異質(zhì)性外資、環(huán)境規(guī)制與出口技術(shù)復(fù)雜度提升
——基于華東地區(qū)六省一市的實(shí)證研究

謝 靖，廖 涵

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430073）

異質(zhì)性外資、環(huán)境規(guī)制與出口技術(shù)復(fù)雜度提升
——基于華東地區(qū)六省一市的實(shí)證研究

謝 靖，廖 涵

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430073）

文章分析了異質(zhì)性外資與環(huán)境規(guī)制對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響機(jī)制，并利用2001-2015年華東地區(qū)六省一市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)，不同特征的外資對(duì)華東地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響存在明顯差異。從外資來(lái)源地看，來(lái)自歐美等發(fā)達(dá)地區(qū)的外資對(duì)提升出口技術(shù)復(fù)雜度發(fā)揮了顯著的正向作用，而來(lái)自我國(guó)港澳臺(tái)地區(qū)的外資并未表現(xiàn)出顯著影響；從外資進(jìn)入方式看，以合資方式進(jìn)入的外資抑制了出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，而以獨(dú)資方式進(jìn)入的外資則起到了積極的促進(jìn)作用?，F(xiàn)階段，華東地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的加大不利于出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。此外，環(huán)境規(guī)制與外資的交互項(xiàng)對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響也存在較大差異，加大環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度僅有利于以獨(dú)資方式進(jìn)入的外資發(fā)揮技術(shù)溢出效應(yīng)，促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度提升，對(duì)來(lái)自我國(guó)港澳臺(tái)地區(qū)的外資和以合資方式進(jìn)入的外資則產(chǎn)生不利影響，而對(duì)來(lái)自歐美等發(fā)達(dá)地區(qū)的外資影響不明顯。

外資特征；環(huán)境規(guī)制；出口技術(shù)復(fù)雜度

一、引 言

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)出口貿(mào)易發(fā)展迅速，2016年貨物貿(mào)易出口額達(dá)到2.1萬(wàn)億美元，占全球份額13.5%，連續(xù)8年居世界第一①。與此同時(shí)，中國(guó)實(shí)際利用FDI規(guī)模也在不斷增加，從1985年的19.56億美元增加到2016年的1 260億美元，年均增長(zhǎng)14.38%②。外資的持續(xù)流入為中國(guó)帶來(lái)了資金、先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，對(duì)中國(guó)的外貿(mào)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做出了重要貢獻(xiàn)。然而，在外資大量涌入、出口迅速擴(kuò)張的同時(shí)，中國(guó)的貿(mào)易條件卻經(jīng)歷了持續(xù)的惡化［1］，中國(guó)企業(yè)在全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)中處于較低地位，主要參與產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈中的加工、組裝環(huán)節(jié)，技術(shù)創(chuàng)新不夠，產(chǎn)品附加值較低。另一方面，過(guò)度依賴(lài)于“高消耗、高投入、低附加值”的出口增長(zhǎng)模式，使得中國(guó)的生態(tài)環(huán)境遭到了嚴(yán)重破壞，近些年多個(gè)地區(qū)頻頻出現(xiàn)PM2.5指數(shù)“爆表”和水污染事件。進(jìn)入21世紀(jì)后，國(guó)家在水污染、大氣污染、固體廢棄物污染等多方面的環(huán)境政策陸續(xù)公布實(shí)施，并在《“十三五”生態(tài)環(huán)境保護(hù)規(guī)劃》中明確提出，通過(guò)實(shí)施最嚴(yán)格的環(huán)境保護(hù)制度，總體改善生態(tài)環(huán)境質(zhì)量。顯然，貿(mào)易條件的惡化和生態(tài)環(huán)境的約束給中國(guó)出口貿(mào)易的可持續(xù)發(fā)展帶來(lái)了雙重挑戰(zhàn)，綠色發(fā)展和外貿(mào)升級(jí)已成為一種必然選擇。因此，在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時(shí)期，研究如何協(xié)調(diào)環(huán)境保護(hù)、外資引進(jìn)和對(duì)外貿(mào)易的關(guān)系，進(jìn)一步有效利用外資推動(dòng)出口貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級(jí)，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

早期的文獻(xiàn)圍繞FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)及其作用機(jī)制進(jìn)行了較為深入的研究。然而，一些實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)并不具有普適性［2］。學(xué)者們主要從以下兩個(gè)方面進(jìn)行了解釋。一是認(rèn)為以往文獻(xiàn)忽略了FDI的異質(zhì)性特征。郭熙保和羅知（2009）［3］、王明益（2014）［4］等研究表明，具有不同特征（進(jìn)入方式、外資來(lái)源地和技術(shù)水平等）的FDI對(duì)東道國(guó)的技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用程度及方向存在明顯差異。二是忽略了制度因素對(duì)FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響。東道國(guó)制度環(huán)境的差異決定了FDI能否有效發(fā)揮技術(shù)溢出效應(yīng)（Alfaro et al。，2010［5］；聶愛(ài)云和陸長(zhǎng)平，2014［6］）。國(guó)內(nèi)學(xué)者主要從環(huán)境制度的角度考察了對(duì)FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響。劉建民和陳果（2008）［7］基于1999-2004年中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了環(huán)境規(guī)制對(duì)FDI進(jìn)入的影響，研究表明環(huán)境規(guī)制能夠顯著影響FDI的地區(qū)分布。張中元和趙國(guó)慶（2012）［8］利用2000-2009年中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)FDI溢出的邊際效應(yīng)存在顯著影響。崔立志和許玲（2016）［9］在2000-2014年省際面板數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，考察了環(huán)境規(guī)制通過(guò)FDI對(duì)中國(guó)各地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的間接影響。以上研究結(jié)論說(shuō)明，我們不能一概地認(rèn)為FDI會(huì)對(duì)東道國(guó)產(chǎn)生正的或負(fù)的技術(shù)溢出效應(yīng)，還要綜合考慮FDI的異質(zhì)性特征和東道國(guó)的制度因素。

近年來(lái)，隨著生態(tài)環(huán)境約束的日益加大和要素成本的不斷攀升，中國(guó)的出口模式亟待需要從“規(guī)模擴(kuò)張”向“內(nèi)涵提升”進(jìn)行轉(zhuǎn)型升級(jí)，而“內(nèi)涵提升”的一個(gè)重要方面就是出口技術(shù)復(fù)雜度的提高。國(guó)內(nèi)學(xué)者針對(duì)如何提升出口技術(shù)復(fù)雜度進(jìn)行了多方面的研究。與本文較為相關(guān)的是：劉勝和顧乃華（2016）［10］基于2002-2009年中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)實(shí)證考察了FDI絕對(duì)規(guī)模和相對(duì)規(guī)模對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)均存在顯著的正向效應(yīng)；余娟娟（2015）［11］、黃永明和何劍峰（2017）［12］分別利用中國(guó)工業(yè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)和省際面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了環(huán)境規(guī)制政策的“抵消效應(yīng)”和“補(bǔ)償效應(yīng)”對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，前者研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與出口技術(shù)復(fù)雜度之間存在“U”型關(guān)系，后者研究發(fā)現(xiàn)“事前控制型”環(huán)境政策有利于提升出口技術(shù)復(fù)雜度，而“事后治理型”環(huán)境政策則起到抑制作用。此外，王永進(jìn)等（2010）［13］從微觀視角分析了基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的作用機(jī)制；戴翔和金碚（2014）［14］實(shí)證檢驗(yàn)了制度質(zhì)量提升和融入產(chǎn)品內(nèi)分工對(duì)提升出口技術(shù)復(fù)雜度的促進(jìn)作用。

基于對(duì)以上文獻(xiàn)的充分借鑒，本文擬將外資的異質(zhì)性特征和環(huán)境制度因素一起納入到出口技術(shù)復(fù)雜度的分析中，著重研究異質(zhì)性外資與環(huán)境規(guī)制及其兩者的交互作用對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響。與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，從資金來(lái)源地和進(jìn)入方式兩方面考察外資對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的異質(zhì)性影響，這是對(duì)已有相關(guān)研究的有益補(bǔ)充；第二，現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于出口技術(shù)復(fù)雜度的研究多是基于全國(guó)層面或行業(yè)層面，而對(duì)于中國(guó)某一特定地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度的關(guān)注卻相對(duì)不足，因此，本文以華東地區(qū)六省一市為樣本豐富了以往文獻(xiàn)研究樣本的多樣性；第三，本文研究發(fā)現(xiàn)不同特征的外資對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響存在明顯差異，并且環(huán)境規(guī)制對(duì)不同外資的技術(shù)溢出效應(yīng)影響也明顯不同，這可以為華東地區(qū)制定適宜的環(huán)境規(guī)制政策和引進(jìn)外資政策、加快出口升級(jí)提供政策參考。

二、外資進(jìn)入與環(huán)境規(guī)制對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響機(jī)制

（一）外資進(jìn)入與出口技術(shù)復(fù)雜度

在跨國(guó)公司主導(dǎo)的全球價(jià)值鏈分工和貿(mào)易格局下，外資不僅能夠通過(guò)參與國(guó)際分工直接影響東道國(guó)的出口商品結(jié)構(gòu)，還可以通過(guò)技術(shù)溢出效應(yīng)間接影響東道國(guó)的出口技術(shù)復(fù)雜度。然而，在實(shí)證研究中，外資對(duì)東道國(guó)技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)升級(jí)的影響卻結(jié)論迥異。如前所述，不同特征的外資對(duì)東道國(guó)的技術(shù)溢出效應(yīng)存在明顯差異。因此，本文依據(jù)資金來(lái)源地和進(jìn)入方式兩種特征來(lái)梳理異質(zhì)性外資對(duì)東道國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度的不同影響。

外資之所以能夠產(chǎn)生技術(shù)溢出就是因?yàn)橥赓Y來(lái)源地與東道國(guó)之間存在著技術(shù)差距，因而來(lái)自不同技術(shù)水平地區(qū)的外資對(duì)同一東道國(guó)的技術(shù)溢出效應(yīng)也將不同。對(duì)于中國(guó)來(lái)說(shuō)，外資主要來(lái)源于我國(guó)的港澳臺(tái)地區(qū)和歐美等發(fā)達(dá)地區(qū)。港澳臺(tái)商投資企業(yè)的技術(shù)水平相對(duì)較低，并且主要為勞動(dòng)密集型的加工制造業(yè)，因此其對(duì)中國(guó)內(nèi)地出口技術(shù)復(fù)雜度的促進(jìn)作用可能有限；而來(lái)自歐美等發(fā)達(dá)地區(qū)的外資能夠帶來(lái)更為先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，帶動(dòng)高技術(shù)人才的交流，并在產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)上產(chǎn)生更好的前后向溢出效應(yīng)，進(jìn)而其對(duì)中國(guó)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的促進(jìn)作用更為明顯。

另一方面，不同進(jìn)入方式的外資對(duì)東道國(guó)的技術(shù)溢出效應(yīng)也會(huì)表現(xiàn)出明顯差異。外資一般可通過(guò)合資、獨(dú)資、合作及外商投資股份制等方式進(jìn)入東道國(guó)，而從我國(guó)利用外資的實(shí)際情況看，在華外資企業(yè)主要選擇合資和獨(dú)資兩種進(jìn)入方式，因此本文著重比較這兩種進(jìn)入方式的不同。首先，從技術(shù)擴(kuò)散的程度看，以合資方式進(jìn)入的外資企業(yè)會(huì)與中國(guó)本土企業(yè)形成利益共同體，兩者可以在技術(shù)研發(fā)、工藝改進(jìn)、產(chǎn)品生產(chǎn)等多方面開(kāi)展合作，國(guó)內(nèi)企業(yè)較容易利用合資企業(yè)的技術(shù)擴(kuò)散取得技術(shù)進(jìn)步；而以獨(dú)資方式進(jìn)入的外資企業(yè)為了維護(hù)其壟斷優(yōu)勢(shì)，會(huì)以技術(shù)鎖定的方式盡量避免技術(shù)擴(kuò)散。其次，從技術(shù)溢出的質(zhì)量看，一般以合資方式進(jìn)入的外資企業(yè)并不具有領(lǐng)先的技術(shù)水平，或是并未把領(lǐng)先的生產(chǎn)技術(shù)帶入中國(guó)，其主要目的是利用中國(guó)低成本的要素資源和大規(guī)模的消費(fèi)市場(chǎng)，甚至可能是為了轉(zhuǎn)移國(guó)外的落后產(chǎn)業(yè)。因此，以合資方式進(jìn)入的外資企業(yè)的技術(shù)溢出質(zhì)量會(huì)比較低。而那些在關(guān)鍵領(lǐng)域掌握核心技術(shù)的優(yōu)秀外資企業(yè)為了規(guī)避技術(shù)暴露的風(fēng)險(xiǎn)，通常會(huì)選擇獨(dú)資的方式進(jìn)入中國(guó)，其技術(shù)溢出的質(zhì)量會(huì)明顯高于以合資方式進(jìn)入的外資企業(yè)。綜合來(lái)看，雖然以合資方式進(jìn)入的外資企業(yè)的技術(shù)擴(kuò)散程度較大，但其技術(shù)溢出質(zhì)量較低，可能并不利于中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升；而以獨(dú)資方式進(jìn)入的外資企業(yè)則表現(xiàn)相反，會(huì)促進(jìn)中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。

（二）環(huán)境規(guī)制與出口技術(shù)復(fù)雜度

面對(duì)政府環(huán)境政策的約束，企業(yè)不論是控污減排還是加大治污力度，都會(huì)給其帶來(lái)額外的環(huán)境規(guī)制成本。在資源總量既定的情況下，環(huán)境規(guī)制成本的約束會(huì)在一定程度上“擠出”企業(yè)的研發(fā)投入和技術(shù)創(chuàng)新支出，從而對(duì)企業(yè)的技術(shù)升級(jí)和出口技術(shù)復(fù)雜度提升產(chǎn)生“抵消效應(yīng)”（余娟娟，2015［11］）。然而，長(zhǎng)期來(lái)看，隨著政府環(huán)境政策的實(shí)施力度和規(guī)制強(qiáng)度不斷增加，環(huán)境規(guī)制成本會(huì)倒逼企業(yè)進(jìn)行技術(shù)升級(jí)，有利于企業(yè)提高市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力和盈利水平，進(jìn)而可以部分或全部抵消環(huán)境規(guī)制成本（謝靖和廖涵，2017［15］），即環(huán)境規(guī)制的“補(bǔ)償效應(yīng)”有利于提升企業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度。因此，環(huán)境規(guī)制對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的直接影響取決于“抵消效應(yīng)”和“補(bǔ)償效應(yīng)”之和。

此外，環(huán)境規(guī)制還可能通過(guò)影響FDI的進(jìn)入而對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升產(chǎn)生間接影響。高強(qiáng)度的環(huán)境規(guī)制政策能夠?qū)DI的進(jìn)入發(fā)揮“篩選”作用［16］，通過(guò)環(huán)境“門(mén)檻”限制低技術(shù)、高污染外資企業(yè)的流入，同時(shí)還會(huì)影響到外資企業(yè)的進(jìn)入方式。Dean et al。（2009）［17］研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)大陸較為寬松的環(huán)境規(guī)制政策對(duì)中國(guó)港澳臺(tái)地區(qū)的高污染行業(yè)FDI具有吸引力，但對(duì)其他地區(qū)的FDI并沒(méi)有明顯效應(yīng)。江珂和盧現(xiàn)祥（2011）［18］進(jìn)一步指出，來(lái)自發(fā)達(dá)地區(qū)的FDI技術(shù)水平較高、污染程度較低，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度并不會(huì)影響其對(duì)東道國(guó)的投資決策；相反，來(lái)自發(fā)展中地區(qū)的FDI技術(shù)含量較低、污染程度較高，東道國(guó)加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制力度將會(huì)對(duì)其起到抑制作用。劉斌斌和黃吉焱（2017）［19］得出，在環(huán)境規(guī)制水平較高地區(qū)，F(xiàn)DI偏好于以獨(dú)資方式進(jìn)行投資；而在環(huán)境規(guī)制水平較低地區(qū)，F(xiàn)DI更愿意選擇合資的方式。因此，我們認(rèn)為環(huán)境規(guī)制會(huì)對(duì)不同特征的FDI產(chǎn)生差異性的影響，進(jìn)而對(duì)提升出口技術(shù)復(fù)雜度的作用也將明顯不同。

三、模型、變量與數(shù)據(jù)

（一）模型構(gòu)建

根據(jù)以上理論分析，F(xiàn)DI和環(huán)境規(guī)制均會(huì)對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生影響，并且不同資金來(lái)源地和進(jìn)入方式的FDI對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響具有差異性；此外，環(huán)境規(guī)制和FDI的交互作用也是出口技術(shù)復(fù)雜度的影響因素之一。據(jù)此，我們構(gòu)建如下計(jì)量模型：

其中，i代表省域；t代表年份；ES代表出口技術(shù)復(fù)雜度；FDI代表具有異質(zhì)性特征的外商直接投資，ENV代表環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度；X代表一系列控制變量；ENV×FDI代表外商直接投資與環(huán)境規(guī)制的交互項(xiàng)；ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。在控制變量的選取上，借鑒黃永明和何劍峰（2017）［12］、王永進(jìn)等（2010）［13］研究，我們引入物質(zhì)資本（K）、人力資本（Human）、研發(fā)投入（RD）、基礎(chǔ)設(shè)施（INF）及貿(mào)易開(kāi)放度（Open）等變量。

（二）變量設(shè)計(jì)

1.被解釋變量

本文采用目前使用最為廣泛的Hausmann et al.（2007）［20］方法測(cè)算華東地區(qū)六省一市的出口技術(shù)復(fù)雜度。該方法主要是在產(chǎn)品層面的顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)的基礎(chǔ)上進(jìn)行加權(quán)測(cè)算出一國(guó)或地區(qū)的出口技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)，其暗含的假設(shè)為一國(guó)或地區(qū)出口產(chǎn)品的技術(shù)含量與該國(guó)或地區(qū)的人均收入水平正相關(guān)。依據(jù)該方法，出口技術(shù)復(fù)雜度的測(cè)算公式為：

其中，ESi代表i?。ㄊ校┑某隹诩夹g(shù)復(fù)雜度；exportij代表i?。ㄊ校﹋產(chǎn)品的出口額；Exporti代表i?。ㄊ校┑目偝隹陬~；TSIj代表j產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度，用下式給出：

其中，RCAij代表i省（市）j產(chǎn)品的顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)，用j產(chǎn)品在i省（市）的出口占比除以j產(chǎn)品在所有?。ㄊ校┲械钠骄隹诒戎赜?jì)算得到；pGDPi代表i省（市）的人均地區(qū)生產(chǎn)總值；TSIn實(shí)際上反映的是用各省（市）出口產(chǎn)品的顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)進(jìn)行加權(quán)平均的人均地區(qū)生產(chǎn)總值水平。

借鑒鄭展鵬和王洋東（2017）［21］的做法，我們把出口產(chǎn)品按貿(mào)易方式分為一般貿(mào)易產(chǎn)品和加工貿(mào)易產(chǎn)品兩類(lèi)，然后根據(jù)式（2）和式（3）測(cè)算出華東地區(qū)各?。ㄊ校?001-2015年的出口技術(shù)復(fù)雜度。其中，各?。ㄊ校┑某隹跀?shù)據(jù)和人均地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)均來(lái)自各?。ㄊ校?002-2016年的統(tǒng)計(jì)年鑒，各年人均地區(qū)生產(chǎn)總值用各省（市）2001年為基期的人均地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)進(jìn)行價(jià)格平減。為使數(shù)據(jù)更為平穩(wěn)，我們?cè)谑剑?）中取 pGDPi的對(duì)數(shù)值。華東地區(qū)各?。ㄊ校┏隹诩夹g(shù)復(fù)雜度的測(cè)算結(jié)果報(bào)告列于表1。從表1可以看出，華東地區(qū)六省一市的出口技術(shù)復(fù)雜度在考察期間都有明顯的提升，整體平均值從2001年的9.308 3上升到2015年的9.662 1。

表1 2001-2015年華東地區(qū)六省一市的出口技術(shù)復(fù)雜度

2.核心解釋變量

基于前文的分析，我們主要從資金來(lái)源和進(jìn)入方式兩個(gè)方面來(lái)考察外資（FDI）的異質(zhì)性特征。在資金來(lái)源方面，我們把外資區(qū)別為港澳臺(tái)地區(qū)投資和歐美等發(fā)達(dá)地區(qū)投資，用外資滲透率來(lái)衡量，即分別用各?。ㄊ校└郯呐_(tái)商投資工業(yè)企業(yè)的工業(yè)產(chǎn)值和外商投資工業(yè)企業(yè)的工業(yè)產(chǎn)值占該?。ㄊ校┮?guī)模以上工業(yè)企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的比重來(lái)表示③（李坤望和王有鑫，2013［22］）。在外資進(jìn)入方式方面，我們主要區(qū)別為合資方式和獨(dú)資方式，分別用各省（市）實(shí)際利用合資經(jīng)營(yíng)方式的外商直接投資額和獨(dú)資經(jīng)營(yíng)方式的外商直接投資額占該?。ㄊ校?shí)際利用外商直接投資總額的比重表示，以反映不同進(jìn)入方式外資的進(jìn)入程度。

目前，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度（ENV）的衡量指標(biāo)并不統(tǒng)一，并且不同的指標(biāo)得出的結(jié)果也不盡一致。鑒于此，本文參考蔣伏心等（2013）［23］、崔立志和許玲（2016）［9］的做法，分別選擇污染物排放強(qiáng)度和污染治理程度兩種不同的衡量指標(biāo)來(lái)反映華東地區(qū)各?。ㄊ校┑沫h(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。污染物排放強(qiáng)度用各?。ㄊ校┕I(yè)廢水排放量與該?。ㄊ校┑墓I(yè)增加值的比值（噸/千元）表示，即單位工業(yè)增加值的工業(yè)廢水排放量；污染治理程度用各?。ㄊ校┕I(yè)污染治理完成投資額占該?。ㄊ校┕I(yè)增加值的比重（%）表示。為保證估計(jì)結(jié)果的可靠性，我們用污染物排放強(qiáng)度衡量的環(huán)境規(guī)制進(jìn)行基本回歸，用污染治理程度衡量的環(huán)境規(guī)制做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

3.控制變量

物質(zhì)資本（K）是最基本的生產(chǎn)要素之一，我們用各?。ㄊ校┕I(yè)部門(mén)的固定資產(chǎn)凈值（固定資產(chǎn)原值減累計(jì)折舊）與該省（市）工業(yè)部門(mén)職工人數(shù)的比值（萬(wàn)元/人）衡量。人力資本（Human）和研發(fā)投入（RD）有利于提高勞動(dòng)生產(chǎn)率和生產(chǎn)技術(shù)水平，進(jìn)而會(huì)促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，人力資本采用平均受教育年限法估算④，研發(fā)投入（RD）采用各省（市）研究與試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出占該?。ㄊ校┑貐^(qū)生產(chǎn)總值的比重（%）來(lái)衡量?；A(chǔ)設(shè)施（INF）和貿(mào)易開(kāi)放度（Open）也是出口技術(shù)復(fù)雜度的重要影響因素［13］，分別用各?。ㄊ校┑娜司防锍虜?shù)（公里/萬(wàn)人）和各?。ㄊ校┴浳镔Q(mào)易進(jìn)出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值表示。

（三）數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文選取2001-2015年華東地區(qū)六省一市⑤為研究樣本。各?。ㄊ校┑牡貐^(qū)生產(chǎn)總值、人均地區(qū)生產(chǎn)總值、一般貿(mào)易和加工貿(mào)易方式下的出口額、進(jìn)出口貿(mào)易總額、港澳臺(tái)商投資工業(yè)企業(yè)的工業(yè)產(chǎn)值和外商投資工業(yè)企業(yè)的工業(yè)產(chǎn)值及規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值、實(shí)際利用外商直接投資額（包括合資方式、獨(dú)資方式及總額）、研究與試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出、公路里程及總?cè)丝诘葦?shù)據(jù)均來(lái)自歷年各?。ㄊ校┙y(tǒng)計(jì)年鑒；各?。ㄊ校┑墓I(yè)廢水排放量數(shù)據(jù)主要來(lái)自《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分缺失數(shù)據(jù)由《中國(guó)環(huán)境年鑒》補(bǔ)齊；各?。ㄊ校┑墓I(yè)污染治理完成投資額、工業(yè)增加值及受教育年限數(shù)據(jù)來(lái)自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》；各?。ㄊ校┑墓I(yè)部門(mén)固定資產(chǎn)凈值和職工人數(shù)來(lái)自歷年《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》。其中，貿(mào)易數(shù)據(jù)和外商直接投資數(shù)據(jù)均利用當(dāng)期匯率轉(zhuǎn)換為人民幣單位；人均地區(qū)生產(chǎn)總值、工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)凈值及人民幣單位的外商直接投資額等數(shù)據(jù)均以2001年為基期進(jìn)行價(jià)格平減。匯率數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》；各省（市）的人均地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)、CPI指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)來(lái)源于各?。ㄊ校┙y(tǒng)計(jì)年鑒。此外，采用winsorize方法對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行上下1%的縮尾處理。各主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)情況列于表2。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、計(jì)量結(jié)果與分析

依據(jù)上文構(gòu)建的計(jì)量模型，本文利用2001-2015年華東地區(qū)六省一市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行基本回歸分析，以檢驗(yàn)異質(zhì)性外資和環(huán)境規(guī)制對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響。此外，為保證基本回歸結(jié)果的可靠性和穩(wěn)定性，還分別改變變量測(cè)度方法和計(jì)量估計(jì)方法，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（一）基本回歸分析

首先，利用Hausman檢驗(yàn)來(lái)確定本文的面板數(shù)據(jù)是適合于隨機(jī)效應(yīng)（RE）模型還是固定效應(yīng)（FE）模型。根據(jù)Hausman檢驗(yàn)結(jié)果，本文選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果列于表3。在表3中，模型1～2和模型3～4分別考察的是不同資金來(lái)源地的外資對(duì)華東地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響；模型5～6和模型7～8分別考察的是不同進(jìn)入方式的外資對(duì)華東地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響。

從表3的回歸結(jié)果可以看出：①來(lái)自我國(guó)港澳臺(tái)地區(qū)的外資的估計(jì)系數(shù)為正，但不顯著，而來(lái)自歐美等發(fā)達(dá)地區(qū)的外資的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說(shuō)明不同資金來(lái)源地的外資對(duì)華東地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響存在較大差異，即來(lái)自歐美等發(fā)達(dá)地區(qū)的外資能夠顯著促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，而來(lái)自我國(guó)港澳臺(tái)地區(qū)的外資卻無(wú)明顯影響。這一結(jié)果符合前文的理論預(yù)期，也與李坤望和王有鑫（2013）［22］的研究結(jié)論相一致，他們認(rèn)為來(lái)自我國(guó)港澳臺(tái)地區(qū)的外資企業(yè)主要以勞動(dòng)密集型行業(yè)的加工產(chǎn)品為主，而來(lái)自歐美等發(fā)達(dá)地區(qū)的外資企業(yè)則主要生產(chǎn)技術(shù)密集型和資本密集型產(chǎn)品，因而二者在改善出口商品結(jié)構(gòu)和提升出口技術(shù)復(fù)雜度上具有明顯差異。另一方面，以合資方式進(jìn)入的外資的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，而以獨(dú)資方式進(jìn)入的外資的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說(shuō)明不同進(jìn)入方式的外資對(duì)華東地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響也存在較大差異，與預(yù)期相符。具體來(lái)說(shuō)，以合資方式進(jìn)入的外資對(duì)華東地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升起到了抑制作用，而以獨(dú)資方式進(jìn)入的外資則起到促進(jìn)作用。Xu（2010）［24］利用中國(guó)入世以來(lái)的數(shù)據(jù)也得到了類(lèi)似的研究結(jié)論。②以污染物排放強(qiáng)度衡量的環(huán)境規(guī)制（ENV）的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，表明華東地區(qū)工業(yè)廢水排放強(qiáng)度的上升在一定程度上阻礙了出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。這可能是因?yàn)槿A東地區(qū)的自然資源相對(duì)稀缺，現(xiàn)階段的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較弱，還未達(dá)到“U”型曲線的門(mén)檻值［11］，對(duì)本地區(qū)的技術(shù)升級(jí)和出口技術(shù)復(fù)雜度提升發(fā)揮了“抵消效應(yīng)”。③環(huán)境規(guī)制與外資交互項(xiàng)（ENV×FDI）的估計(jì)系數(shù)也表現(xiàn)出較大的差異。從外資的不同來(lái)源地看，環(huán)境規(guī)制與來(lái)自我國(guó)港澳臺(tái)地區(qū)外資的交互項(xiàng)系數(shù)為顯著為負(fù)，而與來(lái)自歐美等發(fā)達(dá)地區(qū)外資的交互項(xiàng)系數(shù)為正但不顯著，說(shuō)明不同來(lái)源地的外資對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的敏感性明顯不同［17］。華東地區(qū)工業(yè)廢水排放強(qiáng)度的上升限制了來(lái)自我國(guó)港澳臺(tái)地區(qū)外資技術(shù)溢出效應(yīng)的發(fā)揮，進(jìn)而不利于該地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，但來(lái)自歐美等發(fā)達(dá)地區(qū)的外資對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的變化并不敏感。從外資的進(jìn)入方式看，環(huán)境規(guī)制與以合資方式進(jìn)入的外資的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，而與以獨(dú)資方式進(jìn)入的外資的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，反映出環(huán)境規(guī)制對(duì)這兩種外資的技術(shù)溢出效應(yīng)產(chǎn)生了方向相反的影響，進(jìn)而對(duì)華東地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度的作用方向也完全相反。認(rèn)為這一結(jié)果的可能原因在于，環(huán)境規(guī)制能夠在外資的進(jìn)入方式上發(fā)揮出“分層”作用，即當(dāng)東道國(guó)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度增大時(shí)，技術(shù)含量較低、污染程度較大的外資將選擇合資的進(jìn)入方式以降低其在東道國(guó)的交易成本，進(jìn)而抵消更高的環(huán)境規(guī)制成本；而技術(shù)含量較高、污染程度較小的外資則會(huì)選擇獨(dú)資的進(jìn)入方式，通過(guò)內(nèi)部化優(yōu)勢(shì)和領(lǐng)先技術(shù)優(yōu)勢(shì)所獲取的更高收益來(lái)弱化環(huán)境規(guī)制成本的影響。④物質(zhì)資本（K）的估計(jì)系數(shù)均為負(fù)號(hào)且不顯著，表明物質(zhì)資本的提高對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升并未表現(xiàn)出預(yù)期的積極作用。這一結(jié)果可以用林毅夫和張鵬飛（2006）［25］的適宜技術(shù)論來(lái)解釋?zhuān)?dāng)前華東地區(qū)仍屬于勞動(dòng)充裕型的要素結(jié)構(gòu)，物質(zhì)資本過(guò)高就會(huì)偏離最適宜的技術(shù)結(jié)構(gòu)，反而不利于出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。人力資本（Human）、研發(fā)投入（RD）、基礎(chǔ)設(shè)施（INF）及貿(mào)易開(kāi)放度（Open）的估計(jì)系數(shù)在模型1～8中均顯著為正，與預(yù)期相符，說(shuō)明這些變量都是影響華東地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度的重要因素。

表3 異質(zhì)性外資和環(huán)境規(guī)制影響華東地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度的基本回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性分析

以上基本回歸考察了不同特征的外資和環(huán)境規(guī)制及其他變量對(duì)華東地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，但該回歸結(jié)果可能會(huì)受到兩方面因素的干擾。其一，環(huán)境規(guī)制的衡量指標(biāo)較多，且不同衡量指標(biāo)反映的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度存在較大差異，進(jìn)而可能會(huì)影響估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)定性；其二，本文模型中可能存在因遺漏變量和逆向因果關(guān)系而產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題，導(dǎo)致回歸結(jié)果不可靠。有鑒于此，將進(jìn)行兩種穩(wěn)健性檢驗(yàn)：改變環(huán)境規(guī)制的衡量指標(biāo)和使用系統(tǒng)GMM估計(jì)方法。

1.以污染治理程度衡量環(huán)境規(guī)制

用污染治理程度衡量的環(huán)境規(guī)制對(duì)本文的計(jì)量模型重新進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果報(bào)告列于表4。對(duì)比表4和表3的估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在改變環(huán)境規(guī)制的衡量指標(biāo)后，核心解釋變量的系數(shù)方向和顯著性均未發(fā)生實(shí)質(zhì)性改變，說(shuō)明本文研究結(jié)果具有較好的穩(wěn)定性。具體來(lái)看，在外資（FDI）的估計(jì)結(jié)果中，來(lái)自我國(guó)港澳臺(tái)地區(qū)的外資對(duì)華東地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度并無(wú)顯著影響，而來(lái)自歐美等發(fā)達(dá)地區(qū)的外資卻發(fā)揮了顯著的正向作用；以合資方式進(jìn)入的外資抑制了華東地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，以獨(dú)資方式進(jìn)入的外資則起到了促進(jìn)作用。以污染治理程度衡量的環(huán)境規(guī)制系數(shù)均顯著為負(fù)，說(shuō)明華東地區(qū)治污投資比重的增加不利于出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。從環(huán)境規(guī)制和外資的交互項(xiàng)看，增加環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度僅有利于以獨(dú)資方式進(jìn)入的外資發(fā)揮技術(shù)溢出效應(yīng)，促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度提升，對(duì)來(lái)自我國(guó)港澳臺(tái)地區(qū)的外資和以合資方式進(jìn)入的外資起到不利作用，而對(duì)來(lái)自歐美等發(fā)達(dá)地區(qū)的外資則影響不顯著。此外，其他控制變量的估計(jì)結(jié)果也均與基本回歸結(jié)果相符，不再贅述。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果（污染治理程度衡量的環(huán)境規(guī)制）

2.系統(tǒng)GMM估計(jì)

為控制內(nèi)生性，本文對(duì)華東地區(qū)的面板數(shù)據(jù)運(yùn)用系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行動(dòng)態(tài)回歸，回歸結(jié)果列于表5。在表5中，所有估計(jì)模型的Sargan檢驗(yàn)均在10%的顯著性水平上接受“過(guò)度識(shí)別約束是有效的”原假設(shè)；AR（1）檢驗(yàn)均至少在10%的顯著性水平上拒絕“不存在自相關(guān)”的原假設(shè)，而AR（2）檢驗(yàn)都在10%的顯著性水平上接受原假設(shè)，說(shuō)明所有估計(jì)模型的工具變量選擇均是合理的，模型的識(shí)別均是有效的。從表5的回歸結(jié)果可以看出，核心解釋變量和控制變量估計(jì)系數(shù)的方向和顯著性與表3的基本回歸結(jié)果基本保持一致，表明在控制內(nèi)生性后，本文的估計(jì)結(jié)果依然保持穩(wěn)健。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果（系統(tǒng)GMM估計(jì)）

續(xù)表5

五、主要結(jié)論與啟示

本文利用2001-2015年華東地區(qū)六省一市的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證考察了異質(zhì)性外資與環(huán)境規(guī)制對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，研究發(fā)現(xiàn)：①不同特征的外資對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響存在明顯差異。從外資的來(lái)源地特征看，來(lái)自我國(guó)港澳臺(tái)地區(qū)的外資對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升沒(méi)有顯著影響，而來(lái)自歐美等發(fā)達(dá)地區(qū)的外資卻發(fā)揮了顯著的正向作用；從外資的進(jìn)入方式特征看，以合資方式進(jìn)入的外資抑制了出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，而以獨(dú)資方式進(jìn)入的外資則起到了積極的促進(jìn)作用。②現(xiàn)階段，華東地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的增加不利于出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。③環(huán)境規(guī)制與外資的交互項(xiàng)對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響也存在明顯的異質(zhì)性，增加環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度僅有利于以獨(dú)資方式進(jìn)入的外資發(fā)揮技術(shù)溢出效應(yīng)，促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度提升，對(duì)來(lái)自我國(guó)港澳臺(tái)地區(qū)的外資和以合資方式進(jìn)入的外資則產(chǎn)生不利作用，而對(duì)于來(lái)自歐美等發(fā)達(dá)地區(qū)的外資卻無(wú)顯著影響。④提高人力資本水平、加大研發(fā)投入、改善基礎(chǔ)設(shè)施及擴(kuò)大貿(mào)易開(kāi)放度均能對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升產(chǎn)生積極影響。以上結(jié)論在改變變量測(cè)度方法和考慮內(nèi)生性后，依然保持穩(wěn)健。

本文研究結(jié)論具有明顯的政策含義：第一，不同特征的外資對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響是有較大差別的，因此，華東地區(qū)應(yīng)該有選擇地招商引資，在擴(kuò)大利用外資規(guī)模的同時(shí)，更應(yīng)該注重引進(jìn)外資的技術(shù)含量，鼓勵(lì)外資向資本密集型和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，促進(jìn)華東地區(qū)出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化與升級(jí)。第二，政府應(yīng)該實(shí)施與本地區(qū)環(huán)境污染程度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相適宜的環(huán)境規(guī)制政策，充分發(fā)揮環(huán)境規(guī)制的“補(bǔ)償效應(yīng)”，積極引導(dǎo)企業(yè)進(jìn)行工藝改進(jìn)和技術(shù)創(chuàng)新，提高出口產(chǎn)品的技術(shù)附加值。此外，政府在制定環(huán)境規(guī)制

標(biāo)準(zhǔn)時(shí)，還應(yīng)該注意到環(huán)境規(guī)制對(duì)不同特征的外資企業(yè)會(huì)有差異化影響，有效利用環(huán)境規(guī)制政策的“篩選”功能，提高華東地區(qū)利用外資的質(zhì)量水平，帶動(dòng)本土企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)。第三，政府應(yīng)該提高人力資本投資和技術(shù)研發(fā)補(bǔ)貼的力度。進(jìn)一步完善職業(yè)教育體系，繼續(xù)增加對(duì)培養(yǎng)和引進(jìn)高端技術(shù)人才的投入，切實(shí)解決企業(yè)一般人力資本和專(zhuān)業(yè)化人力資本相互脫節(jié)的問(wèn)題，保持創(chuàng)新型人力資本的持續(xù)供給，突破人力資本制約技術(shù)升級(jí)的瓶頸［15］。鼓勵(lì)企業(yè)在關(guān)鍵領(lǐng)域的核心技術(shù)上加大研發(fā)投入，轉(zhuǎn)變以往依靠技術(shù)引進(jìn)的升級(jí)路徑，促進(jìn)華東地區(qū)的出口貿(mào)易逐漸向全球價(jià)值鏈的高端環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)移［26］。

注 釋?zhuān)?/p>

①數(shù)據(jù)來(lái)源于WTO《2016貿(mào)易統(tǒng)計(jì)報(bào)告》。

②數(shù)據(jù)來(lái)源于商務(wù)部商務(wù)數(shù)據(jù)中心。

③由于各?。ㄊ校├猛赓Y的資金來(lái)源數(shù)據(jù)并不完整，本文用外商投資企業(yè)的數(shù)據(jù)來(lái)反映各?。ㄊ校├脷W美等發(fā)達(dá)地區(qū)外資的情況。

④平均受教育年限=小學(xué)教育程度人數(shù)占六歲以上總樣本人數(shù)的比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大專(zhuān)及以上比重×16。

⑤包括上海市、江蘇省、浙江省、山東省、安徽省、福建省及江西省。

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Heterogeneous FDI,Environmental Regulation and Upgrading of Export Technological Sophistication—An Empirical Study Based on Six Provinces and One City in East China

XIE Jing,LIAO Han
（School of Economics,Zhongnan University of Economics and Law,Wuhan 430073,China）

This paper analyzes the influential mechanism of heterogeneous FDI and environmental regulation on export technological so?phistication,and then makes an empirical test on the influential mechanism by use of the panel data of six provinces and one city in East China from 2001 to 2015.The study show that:There are obvious differences in the effects of FDI with different characteristics on export technological sophistication of East China.In view of the source of FDI,FDI from Europe and America and other developed areas can play a significant positive role in improving export technological sophistication,whereas FDI from Hong Kong,Macao and Taiwan regions of China has no significant effect;From the perspective of investment mode,FDI in joint ventures inhibits the upgrading of export technologi?cal sophistication,while FDI,which is wholly foreign-owned,has a positive impact on the upgrading of export technological sophistication.At this stage,the increasing intensity of environmental regulation in East China is not conducive to improving export technological sophisti?cation.In addition,the influences of the interaction between environmental regulation and FDI on export technological sophistication are also different.Increasing the intensity of environmental regulation is only beneficial to FDI,which is wholly foreign-owned,to generate technology spillover effects and promote the upgrading of export technological sophistication,while it has an adverse effect on FDI from Hong Kong,Macao and Taiwan regions and FDI in joint ventures,and the effect on FDI from Europe and America and other developed ar?eas is not significant.

FDI characteristics;environmental regulation;export technological sophistication

F061.5

A

1007-5097（2017）12-0011-09

10.3969/j.issn.1007-5097.2017.12.002

2017-08-30

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目（14AZD030）；中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)“研究生創(chuàng)新教育計(jì)劃”博士生科研創(chuàng)新課題（2016-jjxybs-08）

謝 靖（1985-），男，河南信陽(yáng)人，博士研究生，研究方向：國(guó)際貿(mào)易理論與政策；

廖 涵（1964-），男，江西九江人，教授，博士生導(dǎo)師，博士，研究方向：開(kāi)放經(jīng)濟(jì)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

［責(zé)任編輯：余志虎］