我国高技术产品出口复杂度的测度与实证检验

问泽霞，张晓辛

(1.江苏理工学院商学院，江苏常州213001；2.南京林业大学，南京210037)

我国高技术产品出口复杂度的测度与实证检验

问泽霞1，张晓辛2

(1.江苏理工学院商学院，江苏常州213001；2.南京林业大学，南京210037)

文章利用1999—2013年的数据实证研究了自主研发、国际技术溢出对我国高技术产品出口复杂度的影响，研究表明进口和FDI技术溢出对我国高技术产品出口复杂度的提高有正向效应，且进口技术溢出对我国高技术产品出口复杂度的正向效应大于FDI技术溢出产生的正向效应，但我国高技术企业的R&D资本存量对高技术产品出口复杂度没有正向促进作用。

高技术产品；技术溢出；出口复杂度

0　引言

随着全球经济一体化的发展及我国对外开放程度的加深，我国已发展成为当今对外贸易的大国。但随之而来的资源与环境约束，使得我国这种出口数量型的增长难以为继，从出口大国向出口强国转变是我国对外贸易发展的必由之路。高技术产业是一国技术实力的核心，其对一国对外贸易由数量型向质量型转变发展有着重要意义。有鉴于此，越来越多的学者关注高技术产品出口复杂度及其影响因素领域的研究。

根据国内外文献，影响出口复杂度的因素主要有外商投资、加工贸易、经济增长、技术创新和金融因素等。虽然国内外学者对出口复杂度影响因素的研究成果较丰富，但目前的研究成果仍然存在一些局限：一是相关研究成果还不够丰富；二是对我国高技术产品出口以加工贸易为主要贸易方式、以外资企业为主体这一现实关注不够。三是在以FDI、中间品贸易作为影响高技术产品出口复杂度的因素时，直接以投资额和贸易额作为变量进行影响，而不是引起技术进步的技术溢出作为研究变量；四是将经济增长作为高技术出口复杂度的影响因素，存在多重共线性问题，因为出口复杂度是以人均国内生产总值的加权平均值来衡量的。

考虑到出口复杂度的提升可能来源于经济增长和技术进步这两个方面，但将经济增长作为影响因素引入可能存在多重共线性问题，因此本文拟从技术进步角度研究影响高技术产品出口复杂度的因素，而技术进步可能来自高技术产业的自主研发，也可能来源于国际技术的溢出（包括FDI的溢出和通过加工贸易进口的中间品的溢出）。

1　高技术产品出口复杂度的测度

1.1出口复杂度的测度指标

对我国高技术产品出口复杂度的测度本文采用Hausmann（2007）的方法，具体公式及说明如下：

式（1）中PRODYi表示i产品的出口技术含量，xij表示j国i产品的出口额，Xj代表j国的出口总额，Yj表示j国的人均GDP。

式（2）中EXPYh代表高技术产品的出口复杂度，xhi表示i高技术产品的出口额，Xh代表高技术产品的出口总额。

1.2数据来源

根据联合国贸易统计数据库SITCRev.3的分类，高技术产业可分为医药制造业、航天航空制造业、医疗设备及仪器仪表制造业、电子计算机及办公设备制造业和电子及通讯设备制造业五大类，其SITCRev.3编码分别为54、792和71319、74183和872、75、76和77。

本文选取了包括中国在内的47个主要高技术出口国①作为样本，由于1999之前及2014年有些样本国的数据缺少，所以本文的研究区间定为1999—2013年。所有样本国的高技术产品的进出口数据均来源于联合国的C0MTRADE数据库，各样本国的人均GDP数据来源于IMF，并以购买力平价进行了调整。

1.3测度结果与分析

我国高技术产品出口复杂度的测度结果见表1。从表1可以看出，自1999年以来，我国高技术产品出口复杂度除2009年因金融危机的影响有所下降外，其他年份都表现出上升的趋势。但从排名来看，我国高技术产品出口复杂度在47个样本国中的排名却呈下跌之势，从1999年的32位波动跌至2013年的44位。且自1999年以来，我国高技术产品出口复杂度都低于47个样本国的均值，差额呈扩大之势。

表1　我国高技术产品出口复杂度测度结果（单位：美元）

2　模型设定与数据说明

由于本文是从技术进步角度来分析其对高技术产品出口复杂度的影响，且技术进步可能来自国内的自主研发投入，也可能来源于FDI溢出和贸易溢出，故计量模型设立如下：

其中，EXPYht表示我国t年的高技术产品出口复杂度；代表我国t年的高技术产业国内R&D资本存量；表示通过进口贸易溢出至我国高技术产业的国外R&D资本存量；代表通过FDI溢出至我国高技术产业的国外R&D资本存量；α1h、α2h、α3h分别表示各自变量系数，εht表示随机扰动项。

式（4）是我国高技术产业国内R&D资本存量的计算公式，式（5）是基年R&D资本存量的近似算法。式（4）和式（5）中各变量的含义如下：代表t-1年我国高技术产业国内R&D资本存量；RDht表示我国大中型高技术产业企业t年的R&D经费内部支出总额，数据来源于历年中国高技术产业统计年鉴；δ表示折旧率(本文取10%)；我国高技术产业基年（1999）的R&D资本存量；gh表示我国大中型高技术产业1999—2013年R&D经费支出增长率的平均数，根据历年中国高技术产业统计年鉴相关数据计算而得。

3　实证检验

3.1ADF单位根检验

为了避免产生“伪回归”问题，本文利用Eviews6软件采用ADF方法对各变量序列进行平稳性检验，检验结果见表2。从表2可知在10%的置信区间内四个变量序列都不平稳，但经一阶差分后在10%及以上水平上都平稳了，即所有变量序列都是一阶单整的。

表2　ADF单位根检验结果

3.2协整关系检验

由于模型中的变量序列都是同阶单整的，故对LNEXPY、LNSD、LNSTRADE和LNSFDI采用Johansen方法进行协整检验。滞后阶数根据无约束的VAR模型确定为1，检验结果见表3所示。

表3　LNEXPY、LNSD、LNSTRADE和LNSFDI的协整检验结果

根据检验结果，LNEXPY、LNSD、LNSTRADE和LNSFDI间存在协整关系，协整方程见式（6）：

（0.01461）（0.02207）（0.00859）(括号内的数值为标准差)

实证结果与我国高技术产品出口以加工贸易为主要贸易方式和以外资企业为主体的现实比较一致。1999—2007年期间我国通过加工贸易方式出口的高技术产品比重都在86%以上，2007年高达90.2%，之后虽然逐年下降，2013年比重仍然达65.3%。且我国的高技术产品出口以外资企业为主体，1999以来外资企业出口的高技术产品比重基本都在84%以上，2005年高达91.55%。因而通过进口和FDI溢出的R&D资本存量对我国高技术产品出口复杂度的提高产生正向效应。理论上分析，我国高技术企业的R&D资本存量对我国高技术产品出口复杂度的提高也应能起到促进作用，但实证结果却与之相反。本文认为原因主要有二：一是我国高技术产品的出口主要以加工贸易为主要方式、以外资企业为主体进行，从而使国内大中型高技术企业的R&D经费内部支出很少用于出口的高技术产品；二是我国高技术产品出口复杂度的年均增速仅3.43%，如果扣除当中通过加工贸易转移的国外产品的技术含量，我国高技术产品出口复杂度的增速就很小或为负值，而我国大中型高技术企业的R&D经费内部支出却以较快的速度（1999—2013年年均增速达26.15%）增加，从而使国内R&D经费存量对我国高技术产品出口复杂度在统计上产生反向影响。

4　结论

本文从技术进度的角度实证研究了国内研发、国际技术溢出对我国高技术产品出口复杂度的影响，研究结果表明进口和FDI溢出对我国高技术产品出口复杂度的提高均有正向效应，且进口溢出产生正向效应大于FDI的正向效应，但我国高技术企业的R&D资本存量对我国高技术产品出口复杂度的提高没有正向效应。这一结论与我国高技术产品出口以外资企业为主体、以加工贸易为主要方式的现实说明我国在高技术产品出口上的获益主要来自于劳动投入，这不仅是对“中国出口商品结构之谜”的又一解释，也说明我国高技术产业的发展还有很长的路要走，如何有效利用我国高技术产业的R&D投入提高我国高技术产品的技术含量、发展我国高技术产业是值得进一步研究的课题。

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（责任编辑/刘柳青）

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1002-6487（2016）19-0119-03

江苏理工学院社科基金资助项目（KYY14528）

问泽霞（1975—），女，江苏宝应人，博士，副教授，研究方向：贸易经济。张晓辛（1954—），男，江苏南通人，教授，博士生导师，研究方向：农业经济。