王 菲

(郑州大学 西亚斯国际学院，河南 郑州 451150)



中国高技术产品出口的产业升级效应研究

王 菲

(郑州大学 西亚斯国际学院，河南 郑州 451150)

高技术产品出口的产业升级效应具体包括学习效应和结构变动效应两个方面。本文首先利用出口内生技术进步模型及其扩展模型实证研究了中国高技术产品出口的学习效应，除一般贸易方式部门具有绝对技术效率优势外，其余结构性部门和整个出口部门均属于低绝对技术效率生产部门，但高技术产品出口部门及其不同贸易方式的出口部门在推动三次产业发展中具有显著的学习效应。其次利用分解技术和VAR模型研究了结构变动效应，发现在长期中国产业结构变动对高技术产品出口的贸易方式结构变动有更显著的反应，且二者呈正相关关系。最后从制度建设、贸易方式、商品结构、贸易主体和产业集聚五个方面提出了相应的政策建议。

高技术产品出口；产业升级效应；学习效应；结构变动效应

一、引 言

随着经济全球化向纵深发展，不同国家或地区开始以不同方式推动国际化分工与协作生产。在此背景下，资源优化配置地域范围的扩大使得经济体之间在同一产业链条中的价值地位产生明显差异，处于高附加值战略环节的经济体以其技术或品牌上的绝对垄断优势形成了对处于低附加值非战略环节经济体的现实剥削，并进而强化了“中心国家”与“外围国家”的马太效应。贸易自由化作为经济全球化的实现载体，在WTO框架下虽然已经为世界带来诸多便利，但亦因不公平贸易和贸易安全等问题而备受发展中国家诟病。由此可见，合作与竞争是各国之间的经济关系常态。就广大发展中国家而言，改变当前不利的贸易条件和规则最根本且最有效的途径是尽快加速本国比较优势从要素驱动向技术驱动的动态转换。在经济模式朝着“熊彼特式增长”转变的过程中，发展中国家国际竞争优势的提升客观要求产业发展的高端化和产业结构的高级化，而承接发达国家转移的高技术产业则为发展中国家提供了潜在的追赶机会。

作为全球最大的发展中国家，中国为了加快高新技术创新向产业化转化和实施科技兴贸战略，在20世纪80年代开启了“863计划”和“火炬计划”，特别是在20世纪90年代通过给予跨国公司“超国民待遇”吸引了大量外商直接投资，并由此带动中国高技术产品出口规模扩大和竞争力增强。据国家统计局数据显示，1992—2014年中国高技术产品出口占工业制成品出口比重从5.90%提高至29.63%，高技术产业贸易特化系数则从-0.46上升至0.08，其中2004年首次完成了从比较劣势到比较优势的逆转。在中国借助外源型动力成功促进本国高技术产业发展之际，有关中国高技术产品出口的低附加值问题开始成为学界和商界热议的话题。比较一致的观点认为：由外资企业主导的高技术产品大规模出口并不必然反映中国以市场换技术的外资利用政策的成功，中国贸易大而不强是不争事实。然而，本文认为中国高技术产业的发展水平和作用不应单纯地从出口规模或产品技术含量这些表象加以判定，而同时应重点考察高技术产品出口是否有利于带动本国产业整体的技术升级和结构优化，因为高技术产业的持续发展终究脱离不开相关配套产业的技术进步和协同发展。此外，在理论上，高新技术对一个国家或地区的产业结构影响渠道有三个：一是通过技术创新活动形成能够直接应用于生产过程的新技术方法来推动产业发展；二是通过新产品研发和商业化以创造新的国内需求，从而带动产业结构高级化；三是通过以产品为载体的高技术输出来改变国际市场的分工格局，进而实现外部需求拉动式的产业升级。在世界经济联系日趋紧密和国际竞争日益激烈的情况下，特别是在原本不具备地缘经济优势的国家开始加速谈判形成巨型化区域自贸区(如跨太平洋伙伴关系协定和跨大西洋贸易与投资伙伴关系协定)的现实背景下，只有重点扶持具有自主知识产权的高技术产业走出去积极参与国际竞争，才能够倒逼中国产业结构快速进行适应性调整和摆脱高端产业低端化的陷阱。

二、文献综述

目前国内外学者涉及高技术产业的文献研究主要集中在高技术产业发展的影响因素、效率评价、竞争力评价和经济增长效应等四个方面。其主要观点是：研发投入、研发强度和资金约束是影响高技术产业的重要因素，且不同规模企业的研发经费影响力有所差异，研发强度与企业产出正相关；高技术企业效率与研发力度正相关，并受益于发达国家的技术外溢，同时还与企业内部组织结构、产品多样化战略和战略合作等密切相关；高技术企业竞争力取决于创新模式、人才、知识产权保护力度和政府支持力度等，相应的竞争力评价可采用聚类分析、因子分析、层次分析和熵权分析等方法；与高技术产业的资本深化相比，进出口学习效应对经济增长中的技术外溢影响更大，且中小型高技术企业是经济增长的主要动力。

此外，陈昊[1]探讨了高技术产品出口的影响因素。Srholec[2]与Porter[3]研究了国际分工和国际竞争力等问题，他们认为发展中国家专业化于劳动密集型产品的加工环节，将使其发展路径长期锁定于全球价值链低端。樊纲等[4]从出口品的技术复杂性角度发现中国的出口带动了国内产品复杂度的提高，进而成为中国经济增长的重要动力。王静和张西征[5]、温丽琴等[6]特别考察了高技术产品的技术外溢效应问题，并证实不同渠道的技术外溢对高技术产业创新能力提升有显著影响。

综上可见，高技术产品出口与产业发展关系的研究领域并未受到学者的高度重视，相应的研究文献十分有限。基于此，本文将研究视角定位于高技术产品出口对中国三次产业发展的学习效应和二者之间的结构变动效应，以期通过实证研究丰富该领域的研究成果。需要说明的是，本文选定高技术产品出口作为技术内生重要变量的原因在于，理论上该类产品的出口更能反映一个经济体的技术发展水平和产业发达程度，这一点也被国外诸多学者的研究予以证实。例如，Salomon和Shaver[7]利用西班牙制造业企业微观数据验证了出口与创新的正相关关系。Park[8]确认了中国经济增长中出口贸易对技术进步的积极意义。Constantini和Melitz[9]基于新新贸易理论和一致性企业贸易理论框架证明了出口决定创新这一结论。Serti和Tomasi[10]进一步发现出口企业的规模、高技术员工占比和技术吸收能力都会影响出口的技术外溢效应。Haneda和Ito[11]以日本为对象的研究表明出口对技术创新有明显强化作用。

三、理论模型设定

1.出口内生技术进步标准模型及其扩展

Levin和Raut[12]在内生经济增长理论框架下，基于C-D函数构造了旨在估计出口部门对非出口部门技术外溢效应的标准出口内生技术进步经济增长模型，并运用该模型验证了1965—1984年30个准工业化发展中国家的人力资本、出口与经济增长的互补性关系。他们认为以出口为载体的信息和资源跨区域流动会引致技术外溢，越是开放的经济体越容易出现技术进步，且出口会同时对开放部门和封闭部门的全要素生产率产生影响。因此，设定基本模型为式(1)和式(2)。

(1)

(2)

在假定封闭部门中劳动的边际生产力与平均生产力大致相等的条件下，Feder[13]认为不同经济社会中部门之间存在着技术性差异，开放部门的相对技术效率水平可以由δi=(γi+φi)/(1-γi-φi)×100%衡量。

将式(2)代入式(1)并对其两边取自然对数可得：

(3)

当z→0时，有ln(1+z)≅z，因而式(3)可近似化为：

(4)

式(4)就是出口内生技术进步的标准模型。

为进一步揭示不同贸易方式和企业性质出口部门的学习效应，对式(2)加以修正则有：

(5)

(6)

将式(5)和式(6)分别代入式(1)，重复前述变换，于是有：

lnYi，t=lnCi，t+γi，1GTXt+γi，2PTXt+γi，3OTXt+φilnXt+αilnLi，t+βilnKi，t

(7)

lnYi，t=lnCi，t+γi，4SEXt+γi，5FEXt+γi，6NGEXt+φilnXt+αilnLi，t+βilnKi，t

(8)

其中，GTXt、PTXt和OTXt分别表示在某个特定时期t一般贸易、加工贸易和其他贸易的出口依存度；SEXt、FEXt和NGEXt分别表示在某个特定时期t国有企业、外资企业和民营企业的出口依存度；γi，1—γi，6分别度量各类型出口部门自身的绝对技术效率；其他变量和参数定义不变。

式(7)和式(8)是扩展的出口内生技术进步模型，与标准模型相比，它们从出口贸易结构方面说明了开放部门的学习效应机制。

2.结构变动效应的VAR模型

为进一步从结构的增量变动角度考察高技术产品出口与产业结构变动之间的动态关系，本文将基于如下结构变动效应原理构建向量自回归(VAR)模型。

(9)

式(9)表明总量增长率取决于分量增长率、分量占比及其变化量，其中第二项表达式同时反映了分量的绝对值变化和相对值变化，故可将其作为测度结构变动效应的重要指标。

在计算出三次产业产值结构变动指数(ΔYt)、不同贸易方式高技术产品出口结构变动指数(ΔTMXt)和不同企业性质高技术产品出口结构变动指数(ΔENXt)后，分别构建ΔYt和ΔTMXt、ΔYt和ΔENXt的两类VAR模型并进行单位根检验和协整检验。

四、经验研究

1.代理变量选择

本文的变量数据选取1996—2013年的年度数据，数据来源于科学技术部、商务部和国家统计局等政府部门的公开统计资料，*限于篇幅，变量的描述性统计不在正文列示，留存备索。基期选定1996年，并以定基CPI指数将名义变量转为实际变量。对于模型中特殊变量的具体内涵，t时期产业i的总产出水平Yi，t(亿美元)可选择其相应的产业增加值，t时期经济的总产出水平Yt可用GDP(亿美元)衡量，t时期产业i的劳动投入量Li，t(万人)以其年底就业人员数作为代理变量。由于t时期产业i的资本投入量Ki，t属于存量范畴概念且现有统计资料大多没有反映，因而对其数值的确定较为繁琐。经比较，本文将农业机械总动力作为第一产业资本存量K1t(万千瓦)的代理变量，将工业企业资产总计与建筑业企业资产总计之和作为第二产业资本存量K2t(亿美元)的代理变量(其中1998年前为独立核算工业企业数据，其他年份为规模以上工业企业数据)[14]。同时，采用永续盘存法估算第三产业资本存量K3t(亿美元)，估算公式为K3t=(1-σ)K3t-1+I3t和K30=I30/(g+σ)，其中，K3t-1为滞后一期的第三产业资本存量，I3t为t期第三产业固定资产投资额，σ和g分别为经济折旧率和样本期第三产业固定资产投资额实际增速的几何平均值，借鉴张军等[15]估算的经济折旧率σ=9.60%，计算可得g=15.80%。

2.出口内生技术进步模型的回归估计

式(4)、式(7)和式(8)的回归结果分别如表1、表2和表3所示。

表1 出口内生技术进步标准模型回归结果

变 量lnY1,tlnY2,tlnY3,tlnCi,t33.84***(5.80)-5.89***(-2.95)-0.82(-0.12)Xt/Yt-6.31***(-2.62)-1.98(-1.46)-4.36**(-2.25)lnXt0.46***(2.75)0.18**(2.37)0.26***(2.89)lnLi,t-2.12***(-12.10)0.87***(2.96)0.22(0.28)lnKi,t-0.61(-1.21)0.52***(3.96)0.60***(4.39)

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平下显著，括号内为t值，表2和表3同。

由表1可知，高技术产品出口部门的绝对技术效率低下，且对第一产业和第三产业发展有较大的直接负向影响，而对第二产业发展的影响不显著。高技术产品出口部门却通过对社会其他部门的技术外溢间接促进了三次产业发展，并在技术正外部性影响下使社会部门间的技术水平趋于收敛，其对三次产业的技术外溢效应由强至弱排序依次是第一产业、第三产业和第二产业。劳动力促进了第二产业发展却制约了第一产业发展，对第三产业的影响不显著。资本则显著提升了第二产业和第三产业的发展水平，对第一产业的影响不显著。

表2 高技术产品出口贸易方式对三次产业发展的影响

由表2可知，一般贸易方式的高技术产品出口部门具有很高的绝对技术效率优势，并极大地促进了第二产业和第三产业发展，对第一产业发展的影响不显著，加工贸易方式和其他贸易方式的高技术产品出口部门绝对技术效率很低，且对三次产业发展均有负向影响。高技术产品出口部门整体上对社会其他部门产生了技术外溢效应并推动了三次产业发展，其影响力度基本与出口内生技术进步标准模型中的参数保持一致。劳动力阻碍了第一产业发展，对第三产业发展的影响为正，对第二产业发展的影响不显著。资本对三次产业发展的影响效果如前文所述。

表3 高技术产品出口企业性质对三次产业发展的影响

由表3可知，外资企业和民营企业(包括集体企业和私营企业)高技术产品出口部门并未通过自身的绝对技术效率提升促进第一产业的发展，特别是民营企业在出口高技术产品过程中还对第三产业产生抑制作用。除此之外，国有企业高技术产品出口部门对三次产业发展的影响均不显著。高技术产品出口部门只通过对社会其他部门的技术外溢间接促进第一产业发展，而其他技术外溢刺激产业发展的渠道均不存在。劳动力仅在第一产业发展中出现负向影响，而在其他产业发展中的影响不显著。资本在促进第二产业和第三产业发展的同时，对第一产业发展带来了一定的负向影响。

进一步地，根据Feder[13]的定义，三类模型中高技术产品出口部门的相对技术效率水平计算结果如表4所示。

表4 高技术产品出口部门相对技术效率水平

类 型lnY1,tlnY2,tlnY3,t标准模型-0.85(低)-0.64(低)-0.80(低)贸易方式模型-0.96(低)-1.09(低)-2.45(低)企业性质模型-0.97(低)-0.87(低)-0.95(低)

由表4可知，在中国三次产业发展中，高技术产品出口部门并没有表现出相对于其他社会部门较高的技术比较优势。

3.结构变动效应的VAR模型回归估计

(1)单位根检验

单位根检验是考察变量平稳性的重要步骤，当变量水平值表现出显著的趋势特征或者波动非对称时，其数据很可能是非平稳的，如证实则需要继续对变量进行一阶差分或二阶差分，然后继续进行该检验直至数据平稳。对本文涉及的结构变动效应三个变量进行检验，结果发现：时间序列变量ΔYt、ΔTMXt和ΔENXt均存在单位根，经过差分后ΔYt和ΔTMXt属于二阶单整，而ENXt属于一阶单整。依据非同阶单整时间序列不可回归这一基本原则，故只对ΔYt和ΔTMXt进行VAR模型参数估计。

(2)协整检验

VAR模型的建立首先需要确定变量滞后阶数，经验证，当滞后阶数为2时，其AIC和SC指标最小，故模型估计结果如下：

(10)

继续对该模型进行滞后阶数为1的Johansen协整检验，证实结果显示：只存在第一个似然比统计量(16.34)大于5%水平下的临界值(15.41)，故仅有第一个原假设被拒绝，即模型存在唯一的协整关系。标准化的协整方程参数估计结果如下：

ΔYt=0.0007+0.0323×ΔTMXt

(11)

由式(11)可见，在长期均衡中，三次产业产值结构变动效应会受到不同贸易方式下高技术产品出口结构变动效应的正向影响，其影响力度为0.0323。

五、主要结论与政策建议

本文的实证研究表明：从总体来看，高技术产品出口部门在推进产业发展过程中的作用主要不是直接的绝对技术效率优势，而是间接的学习效应；从贸易方式结构来看，一般贸易方式部门通过提升自身绝对技术效率显著促进了第二产业和第三产业发展，加工贸易部门和其他贸易部门的情况则相反，但三次产业中高技术产品出口的学习效应依旧明显；从企业性质结构来看，国有企业高技术产品出口部门的绝对技术效率优势和产业推动作用并不显著，外资企业和民营企业高技术产品出口部门绝对技术效率较低且并未正向刺激产业发展，而高技术产品出口的学习效应仅对第一产业带来积极影响，对其他产业作用不显著；第二产业和第三产业发展均不同程度地受到劳动力和资本的正向推动，而第一产业发展则受到这两类要素特别是劳动力的较大制约；从相关经济变量的结构变动效应来看，长期中高技术产品出口的贸易方式结构变动对产业结构变动有更显著的影响，且二者呈正相关关系。

因此，笔者认为促进中国高技术产品出口质量升级及其对产业的关联带动作用应实施以下具体措施：

第一，加强高技术产业领域的制度建设。制度是比科学技术更为重要的经济发展变量，合理的制度设计有利于加速技术创新。因此，政府应切实做好高技术产业的顶层设计，不仅要营造出激励万众创新的文化氛围和环境，更要坚决取缔一切制约原始技术创新的不合理制度。同时，通过实施差异化产业政策引导和鼓励国有资本以及社会资本在技术密集型的战略性新兴产业进行投资。此外，必须进一步完善涉及知识产权保护的法律法规，以形成重视知识、尊重原创的良好社会风气。

第二，推动高技术产品出口贸易方式转变。众所周知，加工贸易方式是一种利用劳动力低成本优势进行低附加值环节外包的生产方式，这种方式在短期能够为发展中国家提供大量就业机会和积聚一定的外汇收入，但长期将使该经济体陷于国际分工体系的外围。目前中国高技术产品出口中加工贸易占据绝对主导地位，更能展现其技术实力的一般贸易方式却占比最小。因此，必须大力加强科技攻关，着力培育自主知识产权，增强经济可持续发展的内源性动力[16]。

第三，优化高技术产品出口贸易商品结构。从出口商品类别看，中国的电子及通信设备制造业、计算机及办公设备制造业两类产品占据高技术产品出口的绝大部分。以2013年为例，国家统计局相关报告显示上述两类产品出口交货值占比累计高达94%。这种集中度过高的出口商品结构极易诱发国际贸易摩擦，一旦被定性为“双反”产品无疑会对高技术产业发展造成沉重打击。因此，中国必须尽快调整其高技术产品出口商品结构，实现产品结构的多元化，特别是发展新材料和新能源类产品。

第四，实现高技术产业贸易主体均衡发展。尽管实证研究揭示了中国三次产业发展对高技术产品贸易方式更为敏感，但这并不能否认贸易主体均衡化的重要性。对外资企业的过度依赖正是其贸易方式低端化的根源所在，必须在巩固国有高科技企业技术优势的同时，鼓励和支持集体和私营高科技企业的发展壮大，并提高外资高科技企业的投资准入门槛。

第五，发挥高新技术产业开发区的产业集聚效应。以高新技术产业开发区建设为载体，通过培养和引进人才以及协同创新加速推进高端技术研发和成果产业化。同时，坚持在产城融合理念指导下推动高新技术产业开发区的各项工作，打造集产业性、宜居性和生态性于一体的示范性产业集聚区。

[1] 陈昊.高新技术产品出口影响因素的实证分析——基于14个省际的数据[J].调研世界，2011，(3)：37-39.

[2] Srholec，M.High-Tech Exports From Developing Countries：A Symptom of Technology Spurts or Statistical Illusion?[J].Review of World Economics，2007，143(2)：227-255.

[3] Porter，M.E.The Five Competitive Forces that Shape Strategy[J].Harvard Business Review，2008，86(1)：78-93.

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[5] 王静，张西征.高科技产品进口溢出、创新能力和生产效率[J].数量经济技术经济研究，2012，(9)：22-39.

[6] 温丽琴，卢进勇，马锦忠.FDI对中国高技术产业技术创新能力的影响研究——基于行业面板数据的实证研究[J].经济问题，2012，(8)：33-36.

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[8] Park，J.H.The New Regionalism and Third World Development[J].Journal of Developing Societies，1995，11(1)：23-30.

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[16] 刘丹青，王菲.出口贸易的结构性失衡与系统性矫正[N].光明日报(理论版)，2011-11-01.

(责任编辑：孙 艳)

2016-08-19

国家社会科学基金项目“基于全球价值链的生产性服务业升级机理与路径选择研究”(15BJY074)；国家社会科学基金青年项目“我国装备制造业利用外资的产业安全评价及对策研究”(14CJY036)；河南省高等学校青年骨干教师资助计划“全球自贸新格局下河南省产业结构优化问题研究”(2014GGJS-156)；河南省高等学校重点科研项目“外商直接投资对省域产业结构的影响研究——理论框架及河南的应用”(15A790039)

王 菲(1980-)，男，河南郑州人，副教授，博士，主要从事发展经济研究。E-mail: oscarpublic@126.com

F062.9

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