沈曉陳，王 領(lǐng)

(上海理工大學(xué)管理學(xué)院，上海200093)

引言

改革開放30 多年來，我國的貿(mào)易量實(shí)現(xiàn)了井噴式增長(由1978年9 750百萬美元到2013年的41 603 310 百萬美元)，我國已成為名副其實(shí)的貿(mào)易大國。但貿(mào)易大國并不等于貿(mào)易強(qiáng)國。一方面，我國出口企業(yè)進(jìn)入發(fā)達(dá)國家遇到諸多綠色壁壘，表明我國出口技術(shù)含量相對較低;另一方面，有相當(dāng)多的出口企業(yè)遭到“反傾銷”調(diào)查，表明我國出口產(chǎn)品在很大程度上主要靠低價(jià)格競爭，出口復(fù)雜度較低。顯然，這種低技術(shù)、低復(fù)雜度的出口使我國出口企業(yè)處于相對被動(dòng)的位置?？紤]到出口在我國經(jīng)濟(jì)中的重要地位，出口企業(yè)的這種被動(dòng)狀態(tài)在很大程度上限制了我國經(jīng)濟(jì)增長的空間。在此背景下，提高我國的出口復(fù)雜度顯得尤為迫切，而要制定有效的扶持政策，就要找到影響出口復(fù)雜度的因素及其具體影響機(jī)制。因此，對出口復(fù)雜度影響因素及其影響機(jī)制的研究具有深遠(yuǎn)的現(xiàn)實(shí)意義。

一、相關(guān)研究

關(guān)于出口復(fù)雜度影響因素的研究，按影響因素來源可分為外在因素和內(nèi)生性因素。外在因素主要關(guān)注加工貿(mào)易和FDI 的作用。就加工貿(mào)易而言，有相當(dāng)一部分學(xué)者(Amiti and Freund，2010;丁小義，2013)通過直接剔除加工貿(mào)易的方法，考察其對我國出口復(fù)雜度的影響，相關(guān)研究結(jié)果較為一致，普遍認(rèn)為，加工貿(mào)易由于包含高技術(shù)含量的中間品，從而使我國的出口復(fù)雜度虛高。但上述研究并沒有直接實(shí)證加工貿(mào)易與出口復(fù)雜度之間的關(guān)系，為進(jìn)一步考察加工貿(mào)易對出口復(fù)雜度的影響，Wang and Wei(2008)按出口性質(zhì)對數(shù)據(jù)進(jìn)行分類處理并做實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)政策區(qū)域外的加工貿(mào)易降低了我國的出口復(fù)雜度，政策區(qū)域內(nèi)加工貿(mào)易能在一定程度上提升出口復(fù)雜度，但其效應(yīng)不如政策區(qū)域內(nèi)的非加工貿(mào)易明顯，表明加工貿(mào)易非但不能提高我國的出口復(fù)雜度，甚至還有可能存在負(fù)面影響。就FDI 而言，當(dāng)前研究存在一定分歧。持肯定觀點(diǎn)的學(xué)者認(rèn)為FDI 對本土企業(yè)的出口復(fù)雜度有明顯的溢出效應(yīng)(Yuan 等，2014;Jarreau ＆ Poncet，2009;黃先海，2006)，但僅限于發(fā)展中國家(Iwamoto ＆ Nabeshima，2012)。持否定觀點(diǎn)的學(xué)者認(rèn)為，F(xiàn)DI 對本土企業(yè)的溢出效應(yīng)十分有限。Harding 等(2009)研究發(fā)現(xiàn)，在發(fā)展中國家，F(xiàn)DI 只會(huì)促進(jìn)最終產(chǎn)品的升級，不會(huì)促進(jìn)中間產(chǎn)品的升級，且目前無法區(qū)分出口升級是由跨國公司出口帶來的，還是由本土公司吸收外溢知識引起的，故FDI 對本土企業(yè)的溢出效應(yīng)并不明朗。另外，Wang and Wei(2008)通過控制來自政策區(qū)域的出口，實(shí)證FDI 與中國城市間出口復(fù)雜度差異的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)FDI 并不是造成城市間出口差異的原因，表明FDI 對本土企業(yè)出口復(fù)雜度的外溢效應(yīng)并不存在。

內(nèi)生性因素主要關(guān)注我國自身?xiàng)l件對出口復(fù)雜度的影響，可進(jìn)一步分為供給因素和需求因素，其中，供給因素受到了廣泛關(guān)注，需求因素并未得到充分重視。當(dāng)前實(shí)證已發(fā)現(xiàn)一系列能促進(jìn)我國出口復(fù)雜度的供給因素，可分為以下三類:資本因素，包括人力資本、資本深化和研發(fā)投入(Yuan等，2014;Wang and Wei，2008 or 2010;Zhu ＆ Fu，2013);宏觀經(jīng)濟(jì)因素，包括外部市場自由化、恰當(dāng)?shù)暮暧^經(jīng)濟(jì)政策、經(jīng)濟(jì)增長以及金融發(fā)展程度等(Yuan 等，2014;Anand 等，2011;郭晶＆ 楊艷，2010;齊俊妍等，2011);其他因素，包括基礎(chǔ)設(shè)施(王永進(jìn)等，2010)和制度因素(Zhu ＆ Fu，2013)。從需求角度切入的研究較少，劉洪鐸等(2013)發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)市場整合有利于提高出口復(fù)雜度，一個(gè)可能的解釋是需求規(guī)模的擴(kuò)大有利于廠商形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)，而規(guī)模經(jīng)濟(jì)有利于降低高技術(shù)帶來的高成本。Chong ＆ Jung(2012)認(rèn)為消費(fèi)層次可能與一國的出口復(fù)雜度有關(guān)，但該研究只實(shí)證了中國出口對韓國的影響，僅限于低技術(shù)層次，并沒有具體闡述消費(fèi)層次與出口復(fù)雜度的關(guān)系及其影響機(jī)制。

如前文所述，實(shí)證已發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與出口復(fù)雜度密切相關(guān)(郭晶＆ 楊艷，2010)，由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在很大程度上決定了消費(fèi)者收入水平，而收入水平與消費(fèi)者的需求層次密切相關(guān)，結(jié)合Chong ＆ Jung(2012)的研究，筆者認(rèn)為，需求層次很可能在某種程度上限制了一國的出口復(fù)雜度，故本文以此為切入點(diǎn)進(jìn)行進(jìn)一步探索。此外，當(dāng)前文獻(xiàn)僅僅關(guān)注單個(gè)或多個(gè)影響因素，缺乏系統(tǒng)性闡述和模型解釋。故本文在考慮需求因素的同時(shí)，也考慮了供給因素，試圖通過構(gòu)建供求互動(dòng)模型，闡述需求層次對出口復(fù)雜度的影響機(jī)制。

二、需求層次對出口復(fù)雜度的影響機(jī)制

為考察需求層次對出口復(fù)雜度的影響機(jī)制，下面通過構(gòu)建數(shù)學(xué)模型從潛在的需求層次能否轉(zhuǎn)化為實(shí)際的消費(fèi)偏好，以及消費(fèi)者實(shí)際消費(fèi)偏好對廠商技術(shù)選擇的影響進(jìn)行闡述，并結(jié)合供求模型推導(dǎo)的結(jié)果，具體闡述影響機(jī)制的形成。

(一)需求角度——需求層次決定國家消費(fèi)偏好

由于出口復(fù)雜度更偏向于關(guān)注產(chǎn)品的技術(shù)含量，屬于產(chǎn)品垂直差異的范疇，因此，本文在分析需求因素時(shí)所選角度為“需求層次”。所謂“需求層次(Demand Sophistication)”(Linder，1961)是指消費(fèi)者對同種產(chǎn)品的質(zhì)量偏好差異。如果說需求規(guī)模是對量的表述，那么，需求層次則是對質(zhì)的表述，常與同種產(chǎn)品的垂直差異聯(lián)系在一起。它區(qū)別于產(chǎn)品間(between product)差異(如精密儀器與服裝的差異)和產(chǎn)品內(nèi)(within product)的水平差異(如不同顏色的同款汽車)。根據(jù)Linder(1961)的定義，一國的需求層次是由一系列不同質(zhì)量的“代表性產(chǎn)品(representative products)”組成的集合，為進(jìn)行進(jìn)一步研究，本文將“代表性產(chǎn)品”細(xì)分為“高端產(chǎn)品”和“低端產(chǎn)品”——當(dāng)一種產(chǎn)品的質(zhì)量高于代表性產(chǎn)品的平均質(zhì)量時(shí)，該產(chǎn)品即為高端品，否則為低端品。由于每個(gè)國家的“需求層次”不一定完全重合，那么，高端品或低端品都是相對于某個(gè)特定國家而言的，某個(gè)國家的低端品在另一個(gè)國家可能為高端品，即跨國比較產(chǎn)品將失去意義?？紤]到上述問題，本文僅在“重疊需求”范圍內(nèi)探討需求層次對出口復(fù)雜度的影響。由于兩國只能在“重疊需求”區(qū)間進(jìn)行貿(mào)易(Linder，1961)，因此，本文不存在模型設(shè)定誤差。在此范圍下，高端品定義為“質(zhì)量高于重疊需求區(qū)間平均質(zhì)量的產(chǎn)品”，低端產(chǎn)品反之。

由于本文主要關(guān)注需求層次(質(zhì))，而非需求規(guī)模(量)，為簡化模型計(jì)算，本文研究對象僅限于垂直差異化產(chǎn)品，即只存在質(zhì)量差異的同種產(chǎn)品。顯然，在沒有收入水平的約束下，消費(fèi)者都偏好高質(zhì)量產(chǎn)品，即收入越高，質(zhì)量偏好程度越強(qiáng)。假設(shè)存在兩個(gè)有“重疊需求”的國家K 和L，國家K 的收入高于國家L，即YK＞YL。定義質(zhì)量偏好系數(shù)為γ，則有γk＞γL。如前文所述，需求層次是不同質(zhì)量需求的集合，而非單個(gè)點(diǎn)，所以，貿(mào)易區(qū)間(重疊需求區(qū)間)內(nèi)存在一系列與之對應(yīng)的產(chǎn)品。假設(shè)貿(mào)易區(qū)間的產(chǎn)品集合為:I =(1，2，……，n)，那么，總體的消費(fèi)者效用為:U=U(u1，u2，…，un)。其中，ui為改進(jìn)后的Dixit－Stiglitz 消費(fèi)者效用函數(shù)，其公式如下:

其中，θi為產(chǎn)品i 的質(zhì)量，γ 為質(zhì)量偏好系數(shù)，qi為產(chǎn)品i 的數(shù)量，α 為除質(zhì)量偏好差異外的其他需求偏好。根據(jù)前文模型設(shè)定，產(chǎn)品僅存在質(zhì)量差異，那么，消費(fèi)者只對產(chǎn)品的質(zhì)量差異(垂直差異)作出反應(yīng)，也就是說，其他需求偏好無差異。由公式(1)可知，產(chǎn)品的質(zhì)量越契合消費(fèi)者質(zhì)量偏好，產(chǎn)品數(shù)量越多，消費(fèi)者效用越大。但這種效用的實(shí)現(xiàn)要受到消費(fèi)者收入水平的約束，假設(shè)收入約束為:

根據(jù)效用最大化原則，消費(fèi)者在收入分配時(shí)，要使所有產(chǎn)品的邊際效用都等于貨幣的邊際效用，根據(jù)此原則對公式(1)、公式(2)處理，可得產(chǎn)品i 的消費(fèi)占比為:

其中，Pi為產(chǎn)品i 的價(jià)格，σ =(1－α)－1＞1為同等質(zhì)量產(chǎn)品間的替代彈性(因?yàn)棣?表示除質(zhì)量偏好差異外的其他需求偏好)。質(zhì)量差異對消費(fèi)者選擇的影響體現(xiàn)在產(chǎn)品質(zhì)量θ 和質(zhì)量偏好系數(shù)γ 上。Si為簡化的產(chǎn)品i 的消費(fèi)占比。

但公式(3)并沒有將兩國的收入差異考慮在內(nèi)，而這種收入差異會(huì)導(dǎo)致質(zhì)量偏好差異，進(jìn)而會(huì)影響到兩國的消費(fèi)偏好(消費(fèi)占比)差異。為進(jìn)一步考察質(zhì)量偏好對消費(fèi)偏好的影響，需對Si關(guān)于γi求導(dǎo)，結(jié)果如下:

當(dāng)Inθi＞Σi∈ISi·Inθi時(shí)，?Si/?γi＞0，其含義是:當(dāng)產(chǎn)品i 的質(zhì)量超出所有產(chǎn)品的平均質(zhì)量時(shí)，即當(dāng)產(chǎn)品為高端品時(shí)，富國更偏好這種產(chǎn)品。其完整的邏輯為:YK＜YL，則有γK＞γL，當(dāng)產(chǎn)品為高端品時(shí)，?Si/?γi＞0，則SiK＞SiL，即富國在此產(chǎn)品上的消費(fèi)比例更高。同理可得，當(dāng)產(chǎn)品為低端產(chǎn)品時(shí)，窮國在此產(chǎn)品上的消費(fèi)比例更高。綜上所述，質(zhì)量偏好會(huì)通過收入水平約束決定消費(fèi)偏好，高收入國家偏好高端品，低收入國家偏好低端品。

(二)生產(chǎn)角度——廠商采用本土最適用技術(shù)進(jìn)行生產(chǎn)

如上文所述，需求層次是“代表性產(chǎn)品(representative products)”組成的質(zhì)量集合，并非所有存在需求的產(chǎn)品都能成為代表性產(chǎn)品，只有需求規(guī)模達(dá)到吸引廠商進(jìn)行生產(chǎn)的產(chǎn)品才算代表性產(chǎn)品，其質(zhì)量水平才會(huì)影響到需求層次。也就是說，潛在需求能否轉(zhuǎn)化為有效需求在一定程度上取決于廠商的行為，因此，廠商對市場的反應(yīng)也是不可忽視的因素。

由于本文主要考察需求層次的作用，若兩國的技術(shù)差異大到足以限制廠商生產(chǎn)的程度，那么，討論需求層次差異對出口復(fù)雜度的影響將失去意義。因此，本文假定不存在外部技術(shù)限制，即兩個(gè)國家均有能力滿足市場對技術(shù)的需求。雖然高質(zhì)量產(chǎn)品往往能獲得更高的定價(jià)，但所需的成本投入也更高，所以，廠商并不一定會(huì)選擇使用最先進(jìn)的技術(shù)進(jìn)行生產(chǎn)，而會(huì)選擇能夠帶來最大利潤規(guī)模的技術(shù)進(jìn)行生產(chǎn)。

假定廠商只能選擇一種生產(chǎn)技術(shù)，利潤空間為［0，π］，生產(chǎn)技術(shù)越適用，消費(fèi)者越多，利潤越接近于π，具體表述如下:

其中，λ 為廠商采用的生產(chǎn)技術(shù)，λr為最適用技術(shù)，r 為市場風(fēng)險(xiǎn)因子，其大小主要取決于消費(fèi)者人數(shù)m。由公式(5)可知，當(dāng)生產(chǎn)技術(shù)λ 越接近最適用技術(shù)λr，廠商能吸引的消費(fèi)者m 越多，市場風(fēng)險(xiǎn)因子r 越小，廠商利潤就越接近最大值π。

如上文所述，富國K 國偏好高端品，窮國L國偏好低端品。但需要指出的是，這種偏好僅僅代表國家的平均消費(fèi)偏好，并不意味著K 國不消費(fèi)低端品，L 國不消費(fèi)高端品。只是在K 國高端品為主要市場，低端品是邊緣市場，L 國反之，具體見表1。

表1 富國和窮國對不同質(zhì)量產(chǎn)品的偏好

由公式(5)可知，按最適用技術(shù)進(jìn)行生產(chǎn)，能獲得最大利潤π，但由表1 可知，主要市場和邊緣市場的最適用技術(shù)并不一致，于是設(shè)定同一個(gè)技術(shù)在主要市場獲利π 時(shí)，在邊緣市場上獲利βπ，β∈(0.1)。假設(shè)不存在貿(mào)易壁壘，貿(mào)易成本為運(yùn)輸成本和獲取外國市場信息成本。在此情況下，一國廠商可以選擇本土主要市場的最適用技術(shù)，也可以選擇外國主要市場的最適用技術(shù)。假設(shè)包括運(yùn)輸成本和信息獲取成本在內(nèi)的貿(mào)易損耗為ι，那么，選擇本土市場最適用技術(shù)λr的利潤方程為:

其中，π 為本土市場獲利，(1－ι)βπ 為出口到國外市場獲利。若選擇外國主要市場的最適用技術(shù)λr，則利潤方程為:

由方程(6)、方程(7)相減可得:

由(8)式可知，廠商會(huì)采用本土市場最適用技術(shù)進(jìn)行生產(chǎn)。由于K 國的人均收入高于L 國，且富國偏好高端品，又由于高質(zhì)量產(chǎn)品需要更高的技術(shù)水平，所以，K 國的最適用技術(shù)水平要高于L 國，即λrk＞λr。因此，富國K 會(huì)生產(chǎn)并出口高端產(chǎn)品，窮國L 生產(chǎn)并出口低端產(chǎn)品。

(三)需求層次對出口復(fù)雜度的影響機(jī)制

根據(jù)Linder(1961)的需求理論，人均收入越高的國家，消費(fèi)者對產(chǎn)品的質(zhì)量要求也越高，故富國的消費(fèi)層次普遍高于窮國。如圖1所示，富國K 國的需求層次為A +B +C，高于窮國L 國的需求層次B+C +D。兩國的貿(mào)易可能區(qū)間為重疊需求區(qū)間——B+C。根據(jù)定義，當(dāng)一種產(chǎn)品的質(zhì)量高于重疊需求的平均水平時(shí)為高端產(chǎn)品，因此，B 為高端產(chǎn)品區(qū)間，同理，C 為低端產(chǎn)品區(qū)間。

圖1 需求層次影響出口復(fù)雜度的路徑

需求層面上，收入水平?jīng)Q定了國家質(zhì)量偏好系數(shù)，收入越高的國家，質(zhì)量偏好系數(shù)越高。根據(jù)改進(jìn)后的Dixit－Stiglitz 效用函數(shù)，消費(fèi)者僅對產(chǎn)品質(zhì)量差異作出反應(yīng)，其他需求偏好無差異。因此，產(chǎn)品的質(zhì)量越接近質(zhì)量偏好系數(shù)，消費(fèi)者效用越大。與此同時(shí)，收入水平會(huì)制約消費(fèi)者的購買行為。在效用誘導(dǎo)和收入制約的共同作用下，富國K 更偏好高端品，窮國L 更偏好低端品。至此，需求偏好轉(zhuǎn)化成了消費(fèi)偏好。

由于B、C 區(qū)間均屬于兩國的需求層次區(qū)間，因此，上述消費(fèi)偏好僅僅代表國家平均消費(fèi)傾向，并不意味著富國不消費(fèi)低端品，窮國不消費(fèi)高端品。在沒有外部技術(shù)限制的條件下，兩國廠商均可以選擇生產(chǎn)高端品或低端品。在此情況下，廠商的技術(shù)選擇主要取決利潤規(guī)模。由于廠商只能選擇一種生產(chǎn)技術(shù)，生產(chǎn)技術(shù)越適用，獲利越大，且考慮到運(yùn)輸成本和外國市場信息獲得成本，廠商會(huì)選擇采用本土市場最適用技術(shù)進(jìn)行生產(chǎn)。于是，富國K 會(huì)生產(chǎn)并出口高端產(chǎn)品，窮國L 生產(chǎn)并出口低端產(chǎn)品。至此，消費(fèi)偏好轉(zhuǎn)化成了生產(chǎn)技術(shù)選擇偏好。

由此可見，一國的出口復(fù)雜度在很大程度上取決于需求層次，而發(fā)展中國家的低質(zhì)量出口行為很可能是有國內(nèi)低層次需求引導(dǎo)的，不一定是外部技術(shù)限制的結(jié)果。

三、計(jì)量模型與數(shù)據(jù)說明

(一)計(jì)量模型設(shè)定

無論是消費(fèi)者還是廠商，對未來經(jīng)濟(jì)情況的預(yù)估，都會(huì)影響到其當(dāng)期經(jīng)濟(jì)決策。就本文的模型而言，消費(fèi)者如果對下一期的收入持樂觀態(tài)度，那么，本期就會(huì)傾向消費(fèi)更多的高端品，而廠商一旦感受到這種市場變化，也會(huì)隨即調(diào)整下一期的生產(chǎn)，改用更為先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)。由此可見，本期的出口復(fù)雜度與上一期的出口復(fù)雜度密不可分，因此，本文的計(jì)量模型設(shè)定如下:

其中，下標(biāo)c 和t 分別表示國家和時(shí)間，Sophct表示本期c 國的出口復(fù)雜度，Demandct為該國對應(yīng)的需求層次，C 為其他控制變量，ε 為誤差項(xiàng)。

由文獻(xiàn)綜述可知，一系列供給因素已被證實(shí)與出口復(fù)雜度密切相關(guān)，為使測量結(jié)果更具穩(wěn)健性，同時(shí)，考慮到數(shù)據(jù)獲得的難易程度，本文選取了以下變量作為控制變量:人力資本(h)和對外直接投資(FDI)。

(二)變量量化公式

1.需求層次

如前文所述，需求層次指消費(fèi)者對同種產(chǎn)品的質(zhì)量偏好差異，在沒有收入約束的情況下，消費(fèi)者會(huì)更偏好高質(zhì)量的產(chǎn)品。根據(jù)Linder(1961)，一國人均收入越高，該國的需求層次也越高?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文采用購買力平價(jià)后的人均收入(PGDP)作為需求層次的變量。

2.出口復(fù)雜度

出口復(fù)雜度的測算方法最早可追溯到Michaely(1984)提出的貿(mào)易專業(yè)化指數(shù)(TSI)，但該指標(biāo)并沒有考慮到國家規(guī)模對出口復(fù)雜度的扭曲，故Hausmann 等(2007)提出了EXPY 指數(shù)，該指數(shù)用顯性比較優(yōu)勢指數(shù)(RCA)代替市場份額進(jìn)行矯正，隨后該指數(shù)在學(xué)術(shù)界得到了廣泛應(yīng)用，其公式如下:

其中，xij/Xj為產(chǎn)品i 在國家j 總出口中所占比例，)為產(chǎn)品i 在各國出口份額總和，兩者相比即得到國家j 在出口產(chǎn)品i 上的顯性比較優(yōu)勢(RCA)。

但有學(xué)者指出，中國的特殊國情(出口主要分布在沿海發(fā)達(dá)地區(qū)、加工貿(mào)易占總貿(mào)易的一半、同等產(chǎn)品質(zhì)量較其他國家低下)使得該指數(shù)并不適用于中國。因此，Xu Bin(2007)提出在計(jì)算中國的出口復(fù)雜度時(shí)，應(yīng)將一國的收入水平調(diào)整為出口地區(qū)的收入水平，同時(shí)應(yīng)加入質(zhì)量指數(shù)進(jìn)行矯正，丁小義(2013)則指出應(yīng)剔除加工貿(mào)易數(shù)據(jù)。鑒于此，本文在計(jì)算中國出口復(fù)雜度時(shí)，做了如下調(diào)整:

(1)將中國的收入水平縮小為出口地區(qū)的收入水平。

其中，Sr為出口份額，Yr為出口地區(qū)收入。

(2)剔除加工貿(mào)易。

根據(jù)丁小義(2013)的算法，單位出口品的國內(nèi)增加值=1－垂直專門化率(vss)，因此，要剔除進(jìn)口產(chǎn)品帶來的國外附加值，可使用如下公式進(jìn)行矯正:

其中，vssij為國家j 的產(chǎn)品i 的垂直專門化率，xij為對應(yīng)的出口。

(3)對產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)行矯正。

根據(jù)Xu Bin(2007)，一國的出口產(chǎn)品質(zhì)量可用其在國際市場上的價(jià)格地位衡量，具體而言，用一國產(chǎn)品的出口價(jià)格比上該產(chǎn)品的世界平均價(jià)格，得到質(zhì)量指數(shù)，然后用該質(zhì)量指數(shù)去矯正產(chǎn)品復(fù)雜度，進(jìn)而再計(jì)算一國的出口復(fù)雜度，其具體公式如下:

其中，qij=Pij/Σ(μij·Pij)，μij為j 國的產(chǎn)品i占國際市場的比重，Pij為j 國產(chǎn)品i 的出口價(jià)格，θ=0.2 為常數(shù)。

(三)計(jì)量方法

由于本文的計(jì)量模型不僅考慮了當(dāng)期的情況，還考慮了上期的情況，若采用普通面板數(shù)據(jù)分析法分析這種跨期動(dòng)態(tài)效應(yīng)，可能會(huì)造成一定偏差，因此，本文采用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)分析法避免該問題，動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)分析法有兩種——差分GMM分析法和系統(tǒng)GMM 分析法?？紤]到差分GMM分析法可能會(huì)造成一部分?jǐn)?shù)據(jù)遺漏，其準(zhǔn)確性低于系統(tǒng)GMM 分析法，因此，本文采用系統(tǒng)GMM分析法。系統(tǒng)GMM 分析法又可以分為一階段和二階段，其中，二階段抗異方差干擾能力更強(qiáng)，因此，本文采用二階段系統(tǒng)GMM 分析法。此外，由于GMM 分析法的有效性取決于新增變量是否有效，因此，本文還分別作了誤差擾動(dòng)項(xiàng)序列自相關(guān)的檢驗(yàn)(Arellano Bond 檢驗(yàn))和過渡識別約束檢驗(yàn)(Sargan 檢驗(yàn))。

(四)數(shù)據(jù)說明

本文的出口復(fù)雜度(export sophistication)數(shù)據(jù)來自CEPII 數(shù)據(jù)庫，包含了1997—2007年978個(gè)國家的面板數(shù)據(jù)，其單位為購買力平價(jià)后的美元(PPP US dollars)。其中，計(jì)算中國出口復(fù)雜度時(shí)所用的出口地區(qū)份額和地區(qū)收入數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)。各國(地區(qū))經(jīng)濟(jì)購買力平價(jià)后的人均收入數(shù)據(jù)來自世界銀行WDI(World Development Indicator)數(shù)據(jù)庫。其他數(shù)據(jù)均來自聯(lián)合國Comtrade 數(shù)據(jù)庫。表2 列出了主要變量的統(tǒng)計(jì)特征。

表2 主要變量的統(tǒng)計(jì)特征描述

四、計(jì)量結(jié)果分析

在上文理論模型的基礎(chǔ)上，本節(jié)參照王永進(jìn)等(2010)的做法，首先采用靜態(tài)面板分析方法對上述數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，隨后為確保實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，又采用了系統(tǒng)GMM 方法進(jìn)行分析。

(一)靜態(tài)面板混合估計(jì)結(jié)果

在靜態(tài)分析中，本文在計(jì)量模型中引入了虛擬變量CH，若再加入需求層次這個(gè)關(guān)鍵變量后，該虛擬變量的估計(jì)系數(shù)則失去顯著性，那么，說明需求層次變量對出口復(fù)雜度的影響十分顯著，反之亦然。表3 匯報(bào)了靜態(tài)面板分析結(jié)果。

如表3所示，在引入了本文主要考察的變量——需求層次變量(PGDP)后，虛擬變量CH 的估計(jì)系數(shù)失去了顯著性，表明一國需求層次能在很大程度上影響到出口復(fù)雜度。為進(jìn)一步檢驗(yàn)這種影響力的穩(wěn)健性，我們又加入了其他控制變量進(jìn)行考察，結(jié)果顯示，需求層次對出口復(fù)雜度的影響依舊顯著，表明需求層次變量對出口復(fù)雜度有很好的解釋力。

但該結(jié)論成立的前提是變量間不存在內(nèi)生性，由于富國的科技水平往往高于窮國，而出口復(fù)雜度在一定程度上反映了一國國內(nèi)的技術(shù)水平，因此，把人均收入作為需求層次變量可能會(huì)產(chǎn)生較強(qiáng)的內(nèi)生性。為排除內(nèi)生性問題，本文選取了與人均收入高度相關(guān)的外生變量——“人口”作為工具變量，進(jìn)行二階段最小二乘法(TSL)估計(jì)，由表2 可知，其結(jié)論依舊成立。

為給出嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶?shí)證結(jié)果，本文對工具變量作進(jìn)一步有效性檢驗(yàn)。首先，為考察工具變量與內(nèi)生變量之間相關(guān)性，我們進(jìn)行了弱識別檢驗(yàn)，假設(shè)兩者之間弱相關(guān)，若拒絕原假設(shè)，則表明兩者之間有很強(qiáng)的相關(guān)性。由表2 中檢驗(yàn)結(jié)果可知，“人口”與人均收入呈現(xiàn)高度相關(guān)性。接下來，為證明工具變量的外生性，我們進(jìn)行了不足識別檢驗(yàn)和過度識別檢驗(yàn)。由表3 可知，檢驗(yàn)結(jié)果不僅拒絕了不足識別假設(shè)且接受了過度識別檢驗(yàn)假設(shè)，表明工具變量嚴(yán)格外生。由此可知，工具變量有效，上述實(shí)證結(jié)論成立。

(二)動(dòng)態(tài)面板混合估計(jì)結(jié)果

如前文所述，對下一期的經(jīng)濟(jì)預(yù)期會(huì)影響到本期經(jīng)濟(jì)選擇，因此，我們在計(jì)量模型中引入了一階滯后項(xiàng)去捕捉這種動(dòng)態(tài)變化。為避免一階滯后項(xiàng)帶來內(nèi)生性問題，我們采用了系統(tǒng)GMM 分析法，實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表3 靜態(tài)面板混合估計(jì)結(jié)果

如表4所示，本模型的關(guān)鍵變量——需求層次變量(PGDP)的系數(shù)均顯著為正，表明一國的需求層次越高，出口復(fù)雜度也越高，該結(jié)論很好地契合了理論模型結(jié)果，即當(dāng)一國需求層次越高，該國市場更偏好高端產(chǎn)品，廠商也會(huì)選擇更先進(jìn)的技術(shù)進(jìn)行生產(chǎn)，從而提高出口復(fù)雜度。此外，人力資本對出口復(fù)雜度的提升也有顯著的正面影響，這與Wang ＆ Wei(2008)的研究結(jié)果一致。統(tǒng)計(jì)結(jié)果還顯示，F(xiàn)DI 對出口復(fù)雜度的提升也有顯著貢獻(xiàn)，但需要說明的是，本文并未進(jìn)一步考察這種正面影響是由FDI 對本土企業(yè)的技術(shù)外溢造成的還是由外資企業(yè)直接出口造成的，所以，該統(tǒng)計(jì)結(jié)果并不能籠統(tǒng)地理解為FDI 對本土企業(yè)具有技術(shù)外溢。

為確保上述GMM 估計(jì)結(jié)果的有效性，我們分別作了誤差擾動(dòng)項(xiàng)序列自相關(guān)的檢驗(yàn)(Arellano Bond 檢驗(yàn))和過渡識別約束檢驗(yàn)(Sargan 檢驗(yàn))。其中，Arellano Bond 檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)擾動(dòng)項(xiàng)的差分是否存在一階與二階自相關(guān)，以確保動(dòng)態(tài)模型的一致性。其原假設(shè)是“擾動(dòng)項(xiàng)無自相關(guān)”，由于是動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)，擾動(dòng)項(xiàng)的差分會(huì)存在一階自相關(guān)，因此，此處我們主要關(guān)注AR(2)的檢驗(yàn)結(jié)果。如表4所示，AR(2)檢驗(yàn)p 值均大于0.1，接受原假設(shè)，即擾動(dòng)項(xiàng)無自相關(guān)性。此外，為檢驗(yàn)過度識別限制是否有效，我們進(jìn)行了Sargan 檢驗(yàn)，如表4 所上文GMM 估計(jì)結(jié)果有效可信。示，其檢驗(yàn)p 值均大于0.05，接受原假設(shè)，即過度約束正確，在統(tǒng)計(jì)意義下模型較理想。綜上所述，

表4 動(dòng)態(tài)面板估計(jì)方法結(jié)果

五、總結(jié)與政策啟示

為實(shí)現(xiàn)從“貿(mào)易大國”到“貿(mào)易強(qiáng)國”的轉(zhuǎn)變，自20世紀(jì)90年代起，我國政府推出了一系列吸引外資的優(yōu)惠政策，以期達(dá)到“以市場換技術(shù)”的目的，但如前文所述，F(xiàn)DI 對本土企業(yè)的溢出效應(yīng)并不明確。除此之外，鼓勵(lì)科技創(chuàng)新的政策在國內(nèi)也推行多年，收效甚微。如何提高我國出口企業(yè)的技術(shù)競爭力已成為政府的一大政策難題。而當(dāng)前對出口復(fù)雜度的研究主要關(guān)注外部因素和內(nèi)部供給因素，缺乏對需求因素的探討。此外，鮮有文獻(xiàn)從需求層次角度切入研究一國出口復(fù)雜度，更沒有相關(guān)模型解釋。有鑒于此，本文通過構(gòu)建模型，對此進(jìn)行了初步探索。本文首先闡述了需求層次對消費(fèi)層次的影響，發(fā)現(xiàn)即使在重疊需求層次區(qū)間，富國對高端品的花費(fèi)比例也更高，窮國則對低端品更具消費(fèi)偏好。隨后，通過分析廠商的技術(shù)選擇，發(fā)現(xiàn)即使不存在外部技術(shù)限制，廠商仍更傾向于選擇本土最適用技術(shù)，而非最先進(jìn)技術(shù)。結(jié)合上述兩項(xiàng)發(fā)現(xiàn)，本文得出結(jié)論:高收入國家生產(chǎn)并出口高質(zhì)量產(chǎn)品，低收入國家生產(chǎn)并出口低質(zhì)量產(chǎn)品。在上述理論分析的基礎(chǔ)上，本文先后利用二階最小二乘法和系統(tǒng)GMM 估計(jì)法對上述理論作實(shí)證分析，兩次實(shí)證結(jié)果均顯示一國需求層次在很大程度上決定了一國的出口復(fù)雜度。由此可見，發(fā)展中國家的低質(zhì)量出口行為很可能是由國內(nèi)低層次需求引導(dǎo)的，不一定是外部技術(shù)限制的結(jié)果。

結(jié)合我國的實(shí)際情況——人均收入在國際上排名較后，受收入水平的限制，國內(nèi)市場仍偏向于消費(fèi)低端品，同時(shí)考慮到出口成本和獲取外國市場的信息成本，廠商更偏向于采用本土最適用技術(shù)(中低技術(shù))進(jìn)行生產(chǎn)。由于這種低質(zhì)量生產(chǎn)行為是市場需求誘導(dǎo)的結(jié)果，出口企業(yè)缺乏進(jìn)行科技創(chuàng)新的動(dòng)力，這就解釋了為何科技創(chuàng)新政策和FDI 技術(shù)外溢(即使存在)無法提升出口技術(shù)含量的問題。

相關(guān)的政策啟示是，在鼓勵(lì)發(fā)展內(nèi)需時(shí)，不僅要關(guān)注需求規(guī)模，更要關(guān)注需求層次的提升，尤其是中西部發(fā)展較為落后的地區(qū)。一方面，可以通過發(fā)展這些地區(qū)的經(jīng)濟(jì)，提升人均收入;另一方面，可以加大這些地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，引導(dǎo)東部沿海地區(qū)具有較高需求層次的消費(fèi)者進(jìn)入，從而提升廠商進(jìn)行高技術(shù)生產(chǎn)的動(dòng)力。與此同時(shí)，其他鼓勵(lì)出口技術(shù)創(chuàng)新的供給性政策也不容忽視，作為市場的兩面，需求與供給相輔相成，忽視任何一個(gè)方面，都有可能導(dǎo)致原本有效的引導(dǎo)政策失效。

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