經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響

陳前進(jìn) 徐為賓

（暨南大學(xué)國(guó)際商學(xué)院 廣東珠海 519070）

自2008年金融危機(jī)以來(lái)，全球經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀況持續(xù)低迷，國(guó)內(nèi)外市場(chǎng)同樣出現(xiàn)了不同程度的需求不足問(wèn)題，而有效解決需求不足是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)再次增長(zhǎng)的關(guān)鍵因素，因此各國(guó)政府積極出臺(tái)了各種產(chǎn)業(yè)政策、貨幣政策、財(cái)政政策等經(jīng)濟(jì)政策，導(dǎo)致全球經(jīng)濟(jì)政策的不確定性進(jìn)一步加劇。我國(guó)作為貿(mào)易大國(guó)，出口貿(mào)易在貿(mào)易總量當(dāng)中占據(jù)著重要地位，伴隨著中美貿(mào)易摩擦的開(kāi)始，美國(guó)有意限制資本與技術(shù)密集型產(chǎn)品對(duì)我國(guó)的出口而在進(jìn)口貿(mào)易上堅(jiān)持保護(hù)主義，這一舉措使得我國(guó)的出口前景更加的撲朔迷離?；诖吮尘?，“十四五”規(guī)劃明確提出要從產(chǎn)業(yè)政策轉(zhuǎn)向促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)上來(lái)，只有脫虛向?qū)嵃l(fā)展，才能真正為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展打下堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)，在全球不確定性日益增強(qiáng)的環(huán)境下穩(wěn)定發(fā)展。出口技術(shù)復(fù)雜度則可以有效衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化指標(biāo)，因此探討經(jīng)濟(jì)政策的不確定性對(duì)我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要議題。那么，經(jīng)濟(jì)政策的不確定性是否影響一國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度？這種影響的機(jī)制又是怎樣？經(jīng)濟(jì)政策的不確定性對(duì)于一國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響在不同條件下是否保持一致？本文嘗試探討上述問(wèn)題。

文獻(xiàn)綜述與理論機(jī)制

（一）經(jīng)濟(jì)政策不確定性

經(jīng)濟(jì)政策的不確定性是指當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策變化時(shí)，人們無(wú)法預(yù)期判斷有關(guān)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域事件發(fā)生的可能性，即發(fā)生的有關(guān)經(jīng)濟(jì)事件與人們一般考慮的狀況不同，反映了經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行狀態(tài)與經(jīng)濟(jì)參與者的評(píng)估與預(yù)期不一致的程度。要想了解經(jīng)濟(jì)政策不確定性的影響，首先要對(duì)其進(jìn)行有效衡量，現(xiàn)有文獻(xiàn)多是以構(gòu)建經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)來(lái)進(jìn)行測(cè)量（Baker、Bloom、Davis，2016；陳樂(lè)一、張喜艷，2018）。

本文將從經(jīng)濟(jì)政策不確定性的效應(yīng)進(jìn)行文獻(xiàn)梳理，主要從國(guó)內(nèi)及國(guó)外企業(yè)投融資行為及貿(mào)易角度切入。經(jīng)濟(jì)政策的不確定性會(huì)通過(guò)外部需求、流動(dòng)性資金需求及長(zhǎng)期資金需求對(duì)企業(yè)的投資行為產(chǎn)生影響（王義中、宋敏，2014；李鳳羽、楊墨竹，2015；駱飛，2019）；鄭淑芳等（2020）從雙向國(guó)際直接投資的視角切入，分析了經(jīng)濟(jì)政策的不確定性對(duì)于全球價(jià)值鏈嵌入度的影響，研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性降低了中國(guó)制造業(yè)在全球價(jià)值鏈的分工地位。還有部分學(xué)者認(rèn)為經(jīng)濟(jì)政策的不確定性降低了企業(yè)融資的能力，同時(shí)經(jīng)濟(jì)政策的不確定性還有可能進(jìn)一步增加了企業(yè)的現(xiàn)金持有（王朝陽(yáng)等，2018；才國(guó)偉等，2018）；貿(mào)易政策不確定性的加大對(duì)于我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品的出口有抑制作用（劉鈞霆等，2021；王明濤、謝建國(guó)，2019）；潘家棟、韓沈超（2018）認(rèn)為經(jīng)濟(jì)政策的不確定性會(huì)有效抑制我國(guó)出口貿(mào)易，并且這種影響主要是通過(guò)生產(chǎn)供給路徑實(shí)現(xiàn)的。

（二）出口技術(shù)復(fù)雜度

出口技術(shù)復(fù)雜度作為有效衡量出口貿(mào)易質(zhì)量的重要指標(biāo)，相關(guān)研究就顯得尤為重要。

從出口技術(shù)復(fù)雜度的測(cè)算方法上進(jìn)行文獻(xiàn)梳理，目前關(guān)于出口技術(shù)復(fù)雜度的測(cè)量方法主要有兩種，一種是Hausmann、Hwang和Rodrik （2007） 提出的兩步法，第一步需要在產(chǎn)品層面計(jì)算出口技術(shù)復(fù)雜度，再通過(guò)產(chǎn)品層面的出口技術(shù)復(fù)雜度計(jì)算國(guó)家層面的出口技術(shù)復(fù)雜度；另一種方法是基于Hummels、Ishii和Yi （2001）的垂直專(zhuān)業(yè)化模型來(lái)測(cè)算，通過(guò)識(shí)別中間投入產(chǎn)品，再根據(jù)國(guó)際垂直專(zhuān)業(yè)化分工程度來(lái)測(cè)算出口技術(shù)復(fù)雜度。

從影響出口技術(shù)復(fù)雜度的因素進(jìn)行文獻(xiàn)梳理，部分學(xué)者從技術(shù)升級(jí)的角度研究對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，出口規(guī)模的增加并不能有效提高出口技術(shù)含量，而企業(yè)技術(shù)升級(jí)對(duì)于提高出口技術(shù)含量有著重要的作用，這是現(xiàn)有學(xué)者普遍支持的觀點(diǎn)。劉志堅(jiān)（2021）認(rèn)為數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展可通過(guò)刺激技術(shù)出口行業(yè)加大研發(fā)創(chuàng)新投入，從而提升出口技術(shù)復(fù)雜度；基于貿(mào)易層面的研究，盛斌、毛其淋（2017）研究發(fā)現(xiàn)，最終品與中間品的貿(mào)易自由化能夠顯著提高企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度，這主要是由于通過(guò)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)與種類(lèi)效應(yīng)所引起的；張鳳等（2018）提出出口持續(xù)期的延長(zhǎng)有利于國(guó)內(nèi)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升；田暉等（2020）研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)我國(guó)制造業(yè)出口具有顯著的抑制效應(yīng)。也有部分學(xué)者從制造業(yè)服務(wù)化的視角來(lái)研究出口技術(shù)復(fù)雜度，制造業(yè)實(shí)現(xiàn)服務(wù)化有利于使企業(yè)從以制造為中心轉(zhuǎn)向以服務(wù)為中心、進(jìn)而可提升服務(wù)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力、提升服務(wù)業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)和有助于服務(wù)業(yè)高端人力資本的積累，從而能夠提升服務(wù)業(yè)出口技術(shù)能力（王思語(yǔ)、鄭樂(lè)凱，2018；劉敏，2019）；另外還有部分學(xué)者從制度質(zhì)量的視角來(lái)研究出口技術(shù)復(fù)雜度，張雨、戴翔（2017）認(rèn)為服務(wù)業(yè)部門(mén)利用國(guó)際投資對(duì)于服務(wù)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度有著顯著提升的作用，制度質(zhì)量作為調(diào)節(jié)變量也對(duì)此過(guò)程具有正向促進(jìn)作用。

（三）理論機(jī)制

已有研究表明影響一國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度的關(guān)鍵在于一國(guó)的技術(shù)研發(fā)水平，本文認(rèn)為經(jīng)濟(jì)不確定性通過(guò)以下兩種渠道作用于出口技術(shù)復(fù)雜度：第一，國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)政策的不確定性會(huì)給國(guó)內(nèi)外投資商提供預(yù)警，他們會(huì)將資金投入到那些經(jīng)濟(jì)政策波動(dòng)較小的國(guó)家（單東方，2020），使得“學(xué)習(xí)效應(yīng)”的作用下降，無(wú)法在國(guó)外廠商投資的過(guò)程中獲得技術(shù)溢出，同時(shí)國(guó)內(nèi)廠商由于本國(guó)經(jīng)濟(jì)政策的波動(dòng)性過(guò)大，也會(huì)相應(yīng)減少對(duì)國(guó)內(nèi)的投資，甚至可能將資金投入到別國(guó)市場(chǎng)，從而降低了國(guó)內(nèi)的研發(fā)資金，進(jìn)而降低研發(fā)水平致使我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度進(jìn)一步下降；第二，由于經(jīng)濟(jì)政策的不確定性會(huì)對(duì)產(chǎn)品的出口產(chǎn)生負(fù)面影響（謝申祥、馮玉靜，2020；郎麗華等，2021），使得企業(yè)整體利潤(rùn)空間降低，同時(shí)會(huì)增加企業(yè)生產(chǎn)的可變成本（張成思、劉貫春，2018），減少企業(yè)的固定投資與研發(fā)資金，進(jìn)一步抑制出口技術(shù)復(fù)雜度。

模型設(shè)定與變量說(shuō)明

（一）計(jì)量模型設(shè)定

本文主要考察我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策的不確定性對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，在現(xiàn)有的研究基礎(chǔ)上構(gòu)建的回歸模型如下：

其中，EXPY為t年出口國(guó)家j的技術(shù)復(fù)雜度；EPU為t年出口國(guó)的經(jīng)濟(jì)政策不確定性波動(dòng)指數(shù)；X為控制變量集，包括出口目的國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)情況、人均GDP水平、人口總數(shù)；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)；μ為國(guó)家的虛擬變量，由此來(lái)控制不能觀測(cè)的固定效應(yīng)；δ為所在年份虛擬變量，用來(lái)控制當(dāng)前年份的整體形勢(shì)。

（二）變量說(shuō)明

1.解釋變量——經(jīng)濟(jì)政策的不確定性

本文在研究經(jīng)濟(jì)政策不確定性時(shí)使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于Baker、Bloom和Davis （2016）。Baker指數(shù)是通過(guò)統(tǒng)計(jì)《南華早報(bào)》每月刊發(fā)同我國(guó)經(jīng)濟(jì)、政策及不確定性有關(guān)文章的報(bào)道數(shù)量，并以當(dāng)月報(bào)道總數(shù)量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，以得到中國(guó)每月的經(jīng)濟(jì)政策不確定指數(shù)。和大多數(shù)研究相同，基于該月度指數(shù)使用年度算術(shù)平均（EPU1）來(lái)表征經(jīng)濟(jì)政策的不確定性，并用幾何平均指數(shù)（EPU2）來(lái)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)（張成思、劉貫春，2018）。

算數(shù)平均值計(jì)算方法：

幾何平均值計(jì)算方法：

2.被解釋變量——出口技術(shù)復(fù)雜度

本文采用1995-2015年中國(guó)制造業(yè)的數(shù)據(jù)測(cè)算對(duì)其他國(guó)家的出口技術(shù)復(fù)雜度，具體行業(yè)分類(lèi)方法借鑒Lall（2000）的方法，測(cè)算方法上采用Hausmann等（2007） 的方法。具體過(guò)程如下所示：

（1）測(cè)度每類(lèi)出口產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度。即:

其中，PRODY代表產(chǎn)品k的技術(shù)復(fù)雜度，x代表國(guó)家i產(chǎn)品k的出口額，X=∑x代表國(guó)家i的出口總額，Y代表國(guó)家i的人均實(shí)際GDP。

（2）計(jì)算中國(guó)對(duì)某國(guó)的出口技術(shù)復(fù)雜度。即:

其中，EXPY表示中國(guó)對(duì)國(guó)家i的出口技術(shù)復(fù)雜度，xik代表中國(guó)對(duì)國(guó)家i產(chǎn)品k的出口額，X=∑x代表中國(guó)對(duì)國(guó)家i的出口總額。

3.控制變量

本文采用出口目的國(guó)人均GDP水平、出口目的國(guó)人口總數(shù)、出口目的國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施情況作為其控制變量。其中，出口目的國(guó)人均GDP數(shù)值是將人均實(shí)際GDP數(shù)額取自然對(duì)數(shù)，出口目的國(guó)人口總數(shù)也是將其取自然對(duì)數(shù)，出口目的國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施情況是將人均電力消費(fèi)取自然對(duì)數(shù)，以上數(shù)據(jù)來(lái)源均為世界發(fā)展指標(biāo)（WDI）數(shù)據(jù)庫(kù)。

實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

從表1的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果來(lái)看，各個(gè)指標(biāo)存在一定的差異。出口技術(shù)復(fù)雜度最大值為19.1342，最小值為0，但這是由于數(shù)據(jù)缺失導(dǎo)致的，實(shí)際上出口技術(shù)復(fù)雜度最大值和最小值之間相差較小，說(shuō)明我國(guó)對(duì)國(guó)外出口技術(shù)復(fù)雜度差別不明顯；經(jīng)濟(jì)政策的不確定性最大值為236.7176，最小值為35.5665，標(biāo)準(zhǔn)差為48.7215，最大值和最小值之間相差較大，說(shuō)明樣各國(guó)之間的經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度存在較大差異；出口目的國(guó)國(guó)內(nèi)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)指數(shù)最大值為1.4867，最小值為-5.214，標(biāo)準(zhǔn)差為1.1993，最大值和最小值之間相差較大，說(shuō)明樣各國(guó)之間的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)能力存在較大差異；出口目的國(guó)人均GDP最大值為11.6854，最小值為4.5057，標(biāo)準(zhǔn)差為1.5863，最大值和最小值之間相差較大，說(shuō)明樣各國(guó)之間的經(jīng)濟(jì)規(guī)模差異較大；出口目的國(guó)人口總量最大值為20.9934，最小值為9.1929，標(biāo)準(zhǔn)差為2.0439，最大值和最小值之間相差較大，說(shuō)明樣各國(guó)之間的消費(fèi)市場(chǎng)規(guī)模存在較大差異。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果及分析

為保證上述回歸模型結(jié)果的準(zhǔn)確性和可靠性，本文在模型回歸之前考慮了以下幾個(gè)問(wèn)題：首先，考慮到經(jīng)濟(jì)政策的不確定性并非嚴(yán)格外生的，從而可能導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題，且相關(guān)文獻(xiàn)對(duì)于內(nèi)生性問(wèn)題一般使用工具變量來(lái)解決，然而由于沒(méi)有嚴(yán)格外生又可以替代經(jīng)濟(jì)政策的不確定性的工具變量，因此本文在模型中加入固定效應(yīng)項(xiàng)來(lái)降低經(jīng)濟(jì)政策的不確定性變量可能受到的內(nèi)生性影響。其次，考慮到模型中所用數(shù)據(jù)隨時(shí)間變化，而傳統(tǒng)的固定效應(yīng)模型只考慮到了個(gè)體效應(yīng)，而沒(méi)有對(duì)不同時(shí)期、不同地區(qū)的殘差相關(guān)性進(jìn)行考慮，可能導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果存在較大偏誤，因此本文采用固定效應(yīng)模型的同時(shí)加入國(guó)家固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)，以此來(lái)消除傳統(tǒng)固定效應(yīng)模型由于只考慮個(gè)體效應(yīng)所導(dǎo)致的估計(jì)偏誤問(wèn)題；另外，由于采用了國(guó)家固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)，因此本文剔除了貿(mào)易引力模型中常用的距離、共同語(yǔ)言等控制變量。最后，為克服面板數(shù)據(jù)可能存在的組間異方差問(wèn)題，本文采用常用的數(shù)據(jù)處理（取對(duì)數(shù)）和穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行回歸?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果如表2所示。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2中基準(zhǔn)回歸第1列顯示的結(jié)果是單純考慮經(jīng)濟(jì)政策的不確定性這一關(guān)鍵變量而未納入其他變量所得，結(jié)果顯示經(jīng)濟(jì)政策的不確定性越大越不利于我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度，逐次加入基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、人均GDP及人口控制變量，經(jīng)濟(jì)政策的不確定性對(duì)出口復(fù)雜度的影響依然顯著為負(fù)，這也側(cè)面驗(yàn)證了此結(jié)論的穩(wěn)健性，可知人均GDP越高則越有利于一國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度的提高，而人口越多及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)越完善卻對(duì)出口復(fù)雜度的提升有減弱的作用，這可能是由于數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)不足的問(wèn)題所導(dǎo)致的。

（三）穩(wěn)健性分析

為了驗(yàn)證結(jié)論的穩(wěn)定性，本文采用替換自變量、滯后一期及劃分樣本的方式來(lái)進(jìn)行驗(yàn)證，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，同時(shí)上文采用的逐步回歸也側(cè)面驗(yàn)證了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表3 替換自變量回歸結(jié)果

由表3可知，在不添加控制變量之前經(jīng)濟(jì)政策的不確定性與出口技術(shù)復(fù)雜度是顯著為負(fù)的，在添加出口目的國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施情況、出口目的國(guó)人均GDP及出口目的國(guó)人口總數(shù)控制變量之后，經(jīng)濟(jì)政策的不確定性與出口技術(shù)復(fù)雜度依然是顯著為負(fù)的，證明了此結(jié)論的穩(wěn)定性。

由于考慮到經(jīng)濟(jì)政策的不確定性效應(yīng)可能存在滯后性，本文選擇將其進(jìn)行滯后一期回歸，如表4所示。經(jīng)濟(jì)政策的不確定性提高依舊會(huì)降低我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度，同時(shí)將原有樣本按照發(fā)達(dá)國(guó)家與發(fā)展中國(guó)家進(jìn)行劃分（劃分標(biāo)準(zhǔn)來(lái)源于聯(lián)合國(guó)開(kāi)發(fā)計(jì)劃署公布的人類(lèi)發(fā)展報(bào)告），回歸結(jié)果依然顯著，上述兩項(xiàng)進(jìn)一步證明了原有結(jié)論的穩(wěn)定性。

表4 自變量滯后一期及劃分樣本回歸結(jié)果

結(jié)論與建議

經(jīng)過(guò)改革開(kāi)放四十多年的發(fā)展，我國(guó)已成為全球的貿(mào)易大國(guó)，但還遠(yuǎn)未達(dá)到貿(mào)易強(qiáng)國(guó)的標(biāo)準(zhǔn)，隨著世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展大環(huán)境的不確定進(jìn)一步增強(qiáng)，這是我國(guó)進(jìn)行貿(mào)易轉(zhuǎn)型的好時(shí)機(jī)，提高我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度的研究具有重要現(xiàn)實(shí)意義。因此，本文基于1995-2015年我國(guó)對(duì)169個(gè)國(guó)家出口數(shù)據(jù)考察了經(jīng)濟(jì)政策的不確定性對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)政策的不確定性會(huì)顯著抑制出口技術(shù)復(fù)雜度，在各項(xiàng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)當(dāng)中，回歸結(jié)果仍保持一致，證明了此項(xiàng)結(jié)論的穩(wěn)定性。

基于以上研究結(jié)論，本文提出以下建議：第一，當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中面臨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)問(wèn)題，事關(guān)能否保持長(zhǎng)期高效的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，因此有關(guān)部門(mén)要積極推動(dòng)科技體制改革，促進(jìn)高技術(shù)含量、高附加值產(chǎn)業(yè)的發(fā)展；第二，有關(guān)部門(mén)在進(jìn)行經(jīng)濟(jì)政策調(diào)整時(shí)，應(yīng)注意把握市場(chǎng)實(shí)際狀況及政策實(shí)施力度，不能盲目地脫離市場(chǎng)實(shí)施“一刀切”政策，有針對(duì)性地、合理地進(jìn)行經(jīng)濟(jì)政策的調(diào)整才能發(fā)揮其原本的經(jīng)濟(jì)作用，積極滿足創(chuàng)新型企業(yè)的發(fā)展資金需求，拓展出口技術(shù)復(fù)雜度提升的空間與渠道；第三，貿(mào)易伙伴國(guó)之間應(yīng)當(dāng)增強(qiáng)友好互信的合作關(guān)系，積極主動(dòng)溝通，避免因政策信息的偏差導(dǎo)致的貿(mào)易摩擦問(wèn)題。