中國金屬制品出口的技術(shù)創(chuàng)新動態(tài)演進(jìn)及其動力分析

中國金屬制品出口的技術(shù)創(chuàng)新動態(tài)演進(jìn)及其動力分析

改革開放30年，以外匯儲備為主要特征的市場化經(jīng)濟(jì)發(fā)展對中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展起著重要作用。但長期的加工貿(mào)易使得中國企業(yè)被鎖定在低技術(shù)、低創(chuàng)新、勞動密集型的低端生產(chǎn)制造與組裝環(huán)節(jié)。為此,很多人認(rèn)為我國的商品出口過度依賴勞動密集型產(chǎn)品,在高技術(shù)產(chǎn)品出口上又過度依賴加工貿(mào)易,產(chǎn)品技術(shù)水平很難得到提高。但最近有研究表明,在過去的幾年里,中國出口的產(chǎn)品技術(shù)含量得到了較大提高,產(chǎn)品技術(shù)含量大大超過了同等發(fā)展水平的國家,出口產(chǎn)品的復(fù)雜度(技術(shù)含量)與比其人均收入高三倍國家的出口結(jié)構(gòu)相同。一、出口產(chǎn)品技術(shù)創(chuàng)新一國在技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程中是否要遵循比較優(yōu)勢,這是一個非常重要的問題。事實(shí)上,關(guān)于出口產(chǎn)品技術(shù)含量的研究也源于對比較優(yōu)勢研究的拓展。RicardoHausmann&DaniRodrik(2003)指出在市場小規(guī)模的自我探索(Selfdiscovery)過程中,會形成一種國際貿(mào)易格局:技術(shù)優(yōu)勢國家(富國)出口技術(shù)含量較高的產(chǎn)品,而勞動密集型國家出口技術(shù)含量較低的產(chǎn)品;Schott(2006)和Hummels&Klenow(2005)也有類似的觀點(diǎn),他們還指出富國出口的產(chǎn)品不僅數(shù)量多而且擁有的種類也更多。正是在這一理論的指導(dǎo)下,Hausmann(2005)構(gòu)建了復(fù)雜度測度指標(biāo),首次對產(chǎn)品的技術(shù)含量進(jìn)行了定量研究,現(xiàn)有的西方研究多集中在測度方法的構(gòu)建以及對測定結(jié)果的分析?？偟膩碚f,主要的測度方法有以下兩種。一是參考官方或相關(guān)機(jī)構(gòu)公布的技術(shù)等級目錄,或進(jìn)一步按照實(shí)際技術(shù)構(gòu)成將出口品加以分類,然后運(yùn)用Hausmann(2005)模型對出口產(chǎn)品的技術(shù)含量進(jìn)行測度。Hausmann(2005)在研究知識外溢和分工類型的基礎(chǔ)上結(jié)合比較優(yōu)勢理論,構(gòu)建了出口產(chǎn)品復(fù)雜度的測度指標(biāo),并進(jìn)一步指出,該指標(biāo)值越大,一國出口品的技術(shù)含量越高。這一指標(biāo)一經(jīng)提出,即受到經(jīng)濟(jì)學(xué)界的推崇。如DaniRodrik(2006)、MicheleDiMaio&FedericoTamagni(2007)、ZhiWang&Shang-JinWei(2008)和BinXU&JiangyongLU(2009)等都曾運(yùn)用該指標(biāo)對產(chǎn)品技術(shù)水平進(jìn)行研究。另一種方法是以發(fā)達(dá)國家(主要是OECD國家)的出口結(jié)構(gòu)作為高技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)。將其他國家的出口結(jié)構(gòu)與之對比,從而看該國出口結(jié)構(gòu)與發(fā)達(dá)國家的相似程度,相似程度越高,則認(rèn)為該國出口產(chǎn)品的技術(shù)含量越高。如SanjayaLall等(2005)構(gòu)建了出口結(jié)構(gòu)相似度指標(biāo),從SITCRev2的三位數(shù)和四位數(shù)層面對1999-2000年亞洲各國和地區(qū)的出口結(jié)構(gòu)進(jìn)行了實(shí)證研究;PeterK.Schott(2006)在假設(shè)各國出口到美國市場的產(chǎn)品能夠反映其真實(shí)出口結(jié)構(gòu)的條件下,修正以國際市場占有率為基礎(chǔ)的出口相似度指標(biāo),對中國的出口情況進(jìn)行了研究,發(fā)現(xiàn)中國國家層面的出口結(jié)構(gòu)與發(fā)達(dá)國家更為相似,偏離了其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。國內(nèi)關(guān)于出口產(chǎn)品技術(shù)含量的研究晚于西方國家,雖然最近幾年其已經(jīng)成為國內(nèi)的一個熱點(diǎn)話題,但基于數(shù)據(jù)的可獲得性與處理的復(fù)雜性,國內(nèi)關(guān)于出口技術(shù)含量的研究并不多見。姚洋、章林峰(2008)利用Hausmann(2005)模型,在區(qū)別外資企業(yè)與本土企業(yè)的基礎(chǔ)上,結(jié)合Lall(2000)出口產(chǎn)品分類法,研究了本土企業(yè)出口的競爭優(yōu)勢和技術(shù)變遷;姚洋、張曄(2008)在Hausmann等人的技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)基礎(chǔ)上,設(shè)計了一個計算產(chǎn)品國內(nèi)技術(shù)含量的指標(biāo),研究了中國出口品技術(shù)含量的變動;楊汝岱、姚洋(2008)在重新定義Hausmann(2005)指標(biāo)的基礎(chǔ)上構(gòu)建了有限趕超指數(shù)(LimitedCatch-upIndex,LCI),考察了在一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中對外貿(mào)易格局與經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效的關(guān)系。出口產(chǎn)品技術(shù)含量反映了一國出口的比較優(yōu)勢、產(chǎn)品質(zhì)量和生產(chǎn)率水平,其對一國經(jīng)濟(jì)的長期發(fā)展戰(zhàn)略及技術(shù)進(jìn)步具有重要意義,因此,自Hausmann(2005)起,國內(nèi)外學(xué)術(shù)界對這一領(lǐng)域進(jìn)行了大量的研究,但筆者認(rèn)為至少存在以下不足:首先現(xiàn)有研究幾乎都是從靜態(tài)研究的角度分析出口復(fù)雜程度的,靜態(tài)或短期動態(tài)研究并不能完全反映技術(shù)含量的動態(tài)性演進(jìn)過程及其內(nèi)在機(jī)理;其次現(xiàn)有關(guān)于中國出口品技術(shù)含量的研究多采用Hausmann模型。許斌(2007)指出該方法并不完全適用于中國,因?yàn)橹袊隹诜植季哂袠O大的不平衡性,最后現(xiàn)有研究多表明,中國出口品的技術(shù)含量與發(fā)達(dá)國家越來越相近,但因動態(tài)研究難度較大,故目前尚無學(xué)者對導(dǎo)致這一現(xiàn)象的內(nèi)在機(jī)理進(jìn)行分析。二、中國工業(yè)出口技術(shù)的改進(jìn)1.金屬制品的國家分布經(jīng)濟(jì)發(fā)展離不開對資源品的加工和利用,整個世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展史就是一部對自然資源進(jìn)行開采和利用的歷史,而一國對資源性產(chǎn)品的加工能力極大地反映出該國的技術(shù)水平,并且目前各國對于資源性產(chǎn)品的生產(chǎn)企業(yè)多執(zhí)行嚴(yán)格的“本國化”。而金屬制品工業(yè)的技術(shù)含量是一國產(chǎn)品技術(shù)水平高低的直接體現(xiàn),即金屬制品技術(shù)含量的變化能較好地反映一國產(chǎn)品的技術(shù)變遷,因此筆者以金屬產(chǎn)業(yè)作為研究對象。本文數(shù)據(jù)主要來源于NBER統(tǒng)計數(shù)據(jù)、聯(lián)合國數(shù)據(jù)庫和《中國統(tǒng)計年鑒》,時間跨度為1993-2006年,金屬制品的出口數(shù)據(jù)為各國出口到美國的數(shù)據(jù),因?yàn)槊绹?006年以前的進(jìn)口額一直占全球進(jìn)口總額的15%以上,為世界最大的進(jìn)口國;其從各國進(jìn)口的產(chǎn)品特別是高技術(shù)含量的產(chǎn)品,能較好反映各國出口到世界產(chǎn)品的技術(shù)水平。在數(shù)據(jù)收齊后,筆者發(fā)現(xiàn):美國歷年金屬制品進(jìn)口數(shù)據(jù)量較大,以2003-2006年為例,各國出口到美國市場的金屬制品數(shù)據(jù)分別有27892、28779組。有近200個國家和地區(qū)出口金屬制品到美國,數(shù)據(jù)量頗大,為此,筆者選定1999年出口種類前50名的國家,將其他經(jīng)濟(jì)體剔除。這50個國家分別為:AE(阿聯(lián)酋)、ARG(阿根廷)、AUS(澳大利亞)、AUT(奧地利)、BEL(比利時)、BRA(巴西)、CAN(加拿大)、CHI(智利)、CHN(中國)、COL(哥倫比亞)、CZE(捷克)、DEN(丹麥)、DOM(多米尼加)、ECU(厄瓜多爾)、EGY(埃及)、FIN(芬蘭)、FRA(法國)、GER(德國)、GRE(希臘)、HUN(匈牙利)、IND(印度尼西亞)、INA(印度)、IRE(愛爾蘭)、ISR(以色列)、ITA(意大利)、JPN(日本)、KOR(韓國)、MAL(馬來西亞)、MEX(墨西哥)、NED(荷蘭)、NOR(挪威)、NZL(新西蘭)、PAK(巴基斯坦)、PHI(菲律賓)、POL(波蘭)、POR(葡萄牙)、ROM(羅馬尼亞)、RSA(南非)、RUS(俄羅斯)、SIN(新加波)、SLO(斯洛文尼亞)、SPA(西班牙)、SUI(瑞士)、SVK(斯洛伐克)、SWE(瑞典)、THA(泰國)、TUR(土耳其)、UK(英國)、UKR(烏克蘭)、VEN(委內(nèi)瑞拉)。在剔除非樣本國數(shù)據(jù)后1993-2006年的數(shù)據(jù)仍有20多萬組。2.中國與該發(fā)展中國家金屬制品出口相似性度的修正PerterK.Schott(2006)在修正FingerandKreinin(1979)假設(shè)的基礎(chǔ)上,將FingerandKreinin(1979)構(gòu)建的相似度指標(biāo)運(yùn)用于對技術(shù)含量的測度。其具體的計算方法為:其中ESItab為t時間a,b兩經(jīng)濟(jì)體的出口相似度,Stpa,Stpb分別為a,b兩經(jīng)濟(jì)體p系列產(chǎn)品出口占其總出口的比例,Vtpa,Vtpb分別為a,b兩經(jīng)濟(jì)體p系列產(chǎn)品的出口值,Va,Vb分別為a,b兩經(jīng)濟(jì)體的出口總值。在本文實(shí)證分析中,筆者將其修正為產(chǎn)品出口(HS2-digitlevel)占該產(chǎn)品所在產(chǎn)業(yè)(HS1-digitlevel)的比例,即Va,Vb分別為a,b兩經(jīng)濟(jì)體金屬制品的出口總值,p為該系列產(chǎn)品的種類數(shù)。PerterK.Schott(2006)認(rèn)為:一國與發(fā)達(dá)國家的出口相似度越相近,說明其出口產(chǎn)品的技術(shù)含量與發(fā)達(dá)國家越相近。根據(jù)HS分類法,金屬制品HS的前兩位數(shù)可以分為貴金屬制品、鋼鐵、鋼鐵制品、銅及其制品、鎳及其制品、鋁及其制品、鉛及其制品、鋅及其制品、錫及其制品等。筆者將2001-2006年50個經(jīng)濟(jì)體中所有OECD成員及中國相應(yīng)的系列加總,并運(yùn)用(1)式測度出中國與該經(jīng)濟(jì)體的出口相似度(見表1)。從整體上看,中國金屬制品出口相似度與OECD成員呈逐螺旋式上升趨勢,從2001年的53.92%,上升到2006年的61%,這表明了兩點(diǎn):一是中國金屬制品出口的技術(shù)含量正在上升;二是中國金屬制品與發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的技術(shù)差距在縮小,即中國金屬制品的技術(shù)升級速度快于發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體。從具體產(chǎn)業(yè)上看,鋼鐵制品、銅及其制品、鎳及其制品、鋁及其制品、鉛及其制品、鋅及其制品和錫及其制品的相似度有所提高,說明其技術(shù)含量在增加,實(shí)現(xiàn)了技術(shù)含量的升級,其中增幅最大的是鋁及其制品,2001-2006年相似度增加了33.28個百分點(diǎn),其次是銅及其制品,增加了29.6百分點(diǎn)。但是貴金屬制品及鋼鐵與OECD成員之間的相似度分別降低了6.57和5.83個百分點(diǎn),這雖然不能說明中國貴金屬制品與鋼鐵產(chǎn)品出口的技術(shù)含量降低了,但可以肯定的是這兩類產(chǎn)品的技術(shù)含量與OECD成員之間的差距擴(kuò)大了。3.中國金屬制品出口與發(fā)達(dá)國家的相似性度更明顯為進(jìn)一步分析中國出口產(chǎn)業(yè)技術(shù)含量升級的情況,筆者運(yùn)用(1)式測度了中國與其他49國之間金屬制品出口的相似度,其方法為:將NBER統(tǒng)計數(shù)據(jù)中HS編號的第一位數(shù)字(1-digitlevel)表示為產(chǎn)業(yè),第二位數(shù)字(2-digitlevel)表示一類產(chǎn)品,第三位數(shù)字(3-digitlevel)為二位數(shù)的系列產(chǎn)品,算出各自出口占整個產(chǎn)業(yè)出口的比例,即可得到中國與各國的出口相似度(見表2)。由表2可知,從均值上看,與中國金屬制品相似度最高的10個國家中有7個是發(fā)達(dá)國家,分別是日本、丹麥、韓國、奧地利、意大利、葡萄牙和德國,而前5個國家占據(jù)了整體排名的前5位,另外3個發(fā)展中國家分別為墨西哥、菲律賓和印度尼西亞。從相似度值的動態(tài)變化來看,可以看出前5個發(fā)達(dá)國家與中國的出口相似度在1993-2006年都呈略微上升趨勢,這表明中國金屬產(chǎn)業(yè)整體技術(shù)含量有一定的提升。發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體的測度結(jié)果顯示,排名前10位的3個發(fā)展中國家與中國的相似度呈下降趨勢。可見,中國金屬制品技術(shù)含量的升級拉大了其與前三個發(fā)展中國家的距離,拉近了與發(fā)達(dá)國家之間的距離。那么這是否表明,中國出口產(chǎn)品的技術(shù)含量與發(fā)達(dá)國家更為相似呢?當(dāng)然僅從表2還不能得出這一結(jié)論。為此,筆者將1993-2006年中國與發(fā)達(dá)國家、發(fā)展中國家的相似度求均值(含前5國),可得圖1。從圖1中,可以很明顯地看出:無論是整體還是前5國的曲線,都表明中國金屬制品出口與發(fā)達(dá)國家的相似度在進(jìn)一步加深,整體相似度從1993年的45.1%提升到了2006年的52.2%,而前五國平均相似度也由1993年的68.74%提升到了2006年的76.46%。發(fā)展中國家的整體平均相似度由1993年的43.07%下降到了2006年的32.91%,前5國的平均相似度也由1993年的72.36%下降到了2006年的51.37%。從相似度的平均值看,無論是整體還是前5國,發(fā)達(dá)國家的相似度都明顯高于發(fā)展中國家?？梢?隨著時間的推移,中國出口產(chǎn)品的技術(shù)含量升級較為明顯,優(yōu)勢進(jìn)一步擴(kuò)大,并且中國出口產(chǎn)品的技術(shù)含量與發(fā)達(dá)國家更為相似。這也印證了Schott(2006)和Rodrik(2006)的觀點(diǎn)。三、國家與發(fā)展中國家日益偏離各國產(chǎn)業(yè)層面的實(shí)證分析結(jié)果顯示:1993-2006年中國出口產(chǎn)業(yè)技術(shù)含量升級較為明顯,并呈現(xiàn)出技術(shù)含量與發(fā)達(dá)國家日益相似、與發(fā)展中國家日益偏離的趨勢。多數(shù)學(xué)者(如Schott,2006;Rodrik,2006;Lall,2005)在國家層面也得到了類似的結(jié)論,但并未深入分析導(dǎo)致這一現(xiàn)象的內(nèi)在原因,即中國出口產(chǎn)業(yè)技術(shù)含量升級的內(nèi)在原因到底是什么?為此筆者將運(yùn)用PanelData模型從金屬制品產(chǎn)業(yè)的角度對這一問題進(jìn)行研究。1.模型選取與模型構(gòu)建筆者構(gòu)建以下一般性面板模型(PanelDataModel),在進(jìn)行回歸分析以前將所有的變量都進(jìn)行了對數(shù)處理。其中Xit為國家特征(Nationalcharacteristic),βit=(β1it,β2it,…,βKu),K為因變量個數(shù),T是總時期數(shù),N是樣本數(shù),μit為隨機(jī)擾動項(xiàng),ESIit為技術(shù)含量指標(biāo),即t年中國與i國的金屬制品出口相似度。關(guān)于國家特征,筆者主要考慮三個因素:首先是出口因素,根據(jù)現(xiàn)有國際貿(mào)易理論對出口的闡述,可知出口有利于資本積累,從而推進(jìn)出口國進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)引進(jìn),從而實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品技術(shù)含量的升級;其次是經(jīng)濟(jì)增長因素,一國經(jīng)濟(jì)增長會使其有能力投資于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè),同時富裕起來的民眾及廠商會對高技術(shù)含量產(chǎn)品提出更多的需求,從而使得本國企業(yè)提高產(chǎn)品的技術(shù)含量,實(shí)現(xiàn)技術(shù)升級,一般而言一國的自主創(chuàng)新能力越強(qiáng),經(jīng)濟(jì)增長對本國產(chǎn)品技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用越明顯;最后JuanCarlosHallak&PeterK.Schott(2008)指出價格因素對產(chǎn)品的質(zhì)量及技術(shù)含量具有一定的影響,關(guān)于價格因素對產(chǎn)品質(zhì)量的影響,其將價格分解為質(zhì)量(quality)和質(zhì)量調(diào)整價格(qualityadjusted-price)進(jìn)行了論證。但關(guān)于價格對技術(shù)含量的影響,因數(shù)據(jù)有限并未進(jìn)行實(shí)證分析,為此,筆者將價格因素納入國家特征進(jìn)行分析。各因素的具體計算方法見表3。在運(yùn)用面板模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)時,還應(yīng)判定模型的類型。面板數(shù)據(jù)模型可以劃分為三類,分別為:變系數(shù)模型,回歸形式為:變截距模型,回歸形式為:不變系數(shù)模型,回歸形式為:判斷樣本數(shù)據(jù)究竟符合哪種模型,可以利用協(xié)方差分析構(gòu)造如下檢驗(yàn)統(tǒng)計量:其中S1,S2,S3分別為方程(3),(4),(5)的殘差平方和,具體判斷方法為:當(dāng)F2大于(等于)某置信度(95%)下同分布的臨界值,則拒絕方程(5),否則采用方程(5),在拒絕的情況下,繼續(xù)檢驗(yàn)F1,如果F1小于置信度(95%)下的同分布臨界值,則采用方程(4),否則采用方程(3)。筆者將除中國之外的49個經(jīng)濟(jì)體,按發(fā)展中國家(21個)和發(fā)達(dá)國家(28個)分別進(jìn)行檢驗(yàn),通過對發(fā)展中國家的檢驗(yàn),得到F2=4.25,F1=0.895,查表可知需采用變截距模型;發(fā)達(dá)國家的F2、F1分別為36.18、0.966,為此發(fā)達(dá)國家也應(yīng)采用變截距模型,即認(rèn)為1993-2006年各國國家特征對其與中國的出口相似度的影響彈性不存在顯著差距。在確定了變截距模型的基礎(chǔ)上,需進(jìn)一步確定是采用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。發(fā)展中國家的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯示,變截距模型在1%的顯著性水平下拒絕了隨機(jī)效應(yīng)模型的原假設(shè),因此選擇固定效應(yīng)模型,發(fā)達(dá)國家的Hausman檢驗(yàn)也得到了相同的結(jié)論。2.平穩(wěn)性檢驗(yàn)筆者利用Eviews6.0,同時采用LLC、IPS、ADF和PP四種方法分別對發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果表明:發(fā)達(dá)國家、發(fā)展中國家與中國的出口相似度、出口因素、增長因素和價格因素都存在單位根。為此,筆者用同樣的方法對各變量的一階差分進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果顯示:在相伴概率為1%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的假設(shè),可見這4個變量均為一階單整(見表4)。3.gls回歸結(jié)果的平穩(wěn)性檢驗(yàn)前文的單位根檢驗(yàn)顯示,面板數(shù)據(jù)是一階單整,為此需繼續(xù)判斷各變量間是否存在協(xié)整關(guān)系。而協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)是建立經(jīng)濟(jì)模型的先決條件,也為研究變量間的因果關(guān)系奠定了堅實(shí)的基礎(chǔ),需保證結(jié)論的可靠性,因此,采用Pedroni(1999)提出的7個檢驗(yàn)統(tǒng)計量和Kao(1999)提出的ADF統(tǒng)計量判斷這4個變量間是否存在協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果見表5,由表5可知:發(fā)展中國家有6個統(tǒng)計量在1%的顯著性水平下拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè),發(fā)達(dá)國家有4個統(tǒng)計量在1%的水平下拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。為此,筆者對發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。由于一般固定效應(yīng)變截距項(xiàng)模型方法估計的結(jié)果存在一定的自相關(guān)(參見表6),筆者對計量方法進(jìn)行了適當(dāng)調(diào)整,在國家截面效應(yīng)固定的情況下運(yùn)用廣義最小二乘(GLS)法,并采取White-period穩(wěn)健方法以校正截面異方差及時期異方差帶來的影響。修正后的結(jié)果明顯優(yōu)于一般固定效應(yīng)的結(jié)果,發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的擬合優(yōu)度由0.877145上升到了0.885511,發(fā)展中國家的擬合優(yōu)度上升幅度更為明顯,由0.512644上升到了0.796388。更重要的是DW統(tǒng)計值,從原來可不接受變到了可以接受的范圍內(nèi)。因此,主要分析修正后的結(jié)果。前文對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)時,各變量存在單位根,只有在一階情況下才消除單位根,而在協(xié)整檢驗(yàn)中,并非注:RESID1、RESID2分別為發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家GLS回歸所得殘差,括號內(nèi)全部統(tǒng)計量都拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原為相應(yīng)的概率。假設(shè),因此,需對回歸結(jié)果的殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),以確定回歸結(jié)果是否可靠。為此采用LLC、IPS、ADF和PP四種方法分別對發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),結(jié)果表明:在1%顯著性水平下,拒絕了發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家GLS回歸殘差存在單位根的原假設(shè)(見表7)。這表明發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家的變量間存在長期的均衡關(guān)系,即表6的回歸結(jié)果是可靠的。4.發(fā)達(dá)發(fā)展中國家與中國出口品技術(shù)創(chuàng)新提升的相似度由表6可知,出口量之比的系數(shù)都為負(fù)且都通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn),發(fā)展中國家的系數(shù)(-0.1825)的反向作用稍大于發(fā)達(dá)國家(-0.1231)?？梢?當(dāng)其他國家出口的增長速度大于中國時,中國與其相似度的值會下降,而當(dāng)中國出口增長速度快于其他國家時,會促進(jìn)其他國家與中國的相似度,這表明中國出口的金屬產(chǎn)品種類齊全,高技術(shù)含量與低技術(shù)含量產(chǎn)品的出口齊頭并進(jìn)(Rodrik,2006;ZhiWang,Shang-JinWei,2007)。從出口變量實(shí)際變化來看,發(fā)達(dá)國家、發(fā)展中國家的平均出口量與中國之比都呈下降趨勢(如表8),并且發(fā)達(dá)國家下降的幅度(從1993年的194.72%下降到2006年的30.839%)明顯大于發(fā)展中國家(從1993年的84.03%下降到2006年的21.36%)。可見,出口額的劇增提高了中國與發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的出口相似度,但與發(fā)達(dá)國家相似度的提升力度大于發(fā)展中國家,結(jié)合PeterK.Schott(2006)觀點(diǎn),可以推定出口的增加促進(jìn)了中國產(chǎn)品技術(shù)含量的提升。從人均GDP之比來看,發(fā)達(dá)國家、發(fā)展中國家與中國人均GDP之比都呈下降趨勢,回歸結(jié)果表明這一變量的系數(shù)為正,這說明隨著中國人均收入的提升,其對中國出口品與發(fā)達(dá)國家、發(fā)展中國家的相似度的作用是向下的。1993-2006年的數(shù)據(jù)顯示,發(fā)達(dá)國家的這種作用尤為明顯(如表8),發(fā)達(dá)國家平均人均GDP與中國之比從1993年的872.34%下降到了2006年的401.48%,其回歸系數(shù)為0.273844,通過了1%顯著性水平的檢驗(yàn)。而發(fā)展中國家與中國人均GDP之比的絕對額僅減少了78.71個百分點(diǎn)左右,回歸系數(shù)僅為0.000542(通過5%的顯著性水平檢驗(yàn))。可見以發(fā)達(dá)國家為高技術(shù)標(biāo)準(zhǔn),中國的經(jīng)濟(jì)增長實(shí)際上在一定程度上阻礙了中國金屬制品的技術(shù)含量升級。導(dǎo)致這一現(xiàn)象的原因在于:經(jīng)濟(jì)增長并未促使中國金屬制品產(chǎn)業(yè)的自主創(chuàng)新能力得到較大提升,而是繼續(xù)依賴于國外發(fā)達(dá)國家的技術(shù)輸入。中國的經(jīng)濟(jì)水平與發(fā)達(dá)國家越相似,其生產(chǎn)能力與發(fā)達(dá)國家就越相似,因此,通過發(fā)達(dá)國家獲取新技術(shù)以提高本國產(chǎn)品技術(shù)含量的難度越大,產(chǎn)品的技術(shù)含量提升越有限。從價格上看,發(fā)達(dá)國家、發(fā)展中國家的回歸系數(shù)都為負(fù)(見表6),分別為-0.015802和-0.442710,可見發(fā)展中國家價格效應(yīng)的敏感性大大高于發(fā)達(dá)國家。從發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體與中國出口價格之比的動態(tài)變化來看(見表8),發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體與中國的出口價格差距呈現(xiàn)動態(tài)螺旋式縮減。這表明隨著時間的發(fā)展,價格效應(yīng)促使發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體與中國金屬制品的出口相似度不斷上升,即促進(jìn)了技術(shù)進(jìn)步,但由于彈性系數(shù)較小(為-0.015802),促進(jìn)幅度相對有限;發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體的價格與中國之比呈現(xiàn)出明顯的上升趨勢,從1993年的463.92%上升到了2006年的612.29%,即發(fā)展中國家金屬制品的價格提升速度快于中國,另外發(fā)展中國家價格效應(yīng)的系數(shù)為-0.442710,可見發(fā)展中國家的價格負(fù)效應(yīng)較大。由此可以推定:在價格效應(yīng)的作用下,發(fā)展中國家與中國出口品技術(shù)含量的差距進(jìn)一步擴(kuò)大,而導(dǎo)致這一現(xiàn)象的主要原因在于發(fā)展中國家的價格提升速度快于中國。綜上可知:中國出口品的技術(shù)含量與發(fā)達(dá)國家日益相似,主要得益于出口量的劇增;與發(fā)展中國家技術(shù)含量差距擴(kuò)大主要原因在于:發(fā)展中國家的價格提升速度快于中國;中國的經(jīng)濟(jì)增長對技術(shù)含量升級有較大的負(fù)面作用,但對發(fā)展中國家影響頗微,可見與發(fā)達(dá)國家相比,1993-2006年我國金屬制品的自主創(chuàng)新能力不足,產(chǎn)品技術(shù)含量的升級多依賴于外部力量。四、中國出口技術(shù)創(chuàng)新的動態(tài)趨勢筆者基于50個國家金屬制品的出口數(shù)據(jù)(20多萬組),借鑒PeterK.Schott(2006)和Finger&Kreinin(1979)的方法,研究1993-2006年中國金屬制品出口技術(shù)含量的動態(tài)變遷,在此基礎(chǔ)上運(yùn)用Paneldata模型結(jié)合廣義最小二乘法GLS(Cross-sectionWeights)和White-period穩(wěn)健方法對金屬制品技術(shù)含量升級的內(nèi)在機(jī)理進(jìn)行了研究,主要結(jié)論及啟示如下。1.中國金屬制品產(chǎn)業(yè)的技術(shù)含量呈動態(tài)上升趨勢,出口技術(shù)含量與發(fā)達(dá)國家更為相似,與發(fā)展中國家偏差較大。亞產(chǎn)業(yè)層面的測度結(jié)果表明:與OECD成員相比金屬制品的整體相似度已經(jīng)由2001年的53.92%上升到了2006年的61.92%,僅有貴金屬及其制品與鋼鐵產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步速度較為緩慢;國別產(chǎn)業(yè)層面的測度結(jié)果表明:1993-2006年與中國金屬制品出口最為相似的5個國家都為發(fā)達(dá)國家