創新因子對出口技術復雜度的影響
——基于創新驅動發展戰略的調節效應

田 暉，劉夢蝶，程 倩，宋 清

(1.中南大學商學院，湖南 長沙 410083；2.清華大學經濟管理學院，北京 100084)

0 引言

自加入世貿組織以來，中國以要素驅動與投資驅動并重的發展模式實現了出口貿易的長足發展，出口貿易總額連年遞增，由2001年的2.20萬億元增長至2020年的17.93萬億元，年均增長率為11.67%。出口規模的持續擴大為出口質量的逐步優化提供了較強支撐，但仍面臨全球價值鏈 “低端鎖定”的困局，出口技術復雜度在變遷過程中不穩定、不平衡的問題顯著存在。聚焦于行業差異，資本密集型行業出口技術復雜度普遍低于勞動密集型和技術密集型行業，勞動密集型行業出口技術復雜度逐漸固化，技術密集型行業出口技術復雜度的上升趨勢愈發凸顯。 “十四五”規劃明確指出，堅持創新在中國現代化建設全局中的核心地位。因此，借力創新驅動實現出口貿易高質量發展是一條行之有效的路徑。

目前，中國整體創新能力不斷增強，世界知識產權組織的評估顯示，中國創新指數位居世界第14位，已經進入創新型國家行列。我們也深刻認識到必須依托創新實現產業突破，其中至關重要的是找到激發創新動力源的創新因子，以此撬動科技引領在出口貿易中的關鍵作用。在創新驅動發展戰略提出后，主要形成了以創新主體、創新投入和創新環境三類創新因子為核心特征的貿易動力機制，通過加速創新因子間的流動，強化科技創新合力，從而驅動出口技術復雜度的提升。

1 文獻回顧

近年來中國出口技術復雜度雖然實現了一定程度的躍升，但與發達國家相比仍存在較大差距[1-2]。現有研究關于創新對出口技術復雜度的影響已基本達成共識，皆認為創新能夠推動出口技術復雜度升級。國內外學者通常從創新投入的視角考察其對出口技術復雜度的影響效果及作用機制，發現創新通過提高企業生產效率、增加產品技術含量等方式有效提升企業出口技術復雜度，同時創新對出口技術復雜度的促進效果因企業所有制與貿易方式的異質性而產生分化[3-5]。也有研究指出，創新主體間的優勢互補和資源統籌能夠顯著提升企業出口績效表現；以信息技術發展水平、市場競爭程度為代表的創新環境的改善能夠強化出口技術復雜度驅動因素的促進作用，劉琳等[6-7]的研究表明，良好的市場環境在全球價值鏈與出口技術復雜度的關系中存在正向調節作用。因此，創新主體和創新環境也是影響出口技術復雜度的重要因素，與創新投入共同形成在國際分工體系中重塑出口競爭優勢的創新閉環。

鑒于創新是出口貿易高質量發展的出發點和著力點，創新驅動發展戰略提出后就成為國際貿易領域研究的重要議題，國內文獻呈井噴式涌現。已有文獻主要從解讀創新驅動發展戰略的內涵、探討實施創新驅動發展戰略的對策與評價創新驅動發展戰略的實施效果等視角展開研究[8-10]。但是，目前相關文獻尚停留在回答創新驅動發展戰略 “是什么”及 “怎么做”兩類問題上，關于創新、創新驅動發展戰略與出口技術復雜度三者關系的研究較為鮮見。宋林等[11]、王謙等[12]分別實證研究了創新驅動發展戰略背景下技術創新的路徑選擇和研發支出的效率評估，邢斐等[13]則明確指出創新驅動發展戰略是實現出口結構轉型升級和出口數量穩定增長的關鍵。

上述研究為本文提供了有益啟發，但是仍存在以下不足：①學界通常僅考察創新投入對出口技術復雜度的影響，卻忽視了創新主體與創新環境等關鍵創新因子對出口技術復雜度的作用；②多數研究僅采用單一指標作為創新因子的代理變量，難以全面刻畫創新因子對出口技術復雜度的作用；③創新驅動發展戰略相關領域的實證研究較為匱乏，對于創新驅動發展戰略在創新與出口技術復雜度關系間的作用機制研究更是近乎空白。

與以往研究相比，本文的邊際貢獻在于以下幾點：①將創新主體、創新投入與創新環境三類創新因子納入分析框架，綜合探究各類創新因子對出口技術復雜度的影響，克服了以往研究的片面性；②采用全局主成分分析法科學測度創新主體、創新投入和創新環境三類創新因子，全面考察各類創新因子對出口技術復雜度的影響，增加了研究結論的解釋力；③探索性地檢驗創新驅動發展戰略在各類創新因子與出口技術復雜度間的調節效應，以期為揭開創新與出口技術復雜度關系的 “黑箱”提供新的研究視角。

2 理論分析與研究假設

2.1 創新因子與出口技術復雜度

為了更好地探究創新如何作用于出口技術復雜度，本文采用創新因子作為創新的基礎單元，厘清驅動出口技術復雜度提升的創新要素。結合已有文獻[14-15]，本文認為創新主體、創新投入和創新環境是創新系統中的核心創新因子，可能從以下途徑對出口技術復雜度產生促進效應。

創新主體由直接參與創新活動的個體及種群構成[16]，創新主體數量增加將加劇行業競爭程度，成為創新主體有序開展研發活動、提高創新效率的外部壓力，促使創新主體提高單位產品價值，最終提高出口技術復雜度；同時創新主體間在互動過程中產生技術溢出效應[17]，這種技術轉移行為對企業及產業帶來正的外部效應，能夠提升產業技術水平，整體推動出口技術復雜度提升。創新投入主要通過創新經費與創新人才兩類資源形態提升出口技術復雜度：一方面，創新經費為整個創新環節提供物質來源，在很大程度上決定產品的基本特征與技術含量，直接影響出口產品的國際競爭力；另一方面，創新人才在產品的研發、生產與銷售等環節中能夠發揮創造性，幫助企業提高產品附加值，從而促進出口技術復雜度提升。適宜、匹配的創新環境能夠激發科研人員的創造意識，引導其創造行為朝著市場化、合理化方向發展，促使高質量原始創新成果不斷涌現[18]，因而有助于出口技術復雜度的提高。

基于以上分析，本文提出假設1：創新主體、創新投入和創新環境三類創新因子對出口技術復雜度有促進效應。

2.2 創新驅動發展戰略的調節效應

創新驅動發展戰略可以正向調節創新因子與出口技術復雜度的關系，其內在機理如下：針對創新主體而言，創新驅動發展戰略的引導、協調和服務功能夠幫助創新主體在創新決策中規避創新風險[19]，提高創新效率，進一步加速出口技術復雜度升級；同時，創新驅動發展戰略也緊密加強了創新主體間的合作，促使創新主體通過協同創新形成創新集群，加快創新主體間知識和技術的溢出速度，進而強化創新主體對出口技術復雜度的正向影響。對于創新投入來說，在創新驅動發展戰略背景下，政府經濟資源及人力資源的供給和保障能夠有效降低企業創新投入的成本，鼓勵企業多頻率、高強度地參與研發活動，為產品實現量的積累轉化為質的突破提供可能，從而增強創新投入對于出口技術復雜度的促進效應。另外，創新驅動發展戰略在貫徹過程中不僅注重營造更加公平、自由的創新環境，倡導服務于創新全過程的創新文化，還通過加快構建高水平知識產權保護政策與完善的市場機制及法律體系，增強創新活動的激勵與保障作用[20-21]，不斷釋放創新環境對出口技術復雜度的內生效能。

基于以上分析，本文提出假設2：創新驅動發展戰略在創新主體、創新投入和創新環境與出口技術復雜度的關系中存在正向調節效應，如圖1所示。

圖1 理論機制與假設

3 研究設計

3.1 變量選取

(1)被解釋變量：出口技術復雜度 (ES)。本文利用中國海關HS大類產品數據測算省際出口技術復雜度，由于HS編碼共有22類產品，為了提高測度結果的準確性，本文借鑒周祿松等[22]的做法，剔除產業不明的特殊產品與雜類產品，最終計算的產品大類共有16類。借鑒Hausmann等[23]的方法，對各省市出口技術復雜度進行測算。

首先，計算出每一類產品的出口技術復雜度：

其中，PSkt為t年k類產品的出口技術復雜度，xikt為地區i在t年k類產品的出口額，Xit為地區i在t年的出口總額，Yit為地區i在t年以2007年為基期剔除價格因素后的人均實際GDP。

其次，以各類產品出口占該地區出口總額的比重作為權重，對相應類別產品出口技術復雜度加權平均，得到各省市的出口技術復雜度：

其中，ESit表示地區i在t年的出口技術復雜度。

(2)核心解釋變量：創新因子 (INO)。為了全面反映創新因子的基本現狀，本文遵循科學、客觀、系統的原則，以湯臨佳和孫艷艷等[24-25]的研究為參考，構建創新因子指標衡量體系 (見表1)。同時采用全局主成分分析法對創新主體、創新投入與創新環境三類創新因子進行降維提取，綜合測度各類創新因子，以便充分有效地考察各類創新因子與出口技術復雜度的關系。

表1 創新因子指標體系

各創新因子維度下KMO度量值均大于0.6，Bartlett檢驗值所對應的p值均等于0.000，小于0.001，表明各二級指標具有較強的線性關系，符合全局主成分分析的檢驗標準。首先對指標數據進行Z-Score標準化處理，其次根據特征值大于1的原則提取主成分，最后利用成分系數除以主成分相對應的特征值開平方根得到特征向量，以此確定各二級指標的權重，進而提煉出創新主體、創新投入和創新環境這三個綜合指標。公式如下：

IS=0.4797×ZNie+0.3696×ZNrs+0.5613×ZNoc+0.5640×ZNft

IP=0.6151×ZFrd+0.5931×ZDev+0.5195×ZLge

IE=0.5326×ZGdp+0.4927×ZCpl+0.5266×ZScg+0.4430×ZInt

(3)調節變量：創新驅動發展戰略 (IDD)。創新驅動發展戰略為虛擬變量，由于創新驅動發展戰略于2012年的年底提出，因此令2013年以前的變量取值為0，2013年及以后的變量取值為1。

創新驅動發展戰略在創新因子與出口技術復雜度關系中的調節效應通過交互項 (INO×IDD)來體現，由于創新因子包含創新主體、創新投入和創新環境三個維度，因此，交互項分別為IS×IDD、IP×IDD、IE×IDD。交互項的系數表示創新驅動發展戰略對創新因子與出口技術復雜度的邊際影響，如果創新因子利于出口技術復雜度的提升，那么正的交互項系數表明創新驅動發展戰略能夠有效增強創新因子對出口技術復雜度的促進效應，負的交互項系數則表明創新驅動發展戰略會減弱創新因子對出口技術復雜度的有利影響。

(4)控制變量。為了規避遺漏變量帶來的偏誤，本文對以下影響出口技術復雜度的因素加以控制：①對外開放度 (Open)，選擇進出口總額與外商直接投資的總和占GDP的比重表示；②人力資本 (Hum),利用平均受教育年限法測算，小學、初中、高中、大專及以上學歷受教育年限分別為6年、9年、12年、16年，用各學歷就業數占總就業人數的比重乘以對應教育年限加總得到；③企業規模 (Scale)，選取規模以上工業企業利潤總額衡量；④市場化程度 (Mar)，以國有單位就業人員數占從業人員總數的比重度量；⑤金融發展 (Fin)，采用金融機構人民幣貸款余額與GDP的比值表征。

柳州市出露地層有泥盆系、石炭系、二疊系、三疊系、白堊系、古近系和第四系，基巖出露約占2/3，主要為碳酸鹽巖，次為碎屑巖、硅質巖及少量凝灰巖。松散的第四系堆積約占1/3，有河流沖積、溶蝕殘余堆積等類型。除白堊系、古近系和第四系與下伏地層呈角度不整合接觸外，其余各地層間均為整合接觸。

3.2 模型設定

為了揭示創新因子、創新驅動發展戰略對出口技術復雜度的影響，根據Hausman檢驗結果構建固定效應模型。

首先建立模型 (1)，考察創新因子對省際出口技術復雜度的直接影響。由于創新因子對出口技術復雜度的影響往往存在一定的滯后作用，因此將創新因子滯后1期引入模型[26]，得：

ESit=α0+β1INOit-1+β2Openit+β3Humit+

β4Scaleit+β5Marit+β6Finit+λt+ui+εit

(1)

其次建立模型 (2)，對創新因子與創新驅動發展戰略進行聯合顯著性檢驗，進一步分析創新因子與創新驅動發展戰略對省際出口技術復雜度的影響：

ESit=α0+β1INOit-1+β2IDDit+β3Openit+

β4Humit+β5Scaleit+β6Marit+β7Finit+λt+ui+εit

(2)

最后引入創新因子與創新驅動發展戰略的交互項，建立模型 (3)，檢驗創新驅動發展戰略在創新因子與出口技術復雜度關系間的調節效應：

ESit=α0+β1INOit-1+β2IDDit+β3INOit-1×IDDit+β4Openit+β5Humit+β6Scaleit+β7Marit+

β8Finit+λt+ui+εit

(3)

在模型 (1) (2) (3)中，INOit-1表示地區i在t-1年的創新因子，包括IS、IP和IE；IDDit表示創新驅動發展戰略；Openit表示地區i在t年的對外開放程度；Humit表示地區i在t年的人力資本水平；Scaleit表示地區i在t年的企業規模；Marit表示地區i在t年的市場化程度；Finit表示地區i在t年的金融發展水平；λt表示時間固定效應；ut表示個體固定效應。

3.3 數據說明

本文利用2007—2019年30個省市的創新因子及出口技術復雜度相關數據進行實證分析。測度各省市出口技術復雜度的分類商品出口額來源于國研網的對外貿易數據庫；測度創新因子使用的相關數據來源于歷年 《中國科技統計年鑒》和 《中國統計年鑒》；控制變量中人力資本和市場化程度均基于歷年 《中國勞動統計年鑒》計算得出，其他各指標數據均來源于歷年 《中國統計年鑒》及各省市統計年鑒。為了解決量綱不同及多重共線性等問題，除了虛擬變量 (IDD)外，其他變量均進行標準化處理。

4 實證結果分析

4.1 基準檢驗結果分析

創新因子對出口技術復雜度的影響及創新驅動發展戰略的調節效應基準回歸結果如表2所示。模型 (1a) (1b) (1c)分別考察各類創新因子對省際出口技術復雜度的影響；模型 (2a) (2b) (2c)分別考察各類創新因子與創新驅動發展戰略對省際出口技術復雜度的聯合影響；模型 (3a) (3b) (3c)分別考察創新驅動發展戰略在各類創新因子與省際出口技術復雜度關系中的調節效應。

表2 基準檢驗結果

(1)創新因子對省際出口技術復雜度影響的存在性檢驗。由模型 (1a)單獨引入創新主體以及在模型 (2a)中對創新主體與創新驅動發展戰略進行聯合顯著性檢驗的結果可知，創新主體的系數均顯著為正，表明創新主體能夠顯著提升省際出口技術復雜度。模型 (1b)和 (2b)的結果顯示，創新投入對出口技術復雜度的促進效應均在1%的顯著水平下通過檢驗，說明創新投入越多的省市其出口技術復雜度水平也越高。在模型 (1c)和 (2c)中，創新環境的系數均顯著為正，且顯著性保持一致，證明回歸結果穩健，這意味著創新環境的改善能夠驅動省際出口技術復雜度提升。由此，假設1得到驗證。

(2)創新驅動發展戰略對創新因子與出口技術復雜度的調節效應檢驗。由模型 (3a)可知，創新主體與創新驅動發展戰略的交互項 (IDD×L.IS)系數顯著為正，表明創新驅動發展戰略的調節效應存在，即創新驅動發展戰略增強了創新主體對出口技術復雜度的促進效應。模型 (3b)中創新投入與創新驅動發展戰略的交互項 (IDD×L.IP)呈現顯著正向影響，說明創新驅動發展戰略在創新投入與出口技術復雜度的關系間存在增強的調節效應。模型 (3c)顯示創新環境與創新驅動發展戰略的交互項 (IDD×L.IE)系數為正，但不顯著，即創新驅動發展戰略在創新環境與出口技術復雜度的關系間不存在調節效應，其原因可能是在落實創新驅動發展戰略過程中仍存在創新激勵機制與創新制度之間彼此矛盾和沖突的地方，在短時間內未能為創新活動的出現提供足夠的保障與激勵，從而導致創新驅動發展戰略無法在創新環境與出口技術復雜度之間產生持續的正向影響。因此，假設2得到部分支持。

4.2 異質性檢驗結果分析

考慮到行業異質性的特點，借鑒李平等[27]的做法，按照要素密集度將16類產品劃分為勞動密集型、資本密集型與技術密集型三類行業，探究不同行業類型下創新因子對出口技術復雜度的影響及創新驅動發展戰略調節效應的差異，異質性檢驗結果如表3所示。結合模型 (1) (2)的異質性檢驗結果可以發現，創新主體、創新投入與創新環境三類創新因子對出口技術復雜度的估計系數均顯著為正，說明這三類創新因子均有效提升了三類行業的出口技術復雜度，與前文全樣本基準檢驗結果一致。

不同行業下創新驅動發展戰略的調節效應存在差異。首先，對于創新主體而言，創新驅動發展戰略僅正向調節了其與技術密集型行業出口技術復雜度的關系；其次，針對創新投入，創新驅動發展戰略在其與勞動密集型、資本密集型行業出口技術復雜度的關系間存在正向調節效應，而在技術密集型行業中則不存在調節效應。

4.3 穩健性檢驗結果分析

為了增加上述結論的可信度，本文重新構建了創新因子指標衡量體系 (見表4)，再次通過全局主成分分析法對三類創新因子降維提取，以替代已有各類創新因子指標數據，驗證計量結果的穩健性。穩健性檢驗結果如表5所示，通過與表2的基準檢驗結果對比發現，各變量除了系數略有變化外，符號與顯著性水平基本相同，表明本文的檢驗結果不會因指標選取的不同而發生變化，研究結論具有較強的穩健性。

表3 異質性檢驗結果

5 結論與政策建議

本文的研究結論表明：創新主體、創新投入和創新環境三類創新因子均對出口技術復雜度具有促進效應；創新驅動發展戰略在創新主體、創新投入與出口技術復雜度的關系中存在增強的調節效應，但在創新環境與出口技術復雜度的關系中不存在調節效應；勞動密集型和資本密集型行業中創新驅動發展戰略均能增強創新投入對出口技術復雜度的促進效應，技術密集型行業中創新驅動發展戰略能夠增強創新主體對出口技術復雜度的促進效應。

基于上述結論，本文提出以下政策建議：

表4 創新因子替代指標體系

第一，發揮創新因子的協調作用，持續擴大創新因子對出口技術復雜度的促進效應。創新主體要通過破除主體間的流動壁壘積極開展產學研合作，以協同創新促進出口技術復雜度的提升；企業既要加大研發投入力度，也要合理優化投入結構，多措并舉地提高自主創新能力，助推出口高質量發展；各地區要通過營造濃厚的創新氛圍、完善市場機制等途經發揮創新環境的激勵作用，培育出口競爭新優勢。

表5 穩健性檢驗結果

第二，釋放創新驅動發展戰略的強勁動能，增強創新因子對出口技術復雜度的核心動力。政府應加強創新主體間的交互強度，加快知識與技術的溢出速度，激發創新主體提升出口技術復雜度的腦動力；并為企業經濟資源與人力資源提供長期穩定的支持，調動企業開展研發活動的積極性，增添創新投入的源動力；同時應立足于創新驅動發展戰略實施過程中面臨的障礙，通過構建完善的創新生態體系強化創新環境的激勵作用，進而為出口技術復雜度升級催生出不竭的軟實力。

第三，差異化開展創新活動，推動不同要素密集型行業出口技術復雜度協同發展。保證勞動密集型行業轉型的力度與速度，重塑勞動密集型行業顯著性比較優勢；通過降低資本密集型行業的生產成本，進一步提高其出口競爭力；實現技術密集型行業的核心技術突破，扭轉前沿技術受制于人的被動局面，同時也要充分發揮創新驅動發展戰略 “加速器”的作用，挖掘新的增長紅利，整體推進出口技術復雜度提升。