新興七國出口多樣化的變遷及其經(jīng)濟績效

祝樹金++張雯娟

摘要：采用修正的Feenstra方法度量1993～2009年E7國家相對于美國的出口產(chǎn)品多樣化樣本期間中國出口多樣化在波動中略有上升，而俄羅斯的多樣化水平呈明顯下降趨勢，其他五國出口多樣化呈總體上升趨勢。進一步探討出口產(chǎn)品多樣化影響經(jīng)濟增長的機制，建立計量模型進行實證分析結(jié)果證實：E7國家出口多樣化顯著促進了經(jīng)濟增長，中、低技術(shù)制成品多樣化對經(jīng)濟增長的影響作用要大于高技術(shù)產(chǎn)品多樣化的作用；出口多樣化與出口技術(shù)溢出之間存在互補性，出口多樣化水平的提升促進了出口溢出。

關(guān)鍵詞： 產(chǎn)品多樣化；經(jīng)濟增長； E7國家；GMM方法

中圖分類號：F112.1文獻標識碼：A文章編號：1003-7217（2015）02-0105-07

一、引言

伴隨著新技術(shù)的出現(xiàn)，新產(chǎn)品、新工藝、新服務(wù)層出不窮，越是經(jīng)濟發(fā)達的國家，往往越具有較高的產(chǎn)品多樣化水平，這一現(xiàn)象引起了許多經(jīng)濟學(xué)家的興趣和關(guān)注。從產(chǎn)品差異概念的提出至今，研究者基于不同角度，采用了各種間接方法來度量產(chǎn)品多樣化水平。但由于度量方法的缺陷，出口多樣化對于國際貿(mào)易的貢獻被誤判甚至被忽視[1]。Feenstra（1994）、Feenstra and Markusen（1994）基于CES生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建了一個直接度量相對產(chǎn)品多樣化的指標[2，3]。Feenstra（1994）采用這種方法考察了美國6個加工制造業(yè)產(chǎn)品進口，發(fā)現(xiàn)美國進口產(chǎn)品種類迅速增加[2]。Saviotti and Frenken（2008）則用熵指數(shù)來衡量產(chǎn)品多樣化，其優(yōu)點在于它可以計算任意分類水平的出口多樣化，從而對出口多樣化進行分解[4]。

在實證方面，許多研究者考察了產(chǎn)品多樣化與全要素生產(chǎn)率、經(jīng)濟增長及貿(mào)易擴張之間的關(guān)系。Feenstra， Madani，Yang et al.（1998）采用韓國和臺灣1972～1991年分行業(yè)的數(shù)據(jù)，檢驗了出口產(chǎn)品多樣化與勞動生產(chǎn)率的關(guān)系并驗證內(nèi)生增長理論[5]。Feenstra and Kee（2008）研究出口產(chǎn)品多樣化與生產(chǎn)率之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)出口產(chǎn)品種類總的增長解釋了樣本出口國生產(chǎn)率增長的3.3%[6]。Chen（2009）則采用中國大陸31個省市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，實證表明出口產(chǎn)品多樣化顯著影響地區(qū)生產(chǎn)率的增長[7]；祝樹金等（2013）結(jié)合修正的Feenstra方法度量了我國1993～2009年工業(yè)行業(yè)出口多樣化，研究表明我國行業(yè)出口多樣化顯著促進了要素生產(chǎn)率的提升，并且與行業(yè)人力資本積累之間存在互補效應(yīng)[8]。另一些研究則直接考察出口多樣化對于經(jīng)濟增長以及貿(mào)易擴張的作用，驗證經(jīng)濟增長方式是否符合內(nèi)生增長理論假說[1]。Funke and Ruhwedel（2002）運用15個OECD國家1989～1997年6位碼產(chǎn)業(yè)層面的數(shù)據(jù)，實證發(fā)現(xiàn)盡管出口產(chǎn)品多樣化顯著地促進出口的增長，但其作用較小[1]。Funke and Ruhwedel（2005）計算了14個東歐轉(zhuǎn)型國家的進出口產(chǎn)品多樣化，實證表明，盡管東歐轉(zhuǎn)型國家的產(chǎn)品多樣化對經(jīng)濟增長的影響開始顯現(xiàn)，但是作用不大；不過，他們發(fā)現(xiàn)資本密集型產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品多樣化對經(jīng)濟增長的作用明顯[9]。Addison（2003） 運用13個發(fā)達國家和16個發(fā)展中國家的數(shù)據(jù)，實證發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品多樣化能夠促進經(jīng)濟增長率的提高，且發(fā)展中國家生產(chǎn)率的提高大部分來源于對發(fā)達國家產(chǎn)品的模仿[10]。Saviotti and Frenken（2008）采用熵指數(shù)來衡量產(chǎn)品多樣化，并根據(jù)SITC分類標準的不同細分程度，將3位碼細分產(chǎn)品的出口多樣化分解為相關(guān)產(chǎn)品、半相關(guān)產(chǎn)品和非相關(guān)產(chǎn)品多樣化，結(jié)果發(fā)現(xiàn)相關(guān)產(chǎn)品多樣化在短期就能促進經(jīng)濟增長，而非相關(guān)產(chǎn)品多樣化在長期才能發(fā)揮作用[4]。韓劍（2009） 則采用赫芬達爾指數(shù)度量了中國1985～2006年的出口水平多樣化和垂直多樣化，發(fā)現(xiàn)出口產(chǎn)品多樣化對中國經(jīng)濟增長有顯著地促進作用，且出口垂直多樣化對經(jīng)濟增長的貢獻要大于水平多樣化[11]。施炳展、李坤望（2009）從產(chǎn)品廣度、價格和數(shù)量三個方面分析了中國對美國的出口，結(jié)果發(fā)現(xiàn)中國對美國出口的增加70%源于產(chǎn)品數(shù)量的增加，產(chǎn)品種類和產(chǎn)品品質(zhì)并不明顯[12]。黃先海、周俊子（2011）發(fā)現(xiàn)在2000～2009年，我國出口集約邊際一直保持85%的高份額，但從增長速度上看，出口集約邊際不如出口擴展邊際（或出口多樣化）增長的快，后者對我國出口的拉動作用逐年提高，我國經(jīng)濟的成功離不開出口的多樣化[13]。

目前，關(guān)于出口多樣化的研究通常采用Feenstra（1994）指數(shù)進行度量①，而研究對象大部分都是針對美國、東歐轉(zhuǎn)型國家或者OECD國家?？紤]到新興國家經(jīng)濟的迅速發(fā)展，我們將研究對象鎖定在7個最大的新興市場經(jīng)濟國家②，采用按SITC Rev.3的5位碼分類的出口產(chǎn)品數(shù)據(jù)，結(jié)合修正的Feenstra產(chǎn)品多樣化指標，度量和比較E7國家相對于美國的出口多樣化水平，建立計量模型研究E7國家出口多樣化的經(jīng)濟績效。

二、出口多樣化度量及變遷分析

（一）出口產(chǎn)品多樣化的度量指標

類似于Feenstra（1994）、Feenstra and Markusen（1994）和Funke and Ruhwedel（2002，2005）建立度量出口多樣化的指標?？紤]兩個經(jīng)濟對象，分別用s和t來表示，或者表示兩個國家或地區(qū)，或者表示同一國家或地區(qū)的兩個不同時期，那么，不同時期或不同國家相對的出口多樣化水平PV-st可以定義如下：

其中It={1，…，Nt}或者Is分別表示不同時期或者不同國家的出口產(chǎn)品集合，兩個時期（或兩個國家）共有的產(chǎn)品集合為I=Is∩It，q-it表示t期（或者國家t）在價格p-it下出口品i的數(shù)量③。PV-st越大，就意味著出口多樣化水平越高；如果PV-st>1，則說明時期（國家）t比時期（國家）s的產(chǎn)品種類多，產(chǎn)品種類擴張。（二）數(shù)據(jù)選取與度量結(jié)果分析

選取美國作為參考對象，計算E7國家相對于美國的出口產(chǎn)品多樣化。采用1993～2009年按SITC Rev.3（Standard International Trade Classification，Revision 3）的5位碼分類的E7國家以及美國出口到世界的產(chǎn)品數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國貿(mào)易發(fā)展委員會的國際貿(mào)易分類統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，如果一國某種產(chǎn)品在某個年度出口額或進口額小于1000美元，則認為其出口或進口為0。在具體計算出口多樣化水平時，各年度各種產(chǎn)品的出口額均以各國在樣本期間該產(chǎn)品的平均出口額來替代。E7國家相對于美國的出口產(chǎn)品多樣化水平的變化趨勢如圖1。

圖1顯示，E7國家中巴西、印度、印尼、墨西哥、土耳其相對于美國的出口產(chǎn)品多樣化水平呈總體上升的趨勢，中國相對于美國的出口多樣化水平的波動幅度比較大，在波動中略有上升，俄羅斯的出口產(chǎn)品多樣化水平呈下降趨勢④。樣本期間巴西、中國、印度、印尼、土耳其的出口多樣化水平一直要低于美國，墨西哥的出口多樣化水平僅在2007年超過1，但隨后其出口多樣化水平降低，俄羅斯的出口多樣化程度在2007年以前都高于美國，但逐年降低，2007年之后低于美國。比較而言，7個國家中俄羅斯、墨西哥和中國在樣本期間平均的產(chǎn)品多樣化水平相對較高，俄羅斯的最高，平均值為1.0016；印度尼西亞產(chǎn)品多樣化的年度平均最低，僅為0.9274。但從增長速度來看，E7國家在2001年之前的增長率要大于2001年之后的。印度尼西亞在1993～2001年期間增長最快，其產(chǎn)品多樣化的年度增長率平均值為1.32%，從1993年的0.8698變化到2001年的0.9627，土耳其的出口多樣化上升速度也較快，從1993年的0.8799上升到2009年的0.9836；俄羅斯的年度增長率平均值一直為負。

三、理論分析與計量模型構(gòu)建

（一）產(chǎn)品多樣化影響經(jīng)濟增長的理論分析

1.產(chǎn)品多樣化往往意味著新產(chǎn)品的出現(xiàn)，擴大消費者或生產(chǎn)者的選擇范圍，從而提高了整個經(jīng)濟的社會福利水平，促進經(jīng)濟增長。以Romer（1987，1990）、Grossman和Helpman（1991）等為代表的內(nèi)生增長模型強調(diào)了分工對于長期技術(shù)進步和經(jīng)濟增長的作用，他們將分工視為產(chǎn)品多樣化，研發(fā)的結(jié)果表現(xiàn)為新產(chǎn)品的出現(xiàn)，包括中間投入品或最終消費品的增加[14-16]。最終消費品的增加直接擴大了消費者的選擇范圍，滿足消費者的多元化偏好，從而改善消費者乃至整個國家的經(jīng)濟福利水平。中間投入品的增加能夠推動企業(yè)生產(chǎn)率的提高，促進資本的持續(xù)積累[17]。

圖1E7國家出口多樣化相對水平的變化趨勢

2.新產(chǎn)品的出現(xiàn)可以使產(chǎn)品生產(chǎn)者獲得壟斷利潤，能夠激勵企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動，從而促進長期經(jīng)濟增長與技術(shù)進步。Romer（1987）將社會經(jīng)濟區(qū)分為中間產(chǎn)品和消費品兩個部門。中間產(chǎn)品部門通過研發(fā)投入開發(fā)新產(chǎn)品并成為該產(chǎn)品的唯一生產(chǎn)者，在一定的時間內(nèi)中間廠商可以維持壟斷地位，獲取壟斷利潤，從而激勵中間廠商的研發(fā)活動。對于消費品部門，中間產(chǎn)品品種的增加能夠提高該部門的生產(chǎn)率。因此，Romer（1987）認為產(chǎn)品多樣化是經(jīng)濟持續(xù)增長的源泉[14]。

3.產(chǎn)品多樣化可以通過干中學(xué)效應(yīng)或知識積累效應(yīng)推動經(jīng)濟的技術(shù)創(chuàng)新，提高生產(chǎn)率，促進經(jīng)濟增長。一方面，新產(chǎn)品的出現(xiàn)本身導(dǎo)致了整個社會知識積累增加，從而使得產(chǎn)品創(chuàng)新變得更為容易。另一方面，產(chǎn)品多樣化往往意味著產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)鏈條的細化和延伸。產(chǎn)品品種的增加將擴大市場容量，有更多的產(chǎn)品出口到國外，參與國際競爭，市場的擴大將產(chǎn)生更多的干中學(xué)或出口中學(xué) （learning-by-exporting ） 機會，有助于本國廠商的技術(shù)創(chuàng)新[1，16]。

4.新產(chǎn)品的出現(xiàn)往往導(dǎo)致一個新部門的產(chǎn)生。廠商通過投入資本進行新產(chǎn)品的研發(fā)和生產(chǎn)；當新產(chǎn)品投入生產(chǎn)并獲得成功時，廠商會獲得壟斷利潤；而由于壟斷利潤的驅(qū)使，更多的生產(chǎn)者將進行模仿并加以創(chuàng)新，從而加入到該產(chǎn)品的生產(chǎn)隊伍當中，最終一個由眾多生產(chǎn)有差異的新產(chǎn)品的廠商組成的新部門就產(chǎn)生了[17]。首先，新部門產(chǎn)生后，隨著新部門中生產(chǎn)者的增多，競爭會不斷加劇，促進效率的提高，從而有利于經(jīng)濟的增長；其次，新部門出現(xiàn)后會經(jīng)歷一個生命周期，在生命周期內(nèi)，對于該部門產(chǎn)品的需求會經(jīng)歷一個迅速增加的過程，并達到峰值，然后下降，在長期呈逐漸增長的趨勢[17]；最后，新部門的產(chǎn)生會對其他已存在的部門產(chǎn)生溢出效應(yīng)，因為新產(chǎn)品的出現(xiàn)往往是技術(shù)進步的結(jié)果。

5.在封閉經(jīng)濟條件下，新產(chǎn)品的出現(xiàn)能夠解決生產(chǎn)率增長所導(dǎo)致的生產(chǎn)資源閑置問題，從而解決了生產(chǎn)率提高與有限需求之間的矛盾[17]。

（二）計量模型設(shè)定及變量說明

根據(jù)Romer（1990）模型，最終產(chǎn)品的生產(chǎn)函數(shù)形式為：

其中Y表示產(chǎn)出，A表示技術(shù)參數(shù)，H表示人力資本投入，xi表示中間投入品，且假定每一種中間投入品對最終產(chǎn)品的作用是獨立的，α、β分別表示人力資本和中間投入的產(chǎn)出彈性系數(shù)，N表示中間投入品的種類數(shù)。假定所有的中間產(chǎn)品可以表示為X=∑Ni=1xi，并且假定每一個單位總的中間產(chǎn)品需要η單位的資本，即ηK=∑N-i=1xi。在均衡中，所有中間產(chǎn)品投入都是對稱的，即有x1=x2=…=x，所以，在均衡中有x=X/N=ηK/N，代人式（2）可以得到：

式（3）表明，經(jīng)濟的總產(chǎn)出取決于技術(shù)參數(shù)、物質(zhì)資本、人力資本投入以及表現(xiàn)為產(chǎn)品多樣化形式的技術(shù)進步。對于技術(shù)參數(shù)A，這里主要考慮出口貿(mào)易的影響。根據(jù)Levin and Raut（1997），出口貿(mào)易影響技術(shù)進步的途徑主要包括兩個方面：一是出口部門影響技術(shù)進步或經(jīng)濟增長的直接效應(yīng)，這取決于出口貿(mào)易額；二是出口部門對非出口部門的技術(shù)溢出，這種間接的技術(shù)溢出效應(yīng)取決于經(jīng)濟中出口貿(mào)易占總的GDP比重[18]。因此，技術(shù)參數(shù)具有以下的模型形式：

A=B[1+λRex]Exθ （4）

其中B度量了影響技術(shù)進步的其他因素的作用，Ex、Rex分別表示出口額以及出口額占GDP的比重（出口開放度），其對應(yīng)的參數(shù)θ、λ分別度量出口部門對于技術(shù)進步的直接作用和間接溢出效應(yīng)。將式（4）代入到式（3）中，兩邊取對數(shù)，同時利用泰勒展開，在x比較小時，有Ln（1+x）≈x，并考慮到在跨國面板數(shù)據(jù)中的應(yīng)用，寫成一般的面板計量方程形式如下：

其中下標i和t分別表示國家和時間維度。許多研究認為發(fā)達國家的技術(shù)創(chuàng)新對于落后國家或地區(qū)具有技術(shù)擴散效應(yīng)，而這種擴散效應(yīng)與落后國家的人力資本、技術(shù)差距有關(guān)[19，20]。因此，在模型（5）的基礎(chǔ)上增加了技術(shù)差距與人力資本對數(shù)項的交叉項，即Ln（Tgap）×Ln（H），其中技術(shù)差距變量用樣本中各國的人均GDP與世界技術(shù)前沿國家（本文用美國來表示）的人均GDP的比值來反映。此外，出口產(chǎn)品多樣化將影響出口部門的技術(shù)創(chuàng)新以及干中學(xué)效應(yīng)，從而影響出口部門對非出口部門的技術(shù)溢出。因此，在回歸過程中增加了出口多樣化與變量Rex的交叉項。于是回歸方程擴展和改寫為：

其中ε-it為隨機擾動項。本文采用1993～2009年E7國家的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，其中，產(chǎn)出Y以各國的GDP來衡量；資本K采用總固定資本形成來衡量；人力資本H采用中等學(xué)校的入學(xué)率來表示人力資本；出口多樣化N以出口多樣化指數(shù)PV來表示，同時還以計數(shù)的產(chǎn)品種類（NumP）來衡量；出口額以各國各年度的出口總額來表示；Rex以各國各年度出口總額占GDP的比重來表示⑤。

四、實證結(jié)果分析

（一）基于所有出口品的實證分析

考慮到面板數(shù)據(jù)可能會存在截面異方差和自相關(guān)性，采用廣義最小二乘法（GLS）估計面板數(shù)據(jù)模型，以糾正截面異方差和自相關(guān)性。同時考慮到式（6）的估計可能存在內(nèi)生性問題，進一步采用廣義矩（GMM）方法進行估計，其中內(nèi)生變量為出口多樣化的對數(shù)項或者出口多樣化對數(shù)與出口依存度的交叉項，以其一階和二階滯后為工具變量。

針對式（6）的GLS估計結(jié)果見表2。首先是對基準模型進行回歸，然后進一步加入控制變量。從所有回歸結(jié)果來看，物質(zhì)資本與人力資本變量一直都有顯著為正的回歸系數(shù)。關(guān)于人力資本與技術(shù)差距變量的交叉項（LnTgap×LnH），一直有顯著正的回歸系數(shù)。出口變量的回歸系數(shù)符號也與預(yù)期一致，顯著為正；出口開放度的回歸系數(shù)顯著為負，但根據(jù)Levin and Raut（1997），出口貿(mào)易對于新興7國經(jīng)濟增長的綜合效應(yīng)為正，例如在模型（4）中出口貿(mào)易影響經(jīng)濟增長的綜合效應(yīng)指數(shù)近似為（0.1692-0.0164）/（1-0.1692+0.0164）=0.1804⑥。而對于出口多樣化而言，采用Feenstra的方法來衡量，出口多樣化變量的回歸系數(shù)一直為正，并且在1%的顯著性水平下顯著；即使采用直接計數(shù)法來測度的出口產(chǎn)品多樣化，其回歸系數(shù)依然顯著為正，從而說明出口產(chǎn)品多樣化對經(jīng)濟增長的促進作用是穩(wěn)健的，并不受所用測度方法的影響。模型（5）、（6）納入了出口多樣化和出口溢出變量的交叉項，其有顯著正的回歸系數(shù)。

進一步考慮出口產(chǎn)品多樣化與經(jīng)濟增長的內(nèi)生性，采用GMM法估計回歸模型，結(jié)果見表3，總體上Hansen J檢驗說明工具變量的選擇是有效的，各變量的符號和顯著性沒有明顯變化，結(jié)論與GLS估計結(jié)果基本一致。出口多樣化的回歸系數(shù)仍然在1%的水平下顯著為正，即出口產(chǎn)品種類的增加顯著促進了新興7國的經(jīng)濟增長，這種促進作用非常穩(wěn)健，不依賴于出口多樣化的度量方法、估計方法以及模型中的其他控制變量。物質(zhì)資本、人力資本對于這些新興國家的經(jīng)濟增長有穩(wěn)健的顯著正的促進作用；人力資本與技術(shù)差距變量的交叉項顯著為正，由于技術(shù)差距表示一國與世界前沿國家的技術(shù)差距，其值越大表明這個國家與世界的技術(shù)差距越大。因此，這個交叉項顯著為正的回歸系數(shù)表明對于樣本中的新興經(jīng)濟體而言，技術(shù)差距越大，其加大教育投入對經(jīng)濟增長的影響效果越明顯，也就是說技術(shù)差距越大，教育投入的邊際“回報率”越高。出口對于經(jīng)濟增長的直接作用顯著為正，而對非出口部門的技術(shù)溢出效應(yīng)為負，但并不穩(wěn)健，并且其綜合效應(yīng)為正；實證結(jié)果也表明出口依存度與出口多樣化的交叉項有顯著正的回歸系數(shù)，說明盡管出口溢出效應(yīng)為負，但這種出口溢出依賴于出口部門的產(chǎn)品多樣化水平，兩者之間存在互補效應(yīng)，出口多樣化水平越高，出口溢出效應(yīng)越強。實際上出口產(chǎn)品種類的擴大意味著新產(chǎn)品的出現(xiàn)和技術(shù)創(chuàng)新水平的提高，從而有利于加強出口部門對非出口部門的技術(shù)溢出效應(yīng)。

（二）基于不同技術(shù)水平出口品的實證分析

進一步考察產(chǎn)品多樣化的增長效應(yīng)是否受到行業(yè)技術(shù)水平的影響，GMM估計結(jié)果見表4，所有回歸模型的Hansen J檢驗都表明工具變量的選取是有效的。

從表4可以看出，考慮了細分的不同技術(shù)水平行業(yè)的出口多樣化后，其他解釋變量的回歸系數(shù)符號與顯著性基本上與GMM估計結(jié)果一致。資源性產(chǎn)品、低技術(shù)、中等技術(shù)和高技術(shù)水平產(chǎn)品的出口多樣化都具有顯著正的回歸系數(shù)。但中技術(shù)、低技術(shù)產(chǎn)品出口多樣化對經(jīng)濟增長的作用明顯大于資源性和高技術(shù)產(chǎn)品出口多樣化，中技術(shù)產(chǎn)品出口多樣化的增長效應(yīng)最大，資源性產(chǎn)品出口多樣化的作用又高于高技術(shù)產(chǎn)品⑦。各類技術(shù)水平的出口多樣化與出口溢出變量之間的回歸系數(shù)都顯著為正，說明不同技術(shù)水平行業(yè)出口多樣化水平的提升都在不同程度上促進了出口溢出。

五、結(jié)論

以上研究結(jié)果表明：物質(zhì)資本、人力資本、出口等顯著促進了E7國家的經(jīng)濟增長，出口對經(jīng)濟增長的綜合效應(yīng)為正。技術(shù)差距與人力資本交叉項的回歸系數(shù)顯著為正，表明一國與世界技術(shù)前沿國家的技術(shù)差距越大，其加大教育投入所帶來的經(jīng)濟增長的效果越強。出口產(chǎn)品多樣化對經(jīng)濟增長有顯著正的作用，并且非常穩(wěn)健，不依賴于產(chǎn)品種類的度量方法、模型估計方法以及控制變量等；出口多樣化水平的提高將促進出口部門對于非出口部門的技術(shù)溢出；不同技術(shù)水平產(chǎn)品的出口多樣化對于經(jīng)濟增長的作用存在差異性，中、低技術(shù)出口產(chǎn)品多樣化的增長效應(yīng)要大于高技術(shù)產(chǎn)品。

研究還表明，新興發(fā)展中國家的出口多樣化水平要低于美國等發(fā)達國家，這些國家在保持出口額穩(wěn)定增長的同時，更要注重出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的提升，擴大出口產(chǎn)品種類?？梢约哟髮Τ隹诓块T的研發(fā)投入，優(yōu)化出口結(jié)構(gòu)，鼓勵和引導(dǎo)企業(yè)生產(chǎn)新產(chǎn)品、提供新服務(wù)，積極探索新產(chǎn)品所需要的新技術(shù)，提高出口產(chǎn)品的附加值水平。由于新產(chǎn)品的開發(fā)存在較高的“發(fā)現(xiàn)成本”，而新產(chǎn)品的生產(chǎn)有很強的正外部性，因此，政府層面應(yīng)建立完善的專利保護制度，增強創(chuàng)新企業(yè)開發(fā)和生產(chǎn)新產(chǎn)品的積極性，為創(chuàng)新企業(yè)提供一個良好的發(fā)展和競爭環(huán)境，進而帶動整個經(jīng)濟的技術(shù)進步。

注釋：

① 該方法直接采用各國家每種產(chǎn)品每年的實際出口額，可能會受貿(mào)易額的影響，即使一個國家在兩個時期的產(chǎn)品種類沒有發(fā)生變化，但是相應(yīng)產(chǎn)品的出口數(shù)量增加，以該指數(shù)度量的產(chǎn)品種類也可能會增加，從而導(dǎo)致度量的偏誤。

②這7個國家分別是中國、印度、巴西、俄羅斯、印度尼西亞、墨西哥和土耳其等?；艨怂刮炙梗?006）以及普華永道的報告《2050年的世界：“金磚四國”之外》率先將這些國家稱為E7集團（或新興7國）。

③如果對于同一個國家兩個不同時期而言，式（1）度量了該國產(chǎn)品多樣化的變化。Feenstra（1994）、Funke and Ruhwedel（2005）等采用的是其對數(shù)形式，這與該式是等價的。在具體計算時，式（1）中各種產(chǎn)品的出口貿(mào)易額多直接采用每個國家每種產(chǎn)品在相應(yīng)年份的實際出口額。其弊端就是產(chǎn)品多樣化水平可能會受到貿(mào)易額的影響，即一個國家在先后兩個時期的產(chǎn)品種類沒有發(fā)生變化，但所對應(yīng)的出口數(shù)量增加，這反映在指標上，產(chǎn)品種類可能會增加。因此，為了規(guī)避度量的偏誤，F(xiàn)eenstra and Kee（2007）建議式中各種產(chǎn)品的出口額均統(tǒng)一采用樣本期間各國各種產(chǎn)品的平均出口額來代替，從而消除因出口額的變化對出口多樣化水平的影響。

④由于印度1997年和2007年的數(shù)據(jù)缺失，本文采用平均值法進行插補。俄羅斯前三年的出口額小于1千美元，因此將其記為0。

⑤E7國家每年的GDP、固定資本形成、中等學(xué)校入學(xué)率、出口額、出口依存度數(shù)據(jù)來源于世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫，GDP、總固定資本形成、出口額等變量均采用以2000年美元不變價調(diào)整后的數(shù)據(jù)。

⑥根據(jù)Levin and Raut（1997），出口貿(mào)易影響經(jīng)濟增長的綜合效應(yīng)可以表示為： δ=（α5+α6）/（1-α5-α6）。

⑦這與Feenstra et al.（1999）的結(jié)論有所差異。實際上Feenstra et al.（1999）研究的對象是新興工業(yè)化的韓國和中國臺灣地區(qū)，而本文主要考察的是新興發(fā)展中國家。新興7國的比較優(yōu)勢主要集中在資源性和中低技術(shù)制成品方面，出口技術(shù)結(jié)構(gòu)明顯低于前者，出口競爭優(yōu)勢產(chǎn)品也以中、低技術(shù)產(chǎn)品為主，這些產(chǎn)品種類的擴大以及質(zhì)量的提升主要源于其本土技術(shù)創(chuàng)新以及技術(shù)貢獻；盡管E7國高技術(shù)產(chǎn)品出口份額在不斷上升，但這些高技術(shù)出口產(chǎn)品所蘊含的本土技術(shù)含量較少，主要通過進口大量的技術(shù)較為“復(fù)雜”的中間產(chǎn)品在國內(nèi)經(jīng)過簡單的組裝和加工之后出口技術(shù)水平高、復(fù)雜度高的最終產(chǎn)品（Mayer and Wood， 2001）。因此，對于新興發(fā)展中國家而言，中、低技術(shù)產(chǎn)品的出口多樣化對于其經(jīng)濟增長的作用要比高技術(shù)產(chǎn)品明顯。

參考文獻：

[1]Funke，M. and Ruhwedel，R.Export variety and export performance：empirical evidence for the OECD countries[J].Welwirtschaftliches Archiv，2002，138（1）：97-114.

[2]Feenstra， R.C.New product varieties and the measurement of international prices[J].American Economic Review，1994， 84（1）：157-177.

[3]Feenstra， R.C. and Markusen， J.R.Accounting for growth with new inputs[J].International Economic Review， 1994，35（2）：429-447.

[4]Saviotti，P.and Frenken，K.Export variety and the economic performance of countries[J].Journal of Evolutionary Economics，2008，18（2）：201-218.

[5]Feenstra，R. C.，Madani，D.，Yang T.，Liang， C.Testing endogenous growth in south korea and taviwan[J].Journal of Development Economics，1999，60（2）：317-341.

[6]Feenstra，R.C.and Kee， H.L.Export variety and country productivity：estimating the monopolistic competition model with endogenous productivity[J].Journal of International Economics，2008，74（2）：500-518.

[7]Chen， Bo.Export Variety and Productivity in China[A].國際經(jīng)濟和金融學(xué)會中國（IEFS中國）2009年第一屆國際學(xué)術(shù)會議論文集[C].2009.

[8]祝樹金， 黃一平， 張雯娟. 我國工業(yè)行業(yè)出口多樣化變遷及其生產(chǎn)率效應(yīng)研究[J].世界經(jīng)濟與政治論壇，2013，（2）：142-159.

[9]Funke，M. and Ruhwedel，R.Export variety and economic growth in east european transition economics[J].Economics of Transition，2005，13（1）：25-50.

[10]Addison， Douglas M.Productivity growth and product variety： gains from imitation and education[R].World Bank Policy Research Working Paper，2003，1-25.

[11]韓劍. 出口多樣化與經(jīng)濟增長：理論及對中國的經(jīng)驗研究[J].國際貿(mào)易問題，2009，（8）：23-29.

[12]施炳展， 李坤望. 中國靠什么實現(xiàn)了對美國出口的迅速增長基于產(chǎn)品廣度、產(chǎn)品價格和產(chǎn)品數(shù)量的分解[J].世界經(jīng)濟研究，2009，（4）：32-37，56.

[13]黃先海，周俊子. 中國出口廣化中的地理廣化、產(chǎn)品廣化及其結(jié)構(gòu)優(yōu)化[J].管理世界，2011，（11）：20-31.

[14]Romen，P.M.Growth based on increasing returns due o specialization[J].The American Economic Review，1987，77（2）：56-62.

[15]Romer，P.M.Endogenous technological change[J].Journal of Political Eonomy，1990，98（5）：S71-102.

[16]Grossman and Helpman. Innovation and growth in the global economy[Z].Cambridge： MIT Press MA， 1991.

[17]Saviotti， P. and Pyka， A.Economic development by the creation of new sectors[J].Journal of Evolutionary Economics， 2004， 14（1）： 1-35.

[18]Levin， A. and Raut，L.K.Complementarities between exports and human capital in economic growth： evidence from the semi-industrialized countries[J].Economic Development and Cultural Change， 1997，46（1）：155-174.

[19]Nelson，R.and Phelps， E.Investment in humans，technological eiffusion and economic growth[J]. American Economic Review，1966，51（2）：69-75.

[20]Fleisher， Belton， Li， Haizheng and Zhao， Minqiang.Human capital，economic growth， and regional inequality in china[J].Journal of Development Economics，2010，92（2）：215-231.

[21]Lall S.Thetechnological structure and performance of developing country manufactured exports，1985～1998[J].Ford Development Stucies，2000，28（3）：337-369.

[22][英]約翰·霍克斯沃斯（John Hawksworth）. 對2050年新興市場發(fā)展趨勢的七點預(yù)測[Z].海外投資與出口信貸，2006，（3）.

（責任編輯：寧曉青）