技術外溢、本土吸收力與出口凈復雜度8.16日

2015世界經(jīng)濟年作者信息表格(題目 技術外溢、本土吸收力與出口凈技術復雜度性別民族號女漢經(jīng)濟》等期（孫女漢，《金融服務出口競爭市FDI技術外溢、本土吸收力與出口凈技術復雜度本文在出術復雜度的三部門模型基礎上將生產(chǎn)技術系數(shù)展開成為技術研發(fā)、FDI技文將FDI技術外溢指數(shù)與人力資本指標相乘的交叉項納入面板模型，實證檢驗發(fā)現(xiàn)FDI技：FDI本土吸收能力出口凈技術復雜度人力資本FDITechnologySpillover,LocalAbsorptiveCapacityandNetTechnologicalSophisticationofExportFirst,thisarticlebasisonthethreedepartmentsmodelinXiaohuaChen’s(2011)study,expandingthetechnologycoefficienttothreevariables:R&D,FDItechnologyspilloverandimporttechnologyspillover.Thenitgetthefollowingconclusions:indevelocountriesthemoreskilledlaborinputandthehigherskilledlaborremuneration,themorepositivepromotionfromFDItechnologyspillovertodomesticnettechnologicalsophisticationofexport.Then,thisarticleconstructedfixedeffectvariablecoefficientpanelmodel.Throughtheempiricaltestitgetsthefollowingconclusions:First,FDItechnologyspillovereffectisaffectedbythelocalabsorptioncapacity,existinghumancapitalthresholdeffect.Second,ourcurrenthumancapitalhinderstheincreaseoflocalnettechnologicalsophisticationofexport.:FDItechnologyspillover,localabsorptivecapacity，nettechnologicalsophisticationofexport，humanresource引復雜度實質(zhì)上并沒有得到提高（AmitiFreund,2010,VanAssche和Ganges,2010。本文將FDI，2010，了這種促進作用存在有著條件性，例如，（2009）利用相關數(shù)據(jù)分析了FDI出口貿(mào)易結構變遷的非對稱性影響，不業(yè)的FDI技術外溢效應是不同的，中低技從低級產(chǎn)品向高級產(chǎn)品的轉(zhuǎn)變，也表現(xiàn)在同類出口品的質(zhì)量升級。而相關研究表明FDI也2013。由于東道國出口貿(mào)易中也有很大一部分出口品來源于企業(yè)，所以如果僅2014Alper和MTeoman（2011）通過運用土耳其出口企業(yè)數(shù)據(jù)進行實證檢驗，發(fā)現(xiàn)本土外貿(mào)企業(yè)從FDI技術外溢中的獲利小于本土內(nèi)銷企業(yè)。FDI，2006文獻綜述框架圖如圖1所示。 術復雜度影響因 般性影 與本土吸收 能 增 結 效本本文研究問1文獻綜述框架圖唐海燕與清（2009）在Long(2001)理論模型的基礎上構造了一個涉及最終消費品生產(chǎn) —兩個國家D1，D2參與產(chǎn)品內(nèi)國際分工，D1為發(fā)展中國家，D2為發(fā)達國家。兩國共同生（0，e1，D2于其投入資本K的技術含量提升，也就依賴于K的生產(chǎn)投入，即熟練勞動力H。所以我們說 平（W）相等，熟練勞動力在的工資水平（W）相等。進而假設產(chǎn)品X在D，D12 （二）出口商品（X）生產(chǎn)部門 2 22CD12

[W0

(qfPfqsPs)j]dj=WLe1(qfPfqsPs)

P*qP*) WL*e(qfP*qP*)

1

D20

22WL(qPqP)e2WL*(qP*qP*) Kf與服務性資本KsLXe

eKfn0

qfjd

2 nqf2

Ksn0

qsjd

nqs2s

（三）生產(chǎn)性資本（Kf）生產(chǎn)部門KHL10 CfHfWHfLfW

ADDFDI Hausmann2007A主要因素以外的其他因素對技術參數(shù)的影響效應。數(shù)值越高則代表了越高的生產(chǎn)性資本與

W W1P

0)WLf (1

K H （四）服務性資本（Ks）生產(chǎn)部門KHL10 CsHsWHsLWs

BDDFDI FDI（F）和進口商品技術外溢（I）決定的，B他因素影響效應。數(shù)值越高則代表了越高的服務性資本部門發(fā)展水平。WHs與WLs分別表示所有部門之間自由流動，所以WH=WHf=WHs，WL=WLf=WLs，則企業(yè)利潤最大化條件為：sLWHs1ss W s

Ps

WLs(1

KH

HHfLLxLf

HWHLWLP2KKf

DFIDFI 2 3，根據(jù)（2.42.10（2.16 2PLeHW eLXH 21（.1）2(WL*WL1e1 1 q 1

1

)

fP*q AD3F3I BD3F3I 4PL2eHW 12PLeHW q 2eWL 22 )qP*qP*e(LH) LH 11 11 ff ss AD3F3I BD3F3Iee(WL*,P,L,H,WH,q,q,D,F,I,P*, qD3qD32f1 1

qD

22(2PLX ) 21 123AF3I 3BF3I q 2WLe2 H) 22e2HW 1 1AD3F3I qfF qF

BD3F3I 22(2PLX )

1 13AD3I 3BD3I q 2WLe2 H) 22e2HW 1 12AD3F3I 2BD3F3I ） qfI qI 22(2PLX )

3AF3D 3BF3D q 2WLe2 H) 22e2HW 1 1AD3F3I BD3F3I （2.27（2.28（2.29

e>0e>0e>0DFIe 在發(fā)展中國家中，熟練勞動力投入越多、熟練勞動力越高，就越有利于FDI技術外溢越大，F(xiàn)DI技術外溢對本土出術復雜度的促進程度越為明顯。型中將本土企業(yè)出術復雜度作為被解釋變量，F(xiàn)DI技術外溢水平作為解釋變量，包括水logNTSIlogSdHorForBack fextifinanceit4humanit5K/Lit(一 xjixxjixj Rodrik（2006xjixxjixj RCAji

xjix

PRODYRCAY i ji x TSIixjix j 其中，x表示商品出口額，i表示國家，j表示商品分類，Yi國人GDP。RCA（ISICRev.3）分類標準下的二分位產(chǎn)業(yè)垂直專門化率，構建凈技術復雜度指數(shù)（NTSI(1vssji)/(1vssji)xiNPRODY ijiI[(1vssjij

)xji

(1

)xji

NTSI(1vssji)x jijJ(1vssjii

)x

其中，vssji表示i國j qEXIEX

NTSInative,Iqn 其中，qn為本土企業(yè)出口所占比例，EXI為行業(yè)I出口額，EXIf為行業(yè)I企業(yè)出口額，NTSInative，I表示本土企業(yè)凈出術復雜度指數(shù)，NTSII表示行業(yè)I出口凈技術復文后續(xù)的比較分析與實證檢驗均利用OECD專門針對制造業(yè)的產(chǎn)品分類標準出口品進在計算我國出口凈技術復雜度指數(shù)（NTSIit）過 各個國家的出口額數(shù)據(jù)均來源于UNCTAD數(shù)據(jù)庫，各國人均GDP來源于世界銀行，各國每類產(chǎn)品的國內(nèi)增加值來源于OECD投入產(chǎn)出表。本文行業(yè)分類編 ISICR3產(chǎn)品代 中國行業(yè)分類名農(nóng) 1飲料制煙草制2紡織業(yè)紡織服裝、鞋、帽制皮革、毛皮、羽毛(絨)及其制品業(yè)3印刷業(yè)和記錄媒介的化化學原料及化學制品制造業(yè)塑料制非金屬礦物制56設備制造業(yè)7電氣機械及器8交通設備制造家具制9工藝品及其他制造業(yè)廢棄資源和廢舊材料回收加收入得到，各類產(chǎn)品研發(fā)支出和主營業(yè)務收入原始數(shù)據(jù)來源于、-2011業(yè)統(tǒng)計年鑒以及2004年的中國經(jīng)濟普查年鑒；2Horit1表示FDI水平技術外溢指Forit2Backit3分別表示FDI技術外溢的前向 占GDP4humanit表示人力資本，是用各行業(yè)工程技術人員占年末從業(yè)人員的測度的，各行業(yè)工程技術人員、年末從業(yè)人員原始數(shù)據(jù)來源于、-2011年平均人數(shù)原始數(shù)據(jù)來源于、-2011的中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒以及2004年的中國經(jīng) outputforeign，表示各類產(chǎn)品工業(yè)總產(chǎn)值占行業(yè)內(nèi)規(guī)模以上企業(yè)總產(chǎn)值，其中output表Hor output總產(chǎn)值）-2011的原始數(shù)據(jù)來源于中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒，2004原始數(shù)據(jù)來源2004中國經(jīng)濟2Forit2j,j

Hor)，i,j示行業(yè)，t

是下游產(chǎn)業(yè)i從上游產(chǎn)業(yè) 3Backit

(ihHor

，i,h表示行業(yè)，t示年ih是上游產(chǎn)業(yè)i向下游產(chǎn)業(yè)h或中4由于金融發(fā)展水平也會影響一國的出術復雜度，所以本文在實證模型中納入該變量，并且因為金融占GDP的來對金融發(fā)展水平進行度量。5Externalfinancialdependency，金融外部依存度.RajanZingales（1998）定義與計算的，國內(nèi)2341human*hor、human*for兩個交叉項變量的估計結果顯著，說明人力資本作為本土吸收能力的代替指標影響了FDI在表2第P6、P7類產(chǎn)品human*hor計量結果1%顯著水平上顯著，且估計系數(shù)為負，而這兩類產(chǎn)品的Hor變量計量結果不顯著，說明了這兩類商品的FDI水平技術外溢3第P1、P2、P6類產(chǎn)品的human*for變量估計值顯著。P1類產(chǎn)品交叉項間影響效應的增強效果。而表4中Back變量的估計結果均不顯著，所以在此不再分析該交4，human1帶所有交叉項固定效應（時間效應）eC-56886664-3--------20017-86-37--66 F DW

2human*hor（時間效應）C--------------------------------- F DW

3human*for（時間效應）C------------------------- F DW

4human*back（時間效應）C----------------------------FFDW2R中國省際面板數(shù)據(jù)的實證，”《世界經(jīng)濟》第12期。理世界》第3期。 口產(chǎn)品的實證檢驗”《數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究》第3期。系統(tǒng)GMM方法的研究”《世界經(jīng)濟》第5期。第4期。 的”《世界經(jīng)濟》第4期。AmitiM,FreundC,(2010)“TheAnatomyofChina’sexportgrowth,”Chicago:UniversityofChicagoPress:35~56.AlperS?nmez,M.TeomanPamuk?u,(2011)“ForeignDirectInvestmentandTechnoloySpilloversintheTurkishManufacturingIndustry，”TEKPOLworkingpaper,HausmannR.,Hwang,J.,Rodrik,D（2007“WhatYouEx