我國制造業(yè)出口技術結構的動態(tài)變遷及驅動因素分析

祝樹金，涂志敏

（湖南大學 經(jīng)濟與貿(mào)易學院，中國 長沙 410079）＊

一、引 言

Lall，Weiss and Zhang（2006）認為國家收入水平越高，其出口的產(chǎn)品就越“復雜”，從而以各國每種產(chǎn)品出口額占該產(chǎn)品世界出口總額的比重為權重，定義出口產(chǎn)品復雜度為出口該產(chǎn)品的所有國家的人均收入的加權平均［1］。但該權重可能低估小國中具有比較優(yōu)勢的出口產(chǎn)品，而高估大國的作用。Rodrik（2006）、Hausmann、Hwang and Rodrik（2007）以各國出口產(chǎn)品的顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)為權重，采用類似方法定義一國出口產(chǎn)品的技術水平以及整體出口技術水平，研究發(fā)現(xiàn)中國出口技術水平顯著高于相同收入水平的其他國家；但他們忽視了我國經(jīng)濟發(fā)展和貿(mào)易開放的地區(qū)不均衡以及產(chǎn)品質(zhì)量的差異，這 樣 可 能 高 估 我 國 出 口 技 術 水 平［2，3］。Xu（2006，2010）以我國沿海9個省份的人均GDP的加權平均（以各省份的出口份額為權重）來替代全國人均GDP，并以出口產(chǎn)品的單位價格來衡量產(chǎn)品質(zhì)量，對出口產(chǎn)品技術復雜度進行質(zhì)量調(diào)整；計算發(fā)現(xiàn)1990s中期以后，我國整體出口技術水平是與經(jīng)濟發(fā)展水平一致，并沒有Rodrik（2006）所認為的那么高［4，5］。杜修立、王 國 維（2007）則 認 為 一 類 產(chǎn) 品 越由高（低）收入國家生產(chǎn)，該產(chǎn)品的復雜性越高（低），修正Lall，Weiss and Zhang（2006）指數(shù)，實證分析認為，盡管改革開放以來我國出口技術水平得到了提高，但仍低于其他發(fā)展中國家和OECD國家水平［6］。姚洋、張曄（2008）考慮到加工進口貿(mào)易的影響，基于投入產(chǎn)出表，建立我國出口品國內(nèi)技術含量指標，結果發(fā)現(xiàn)我國1997～2002年國內(nèi)技術含量迅速下降［7］。Van Assche and Gangnes（2010）認 為加工貿(mào)易的存在可能造成出口技術水平的高估，他們使用產(chǎn)品生產(chǎn)數(shù)據(jù)，類似于Rodrik（2006）的方法計算了電子產(chǎn)品的技術復雜度，并沒有發(fā)現(xiàn)我國電子產(chǎn)品特別“復雜”［8］。Amiti and Freund（2010）也持相同觀點，研究認為盡管中國出口技術含量在1992～2005年顯著上升，但在排除加工貿(mào)易之后并沒有明顯增加［9］。

已有研究采用各類指數(shù)探討了我國整體的出口技術水平的變化，但并未深入到考察我國制造業(yè)及其每個行業(yè)出口技術水平的動態(tài)變遷，也缺乏對其內(nèi)在影響因素進行分析。以下擬建立我國制造業(yè)行業(yè)的出口技術水平指數(shù)，考察我國制造業(yè)出口技術水平的動態(tài)變遷，并實證分析其影響因素。

二、我國制造業(yè)出口技術水平的度量及動態(tài)變遷分析

（一）我國制造業(yè)出口技術水平的度量方法

根據(jù)聯(lián)合國《所有經(jīng)濟活動的國際標準產(chǎn)業(yè)分類》修訂本第2版（簡稱ISIC Rev.2），一級目錄包括有9個部門，它們分別是農(nóng)林牧漁業(yè)、采礦及采石業(yè)、制造業(yè)等。其中制造業(yè)的三位碼分類如表1。

類似Rodrik（2006）［2］的方法，構建我國制造業(yè)行業(yè)層面出口技術水平的度量指標。首先，計算每種出口產(chǎn)品的技術含量：

表1 ISIC Rev.2中制造業(yè)代碼和名稱

其中PRODYi表示出口產(chǎn)品i的技術水平，c、n表示國家，xci或xni分別指國家c或n產(chǎn)品i的出口額表示c國的總出口額，Yc表示c國的人均GDP。其次，進一步計算各行業(yè)的出口技術含量，計算公式如下：

其中TLIEj表示行業(yè)j的出口技術含量，xji則表示行業(yè)j中出口產(chǎn)品i的出口額，Xj＝∑ixji表示行業(yè)j的總出口額。

（二）我國制造業(yè)出口構成的變化

采用1992～2008年按SITC Rev.2的三位碼分類的171個國家或地區(qū)出口產(chǎn)品數(shù)據(jù)進行計算，原始數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國貿(mào)易發(fā)展委員會的國際貿(mào)易分類統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，人均GDP數(shù)據(jù)來源于世界銀行的WDI數(shù)據(jù)庫，采用2000年不變價，以美元來衡量。根據(jù)公式（1），計算各行業(yè)的整體出口技術水平。首先，建立ISIC行業(yè)代碼和SITC產(chǎn)品代碼之間的對應關系，采用Maskus（1991）［10］的對應表。圖1（a），（b）分別給出了1992和2008年我國制造業(yè)各行業(yè)出口占總的制造業(yè)出口的份額的變化趨勢。在1992年我國制造業(yè)中出口比重最大的是服裝制造業(yè)，其占制造業(yè)出口總額比是20.4%，接下來的3個行業(yè)依次是紡織業(yè)、電器、儀表及電氣用品制造業(yè)、食品制造業(yè)，出口占比分別是14.6%、9.5%、7%。到2000年出口比重最大的是電器、儀表及電氣用品制造業(yè)，出口比重是18%，接下來的分別是服裝制造業(yè)、機械制造業(yè)、紡織業(yè)，其占比分別是14.2%、13.3%、8.9%；到2008年出口占比最大的前3個行業(yè)則變?yōu)殡娖鳌x表及電氣用品制造業(yè)、機械制造業(yè)、服裝制造業(yè)，出口占比分別是22.5%、21.5%和9.3%。從我國制造業(yè)出口占比的分布來看，類似于一個“雙峰”分布，一個峰是以服裝制造業(yè)、紡織業(yè)等勞動密集型行業(yè)為中心，另一個峰則是以機械制造業(yè)、電氣用品制造業(yè)、運輸設備制造業(yè)等資本或者技術密集型行業(yè)為核心。隨著時間的變化，這個雙峰分布不斷向右推移，我國制造業(yè)出口已經(jīng)從勞動密集型為主不斷向資本或者技術密集型為主轉移。

圖1（a）1992年我國制造業(yè)出口構成

圖1（b）2008年我國制造業(yè)出口構成

三、我國制造業(yè)出口技術水平的影響因素模型及數(shù)據(jù)說明

建立我國制造業(yè)出口技術水平的影響因素模型如下：

其中TLIE代表行業(yè)的出口技術水平；fdi表示各行業(yè)的外商直接投資進入情況；imp為進口滲透率，反映各行業(yè)生產(chǎn)的中間產(chǎn)品進口情況，考慮到我國加工貿(mào)易的特征，許多研究認為FDI、中間產(chǎn)品進口對于我國技術進步具有顯著的作用（Wang and Wei，2010）；capl表示各行業(yè)的資本勞動稟賦，該變量反映了各行業(yè)的相對要素密集度；h和rd表示各行業(yè)的人力資本水平和研發(fā)情況；X是控制變量向量，代表影響行業(yè)出口技術水平的其他一些政策或者環(huán)境變量①。

模型中被解釋變量采用TLIE的對數(shù)形式LTLIE；采用工業(yè)行業(yè)外商投資及港澳臺投資工業(yè)企業(yè)的固定資產(chǎn)原值（億元）占各行業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額（億元）來表示FDI；由于很難準確地區(qū)分和獲得我國各行業(yè)中間產(chǎn)品進口數(shù)據(jù)，采用各行業(yè)的進口額與該行業(yè)工業(yè)增加值之比來衡量進口滲透率。按照通常的做法，采用各行業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額（億元）來表示各行業(yè)的資本存量，采用各行業(yè)全部從業(yè)人員年平均人數(shù)（萬人）來表示勞動力，考慮到單位的影響，在回歸模型中也采用該變量的對數(shù)形式Lcapl。各行業(yè)的人力資本h采用各行業(yè)科技活動人員與該行業(yè)全部從業(yè)人員年平均人數(shù)的比值來表示，研發(fā)水平rd采用各行業(yè)科技活動經(jīng)費內(nèi)部支出占行業(yè)工業(yè)增加值來表示。控制變量Xit包括各行業(yè)的總資產(chǎn)貢獻率（rtc）、規(guī)模經(jīng)濟（lscale）、壟斷程度（mon）等。根據(jù)統(tǒng)計年鑒說明，一般而言，總資產(chǎn)貢獻率反映企業(yè)全部資產(chǎn)的獲利能力，并用各行業(yè)的（利潤總額＋稅金總額＋利息支出）除以平均資金總額得到，公式中稅金總額為產(chǎn)品銷售稅金及附加與應交增值稅之和；平均資產(chǎn)總額為期初期末資產(chǎn)之和的算術平均值。規(guī)模經(jīng)濟變量是各行業(yè)每單位企業(yè)的工業(yè)增加值的對數(shù)。壟斷程度變量是采用各工業(yè)行業(yè)國有及國有控股工業(yè)企業(yè)全部從業(yè)人員年平均人數(shù)與該行業(yè)全部從業(yè)人員年平均人數(shù)之比衡量。

根據(jù)數(shù)據(jù)可獲得性，實證樣本為1998～2007年22個制造業(yè)行業(yè)②，各行業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額、工業(yè)增加值、全部從業(yè)人員年平均人數(shù)、總資產(chǎn)貢獻率、企業(yè)單位數(shù)等數(shù)據(jù)來源于各年度《中國統(tǒng)計年鑒》，各行業(yè)外資企業(yè)固定資產(chǎn)原值數(shù)據(jù)來源于各年度《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》；各行業(yè)科技活動人員、科技活動經(jīng)費內(nèi)部支出數(shù)據(jù)來源于各年度《中國科技統(tǒng)計年鑒》；各工業(yè)行業(yè)的進出口數(shù)據(jù)，根據(jù)盛斌（2002）所整理的“國際貿(mào)易商品標準分類”（SITC）與我國各工業(yè)行業(yè)的國際工業(yè)分類標準（ISIC）的對應關系計算而得，原始數(shù)據(jù)均來自聯(lián)合國UNcomtrade統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，采用當年人民幣對美元的平均匯率折算成按當年價格計算的人民幣值。最終所有的貨幣單位的數(shù)據(jù)均以2000年為基數(shù)的工業(yè)品出廠價格指數(shù)進行了平減，以消除價格因素的影響。

結合以上各變量的說明，具體的多元線性回歸模型可以表示如下：

其中下標i代表行業(yè)，t代表時期，vi、ut分別表示截面與時間固定效應，控制所忽略的行業(yè)和時間層面因素的影響；εit是隨機誤差項，與vi、ut以及解釋變量都不相關。

四、估計方法與實證結果分析

基于所有22個行業(yè)的系統(tǒng)GMM估計③結果見表2，所有模型都包含時間固定效應，AR檢驗表示對殘差性的自相關性檢驗，以確定選擇合適的滯后作為工具變量；所有回歸模型的AR檢驗表明，回歸殘差項存在1階自相關，但不存在2階自相關。回歸時首先僅考慮外商直接投資、進口貿(mào)易的重要作用；然后，進一步納入資本勞動比以及人力資本、研發(fā)等反映內(nèi)部技術創(chuàng)新的變量；再次，納入總資產(chǎn)貢獻率、規(guī)模經(jīng)濟、行業(yè)壟斷程度等控制變量。回歸結果表明，在所有回歸結果中，外商直接投資、進口貿(mào)易等因素對于我國行業(yè)出口技術水平的上升具有顯著正的影響作用。Xu and Lu（2009）研究也表明我國近幾年出口復雜度的提高約有1/4的貢獻來源于發(fā)達國家獨資企業(yè)比重的上升；而一個產(chǎn)業(yè)中外資企業(yè)的加工貿(mào)易比重越大，該產(chǎn)業(yè)出口復雜度越高。資本勞動比的對數(shù)項也有顯著正的回歸系數(shù)，也就是資本相對密集的行業(yè)有相對高的出口技術水平。人力資本變量的回歸系數(shù)顯著為正，各行業(yè)全部從業(yè)人員中科技活動人員的占比越高，越有利于該行業(yè)出口技術水平的上升。但是研發(fā)變量的回歸系數(shù)的符號和顯著性并不穩(wěn)健，依賴于模型中所包含的其他控制變量。一方面，各行業(yè)的研發(fā)投入并不能立即轉化為生產(chǎn)力，從研發(fā)投資到新技術的開發(fā)需要長期的過程，而從技術發(fā)明到新產(chǎn)品的開發(fā)及完全上市之間也存在滯后（Griliches，1986），即知識資本的作用存在滯后；另一方面，研發(fā)變量與人力資本變量存在較高的線性相關性，兩者的相關系數(shù)為0.69。考慮到這兩個方面的原因，因此，對于研發(fā)變量回歸系數(shù)不顯著的回歸模型，去掉人力資本變量，同時增加研發(fā)變量的一階滯后變量rdlag，再進行回歸，發(fā)現(xiàn)研發(fā)變量及其一階滯后變量都有顯著正的回歸系數(shù)，模型中其他變量的符號和顯著性并沒有顯著性變化，從而證明了行業(yè)的研發(fā)投入對于出口技術水平的提升具有滯后效應。控制變量中總資產(chǎn)貢獻率、規(guī)模經(jīng)濟變量對于出口技術水平的提升都具有顯著負的作用。其中總資產(chǎn)貢獻率反映企業(yè)全部資產(chǎn)的獲利能力，企業(yè)的資產(chǎn)獲利能力越強，越不利于出口技術水平的提升；而行業(yè)的規(guī)模經(jīng)濟對于出口技術水平的提升也有一定的阻礙作用。實際上，我國許多行業(yè)的獲利能力并不是通過技術進步或創(chuàng)新來提高的，而是利用廉價的勞動力優(yōu)勢，通過擴大生產(chǎn)規(guī)模來獲得的，這些行業(yè)為了增加利潤，在短期內(nèi)擴大了生產(chǎn)規(guī)模，而沒有注重增加研發(fā)，提升技術水平。實際上，根據(jù)各行業(yè)在樣本期間的資產(chǎn)貢獻率和產(chǎn)出規(guī)模的平均值，可以發(fā)現(xiàn)最高的并不是技術密集型行業(yè)，而是勞動密集型的煙草加工業(yè)，回歸結果中也反映各行業(yè)壟斷程度的變量的回歸系數(shù)的符號不穩(wěn)健［11］。

表2 制造業(yè)行業(yè)出口技術水平影響因素的系統(tǒng)GMM估計結果

五、結 論

改革開放以來我國出口貿(mào)易增長迅速，不僅體現(xiàn)于出口量的激增，而且也表現(xiàn)于出口結構的變化。以上結合我國按SITC Rev.2的三位碼分類的出口產(chǎn)品數(shù)據(jù)，建立行業(yè)出口技術水平指數(shù)以及計量模型，分析我國制造業(yè)的出口構成、出口技術水平及其影響因素。從出口構成來看，我國制造業(yè)出口呈現(xiàn)一個“雙峰”分布：一個是以服裝制造業(yè)、紡織業(yè)等勞動密集型行業(yè)為中心，另一個是以機械、電氣用品、運輸設備制造業(yè)等資本或者技術密集型行業(yè)為核心，從1992年2008年，我國制造業(yè)出口已經(jīng)從勞動密集型為主不斷向資本或者技術密集型為主轉移，到2008年我國電器、儀表及電氣用品制造業(yè)、機械制造業(yè)占總的制造業(yè)出口份額已經(jīng)達到43%。樣本期間，我國制造業(yè)出口技術水平在1990s初期小幅下降之后穩(wěn)步上升，從1992年的8249.25上升到2008年的16722.26，翻了一番。在此基礎上，建立實證模型，采用系統(tǒng)GMM方法，探討了我國制造業(yè)出口技術水平的影響因素。實證研究表明：各行業(yè)科技活動人員所占比重越高，越有利于該行業(yè)出口技術水平的上升，研發(fā)投入對于行業(yè)出口技術水平的提升具有滯后效應；總資產(chǎn)貢獻率、規(guī)模經(jīng)濟對我國出口技術水平的上升具有顯著負的作用，實際上我國許多行業(yè)利潤收入的增加是依靠廉價的勞動力優(yōu)勢，通過生產(chǎn)規(guī)模的擴大來實現(xiàn)的，而不是因為技術進步或創(chuàng)新所導致的，資產(chǎn)貢獻率的增加并不能明顯推動我國行業(yè)出口技術水平的上升。外商直接投資、進口貿(mào)易等因素顯著促進了我國行業(yè)出口技術升級，我國行業(yè)的出口技術結構升級在很大程度上是源于FDI、進口貿(mào)易的作用。但要注意的是，一方面，F(xiàn)DI、進口貿(mào)易作為國際技術溢出的兩種主要渠道，通過知識擴散促進出口品技術復雜度的提升；另一方面，這兩個變量也在一定程度上體現(xiàn)全球產(chǎn)品生產(chǎn)的價值鏈分割以及生產(chǎn)外包等對于東道國出口技術水平上升的短期效應。我國的制造業(yè)具有鮮明的加工貿(mào)易特征，流入我國的外商直接投資大量集中在制造業(yè)行業(yè)。一直以來加工貿(mào)易占據(jù)我國出口的較大份額，而其中大部份又是由外資企業(yè)來完成。這些外資企業(yè)，通過進口大量高技術水平的中間產(chǎn)品，利用我國廉價的勞動力成本優(yōu)勢，經(jīng)過簡單的加工和裝配從而出口技術復雜度高的最終產(chǎn)品（Mayer and Wood，2001；Rodrik，2006；Xu，2010）。因此，要真正地提高我國出口質(zhì)量，促進出口技術升級，必須依托本身的資源優(yōu)勢，加大研發(fā)投入，促進人力資本積累，提升自主創(chuàng)新能力，擴大外來技術的吸收和采用；同時要加強知識產(chǎn)權保護，采取積極政策鼓勵更多的企業(yè)從事自主創(chuàng)新，適度保護這些企業(yè)的創(chuàng)新利潤，將其成本社會化。

注釋：

①限于篇幅，這里未具體列出，有興趣的讀者可向作者索取。

②前文雖然給出了ISIC行業(yè)代碼和SITC產(chǎn)品代碼之間的對應關系，但按照ISIC分類的制造業(yè)行業(yè)與我國統(tǒng)計年鑒上的工業(yè)行業(yè)分類存在一定程度的差異，因此，需要進一步合并和對應。同時考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，最后的樣本包括22個制造業(yè)行業(yè)。

③需要注意的是，在估計以上模型時要考慮到各行業(yè)的外資進入與出口技術水平之間的內(nèi)生性問題。這種內(nèi)生性使得一般的面板OLS估計失效，因此，采用系統(tǒng)GMM方法進行估計（Arellano與Bover，1995；Blundell與Bond，1998）。

［1］Lall Sanjaya，John Weiss and Zhang Jinkang.The“sophistication”of export：a new trade measure［J］.World Development，2006，34（2）：222－237.

［2］Rodrik D.What is so special about China’s exports？［J］.China and the World Economy，2006，14（5）：1－19.

［3］Hausmann R.，Hwang J.and Rodrik D.What you export matters［J］，Journal of Economic Growth，2007，（12）：1－25.

［4］Xu Bin.Measuring the technology content of China’s exports［R］.Working paper，China Europe International Business School，2006

［5］Xu Bin.The sophistication of exports：Is China special？［J］.China Economic Review，2010，21（3）：482－493.

［6］杜修立，王國維.中國出口貿(mào)易的技術結構及其變遷［J］.經(jīng)濟研究，2006，（7）：137－151.

［7］姚洋，張曄.中國出口品國內(nèi)技術含量升級的動態(tài)研究——來自全國及江蘇省、廣東省的證據(jù)［J］.中國社會科學，2008，（2）

［8］Van Assche，Ari.and Gangnes，Byron，Electronics production upgrading：Is China exceptional？［J］Applied Economics Letters，2010，17（5）：477－482.

［9］Amiti M.and C.Freund，An anatomy of China’s export growth［A］.Robert Feenstra ＆Shang－Jin Wei.China’s Growing Role in World Trade［C］.Chicago：University of Chicago Press，2010.

［10］Maskus，K.E.Comparing international trade data and product and national characteristics data for the analysis of trade models［A］.P.Hooper and J.D.Richardson，International Economic Transactions［C］.Chicago：University of Chicago Press，1991.

［11］祝樹金，鄧群飛.中國—東盟的貿(mào)易結構和技術水平的動態(tài)變遷與比較［J］.湖南大學學報（社會科學版），2011，（4）：32－38.