构提升速度大于东部地区，这一结论与陈晓华（2013）一致，具体测算结果见附表，图1、图2分别为不同测度方法下对外直接投资与出口技术结构的散点图，可见无论通过哪种方法测度，对外直接投资与出口技术结构都有着明显的相关关系。

2.变量说明

核心解释变量：对外直接投资（OFDI）用对外直接投资存量表示，一方面，不同动机的对外直接投资都会对出口技术结构产生一定的影响。技术获取型OFDI通过获取逆向技术溢出，加速国内企业生产技术的创新，技术创新在企业间扩散导致产业内投入产出关系的变化，进一步带动关联产业的技术变革，从而优化国内产业结构。此外，以资源和市场导向型的OFDI将获得资源补缺效应、边际产业转移效应及投资收益效应，这也有利于国内产业结构的升级，产业结构的变化必然会引起出口产品结构的变化，不同产业间的多层次决定了产业间贸易出口产品的多层次，即出口技术结构的水平，低层次的产业结构向高层次调整必然会优化产品的出口技术结构。另一方面，对外直接投资除了能提高企业技术水平、促进国内产业结构调整外，还能通过积极参与标准的国际竞争，扩大基于本国利益的标准的影响力，中国标准的国际化会给对外贸易带来深远的影响，将从根本上推进我国的出口技术结构升级。

为了更全面地考虑出口技术结构的影响因素，从内外部知识收益及制度视角，增加了一系列控制变量。

人均物质资本（Rcapl）代表地区的要素禀赋状况，用资本劳动比表示，物质资本存量采用永续盘存法计算，根据靖学青（2013）的方法，物质资本存量的计算公式为：

Kt=Kt-1+（It-Dt）÷Pt

其中It 指当年固定投资流量，Dt为第t年的名义折旧额，固定资产投资流量通过固定资产投资价格指数进行平减，折算成不变价格的投资。物质资本是经济增长模型中的核心投入，为地区实现自主创新提供物质基础，因此人均物质资本的增加理论上会推动出口技术结构的升级。

人力资本（Rhr）和研发投入强度（Rrd）不但是进行自主创新的重要因素，同时还影响着对外部知识外溢的“吸收”能力。其中人力资本，是将物质资本和研发投入转化成创新产出的关键因素，在此用就业人口中专科以上学历人数所占比例表示。研发投入强度用研发内部经费支出占地区GDP的比值来表示，这两个比值越大，越有利于创新思维的出现，促进产品的更新换代，有利于研发能力和产品技术含量的提升，从而推动出口技术结构升级。

外部知识收益中除了OFDI核心变量之外，还有外商直接投资（FDI）和进口贸易，祝树金（2010）、Maria Bas，Vanessa Strauss-Kahn（2014）均指出进口贸易是物化型技术溢出的一个直接渠道，不仅能促进进口国的技术进步和经济增长，同时影响其出口固定成本，促进出口产品的多样性和质量。丁一兵、傅缨捷（2012）①①丁一兵，傅缨捷.2012.FDI 流入对中国出口品技术结构变化的影响一个动态面板数据分析[J].世界经济研究（10）：55-59。发现FDI 能够有效地促进中国出口品技术结构的多样化。FDI和进口贸易通过正向的技术溢出影响东道国出口技术结构，分别用外商直接投资额和进口贸易额的对数来表示，并通过CPI指数剔除价格变化的影响。

制度因素（Rins）影响着资源配置及要素的使用效率，良好的制度环境能促使内部知识收益和外部知识收益转变为一国的技术创新能力。用政府资金占科技经费筹集总额比例来表示，该比例越大，表示政府的相关制度越注重科技创新的投入，对出口技术结构有着间接的促进作用。

（三）数据来源及统计性描述

选取2003—2008年我国29个省份为样本②②《2003年度中国对外直接投资统计公报》（非金融部分）是中国第一次对社会公众发布中国非金融类对外直接投资统计数据的书面报告，填补了我国对外直接投资统计数据的空白。另外，按HS码分地区分行业出口数据来自国研网数据库，目前更新到2008年，因此选择了2003—2008年的短面板数据。。各省历年进出口数据源自国研网统计数据库中的HS码十七大类的数据。GDP、人均GDP及指数来自《中国统计年鉴》，地区就业人口数、就业人口中专科生以上学历人数比例均来自《中国劳动统计年鉴》，固定资本投资、固定资产投资价格指数及固定资本折旧额来自《中国统计年鉴》及《中国固定资产统计年鉴》。由于2004年和2008年的固定资产折旧额数据部分省市缺失，由其前后两年该指标数据的平均值来替代，研发内部经费支出来自《中国科技统计年鉴》，OFDI存量来自《中国对外直接投资统计公报》。

四、 实证结果分析

本文采用的是截面宽而跨时短的面板数据建模，在考虑选用固定效应模型还是随机效应模型时，需进行Hausman检验，检验结果都显示固定效应模型优于随机效应模型，表中估计结果为固定效应估计，对模型进行检验发现存在异方差，因此选用可行的广义最小二乘法FGLS（Feasible Generalized Least Squares）来估计，FGLS能克服异方差，实现比OLS更有效的估计，同时考虑到模型的内生性，以变量的滞后值作为工具变量，运用2SLS进行回归分析。将测度出口技术结构的2个指标分别纳入计量模型，估计结果如表2和表3所示。

1.表2和表3的系数显示对外直接投资总体上能显著提升出口产品技术含量，促进出口技术结构升级，消除了异方差和一阶序列相关后，估计结果更加稳健，这也证实了理论模型中推导的对外直接投资是推动出口技术结构升级的重要因素的结论，即通过逆向技术溢出，促进产业内的技术创新和技术扩散，并带动关联产业技术变革，优化国内产业结构，出口技术结构也因此得到改变。两个不同的指标得出了相同的结论，这也证实了结论的稳健性。不同的是以三大类产品出口占比衡量的出口技术结构指标回归的方程FE（2）可调整的拟合优度小于FE（1）。在方程GLS（8）估计中，经过多次调整检验，发现只有加入人均物质资本、人力资本及研发投入这几个变量后才使得方程符合计量经济学的理论要求及现实意义，这说明用出口复杂度来构建出口技术结构指标在计量检验时的合理性，指标Tech2并没有消除加工贸易的影响，也没有考虑不同地区GDP差异性对测度结果的干扰，只是一种粗略的估计，而本文采用的出口技术复杂度考虑人均GDP差异性，剔除了加工贸易的影响 ，因而检验效果会更加符合预期。

2.在没有加入其他自变量的情况下，对比GLS（1）和GLS（5）发现对外直接投资存量对出口技术结构的影响系数都不大，分别只有00533和00509，不过很显著，这说明我国在样本期间的对外直接投资对出口技术结构升级的促进作用确实存在，但这种作用还很微弱。在加入FDI和进口贸易两个控制变量后，综合考察外部控制变量对出口技术结构的影响，由GLS（2）、（6）结果显示FDI的促进作用要小于OFDI，而进口贸易的影响则不显著，随着测量指标的改变而不同，可见对外直接投资不但具有贸易创造效应（张纪凤，黄萍2013），还能够提升一国出口产品的技术含量，促进出口技术结构的升级。

3.GLS（3）、GLS（7）引入了所有的内部控制变量进行估计，发现对外直接投资变量系数依然显著，在引入内部控制变量后，没有削弱对外直接投资对出口技术结构的正向促进效应，反而加强了。在各内部控制变量中，研发投入的系数最大，且都通过了显著性检验，其次是人均物质资本，影响系数小于研发投入，而人力资本在两个模型中都没有表现出明显的促进作用，表明人力资本并不会直接促进出口技术结构升级。可能的原因有两个：一个是人力资本是嵌入到研发投入和人均物质资本中，并通过增强对外部知识溢出的“吸收”来影响出口技术结构的，它是一种间接效应，受其他影响因素的干扰，回归结果可能与预期不符。另一个是对人力资本的衡量没有一个统一的标准，就业人口中专科以上人数占比并不能完整地体现一个地区的人力资本，这也可能导致估计结果的偏差。另外，考虑模型的内生性之后，通过2SLS估计OFDI的系数都大于GLS的估计系数，只是显著性有所削弱。

4最后，为了考察OFDI对出口技术结构影响的地区差异，分别对东、中、西部地区样本数据进行分组实证检验，结果见表4。东部地区对外直接投资对出口技术结构的两个指标均具有显著的影响，其系数估计值分别为00312和00186，比全国样本低，但比中部和西部地区的都高。另外，东部地区的对外直接投资比外商直接投资的影响大，而中西部地区正好相反，表明对外直接投资对出口技术结构表现出来的促进作用以东部地区为主。进口贸易在各地区均表现为促进效应，但不明显。可见我国进口贸易并没有成为获取技术外溢的主要渠道。人均物质资本和研发投入系数都为正，值得注意的是，中部地区研发投入的系数达到089，远远高于东部和西部地区。究其原因，可能是近年来在“中部崛起”战略的实施下，中部地区越来越重视科技投入和科技创新，在基数小的情况下，增加投入越大，影响就会越明显。制度因素在东部地区表现为促进效应，而在中西部表现为负，说明东部地区的制度质量要好于中西部，资源配置更合理，要素使用效率更高，更能促进出口技术结构的升级。

五、 主要结论及启示

本文通过改进现有文献的理论模型，推导出对外直接投资在一定条件下能够促进出口技术结构的升级。运用两种指标测算了地区出口技术结构，结合实证分析发现出口技术复杂度更符合实际。全国层面，通过逐次纳入内部和外部控制变量，考察内外部因素对这种促进作用的干扰，总体来看，外部因素中FDI的影响小于OFDI，进口贸易对出口技术结构的影响微弱，在用出口复杂度指标衡量的模型中估计系数还为负，可见我国进口贸易并没有成为获取技术外溢的主要渠道。内部因素中人均物质资本和研发投入都能显著促进出口技术结构的升级，而人力资本起着制约的作用，可这并不能说明人力资本在一国出口技术结构升级中不重要，相反，人力资本承载着将物质资本和研发投入转变为创新产出的能力，也关系到对各种技术溢出的“吸收”能力。因此，我国现阶段应更加注重人力资本的积累，改善劳动力的知识结构，充分尊重和保护劳动者的创新成果，在加大教育投入和职业培训的基础上，要鼓励企业家创新精神，同时减少社会转型时期结构性失业的存在，真正做到物尽其用，人尽其能。

在分地区的实证分析中，也支持了对外直接投资能推动出口技术结构升级这一结论，东部地区的促进作用最明显，中西部地区由于对外直接投资水平总体低于东部地区，因此没能表现出很显著的促进作用，这意味着我国在制定政策时要充分考虑地区的差异性。实证研究表明制度因素制约着中西部出口技术结构的升级，这虽然只表明科技经费筹集中政府的作用发挥有限，但也一定程度上反映了中西部地区支持企业技术创新的力度还不够，其实相比政府资金投入，更重要的是建立良性的制度保障。

针对目前我国企业对外投资的产业结构不尽合理，过分偏重于贸易型投资、对高新技术产业的投资严重偏少、没有形成集群式的产业链、抗风险能力弱等问题，要鼓励国内企业向产品技术复杂度高的产业和地区投资，做好对外投资产业战略规划，同时注重推进我国标准的国际化，形成标准竞争优势，以提高我国未来对外投资的整体效率，增强对外投资对国内关联产业与经济发展的影响，从而实现“走出去”战略和“贸易强国”的协同发展。

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