《出口技术结构演进的机理与实证研究.docx》由会员分享，可在线阅读，更多相关《出口技术结构演进的机理与实证研究.docx（27页珍藏版）》请在三一办公上搜索。
1、出口技术结构演进的机理与实证研究摘要：木文通过将1.ong(2001)的两部门模也拓展为三部门模型，构建了一个分析出口技术结构演进机制的新框架，并运用经适当修正的HaUSmann(2(X)5)模型对2(X)2-2008年中国各省级区域出口技术结构进行了测度.在此基础之上，从国内外两个方面的影晌因素出发，对中国出口技术结构演进的动因进行了实证检验。得出的结论主要有：(1)近几年，中国出口技术结构虽然有了大幅度的提升,但并没有Rodrik(2006)等人测度的那么高。(2)中国出口技术结构演进的动力机制与普通发展中国家并不相同，国家和地区U面演进的根本动力是国内物质资本存量的递增，但物质资本边际效
2、用的区际递减现象明显。3)中西部地区资本生产性部门非熟练劳动力过多与东部出口价格过低分别导致了中西部熟练劳动力和东部非熟练劳动力对当地出口技术结构呈负效成。关键词：出口技术结构物质资本非熟练劳动力熟练劳动力I引言进入新世纪后，中国的出口贸易迅速发展，出口额由2001年的2660.98亿美元攀升至2008年的12177.76亿美元，8年间增加了357.64%出口的迅速扩大使得中国出口品质量和技术含量得到国内外学者的关注(杨汝岱、姚洋,2008).最近也有不少研究(JRodrik,2006：Schott,2006)表明中国不仅出口数量不断提升，而且出口品的技术含量也得到了很明显的提升，出口技术结构
3、已经大大领先于其经济发展水平，与比其人均收入高三倍的发达国家相似。殷而言，发达国家在科学技术、社公服务和熟练劳动力领域具有比较优势，因此，往往只有发达国家才拥有较高出口技术结构2。那么，为什么作为发展中国家的中国，其出口技术结构会得到如此大幅度提高，甚至与部分发达国家更为相似呢？对于这现象，国内外学者多从以下三个视角进行解释：首先是从加工贸易对中国出口技术结构影响的视角进行研究.NaUghIon(2007)指出中国存在规模巨大的加工贸易，从1996年起,中国出口的高技术产品Advancedtechno1.ogyproducts)1t,92%通过加工贸易的形式出实现,而2002年以后这比例已经超
4、过了95.5%(Gau1.iereta1.2(X)5).因此，很多学者认为中国近几年出口技术结构迅速提升的根本原因是加工贸易.如VanAssche2(X)6)认为当出口被加工贸易所主导(dominated)时，发包方(发达国家)在原材料和零配件上的提供，会使得中国出口技术结构可能因此而提高。其次是从外商直接投资对中国出口技术结构影响的视角进行研究。NaUghIOn(2007)指出自2001年起，中国有超过一半的高技术产品是由外商投资公司(FOrdgninVCSkXICntCrPriSC)出口的，而从2003年起这一指标已经超过了85%,为此外商直接投资在很大程度上提高了中国的出口技术结构。Br
5、anstctter&1.ardy)06)在经验分析的基础上指出：发达国家在中国的跨国公司将中国作为出口平台(exponP1.aifomD的行为，显著的改善(better)j中国的出口技术结构。最后基于测度方法的视角研究中国出口技术结构较高的原因。VanAsschc(2006)指出：ROdiCk(2(X)6)和SChoH(2(X)6)等人得出中国拥有较高的出口技术结构，其主要原因是测度方存在定的缺陷。Ro6)和Sehou(2(X)6)简单的用出口流讨来衡汝出口技术结构，并不能区分外国附加值(FOreignva1.ueadded)部分，由此得到的结果存在所谓的“统计假彖二因此不能简单的用一国出口总
6、量来衡量其出口技术结构，而应尽量将外国附加值对出口国出口技术结构造成的影响消除(GrOfiNnan&Rossi-Hansberg,2(X)6).方纳已有研究，目前还存在以下三个不足：一是现有文献多从“外部力量”的视角，研究中国出口技术结构深化的原因，忽略了“内部力量”的作用力：二是现有研究多基于跨国层面研究中国出口技术结构深化的动因，但中国的出口分布具有极大的不平衡性，有90%左右的出口来自东部沿海的九个省市(许斌，2007：姚洋、张晔,2008),因此,基于跨国层面研究中国出口技术结构深化的动因是存在一定偏差的：三是目前学术界尚未形成解择一国出口技术结构演进机制的完整理论模型。为弥补上述不足
7、，本文试图从以下几个方面进行改进：(1)将Ixng(20()1.)的两部门模型引入出口技术结构研究领域，并将其拓展为：部门模型，从部门的利涧最大化动机出发，推导出一国出口技术结构演进机理的简单分析框架，在此基础上，构建相应的计量模型进行实证检验：运用20O2-28年中国省级面板数据，从国家和区域两个层而对理论模型进行检验,以揭示中国及其不同区域出口技术结构变迁的动因。俊明显S3Jt-fi转动力、*9馆生产住鼻产和bj位薇多过半产).则中西与其他国安笺产丫花单经戌本分01为和(2)A.ctf：H+(M*5)*s*O+M)2(|)C,r*YW+4幻川-+(iZMrW2(2)X中wPt.9和，、耳、
8、夕分别松的外非IM1.劳动力、生产性充本和餐务ft贷本协恰格dK)f分别为中国和也见M他5济愉.则中0生产X中怆Y产是配对非熟缚为动力生产性*胤*务尊费我的1睡分别担I三1.XK产xj；W=X1.v1.(4)1,*54脑72*/2假定任Ir旃个经济仲笠产相日的粗&的产品丫(与技本仓窗为第时K0律成本Ct8W89.印,*(r*J)11=*(*,f)翼谀中甦产段的僮生产性贷率.儡费投入马母劳动力,和北IMI劳助力4令其生产画为柯布泓格及*曲或即K,H;J1.(OV71)在成玄&R的天下IAtt资产蹊】根据利泅最大化原物进行生产和定f可器最优生产条件为,生工工SH,Hx-史红(三)o(1.-)K,=
9、aHjB1(9)其中wff.w1分别为生产性蜜本就门不纵劳动力和非熟媒劳动力的报学.同理，假设在莪务性资车生产博J中国常发人丛绿劳动力月.和非熟练劳动力儿，才能畛成K,国位服务性资本.则服务性产品生产部门根%柳”大化黑则可需，=21.2=(10)H.w,Y/y（三）Ai-r)K=0HQJ(12)与两部门便型不同的是it(11暇设熟练劳动力和非熟练劳动力在各个就门可以自由而动,那么相屈熟绛程度由劳动力在不同部门的报S1.相机即MXw*w*.ywt铸.在完金就业假设条件下市场均衢的条件有两个一是耐力收入和消费看支出1目好,即Wh-w+1.=PX.P为沙产品的箱g价格，与以往税完不同的是,至者在比处
10、不假定P为1.二是熟终说非熟练劳动力市场出港即H=Zf,+H,和1.=4+1.j+J1.I为?生产郃门的非熟练就力就IH1.为了计算简便，我1。令广/-05此时夕=6*8*、(7)、(10)式和别J力市场均备的两个条件我们可求得本国非熟制力工资与出口技术结构之间的关系如下，.-MJ_也-HC)(13)壮(8兄+H,)+(4+4+4)MH+D由(3)(4)(9)(12)可将生产性资本生产醐J熟练笳D力投入以及服务性资本生产都门熟缥劳助力投入与出口技术结构之间的美系如下，2aHjxi=bt1.-H)(14)(15)1.H,ib,n1.-H)将(8)(11)(13)三式代入(6)并整理可得,PGH6
11、E回3-(16)由(】6)式可知与两微】模型不同的是,在引入资本生产性都11S,产品技术含里的影啕因索不仅有两部I1模型所提的服务性资本投入与劳动力，还包括生产性资本投入、产品销售价格R国外非熟练泓b力的工资以及国外资本品的价格变动等.SH2b.1.-H)H,b,1.-H)时(14)(15)(13)式关于卧摞和非熟缥劳动力求偏微分可得以下等式，(17)(18)cn_P-wZ-(1.+/)缘台(17)(18)(19)可得命遁】和21份题1.一国(区城)熟练劳动力对出口技机8构的作用方向取决于生产性资本生产部门和展务性资产生产出门的非勃绦劳动力和建竦劳动力的比，当这一比例较旺时(如4-式关于励卜生
12、产性资本和服务性资本的价格求偏斌分,并整理可得I-F；0(20)在,Q+。ZnM+2(贴)”。/+b)r=7FDi少：另一方面中国的资本可能流向国外，这将不利于生产水平的提高，进而对中国出口技术结构产生负面影响。IH中国出口技术结构的测度与分析(I)数据来源及产业的选择箔者选择2002-2008年中国省级层面出口数据来衡量中国出口技术结构的变迁情况。出口数据全部来自中国海关数据库和国研网，其他数据来自于中国统计年鉴和联合国统计数据库。另外由丁新疆、西藏和宁里的部分年份数据不全，宅者并未计算这三个地区的出口技术结构。根据海关的HS编码，出口品一共分为二十二类，为了提高测度结果的说服力,笔升并未将
13、所有的产业纳入到研究中来。主要做了如下调整：首先考虑到中国出口技术结构深化多来自于工业制成品，而不是初等品(许斌，2007),为了更好的体现中国出口技术结构的变迁，我们对于一些国别技术含量差异不高的初等品行业进行了剔除，如第一类(活动物、动物产品)、第二类(植物产品)、第三类(动植物油、食用油等)、第四类(食品及烟草等)、第五类(矿产品)等。其次考虑到部分产品出口结构的变动，并不能完全体现一国生产率和技术结构的变迁，我们将其剔除，如第二十一类(艺术品、收藏品及古物和第十四类(珠宝、贵金属制品；仿首饰：硬币)等：域后对于部分特殊交易产品和杂类产品，由于其所属产业并不明晰，亦将其剔除，如第二十类(
14、杂项制品)和第二十二类(特殊交易品及未分类商品).为此,最终进行计算的产业一共有十二大类.(II)各省区出口技术结构的测定考虑到Hausmann(2005)模型能够“保证一些贫穷的小国(经济体)的出口被赋予足够的权重”(Rodrik.2006),因此,笔者采用Hausmann(2(X)5)对中国出口技术结构变迁进行测度。由于中国的出口和收入在各省级区域之间的分布是不平衡的，东西部收入差异比较大,而且出口多集中于东部沿海的九个省市(许斌,2007),另外直接使用出口数据对中国进行测度时,容易产生“统计假象”。可见，直接运用该方法进行研究会得到有偏的结果。为此，本研究采用如下方法进行修正：在处理国
15、内分布不平衡方面，借鉴Xu&1.u(2009)的研窕，采用省级区域出口数据和人均GDP替代国别层面的人均GDP,以减少分布不均衡给测度结果带来的偏差；在“统计假象”处理上，我们借鉴姚洋、张晔(2008)测度出口品国内技术含量的方法，将出口贸易中的国外产品(或原材料)进口部分剔除,则得产业U面测度方法如下：Q-电f%G-a订MT-i-3三Y-T-*r.0-)w.)(-.)1E4.(22)OTGXJsar)73a1.(W中X为邺)某一省i5区域的出口(18为相应瑶份出口特定产品中以加工贸易形侬口的产品(雳科)比重,具倬为进行加工和来科加工5形式的进口黛占该产业出口的bt1.先是省份C刖人均GDP,
16、11示常媛区域出口产品的S友数，EE,为我国，通品的出口技和8构.根堡(22)式和建者师搜集的*塞,可计N寿12大英产品出口技术结构.在计Kii国求层面的各大关产品出口投油构启，桥其加息到领区域展而，则可以JJ出区域出口技术Ja构，整合(22)式和Hauan,您春采用如下计算方法，ETS.-：，)如-ETS1.fATS/,.SUjETSI.(-.)X.(-e*.G-.).，-iic,萼卫工上皿)0-*.).H中，E7S,是特定年份地区DM比口技术结构，这里的权是花品，在地区n中出口商品与展中的份馥(均不含加工贸易形式的进口).在大英产品出口技极构的基JS上,我们运用23)式计JI了中国28个省
17、级区域2002!88年的出口技术结构424HS16364江苏10885!252317620!?077197712314726406182MY1.T1018311631153311583218223X演254UW山东106W122541465016528189922225825543172?!上专10W6125911770317349201682T为IN751850$天津10596121651S2521W8218868220792552517710斯江心3:*，：1521505742035123Q524418306东的均值107521231$160331681019425227M26192177
18、58安次10W531146051677419111：264725S3O17413河市10420HSS91251316232186362114S2539216690SRXi1.10497120M140S316169!89942276615901!72121051311906BW1.1609018722051“29316939期由W4211076ms5!52201752321100247401540古林IOHH11M$B3W15717181082M%2500216562江市1066HSSS1324!15965182S421583M9S416611山西9314.41W4112091511011684
19、2086024415585中J5判H10222116MB!551391818390217812520216619甘市M04IOttOI1.WB5441%9?2W215830广西9500.4109521219615109174!?207M2435015754贵州8386IGW1必11448016582195N2315415128内坡占1033211S631217715828178B208582325：6!1害W育”9105411121114401710220023物1525，牍西9182.210410641553817196207242407715458四川10加壮815W165921W5W1.
20、2制？17440Srti104911192114745!?019332225172601S1735691658IWTS114431449!16817192332232314937否客均值977011226126391556717834210502445217412从欧债上看，2002-200眸中国各区域的出口技术钻梅均品上升趋势，且上升幅度较大,这与明如心006而SeObt1.i+ct1.nb1.,+oZi+as1.nf+为此，服务资本量可以以各省区图万平方公里拥有的公路数堡案表示（唐湾森、张会潘，2009）.则景终模型可以圜整为下式fIs=c+i1.nH,+d,n1.,+ibxGNZ1,+t
21、1.nG1.t+i1.nPa+f1.nFDI,+AZ%+,+4其中，乩为各省级区域拥有的数置劳动力，借要唐海森、张会浩(2009)的研究，It处用各省区就业人口中大学生人数(含大寿)表示，4为IE熊SS劳动力就业人苑GNZIt各管区物质资本存量、G*为基里设施，眼公路拥有堡，巴为各地零售商品价格推数，FDIa为各地外商国接投资布入量JG,为各地加工贸易出口量.由于(25)中的解毯身堂菽多,解窿变空之间可能存在一定的相关性,因而本文先对各变般进行相关性检脸，检吆结果显示，外商造接投资和加工贸易存的相关系数为0.90748d物质密本堂与基础设法交毒的相关系数为0564857.其余的IWi受量中相关
22、系皴俄高值仅为0.358969,因而在后文的实证估计中，至营将外商直措投资和加工贸易、物质资本存量和基i设施变重不同时SHF伺一回归中，以降低其挑性带来的有偏爵硝，因此，实证中旃上采用了四个回归方程5.0国家层面动因的实证检验在对面板数据进行回归前，还需选择具体的俣型，本文使用以a检验和似然刖计室来校鉴回归方程固定效应与防机效应的选择.当检唉结果显示为固定效应时,至者进一步派取厂义最小二乘G1.S(CrOSS-SeeOnWe1.gbtS)法，纳合whe-pe110203电手层面面收题先检龄结累浜致(1)(2)(3)4)CEM”(3310390)0.606*5SC0.54S426)6%53%C6
23、255%7)9.0Q488(12.W746)1.nH0.06M50三C1.810500)0.101959(1923031)0.125019(2.636011)0.060234(3.746960)1.n1.0.173546(3双?%)0.196367-C2465731)0433315(4243180)0.52S4(4.425136)1.nPOXM60(3.420M6)O527S7S(2S42533)23M71147.6151%)17433!5(1250024)1.nGNZ0492270C14.10008)04第7AC1254006)-1.nG1.-0.198108C5626644)0427441
24、(4J19912)1.nFDI0.080654-(6433)-0.149775451155S)-1.nJG0015127(IMJ)*007S300CI372m)A-R-iard096W90933164Ott1.USFRttHOCIgM5085.67252764湖OBS1891&91891B9BI宅效应、随机戏应极祭检龄F娘计量2455W5M838I65107195冲”1O2BM5自国度C6157)(M157)(26,157)(M157)26U7t3272乂5573342m“为寸”180.559732固定外位&f效应固定效或EnfM法：表余在13冰不下显著，喂示在力冰不下显著，”嚎示法I冰平下呈
25、等.个体的纸面甯数戢时何欲面堂戮，因HfS有阳，并未纺出(以下向X由表2可知I加工贸易篇的回归结果并不昱落，均未通过10%的显著性水平检验，且估计系故菽小(分别为OOISI27、0078300).这表明：整体而言加工贸易对中国出口技术结构的深化作用并不明显，这与Wang&Wci(2008)和XU&1.U(2009)的自究结论是一致的.劳动力关因素方面，勉缥萍助力在四个方程的回归旬果中均昼看（仅方程1只通过10%的显着性水平的检验，其余均通过1%的显著性水平检验九资本克因索方面，回归方程（D和（2）中，国内物防资本的估计系数均挎近05且都通过了1%的星蓦性水平的检脸，国内艘务设施的完善对出口结构
26、深化作用亦较为胡显，估计系数为0127+UQ19S108（均通过1%的显著性水平检验）.在同一方程中,国内韧质堂率和基础设施完善的估计系奴均大干外商直接投锭的估计系数.相此可知，外力”（国外直接投资）推动了中国出口授根构的升级IS“内力（廓破资和基砂设施完鲁的作用明显大于“外力”的,这很大程度上ERi了空iastfPe&5蛔2006）任IM本观点二（11）区域层面动因的实&柱脆由于中国的区域足济发展具有极大的不平衡住,不同区核出口技栈构滓化的动因可能并不先全也同，知匕泄者将样本中的”个省级区域、按照的又东、中和西益扮划分，分别进行实证检验.东/C1)(2)(11(4)C7.740506O90W
27、61)e067602713191)7.003255I4J4412)6960W(151*)1.nH0.003993”5091809)0M8877(330141t)O.B55O9(w37)0.147151(246124?)1.n1.Qr485(4106753)-025S4!9a(4湖950)4),09W-24).140757(-2.9545)1.nP3.99621S(心540)4.133611(25445)4.GU379(3%D60)4.433902-(7W9)1.nGNZ0324377(540U74)0204657IIIMttJ-1.nG1.-023W-(70W061)0.1806S1-C71刈
28、)1.nFDI0.061652(5.71650?)-0.063U7“(2.63261S)AR-Kpured0.7560560.667242049020.665973FW6)5190969(3192929)47241%(3522279)-8ISSTMC4346601)1.nH0.042101(1.568394)O.O5SW3(0.7126S5)AoH752CA501287)4039328C-O.7S!273)1.n1.-0.235792.711702)9211093-1081982)0107615(OU602?)0203050(1.28785S)1.nP0506163C1682516)-0B2S
29、49C4440017)2375153“(6125314)338112(S587443)1.nGNZ0.492582CI2S6467)0.713106(6230690)-1.nG1.-.0.114934(2794W)0167W.(38?83$)1.nFDIOIWSIOmw0505912)-0354242C5.071393)1.nJG-0.02!ISOCA910106)0.0668$5(1.1O43W)R-sured0982844O.W27710.9735460.947069FSt1.QC263J772”262W169671383.OW63OBS36565656B）定应.随机效应梗SS检抬22.0
30、7082317.45276618.5371446537618”自由度G.43)。同0砌(7.43)B5SS2M8b19.145”91.75377539498830*1结论EI定效15KS5SS冏定效及冏定效应中郃省份回归巢表明（见表4）.中部出口废木结帼深化的主要动因是费本因素，并非劳动力因素.回归给果卬熟劳动力和非熟练劳动力的显著性并不强,未通过10%的显著性水平的检验，非熟练劳动力和熟绦相D力甚至在部分方程中呈现微弱负的作用，资本因素方面,物物资本存罡、基碇设施完善程度和外商直接投资均通过了1%的显著性水平检鞋值甯一提的是中部她区的国内物物资本和外商直接投费对出口技术结构的作用力明显大于东
31、福和全国平均水平.加工贸易的估计系数未通过10%的显著性水平检验.这表明加工贸易对中部地区的出口技术深化作用笄不明显.中部区域的曷曲设施虽谢出口按术结构升级表现出显署的正作用，但其作用力小于东部地区.赛5否煎省份面ta冕代蚁结果半数(1)(2)(3)(4)C0.S34777(O.74OS75)1.789140C132SIo1.).7.0545?-(-110S426)-8.905229(-9152182)1.nHQoW208C-0600759)3ImSC-1232S42)0.005726CO(HSUS)0.(W0595C0681276)1.n1.(mr9C3.955S52)0.12B77(3.8
32、28822)0.54M47(2.32WO1.)0.685395C2.34091)1.nP08862(3.432442)075S856(2.W7776)250W1511.4$乂3)2755253”(8253421)1.nGNZ0.602261(105W69)0551S83(095043)1.nG1.0.180725(3324509)0.!%8W三(3523924)1.nFDI0.143C5302WS)0.11563C3.326252)1.nJG-0.031W(4.801924)-QoW513(-03(M090)AR-Iquared0977708097576509013830905392FItttutK202.0169M33556.8S11044.%1%OBS56%5623.80007S三三219306358.4734311OJ5257O自由度CM)043)3)(7.43)Hwj.aneij3590934457316532”57QO52B55”1475知照论ESSES效网ESS固定效应西部&份回归结构表明
