余 姍，樊秀峰

（1.西安財(cái)經(jīng)大學(xué) 西部能源經(jīng)濟(jì)與區(qū)域發(fā)展協(xié)同創(chuàng)新研究中心，陜西 西安 710100；2.西安交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，陜西 西安 710061）

一、引言

隨著貿(mào)易保護(hù)主義抬頭疊加新冠肺炎疫情的影響，逆全球化趨勢更加明顯，全球產(chǎn)業(yè)鏈、供應(yīng)鏈面臨重大沖擊，風(fēng)險(xiǎn)加大，中國的出口貿(mào)易也遭受到了約束和擠壓（劉鶴，2020）[1]。要想持續(xù)厚植中國制造業(yè)出口發(fā)展優(yōu)勢，不論是增強(qiáng)工業(yè)基礎(chǔ)能力、破解“卡脖子”問題，還是鍛造技術(shù)和產(chǎn)業(yè)“長板”，都必須注重研發(fā)水平的提高（李曉華，2021）[2]。黨的十九屆五中全會(huì)指出，應(yīng)堅(jiān)持創(chuàng)新在中國現(xiàn)代化建設(shè)全局中的核心地位，提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，推進(jìn)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展。在中國加快構(gòu)建雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局下，產(chǎn)業(yè)集聚尤其是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚知識溢出和擴(kuò)散形成的創(chuàng)新優(yōu)勢和正的外部性將大大增強(qiáng)產(chǎn)業(yè)的競爭力（朱喜安、張秀，2020）[3]。積極探究高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚、創(chuàng)新對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響和作用方式，進(jìn)而推動(dòng)制造業(yè)高水平“走出去”，對于出口貿(mào)易轉(zhuǎn)型具有很好的現(xiàn)實(shí)意義。

出口技術(shù)復(fù)雜度是衡量制造業(yè)高水平“走出去”的重要指標(biāo)（卓乘風(fēng)、鄧峰，2019）[4]。一些學(xué)者從產(chǎn)業(yè)集聚視角研究如何影響出口復(fù)雜度提升：莫莎和何桂香(2013)[5]分析了產(chǎn)業(yè)集聚與出口技術(shù)復(fù)雜度兩者之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚能顯著推動(dòng)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度，并且存在明顯區(qū)域異質(zhì)性。王倩倩(2019)[6]發(fā)現(xiàn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集群內(nèi)部的知識溢出和人才集聚效應(yīng)均會(huì)促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。龔新蜀等(2019)[7]認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚的三種模式對出口復(fù)雜度都存在正向調(diào)節(jié)作用，但存在區(qū)域異質(zhì)性。還有一些學(xué)者認(rèn)為創(chuàng)新影響著技術(shù)躍遷（張奔等，2021）[8]，從創(chuàng)新角度對出口技術(shù)復(fù)雜度提升進(jìn)行研究：如，毛其淋、方森輝(2018)[9]運(yùn)用傾向得分匹配倍差法從理論和實(shí)證上對創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)與中國制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的關(guān)系展開研究，發(fā)現(xiàn)企業(yè)的研發(fā)對于出口技術(shù)復(fù)雜度具有正向調(diào)節(jié)作用。張艾莉等(2019)[10]證實(shí)了技術(shù)創(chuàng)新對制造業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生正向作用。劉琳(2021)[11]基于城市面板數(shù)據(jù)進(jìn)行空間模型檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚通過多樣化、專業(yè)化及競爭的外部性影響地區(qū)的出口升級。

基于對產(chǎn)業(yè)集聚、技術(shù)創(chuàng)新影響出口技術(shù)復(fù)雜度的研究脈絡(luò)梳理可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多是從產(chǎn)業(yè)集聚或技術(shù)創(chuàng)新單一角度對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響進(jìn)行研究，或是對產(chǎn)業(yè)集聚與技術(shù)創(chuàng)新兩者關(guān)系進(jìn)行分析，認(rèn)為其存在線性關(guān)系（湯長安、張麗家，2020）[12]或者非線性門檻效應(yīng)（曹允春、王尹君，2020；黎欣，2021）[13，14]，鮮有文獻(xiàn)關(guān)注到高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚及其創(chuàng)新兩者對制造業(yè)高水平“走出去”影響的協(xié)同作用。文章的創(chuàng)新點(diǎn)在于：第一，將高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與技術(shù)創(chuàng)新放入一個(gè)分析架構(gòu)中，考察兩者對出口技術(shù)復(fù)雜度的獨(dú)立影響及協(xié)同效應(yīng)；第二，與現(xiàn)有文獻(xiàn)所研究的靜態(tài)線性回歸不同，將高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚作為門檻變量，采用動(dòng)態(tài)非線性模型展開實(shí)證，力圖給出精準(zhǔn)政策建議，為推動(dòng)制造業(yè)高水平“走出去”提供理論支撐。

二、理論分析與研究假設(shè)

1.高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚影響制造業(yè)高水平“走出去”的機(jī)理

首先高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚通過帶來知識、技術(shù)、設(shè)備、資金的相對集中，減少不必要的額外投資，促進(jìn)資源共享，有效降低生產(chǎn)、交易和運(yùn)營成本，使得企業(yè)擁有低成本的出口競爭優(yōu)勢（Fabio&Francesco，2014；劉洪鐸，2016；張涵，2019）[15-17]；其次，出口貿(mào)易在整個(gè)過程中存在匯率風(fēng)險(xiǎn)、產(chǎn)品進(jìn)入和退出風(fēng)險(xiǎn),產(chǎn)業(yè)集聚內(nèi)企業(yè)相互聯(lián)系溝通，消除了信息不對稱的問題，形成了規(guī)模網(wǎng)絡(luò)化體系（嚴(yán)北戰(zhàn)，2014；周沂、賀燦飛，2018）[18，19]。同一產(chǎn)業(yè)集群內(nèi)的企業(yè)間形成良好的競爭關(guān)系，促使企業(yè)對現(xiàn)有設(shè)施技術(shù)進(jìn)行不斷改進(jìn)，有利于集群內(nèi)部企業(yè)創(chuàng)造競爭優(yōu)勢、提高產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率，促進(jìn)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級（Xia和Wu，2020；Wang等，2019）[20，21]?；谝陨戏治觯恼绿岢觯?/p>

假設(shè)H1：高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚能夠顯著促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度，推動(dòng)制造業(yè)高水平“走出去”。

2.創(chuàng)新影響制造業(yè)高水平“走出去”的機(jī)理

目前國外企業(yè)采取核心技術(shù)壟斷，面對技術(shù)封鎖和壁壘，為解決制造業(yè)“卡脖子”技術(shù)進(jìn)一步推動(dòng)制造業(yè)的出口貿(mào)易，必須通過高層次的創(chuàng)新活動(dòng)提高出口企業(yè)的國際競爭力。而高技術(shù)產(chǎn)業(yè)凝結(jié)著最前沿最先進(jìn)的技術(shù)，通過創(chuàng)新有利于引入先進(jìn)的基礎(chǔ)設(shè)施、技術(shù)以及經(jīng)營模式，提高企業(yè)的生產(chǎn)率和創(chuàng)新效率，從而降低企業(yè)生產(chǎn)成本，提升產(chǎn)品的技術(shù)含量和質(zhì)量（曲如曉、臧睿，2019）[22]。在創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)作用下，會(huì)顯著推動(dòng)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級（劉洪濤、肖功為，2019）[23]。基于以上理論基礎(chǔ)，據(jù)此提出：

假設(shè)H2：創(chuàng)新對推動(dòng)制造業(yè)高水平“走出去”具有促進(jìn)作用。

3.高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新的協(xié)同效應(yīng)

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新除了各自對制造業(yè)的出口產(chǎn)生影響外，二者的協(xié)同作用也是推動(dòng)制造業(yè)高水平“走出去”的重要因素。一方面，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚可以通過共享來促進(jìn)知識和技術(shù)的溢出進(jìn)而促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新，企業(yè)可充分利用技術(shù)外部性提高企業(yè)的創(chuàng)新效率（劉軍、楊浩昌，2015）[24]；另一方面，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚通過產(chǎn)業(yè)聯(lián)系的發(fā)展和人力資本的積累提高產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率，并且競爭性市場中企業(yè)能力較弱的企業(yè)會(huì)利用產(chǎn)業(yè)集聚的技術(shù)溢出效應(yīng)提升自身的創(chuàng)新能力（劉鵬、張運(yùn)峰，2017；Kenichi&Erina，2020）[25，26]。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚促進(jìn)不同產(chǎn)業(yè)間的合作，在合作過程中形成優(yōu)勢互補(bǔ)，提高創(chuàng)新產(chǎn)出，與創(chuàng)新的協(xié)同發(fā)展成為驅(qū)動(dòng)制造業(yè)高水平“走出去”的重要?jiǎng)恿?，?jù)此，文章提出如下假設(shè)：

假設(shè)H3：高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新的協(xié)同效應(yīng)對制造業(yè)高水平“走出去”具有推動(dòng)作用。

三、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

1.模型構(gòu)建

文章以出口技術(shù)復(fù)雜度來表征制造業(yè)高水平“走出去”，參考國內(nèi)外對出口技術(shù)復(fù)雜度的研究及結(jié)論，構(gòu)建模型：

其中，i和t代表省份和年份；EXP表示出口技術(shù)復(fù)雜度；AGG表示高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚，INNO為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新指標(biāo)，包括技術(shù)創(chuàng)新投入R&D內(nèi)部經(jīng)費(fèi)支出RDIN、R&D人員全時(shí)當(dāng)量RDALL以及技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出研發(fā)專利PATE；OPEN為對外開放度；EDU代表受教育程度變量；ENPF和MARKET分別表示經(jīng)濟(jì)績效和制度質(zhì)量。

2.變量選取與數(shù)據(jù)說明

文章選用時(shí)段為2009—2018年中國30個(gè)省市區(qū)（除西藏和港澳臺(tái)地區(qū)）的面板數(shù)據(jù)為研究對象，研究數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國高技術(shù)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《中國教育統(tǒng)計(jì)年鑒》等，經(jīng)作者計(jì)算及整理得到。在正式開始研究前對模型進(jìn)行初步預(yù)測分析，對某些數(shù)據(jù)進(jìn)行中心化處理、平減處理以及對數(shù)化處理。文章所涉及的相關(guān)變量見表1。

表1 指標(biāo)體系說明

（1）被解釋變量

制造業(yè)高水平“走出去”指標(biāo)。以出口技術(shù)復(fù)雜度(EXP)來表征，文章采用Hausmann(2007)[27]提出的測算方法，公式如下：

其中，j代表地區(qū)，i代表產(chǎn)品，PRODYi表示產(chǎn)品i出口技術(shù)復(fù)雜度。Xji代表地區(qū)j產(chǎn)品i的出口額，Xj是地區(qū)j的出口額。Yj表示地區(qū)j人均GDP。

利用式(2)計(jì)算出產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度后，從而可以計(jì)算出某一國家或者地區(qū)的出口技術(shù)復(fù)雜度，計(jì)算公式如下：

其中，EXPjt表示第t年地區(qū)j的出口技術(shù)復(fù)雜度，Xjit表示第t年地區(qū)j產(chǎn)品i的出口額，Xjt為第t年某一地區(qū)j的出口總額。

（2）解釋變量

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚(AGG)指標(biāo)。文章采用高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的區(qū)位熵指標(biāo)來衡量產(chǎn)業(yè)集聚程度，計(jì)算如下：

其中，lqjkt表示第t年地區(qū)j行業(yè)k的集聚水平。xjkt表示第t年地區(qū)j行業(yè)k的從業(yè)人員，xkt表示第t年行業(yè)k的總從業(yè)人員數(shù)，xjt為第t年地區(qū)j的總從業(yè)人數(shù)，xt表示第t年全國從業(yè)人數(shù)。

式(5)中，AGG表示地區(qū)層面的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平，lqjkt為權(quán)重。

創(chuàng)新指標(biāo)(INNO)。創(chuàng)新投入指標(biāo)選取高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的R&D內(nèi)部經(jīng)費(fèi)支出、R&D人員全時(shí)當(dāng)量；技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)利用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的專利授權(quán)數(shù)進(jìn)行衡量。

（3）控制變量

基礎(chǔ)設(shè)施(INF)變量，參考任英華(2019)[28]的方法，采用每千人擁有的互聯(lián)網(wǎng)數(shù)量與GDP之比進(jìn)行測量。受教育程度(EDU)指標(biāo)，借鑒張可(2019)[29]的研究方法，用高校師生比來衡量。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)績效(ENPF)指標(biāo)采用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的利稅總額與銷售收入之比來衡量（李玉山，2019）[30]，經(jīng)濟(jì)績效較高的產(chǎn)業(yè)及地區(qū)更容易引進(jìn)資金及先進(jìn)設(shè)備，從而推動(dòng)出口技術(shù)復(fù)雜度提升。制度質(zhì)量(MARKET)指標(biāo)采用王小魯、胡李鵬和樊綱(2021)[31]提出的市場化指數(shù)，并用相關(guān)測度方法對2017年和2018年數(shù)據(jù)進(jìn)行補(bǔ)充。

四、實(shí)證檢驗(yàn)及分析

1.高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新影響出口技術(shù)復(fù)雜度的獨(dú)立效應(yīng)檢驗(yàn)

（1）固定效應(yīng)模型

采用固定效應(yīng)模型對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新對出口技術(shù)復(fù)雜度的獨(dú)立效應(yīng)進(jìn)行分析，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。其中模型(1)是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚影響出口技術(shù)復(fù)雜度的獨(dú)立效應(yīng)分析，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與出口技術(shù)復(fù)雜度呈正相關(guān)，彈性系數(shù)為0.187 6，并且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，表明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚能夠提升出口技術(shù)復(fù)雜度，結(jié)論支持假設(shè)H1。模型(2)、(3)、(4)是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的三個(gè)變量對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響分析，三個(gè)變量即高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的R&D內(nèi)部經(jīng)費(fèi)支出、R&D人員全時(shí)當(dāng)量以及研發(fā)專利與出口技術(shù)復(fù)雜度存在較明顯的正向關(guān)系，系數(shù)分別為0.1181、0.1014、0.0216，并且其值都在1%的水平上顯著，回歸結(jié)果表明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平越高，對于制造業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度的提升作用越大，結(jié)論支持假設(shè)H2。模型(5)、(6)、(7)是在模型(1)的基礎(chǔ)上分別引入創(chuàng)新的三個(gè)變量，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的顯著性和系數(shù)并未產(chǎn)生太大的變化，這也更好地驗(yàn)證了假設(shè)。

表2 固定效應(yīng)模型回歸

控制變量中，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)績效、制度質(zhì)量因素與制造業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度的關(guān)系不顯著，可能是由于各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)績效、制度質(zhì)量水平存在較大差距，對不同地區(qū)的出口技術(shù)復(fù)雜度的作用情況不同，從而結(jié)果不顯著，提升作用并不明顯。受教育程度和基礎(chǔ)設(shè)施這兩個(gè)變量的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明出口技術(shù)復(fù)雜度的提升離不開高水平的教育和完善的基礎(chǔ)設(shè)施。

（2）系統(tǒng)GMM回歸

由于變量之間可能存在內(nèi)生性，因此，基于上述的基準(zhǔn)檢驗(yàn)，將滯后一期的出口技術(shù)復(fù)雜度EXPLag作為解釋變量，并且采用系統(tǒng)GMM進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表3。

在表3中，各模型的AR(2)的P值都大于0.1，其統(tǒng)計(jì)量均未通過10%的顯著性檢驗(yàn)，說明不存在序列相關(guān)問題。Sargan檢驗(yàn)P值都大于0.1，為合理水平，表明不存在過度識別錯(cuò)誤。根據(jù)回歸結(jié)果可知：第一，在模型(1)、(5)、(6)和(7)中，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚這一變量的回歸系數(shù)均顯著為正，其彈性系數(shù)分別為0.1282、0.1278、0.1346、0.1694，表明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚能夠促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度，這一結(jié)果符合假設(shè)H1；第二，對于模型(2)、(3)、(4)，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的三個(gè)變量在所有模型中系數(shù)都為正，其中R&D內(nèi)部經(jīng)費(fèi)支出的系數(shù)為0.2499、R&D人員全時(shí)當(dāng)量的彈性系數(shù)為0.2426以及研發(fā)專利的系數(shù)是0.1274，并且都通過了顯著性檢驗(yàn)，說明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新對于出口技術(shù)復(fù)雜度具有驅(qū)動(dòng)作用，結(jié)果支持假設(shè)H2。對于模型(5)、(6)、(7)，將高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新納入一個(gè)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示并未改變其顯著性?？刂谱兞恐?，受教育程度在所有模型中均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，并且系數(shù)都為正；高技術(shù)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)績效和制度質(zhì)量指標(biāo)對出口技術(shù)復(fù)雜度的驅(qū)動(dòng)效應(yīng)相對較弱，基礎(chǔ)設(shè)施這一變量的回歸系數(shù)為負(fù)，原因可能是在全國各地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施的完善程度不同，但并未改變主要解釋變量的系數(shù)，結(jié)論符合假設(shè)。此檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步表明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新對出口技術(shù)復(fù)雜度的正向作用。

表3 系統(tǒng)GMM回歸

2.高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新影響出口技術(shù)復(fù)雜度的協(xié)同效應(yīng)分析

根據(jù)上述分析，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚及創(chuàng)新對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響都分別表現(xiàn)為正向促進(jìn)，為進(jìn)一步考察三者的關(guān)系，此回歸引入高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新的乘積項(xiàng)，來檢驗(yàn)二者的協(xié)同效應(yīng)結(jié)果見表4。由表4模型(1)的回歸結(jié)果可得，乘積項(xiàng)系數(shù)為正，并通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，表明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新的協(xié)同效應(yīng)是促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度的主要力量；在模型(2)中，乘積項(xiàng)與出口技術(shù)復(fù)雜度的影響系數(shù)在10%的水平上為正，在模型(3)中，創(chuàng)新的成果專利與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的乘積項(xiàng)系數(shù)為正，并且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，這一結(jié)果表明，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新的協(xié)同效應(yīng)對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響作用顯著。綜上所述，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新的協(xié)同效應(yīng)對于出口技術(shù)復(fù)雜度提升作用，能顯著推動(dòng)制造業(yè)高水平“走出去”，結(jié)論支持假設(shè)H3。與表2的獨(dú)立效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果對比，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新R&D經(jīng)費(fèi)投入的乘積項(xiàng)(AGG×RDIN)的影響系數(shù)大于表2(2)中高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的系數(shù)和創(chuàng)新的系數(shù)(0.1675>0.1653>0.1108)，說明兩者的交互效應(yīng)對出口技術(shù)復(fù)雜度的促進(jìn)作用大于獨(dú)立效應(yīng)的促進(jìn)作用，表現(xiàn)為一加一大于二的效應(yīng)；而對于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新R&D人員全時(shí)當(dāng)量的交互項(xiàng)(AGG×RDALL)，其系數(shù)是小于表2(3)檢驗(yàn)后的系數(shù)，即(0.0093<0.1005<0.1848)，此結(jié)果說明存在促進(jìn)作用但是效果不明顯；對于第三個(gè)交互項(xiàng)(AGG×PATE)的彈性系數(shù)大于表2(4)的技術(shù)創(chuàng)新而小于產(chǎn)業(yè)集聚，即(0.0218<0.0599<0.1868)，說明兩者并沒有發(fā)生很好的協(xié)同效應(yīng)。從整個(gè)回歸結(jié)果來看，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新的交互項(xiàng)都顯著為正，表明兩者存在協(xié)同效應(yīng)，在一定程度上表明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚、創(chuàng)新是推動(dòng)制造業(yè)高水平“走出去”的重要因素。

表4 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新影響出口技術(shù)復(fù)雜度的協(xié)同效應(yīng)基準(zhǔn)檢驗(yàn)

3.門檻效應(yīng)分析

基于前文的分析結(jié)果，為進(jìn)一步討論三者的關(guān)系，以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度作為門檻變量來考察創(chuàng)新與出口技術(shù)復(fù)雜度是否存在非線性關(guān)系。以Hansen的門檻模型為基礎(chǔ)，文章設(shè)定門檻模型如下：

其中，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度AGG為門檻變量。其余變量與前文一致。

對于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新與出口技術(shù)復(fù)雜度可能出現(xiàn)的非線性關(guān)系，文章采用Hansen門檻模型的檢驗(yàn)方法進(jìn)行分析研究。在回歸估計(jì)之前，采用“Bootstrap”取500。表5為創(chuàng)新的三個(gè)變量基于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與出口技術(shù)復(fù)雜度的門檻檢驗(yàn)結(jié)果。

表5 門檻值檢驗(yàn)結(jié)果

表6為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的三個(gè)變量基于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與出口技術(shù)復(fù)雜度的門檻檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果表明，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新投入變量R&D經(jīng)費(fèi)對應(yīng)的門檻變量存在雙門檻值0.4582和1.0684，并且分別通過了1%和5%的顯著性檢驗(yàn)；R&D人員存在單門檻值1.0684，技術(shù)創(chuàng)新成果專利數(shù)對應(yīng)的門檻變量有單門檻值1.0462。

表6 門檻回歸檢驗(yàn)結(jié)果

表6中，模型(1)、(2)、(3)表示以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚為門檻變量，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的三個(gè)變量分別對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響分析。在模型(1)中，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度存在雙門檻效應(yīng)，當(dāng)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度低于門檻值0.4528時(shí)，創(chuàng)新投入R&D內(nèi)部經(jīng)費(fèi)支出的回歸系數(shù)為0.1212，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)；當(dāng)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚度處于中等水平時(shí)，門檻值介于0.4582和1.0684之間，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對于創(chuàng)新的影響系數(shù)降至0.0894，在1%的水平上為正，創(chuàng)新對出口技術(shù)復(fù)雜度的促進(jìn)作用減弱；當(dāng)門檻值跨越1.0684，其彈性系數(shù)為0.2260，促進(jìn)作用進(jìn)一步增強(qiáng)，此時(shí)影響系數(shù)最大，這一過程中的彈性系數(shù)呈先減后增的“U”型特征。對于模型(2)，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚只存在單門檻值，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚小于門檻值1.0684時(shí)，創(chuàng)新的影響系數(shù)顯著為0.0805，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)；當(dāng)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚高于1.0684時(shí)，其影響系數(shù)為0.1048，促進(jìn)作用增強(qiáng)。對于模型(3)可知，當(dāng)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚門檻值分別小于1.0462，跨越1.0462時(shí)，其彈性系數(shù)的變化為0.0157→0.0520，說明創(chuàng)新對于出口技術(shù)復(fù)雜度的提升作用逐步增強(qiáng)，創(chuàng)新與出口技術(shù)復(fù)雜度之間的關(guān)系是動(dòng)態(tài)非線性的。此結(jié)果說明，當(dāng)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚程度不同，創(chuàng)新對于出口技術(shù)復(fù)雜度的促進(jìn)作用也不同，結(jié)論符合假設(shè)H3。因此根據(jù)這一分析結(jié)果得出：應(yīng)重視并提高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚水平，更好地推動(dòng)制造業(yè)高水平“走出去”。

五、結(jié)論與建議

文章以2009—2018年30個(gè)省份的數(shù)據(jù)作為樣本，將高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚、創(chuàng)新納入一個(gè)計(jì)量模型，用出口技術(shù)復(fù)雜度這一變量代理制造業(yè)高水平“走出去”，考察了三者之間的互動(dòng)關(guān)系，得出以下結(jié)論：第一，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新分別對于出口技術(shù)復(fù)雜度具有推動(dòng)作用；第二，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新的協(xié)同效應(yīng)是制造業(yè)高水平“走出去”的重要推動(dòng)力；第三，隨著高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚跨越其門檻值，創(chuàng)新對出口技術(shù)復(fù)雜度的促進(jìn)作用增強(qiáng)。

根據(jù)以上結(jié)論，提出如下建議：第一，技術(shù)創(chuàng)新尤其是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新是我國制造業(yè)破解發(fā)展難題、厚植發(fā)展優(yōu)勢的重要因素，因此要注重對創(chuàng)新的投入，積極引進(jìn)高技術(shù)企業(yè)以及人才，建立有利于創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新的機(jī)制，完善相關(guān)政策體系；第二，要重視產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)，尤其是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的集聚，推進(jìn)集群內(nèi)部企業(yè)合作，加大知識和技術(shù)共享，促進(jìn)技術(shù)人員之間的交流；而對于相關(guān)聯(lián)的產(chǎn)業(yè)，應(yīng)鼓勵(lì)其協(xié)同發(fā)展，優(yōu)勢互補(bǔ)，使集聚效應(yīng)最大化的發(fā)揮出來；第三，合理規(guī)劃高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與技術(shù)創(chuàng)新的協(xié)調(diào)發(fā)展，首先要充分利用集群優(yōu)勢推動(dòng)產(chǎn)業(yè)協(xié)同創(chuàng)新，其次通過創(chuàng)新加快生產(chǎn)效率和資源配置推動(dòng)地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展，使兩者形成良性循環(huán)；第四，應(yīng)兼顧產(chǎn)業(yè)集聚度較低地區(qū)的實(shí)際經(jīng)濟(jì)狀況，通過政策傾斜和引導(dǎo)，幫助其跨越門檻值，從而促進(jìn)當(dāng)?shù)刂圃鞓I(yè)的發(fā)展，實(shí)現(xiàn)制造業(yè)高水平“走出去”。