產(chǎn)業(yè)集聚模式、知識溢出及其對出口技術(shù)復(fù)雜度影響的異質(zhì)性

一 問題提出

改革開放以來，中國出口貿(mào)易發(fā)展迅速。但2008年全球金融危機(jī)與外需疲軟，使中國外貿(mào)出口增速自2010年開始出現(xiàn)下滑，2015年之后甚至呈現(xiàn)負(fù)增長趨勢。反觀高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的出口情況，在國內(nèi)出口速度整體下降、國外吸引高端制造業(yè)回流之際，中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)制造業(yè)出口額仍保持較高增速，可以認(rèn)為，這是中國高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)含量不斷提高的一個重要表征。當(dāng)前中美貿(mào)易關(guān)系緊張，美國政府對華輸美產(chǎn)品不斷加征關(guān)稅，還進(jìn)一步強(qiáng)化高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)對華輸出的限制政策，由此而提出的一個重要問題是：如何進(jìn)一步提升中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度，實現(xiàn)以高技術(shù)產(chǎn)品出口帶動中國出口規(guī)模和技術(shù)含量增長。

國內(nèi)外學(xué)者對出口復(fù)雜度的研究，早期主要聚焦于出口技術(shù)復(fù)雜度的測算，多圍繞Hausmann et al.(2007)[1]的顯性比較優(yōu)勢測算法和 Schott(2008)[2]的相似度測算法進(jìn)行修正。近年來學(xué)界將出口復(fù)雜度的研究焦點轉(zhuǎn)向至影響因素以及作用機(jī)制，其中產(chǎn)業(yè)集聚作為一個重要影響因素受到越來越多的關(guān)注，但大多從產(chǎn)業(yè)集聚的整體效應(yīng)進(jìn)行分析，鮮有學(xué)者從產(chǎn)業(yè)集聚模式差異對出口復(fù)雜度的影響進(jìn)行異質(zhì)性探討。進(jìn)一步而言，產(chǎn)業(yè)集聚模式對出口技術(shù)復(fù)雜度在中國區(qū)域以及行業(yè)間表現(xiàn)出怎樣的差異？本文采用我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)1999-2016年30個省級區(qū)域面板數(shù)據(jù)，從理論與實證兩個層面，考察三種產(chǎn)業(yè)集聚模式對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，以期為我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的布局與發(fā)展提供理論參考。

二 文獻(xiàn)綜述與理論分析

新-新貿(mào)易理論認(rèn)為，企業(yè)生產(chǎn)效率的異質(zhì)性決定了企業(yè)的出口意愿以及產(chǎn)品出口能力，只有生產(chǎn)效率高的企業(yè)才能夠負(fù)擔(dān)高額的沉沒成本，進(jìn)行出口貿(mào)易。而產(chǎn)業(yè)的空間集聚能提高企業(yè)的生產(chǎn)率，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)出口量以及出口產(chǎn)品技術(shù)含量的提升。由于技術(shù)復(fù)雜度偏低的行業(yè)較難形成產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)象(Tveteras，2002)[3]，因此，產(chǎn)業(yè)集聚對出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度的影響與產(chǎn)品的技術(shù)特征緊密相關(guān)。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)具有生產(chǎn)工序復(fù)雜、技術(shù)含量高的特性，容易在地理空間上形成產(chǎn)業(yè)集聚，且集聚類型多元化。目前，產(chǎn)業(yè)集聚主要有專業(yè)化集聚、多樣化集聚與市場競爭三種類型(Glaeser et al.，1992)[4]，以此對應(yīng)形成的三種集聚外部性分別為馬歇爾集聚外部性、雅各布斯集聚外部性和波特外部性。馬歇爾集聚外部性理論認(rèn)為產(chǎn)業(yè)內(nèi)集聚有利于知識的溢出，雅各布斯集聚外部性則強(qiáng)調(diào)知識溢出更多來自于產(chǎn)業(yè)間的集聚，而波特外部性認(rèn)為基于自身比較優(yōu)勢形成的集聚，知識溢出更容易發(fā)生在企業(yè)競爭過程中。

至于何種集聚類型對產(chǎn)品出口的影響作用更大，相關(guān)文獻(xiàn)各執(zhí)一詞。有研究表明多樣化集聚和專業(yè)化集聚都能提高企業(yè)的出口可能性以及產(chǎn)品在國際貿(mào)易中的競爭優(yōu)勢(David和 Richard，2008)[5]。但有學(xué)者認(rèn)為專業(yè)化集聚更有利于產(chǎn)品出口。Vernon(1997)[6]研究城市貿(mào)易時，發(fā)現(xiàn)專業(yè)化集聚更有助于產(chǎn)品出口到其他城市。張國峰等(2016)[7]從集聚產(chǎn)生溝通外部性的作用機(jī)制出發(fā)，認(rèn)為高度專業(yè)化集聚對出口規(guī)模作用最強(qiáng)。另有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，相比專業(yè)化集聚，多樣化集聚提升產(chǎn)品出口質(zhì)量的效果更強(qiáng)(莫莎和歐佩群，2016)[8]。此外，部分學(xué)者分析集聚引起的競爭效應(yīng)，認(rèn)為其對出口的影響存在區(qū)域與行業(yè)差異(葉寧華等，2014[9]；陳旭等，2016[10])。

關(guān)于產(chǎn)業(yè)集聚如何影響出口技術(shù)復(fù)雜度的實證研究較多從集聚經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生成本優(yōu)勢、信息共享、知識溢出等機(jī)制出發(fā)，結(jié)果大致可分為兩類：一類是產(chǎn)業(yè)集聚對出口技術(shù)復(fù)雜度的升級有顯著正向作用。莫莎和何桂香(2013)[11]、劉洪鐸(2016)[12]在Melitz模型的基礎(chǔ)上建立了產(chǎn)業(yè)集聚對產(chǎn)品出口復(fù)雜度促進(jìn)作用機(jī)制的理論模型，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚是提升技術(shù)產(chǎn)品出口復(fù)雜度的重要途徑。劉竹青等(2014)[13]利用2000-2007年中國制造業(yè)企業(yè)的非平衡面板數(shù)據(jù)，采用Heckman選擇模型考察了地理集聚對中國出口貿(mào)易的微觀影響，得出集聚程度的提升顯著提高了技術(shù)復(fù)雜度較高企業(yè)的出口傾向和出口量。另一類是產(chǎn)業(yè)集聚對出口復(fù)雜度的提升有負(fù)向影響。蹤家峰和楊琦(2013)[14]認(rèn)為企業(yè)間的激烈競爭，使產(chǎn)業(yè)集聚對出口技術(shù)復(fù)雜度具有顯著的負(fù)面作用。馮德連和邊英姿(2017)[15]在考察中部地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)外貿(mào)競爭力影響因素的過程中，發(fā)現(xiàn)中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚除了對江西高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)外貿(mào)競爭力有微弱的促進(jìn)作用外，對其他省份沒有顯著影響。

以上關(guān)于整體集聚效應(yīng)影響出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度的研究，為本文的進(jìn)一步探索提供了有益借鑒。那么，考慮到集聚類型的多樣性，產(chǎn)業(yè)集聚模式分別會如何作用于高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度？周沂和賀燦飛(2018)[16]從新產(chǎn)品擴(kuò)展和已有產(chǎn)品生存兩個角度，發(fā)現(xiàn)多樣化集聚均有利于提高高技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)品進(jìn)入的概率, 同時也顯著降低了高技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)品退出的風(fēng)險, 而專業(yè)化增加了高技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)品退出的風(fēng)險。與此不同，本文關(guān)注的重點是：在異質(zhì)性集聚經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生知識溢出效應(yīng)的情形下，出口技術(shù)復(fù)雜度是否會因行業(yè)和區(qū)域而異？理論上，集聚首先產(chǎn)生知識生成與引進(jìn)效應(yīng)，為知識傳播提供基礎(chǔ)。集聚區(qū)內(nèi)成熟的專業(yè)化生產(chǎn)經(jīng)驗與分工工序，有利于經(jīng)驗性知識的生成，即“干中學(xué)”效應(yīng)。此外，專業(yè)化分工會引致包括內(nèi)企或外企等更多同質(zhì)性企業(yè)和關(guān)聯(lián)性企業(yè)入駐集聚區(qū)，為集聚區(qū)引進(jìn)新知識和技術(shù)。已有研究認(rèn)為，通過企業(yè)間的學(xué)習(xí)效應(yīng)，有利于刺激馬歇爾外部性和雅各布斯外部性的知識和技術(shù)溢出。同時，集聚區(qū)內(nèi)的同質(zhì)企業(yè)越來越多時，為了搶占市場份額，同質(zhì)性企業(yè)會加強(qiáng)對技術(shù)研發(fā)的投資，產(chǎn)生波特外部性(呂承超和商圓月，2017)[17]。那么知識溢出是否一定會提升出口技術(shù)復(fù)雜度呢？事實上，學(xué)習(xí)效應(yīng)和競爭效應(yīng)僅僅為企業(yè)獲取外部技術(shù)提供了可能性。一國出口技術(shù)復(fù)雜度的改善, 在很大程度上還要受知識流的加成影響(王靜嫻和楊敏，2019)[18]。由于知識分為明確知識與默會知識，相比明確知識，默會知識的掌握難度更大，而地區(qū)間或行業(yè)間的知識存量存在異質(zhì)性，提升出口產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度，還取決于地區(qū)和行業(yè)內(nèi)對溢出知識的吸收、消化能力。從行業(yè)內(nèi)外部來看，馬歇爾外部性在同質(zhì)性企業(yè)學(xué)習(xí)交流過程中產(chǎn)生的知識和技術(shù)性溢出，更容易被同類型企業(yè)所吸收和再創(chuàng)新；而雅各布斯外部性由于知識跨界的客觀存在，默會知識的溢出可能需要更多的時間和經(jīng)驗才能被消化，但多樣性知識一旦被掌握，行業(yè)內(nèi)部擴(kuò)展新產(chǎn)品的概率會越高，有利于出口產(chǎn)品的多樣化，提升出口產(chǎn)品的質(zhì)和量。在區(qū)域?qū)用?，知識溢出帶來的技術(shù)進(jìn)步，促進(jìn)了技術(shù)相對落后國家或地區(qū)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的提高(王永進(jìn)等，2010)[19]。但由于地理位置和技術(shù)稟賦的差異，不同區(qū)域的集聚區(qū)，在消化新知識以及對新技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)行二次創(chuàng)新的能力上會有所差異，知識和技術(shù)溢出對出口技術(shù)復(fù)雜度的作用效果也會不同。

本文從知識屬性、對知識加成能力兩方面進(jìn)行機(jī)制分析，通過構(gòu)建集聚模式影響出口技術(shù)復(fù)雜度的實證檢驗?zāi)Ｐ停玫叫袠I(yè)層面和區(qū)域?qū)用?，集聚模式對出口技術(shù)復(fù)雜度的異質(zhì)性作用，并提出研究中國出口貿(mào)易擴(kuò)張和出口結(jié)構(gòu)改善的新思路，對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的合理布局提供參考。

三 研究設(shè)計與變量說明

(一)研究設(shè)計

基于馬歇爾外部性和雅各布斯外部性相關(guān)理論，本研究以柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)，依據(jù)Hausmann et al.(2007)[1]的“成本發(fā)現(xiàn)”理論，并參考洪世勤和劉厚俊(2015)[20]的函數(shù)模型，假定高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口部門的生產(chǎn)函數(shù)如下：

(1)

其中，L代表研發(fā)人員投入，K為物質(zhì)資本投入，α為研發(fā)人員投入的產(chǎn)出系數(shù)，φ為資本存量投入的產(chǎn)出系數(shù)。A表示利用、組合這些要素進(jìn)行生產(chǎn)的技術(shù)參數(shù)，服從[0，b] 上的一致均勻分布。b由一國技術(shù)稟賦決定，是一切促進(jìn)知識積累的綜合，集聚經(jīng)濟(jì)可以產(chǎn)生知識溢出的效應(yīng)，因此，參考呂承超和商圓月(2017)[17]的做法，擴(kuò)展關(guān)于集聚模式的技術(shù)進(jìn)步效率函數(shù)，具體形式為：

(2)

其中，bij0為i地區(qū)的初始技術(shù)水平；spe為專業(yè)化集聚程度；div為多樣化集聚程度；com為市場競爭程度；β1為專業(yè)化集聚對技術(shù)進(jìn)步效率的影響彈性系數(shù)，β2為多樣化集聚對技術(shù)進(jìn)步效率的影響彈性系數(shù)，β3為市場競爭對技術(shù)進(jìn)步效率的影響彈性系數(shù)，假定生產(chǎn)函數(shù)規(guī)模報酬不變，則β1+β2+β3=1。Ai越大，則表示該經(jīng)濟(jì)體生產(chǎn)前沿水平越高，越可能生產(chǎn)具有較高生產(chǎn)率水平的產(chǎn)品。

根據(jù)“成本發(fā)現(xiàn)”原理，某一企業(yè)可以選擇自主創(chuàng)新和模仿兩種生產(chǎn)模式，企業(yè)的選擇具有不確定性。選擇自主創(chuàng)新的企業(yè)的技術(shù)水平為Ai; 選擇模仿的企業(yè)的生產(chǎn)率水平為δAmax，其中，Amax為最高生產(chǎn)率水平，δ為(0<δ<1)生產(chǎn)率水平最高產(chǎn)品的技術(shù)外溢系數(shù)。企業(yè)通過比較生產(chǎn)率水平Ai和δAmax的大小決定是進(jìn)行自主創(chuàng)新還是模仿。經(jīng)推導(dǎo)得到，在存在不確定性的情況下出口企業(yè)技術(shù)參數(shù)A的期望值為:

(3)

將式(3)代入式(1)，根據(jù)規(guī)模報酬不變的設(shè)定，得到:

(4)

其中，bit=g(speit,divit,comit)。根據(jù)異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論，一國出口自身最有競爭力的產(chǎn)品，出口部門具有相對高的技術(shù)水平，每個生產(chǎn)者都會選擇其最高生產(chǎn)率水平的產(chǎn)品進(jìn)行生產(chǎn)，由此可將出口品生產(chǎn)率水平視為該行業(yè)的出口技術(shù)水平。由式(4)可知，出口部門的生產(chǎn)率水平主要依賴于產(chǎn)業(yè)集聚模式、人均資本和研發(fā)人員投入等。從事新產(chǎn)品開發(fā)和成本發(fā)現(xiàn)的企業(yè)數(shù)量(q)也對出口部門生產(chǎn)率水平具有正向促進(jìn)作用。

expy=F(spe,div,com,con)

(5)

將出口行業(yè)的生產(chǎn)率水平視為該行業(yè)的出口技術(shù)水平，最終得到出口技術(shù)復(fù)雜度決定模型。根據(jù)已有研究的做法，本文將高技術(shù)產(chǎn)業(yè)模型(5)擴(kuò)展為具體的面板數(shù)據(jù)模型：

Lnexpyi, j, t=β0+β1Lnspei, j, t+β2Lndivi, j, t+β3Lncomi, j, t+β4Lnconi, j, t+μi+εi, j, t

(6)

為解決內(nèi)生性問題，本文選取被解釋變量的滯后一期作為工具變量納入模型：

Lnexpyi, j, t=β0+γLnexpyi, j, t-1+β1Lnspei, j, t+β2Lndivi, j, t+β3Lncomi, j, t+β4Lnconi, j, t+μi+εi, j, t

(7)

其中，i、j、t分別表示省份、行業(yè)、年份；β0為截距項；expy為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度；spe、div、com分別為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚度、多樣化集聚度、市場競爭程度；con代表控制變量，包括研發(fā)人員投入(hc)、外商直接投資(fdi)、基礎(chǔ)設(shè)施水平(infra)、物質(zhì)資本(mc)、金融發(fā)展水平(fin)；μ為個體效應(yīng)；ε為隨機(jī)擾動項。

全樣本估計中，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)模型通過對各行業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行算術(shù)平均化處理得到。模型形式為：

Lnexpyi, t=β0+γLnexpyi, t-1+β1Lnspei, t+β2Lndivi, t+β3Lncomi, t+β4Lnconi, t+μi+εi, t

(8)

(二)變量說明

1.出口技術(shù)復(fù)雜度(expy)。本文借鑒Hausmann(2007)[1]的出口復(fù)雜度指數(shù)進(jìn)行測算。測算用到的各地人均GDP、各地出口貿(mào)易總額數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)均來自《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》。測度公式如下：

(9)

(10)

2.產(chǎn)業(yè)集聚模式(1)解釋變量所用數(shù)據(jù)來源如下：產(chǎn)業(yè)集聚模式、研發(fā)人員投入、物質(zhì)資本相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》，金融發(fā)展水平數(shù)據(jù)來源于《中國金融統(tǒng)計年鑒》，基礎(chǔ)設(shè)施數(shù)據(jù)來源于《中國經(jīng)濟(jì)與社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》，外商直接投資數(shù)據(jù)來源于《wind金融數(shù)據(jù)庫》。。作為本文的核心解釋變量，產(chǎn)業(yè)集聚模式有三種集聚效應(yīng)。借鑒呂承超和商圓月(2017)[17]的做法，構(gòu)建高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚模式指標(biāo)。其中，專業(yè)化集聚(spe)表示同一產(chǎn)業(yè)內(nèi)的知識溢出效應(yīng)，多樣化集聚(div)表示產(chǎn)業(yè)間知識溢出效應(yīng)，市場競爭(com)表示產(chǎn)業(yè)內(nèi)的企業(yè)競爭程度。三種集聚模式單位為%。計算公式如下：

3.控制變量

(1)物質(zhì)資本(mc)。參考王正新和朱洪濤(2017)[21]的做法，本文以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)固定投資額衡量物質(zhì)資本稟賦，單位為億元。

(2)研發(fā)人員投入(hc)。一般認(rèn)為，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)人員的投入程度越高，越有利于技術(shù)進(jìn)步，可以顯著提高生產(chǎn)率進(jìn)而提升出口技術(shù)復(fù)雜度。本文以R&D人員折合全時當(dāng)量表示，單位為人年。

(3)金融發(fā)展水平(fin)。研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展可通過多種渠道影響中國各行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升(劉威等，2018)[22]。本文以各省市區(qū)金融機(jī)構(gòu)存貸款余額之和占該地區(qū)當(dāng)年生產(chǎn)總值的比例衡量。

(4)外商直接投資(fdi)。FDI可通過技術(shù)外溢促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度提升(蒲紅霞，2015)[23]，本研究采用各省市區(qū)實際利用外商直接投資額衡量，單位為億元。

(5)基礎(chǔ)設(shè)施水平(infra)。已有研究表明，基礎(chǔ)設(shè)施水平的完善，可以使企業(yè)在生產(chǎn)、運輸、銷售等環(huán)節(jié)降低成本，同時，區(qū)域便捷的基礎(chǔ)設(shè)施也有利于吸引更多的貿(mào)易和投資企業(yè)集聚，從而能穩(wěn)健提升出口技術(shù)復(fù)雜度(王永進(jìn)等，2010)[19]。本研究采用各省市區(qū)當(dāng)年的鐵路里程與公路里程之和與全國之比測量。

(三)數(shù)據(jù)來源

按照OECD分類標(biāo)準(zhǔn)，將中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)細(xì)分為5個行業(yè)(2)包括醫(yī)藥制造業(yè)、航空航天器及設(shè)備制造業(yè)、電子及通信設(shè)備制造業(yè)、電子計算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)、醫(yī)療設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)。。依據(jù)地理位置將全國分為東、中、西三個地區(qū)(3)東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南，中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，西部地區(qū)包括廣西、重慶、四川、陜西、貴州、云南、甘肅、青海、寧夏、新疆、內(nèi)蒙古。西藏數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺少，故剔除。。對于單位為美元的原始數(shù)據(jù)均采用當(dāng)年的年度中間匯率轉(zhuǎn)換為人民幣，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局官網(wǎng)。針對缺失數(shù)據(jù)，在現(xiàn)代計量軟件回歸過程中，缺失數(shù)據(jù)會被跟蹤并被簡單忽略掉(伍德里奇，2015)[24]，因此，本文依照以上方法處理缺失值。另外，根據(jù)本文使用的對數(shù)模型，對部分零值數(shù)據(jù)加1處理。變量統(tǒng)計特征如表1所示。

表1 描述性統(tǒng)計

四 實證結(jié)果分析

系統(tǒng)GMM二階段回歸能有效解決動態(tài)面板模型中自變量包含因變量的滯后一階而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。同時，為確保系統(tǒng)GMM估計結(jié)果的有效性，本文采用Arellano和Bover(1995)[25]提出的檢驗方法對估計結(jié)果進(jìn)行鑒別(4)鑒別方法：一是二階序列相關(guān)檢驗AR(2)，該檢驗主要用于判斷系統(tǒng)GMM估計的殘差是否存在序列相關(guān)，當(dāng)二階段自回歸不存在序列相關(guān)時，該方程的估計結(jié)果是有效的；二是過度識別約束檢驗，該檢驗主要是判斷系統(tǒng)GMM估計中所采用的工具變量是否整體有效，實證中采用Sargan檢驗進(jìn)行判定。。根據(jù)上述理論模型，利用我國30個省級區(qū)域1999-2016年的數(shù)據(jù)，對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚模式與出口技術(shù)復(fù)雜度分別進(jìn)行全樣本、分區(qū)域和分行業(yè)的實證分析。為降低異方差的影響，在實證中對所有變量進(jìn)行對數(shù)化處理。

(一)全樣本估計結(jié)果

為確保模型的穩(wěn)健性，本文使用三種面板估計方法對模型(8)進(jìn)行全樣本檢驗。其中，表2第二列是最小二乘混合面板估計，第三列是經(jīng)過豪斯曼檢驗后的固定效應(yīng)估計，第四列是系統(tǒng)GMM二階段回歸。從系統(tǒng)GMM回歸結(jié)果看，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度滯后一階在1%的顯著性水平上通過檢驗，出口技術(shù)復(fù)雜度t-1期每提升1%，t期將提升0.854%，表明出口技術(shù)復(fù)雜度前期的累積效應(yīng)具有明顯的慣性特征。集聚外部性對出口技術(shù)復(fù)雜度有異質(zhì)性影響。其中，專業(yè)化集聚系數(shù)為0.279，在1%的顯著性水平上促進(jìn)了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口復(fù)雜度的提升；市場競爭在5%的顯著性水平上對出口技術(shù)復(fù)雜度有負(fù)向效應(yīng)，影響程度為-0.017。這表明部分地區(qū)出現(xiàn)了“擁擠效應(yīng)”，過度擁擠不利于發(fā)揮知識溢出對出口部門生產(chǎn)率的提高作用，反而阻礙了出口技術(shù)復(fù)雜度的提升；多樣化集聚系數(shù)為-0.388，通過1%的顯著性水平檢驗，存在負(fù)面影響，可能與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)細(xì)分行業(yè)間的技術(shù)壁壘限制、制度性差異以及人才流動機(jī)制不健全等因素有關(guān)，也可能是集聚區(qū)的企業(yè)在消化吸收跨行業(yè)的知識共享和技術(shù)時，難以突破行業(yè)界限，導(dǎo)致多樣化集聚抑制了出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。從控制變量看，物質(zhì)資本、研發(fā)人員投入、金融發(fā)展水平、基礎(chǔ)設(shè)施水平和外商直接投資對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升均有微弱的推動作用。物質(zhì)資本和基礎(chǔ)設(shè)施水平在5%的水平下顯著，影響系數(shù)分別為0.017和0.031。研發(fā)人員投入、金融發(fā)展水平、外商直接投資均在1%的水平下顯著，對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響分別為0.038、0.026和0.008。

(二)分地區(qū)估計結(jié)果

為探討區(qū)域異質(zhì)性背景下產(chǎn)業(yè)集聚外部性對出口技術(shù)復(fù)雜度的作用，本文依據(jù)前文對中國區(qū)域的劃分，進(jìn)行分地區(qū)檢驗。鑒于System GMM檢驗要求數(shù)據(jù)滿足滿秩的條件，比照模擬結(jié)果，回歸過程中，剔除中部地區(qū)的控制變量金融發(fā)展程度(fin)和基礎(chǔ)設(shè)施(infra)。

分地區(qū)實證結(jié)果如表2所示。東、中部地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度滯后一階均通過1%顯著性水平的檢驗，具有正向推動作用，表明出口技術(shù)復(fù)雜度的提升具有明顯的慣性特征。從集聚外部性看，產(chǎn)業(yè)集聚模式對出口技術(shù)復(fù)雜度在區(qū)域內(nèi)部及區(qū)域間均呈現(xiàn)明顯的異質(zhì)性。就區(qū)域內(nèi)部而言，馬歇爾外部性和雅各布斯外部性對東部地區(qū)的出口技術(shù)復(fù)雜度提升效應(yīng)最明顯，說明東部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)具有相對更為成熟的專業(yè)化生產(chǎn)工序，企業(yè)之間共享的知識更易被消化吸收。從區(qū)域間看，市場競爭在三個地區(qū)均通過顯著性水平檢驗，但系數(shù)符號存在差異：東部地區(qū)和西部地區(qū)的估計系數(shù)為負(fù)，中部地區(qū)相反。這是因為東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)內(nèi)同質(zhì)企業(yè)的大量集聚，導(dǎo)致高技術(shù)產(chǎn)品出口出現(xiàn)“擁擠效應(yīng)”，這與楊麗華(2013)[26]的研究結(jié)果頗為吻合。西部地區(qū)則相反，由于西部地區(qū)同質(zhì)企業(yè)較少，企業(yè)之間競爭較小，企業(yè)缺乏創(chuàng)新活力，因而東、西部地區(qū)的波特外部性抑制了出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。

從控制變量來看，物質(zhì)資本投入對西部地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度有促進(jìn)作用，在東、中部地區(qū)并不顯著；科研人員投入對東、西部地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度起抑制作用。原因可能是當(dāng)前我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的人力資本投入與生產(chǎn)率水平要求不符，盡管各地區(qū)科研人員投入數(shù)量可觀，但由于管理制度不完善，科研人員在質(zhì)量上良莠不齊，對出口技術(shù)復(fù)雜度未起到提升作用；外商直接投資顯著帶動了東、中、西部出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，在中部地區(qū)的作用最強(qiáng)。

表2 中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)回歸結(jié)果

(續(xù)上表)

變量OLSFESYS_GMM東部地區(qū)中部地區(qū)西部地區(qū)lnspe0.031??0.0210.279???3.643???0.139-0.135?(1.979)(0.941)(9.451)(2.971)(0.136)(-1.944)lndiv-0.0030.049-0.388???3.015???-1.8820.452??(-0.094)(1.004)(-6.407)(2.919)(-0.901)(2.250)lncom-0.009-0.005-0.017??-0.462??0.336?-0.140??(-1.247)(-0.353)(-2.311)(-2.480)(1.888)(-2.040)lnmc0.033???0.045???0.017??-0.060-0.0260.039?(5.840)(6.776)(2.142)(-0.764)(-0.144)(1.752)lnfdi-0.019???-0.0100.008???0.611???1.082??0.417?(-4.295)(-1.161)(2.598)(2.677)(2.410)(1.806)lnhc-0.001-0.019?0.038???-0.152???-0.032-0.266?(-0.048)(-1.975)(3.059)(-2.971)(-0.335)(-1.038)lnfin-0.008-0.0210.026???0.986??- 0.200???(-1.177)(-0.809)(3.978)(2.399)-(4.101)lninfra0.0040.009?0.031??-0.434??--1.161(0.987)(1.906)(2.375)(-2.153) -(-1.616)Constant1.142???1.397???1.128??2.2211.3983.292??(8.585)(7.892)(5.980)(1.462)(0.321)(2.175)Chi2(33)--28.9022.2424.32e-150.072(0.671)(0.999)(0.999)(0.999)N529529533198144198R-squared0.971 0.971----AR(2)--0.5916 -0.4682 -0.73330.5151

注：***、**和*分別代表在1%、5%和10%的水平上顯著，括號里是Z統(tǒng)計量；Chi2表示Sargan值,括號內(nèi)是概率；AR(2)表示的是Arellano-Bond test for AR(2)。GMM方法所用程序為xtabond2。

(三)分行業(yè)估計結(jié)果

進(jìn)一步地，利用模型(7)對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)五大細(xì)分行業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度分別進(jìn)行System GMM估計，回歸結(jié)果如表3所示。

從各行業(yè)的動態(tài)面板模型回歸結(jié)果來看，細(xì)分行業(yè)中除電子計算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)外，其他行業(yè)的被解釋變量滯后一期系數(shù)均顯著為正，表明這些行業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度存在較強(qiáng)的技術(shù)慣性特征。電子計算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)在采用滯后二階作為工具變量時，解決了滯后一階產(chǎn)生的序列自相關(guān)問題，而滯后一階與滯后二階系數(shù)均不顯著，說明其出口技術(shù)復(fù)雜度的前期積累效應(yīng)不明顯。

產(chǎn)業(yè)集聚外部性對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，在醫(yī)藥制造業(yè)均以正向溢出的形式通過顯著性檢驗，多樣化集聚的溢出效應(yīng)最強(qiáng)；在航空航天器制造業(yè)領(lǐng)域，多樣化集聚和市場競爭系數(shù)分別為1.56和-0.5，通過顯著性檢驗，表現(xiàn)出較強(qiáng)的推動作用和抑制作用；在電子及通信設(shè)備制造業(yè)中，專業(yè)化集聚與市場競爭都通過1%的顯著性水平檢驗，專業(yè)化集聚溢出效果最好；在電子計算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)和醫(yī)療及儀器儀表制造業(yè)，僅專業(yè)化集聚在5%的水平下顯著，說明這兩個行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升主要依賴于對產(chǎn)業(yè)內(nèi)知識溢出的消化吸收。

控制變量中，物質(zhì)資本投入對出口技術(shù)復(fù)雜度的提升作用，除航空航天器制造業(yè)外的行業(yè)均有效果。研發(fā)人員投入僅對醫(yī)藥制造業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度有推動作用，這與現(xiàn)有研發(fā)人員投入質(zhì)量與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率水平要求不匹配有關(guān)。金融發(fā)展水平在大部分行業(yè)對出口技術(shù)復(fù)雜度有提升作用，表明金融資源對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度的提高起到了支持作用。外商直接投資水平對電子及通信設(shè)備制造業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度有抑制作用，原因可能是跨國公司不愿向當(dāng)?shù)仄髽I(yè)轉(zhuǎn)移電子通信技術(shù)，為防止非自愿的技術(shù)溢出，往往采用后向聯(lián)系內(nèi)部化，以保持自己在技術(shù)上的優(yōu)勢(崔喜君和歐志斌，2009)[27]。

表3 分行業(yè)估計結(jié)果

(續(xù)上表)

變量醫(yī)藥制造業(yè)航空航天器制造業(yè)電子及通信設(shè)備制造業(yè)電子計算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)醫(yī)療及儀器儀表制造業(yè)N536319471304464Chi2(33)24.689 13.897 27.536 14.73323.454(0.8509)(0.9986)(0.7358)(1.0000)(0.8903)AR(2)0.48750.36120.93190.24620.1508

注：***、**和*分別代表在1%、5%和10%的水平上顯著，括號里是Z統(tǒng)計量；Chi2表示Sargan值,括號內(nèi)是概率；AR(2)表示的是Arellano-Bond test for AR(2)。

五 結(jié)論與啟示

適應(yīng)新的世界經(jīng)濟(jì)技術(shù)環(huán)境變化，提高我國出口產(chǎn)品技術(shù)含量，改進(jìn)出口結(jié)構(gòu)和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)布局，有必要深入研究不同產(chǎn)業(yè)集聚模式對出口技術(shù)復(fù)雜度的異質(zhì)性影響?；?999-2016年中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)省際面板數(shù)據(jù)，本文構(gòu)建產(chǎn)業(yè)集聚模式影響出口技術(shù)復(fù)雜度的動態(tài)面板模型，運用System GMM估計法就中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚模式對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響分別進(jìn)行了總體、地區(qū)和細(xì)分行業(yè)的實證分析，研究表明：三種集聚模式對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響在區(qū)域與行業(yè)上存在異質(zhì)性。專業(yè)化集聚的知識溢出對集聚區(qū)內(nèi)的出口技術(shù)復(fù)雜度基本均有提升，說明專業(yè)化集聚的知識溢出更易被進(jìn)行改造和二次創(chuàng)新；多樣化集聚產(chǎn)生的知識溢出效應(yīng)，因行業(yè)壁壘和區(qū)域技術(shù)稟賦的差異，對集聚區(qū)內(nèi)的出口技術(shù)復(fù)雜度有異質(zhì)性影響；市場競爭對出口技術(shù)復(fù)雜度的提升作用則可能存在一定的閾值。

本文實證結(jié)果豐富和拓展了集聚與出口技術(shù)復(fù)雜度的經(jīng)驗研究，對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)從區(qū)域發(fā)展布局和產(chǎn)業(yè)升級的視角提升出口技術(shù)復(fù)雜度有重要的政策啟示。其一，各區(qū)域政府相關(guān)部門應(yīng)運用各種手段打破現(xiàn)有阻礙信息共享和知識流通的市場分割壁壘，以降低出口企業(yè)在生產(chǎn)過程中面臨的不確定性，同時有利于各地知識存量的積累以及進(jìn)一步發(fā)揮三種集聚模式的知識溢出對出口技術(shù)復(fù)雜度的提升作用。其二，各地區(qū)應(yīng)根據(jù)產(chǎn)業(yè)集聚模式對地區(qū)和行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的異質(zhì)性影響，制定差異化發(fā)展戰(zhàn)略。東部沿海地區(qū)的企業(yè)隨著要素成本的不斷高漲，以及同質(zhì)企業(yè)出口的過度競爭，原有出口優(yōu)勢產(chǎn)生的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)將會逐漸消失，可將擁擠成本較高的產(chǎn)業(yè)環(huán)節(jié)遷至中西部地區(qū)；針對中西部地區(qū)專業(yè)化集聚發(fā)展不足的現(xiàn)狀，國家可通過政策、金融激勵的方式，鼓勵更多的同質(zhì)企業(yè)在中西部地區(qū)布局，并加強(qiáng)新進(jìn)企業(yè)與原有企業(yè)的溝通和交流，強(qiáng)化西部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的競爭效應(yīng)，充分發(fā)揮專業(yè)化集聚和市場競爭對高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的提升作用。出口產(chǎn)品技術(shù)含量越高，中國在全球貿(mào)易和生產(chǎn)分工中才更有可能提升地位。