国际分散化生产约束了我国出口技术结构升级？——基于省级动态面板数据GMM方法，本文主要内容关键词为：化生论文,省级论文,分散论文,面板论文,结构论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
经改革开放后三十多年的快速发展，中国在对外贸易领域取得了巨大的成就，贸易额从1978年的381.36亿美元一直上升到了2012年的38667.6亿美元，成为了一个名副其实的贸易大国。与此同时，在国际分工体系的作用下，中国出口产业的生产模式也发生了较大的变化，并逐渐成为了当前国际分工体系中的一个环节或片段。
当前国际分工体系的主要特征表现为：垂直一体化分工模式下的产品生产过程已经被分解为不同的区段或工序，跨国公司通过对成本最小化的追逐，使得各生产阶段分散于不同的国家，形成生产工序国家专业化的生产模式[1]，Jones和Kierzkowski[2]将这一生产模式称为国际分散化生产体系（international fragmented production）。跨国公司通过分散化生产模式将东道国的生产纳入其生产体系，会对东道国的出口技术结构产生深远影响[3]。随着我国出口产业受国际分散化生产体系的影响日益深化①，该体系对我国出口技术结构的影响究竟如何呢？揭示这一问题的答案不仅能为我国更好地运用国际分散化生产体系来提升出口技术结构提供参考，也能为理解我国区域间出口技术结构差异提供一个新的分析视角。
1 文献综述
国际分散化生产使得各国之间贸易的流量与性质发生了深刻变化[1][2]，因此，国内外学者围绕这一主题进行了深入的研究。早期的研究多关注国际分散化生产模式产生的原因，如Feenstra和Hanson[4]认为导致国际分散化生产模式出现的原因在于两国间商业壁垒（commercial barriers）的降低。但后续学者并不完全赞同上述观点，并认为生产成本是驱动国际分散化生产出现的主要动力。如Jones和Kierkowski[5]指出在一体化生产模式（integrated production）和国际分散化生产模式同样可行的（available）情况下，只有国际分散化生产方式不增加总生产成本，才可能被企业决策者所接受；Antras和Helpman[6]通过构建成本最优模型来对国际分散化生产各环节进行研究也得到了类似的观点：在市场出清情况下，国际分散化生产中各环节的生产成本是国际分散化生产模式能否实现的关键因素。
沿着“生产成本驱动说”这一思路，Grossman和Helpman对国际分散化生产模式产生原因进行了较为全面的分析，其于2002、2003和2005年连续构建理论模型来分析企业的国际分散化生产行为，研究面涉及中间产品的交易成本，中间品市场的深度和广度及中间品市场和最终产品市场竞争的激烈程度[1][3]，其认为企业进行国际分散化生产主要取决于东道国的要素禀赋、制度环境、技术水平以及劳动力素质。在Grossman和Helpman及其他学者研究的基础上，Ando和Kimura[7]对“生产成本驱动说”进行了归纳性分析，其认为国际分散化引致的成本节约型（cost saving）生产有两个源泉：（1）在要素成本一定的情况下，各国专业化的差异，使得部分生产环节在特定国家生产所需的要素更少；（2）各国要素价格的差异，会使得同样要素消耗量的生产环节转移到其他国家生产更具成本优势②。
在对国际分散化生产模式产生的原因进行一定研究后，该领域的研究重点逐渐转移到国际分散化生产对一国的影响效应上。作为新型生产体系的重要参与者，中国出口技术结构受到国际分散化生产体系的影响较为显著[8][9]，这也使国际分散化生产对中国出口技术结构的影响成为了当前该领域的一个热点。
对于这一问题的探讨，学术界得到了两种极为不同的观点：第一种观点认为国际分散化生产体系不利于我国出口技术结构的提升。如Gaulier等[8]指出中国企业多通过代工或OEM形式“嵌入”国际分散化生产体系“低创新”、“低技术”的简单制造与组装环节，因而中国出口产业实际上是被锁定（hold on）在低技术创新环节，从而不利于中国出口技术结构的提升，Naughton[9]和张杰、刘志彪[10]亦有相似的推论。第二种观点则认为国际分散化生产体系有利于中国出口技术结构的提升。如Rodrik[11]和Schott[12]对中国出口品技术含量测度后发现：进入新世纪后，中国出口技术结构得到了快速提升，其推定这一提升不仅源于外商直接投资的技术外溢型创新能力提升，还源于国际分散化生产体系带来的专业化生产型创新能力提升；姚洋、张晔[13]在剔除国际贸易引进的中间品的基础上，测度了中国出口产业的出口品技术含量，并通过静态对比的形式发现：在嵌入国际分散化生产体系程度最深的广东，其出口技术结构已经得到了显著提升，为此，其认为国际分散化生产体系最终将促进地区出口技术结构的提升。
已有研究为我们分析国际分散化生产对我国出口技术结构的影响提供了深刻的启示，但现有研究至少存在着两点不足，一是现有研究多直接以出口流量来衡量出口技术结构，这实际上是将加工贸易中的国外“中间品”加入到了我国的出口技术结构，因而所得结论往往包含一定的“统计假象”③，二是已有文献多从国家层面研究国际分散化生产对我国出口技术结构的影响，忽略了我国国内区域发展存在的差异④。为此，本文做如下改进：一是在前人研究的基础上，改进传统的出口技术结构测度方法，形成新型测度方法，具体为：将加工贸易形式引进的“国外成分”从传统的出口技术结构衡量方法中剔除，并运用省级数据代替国家数据，以降低国内发展不均衡及“统计假象”带来的偏差。二是基于我国东、中和西部三个层面进行实证分析，以克服国家层面研究结果的有偏性，从而揭示国际分散化生产对我国各区域出口技术结构的实际影响效应。
2 中国出口技术结构的测度与分析
2.1 测度方法的选择
经济发达的区域在科研投入、创新制度以及人力资本方面具有相对优势，因而经济发达区域往往具有较高的出口技术结构[14]。基于这一理念学术界提出了出口技术结构的两类测度方法，一类是以Hausmann[14]和Rodrik[11]为代表的基于国家人均GDP的加权平均法，另一类是以Schott[12]为代表的基于相似度的测度法。虽然第一种方法能赋予小国足够的权重，但实际上是扩大了发展中国家在出口技术结构测算过程中的权重[15]，进而一定程度上扩大了发展中国家的测度结果，因此，我们采用Schott[12]的基于相似度的测度方法来衡量我国各省级层面出口技术结构，具体测度方法如下：
其中
为i经济体p产品以加工贸易形式进口的中间产品与原料总和，具体为来料加工装配和进料加工形式的进口量，
为整体层面“外国成分”的进口量，m表示2008，由于本文主要是测度各省级层面的出口技术结构，因此，i表示我国除港澳台以外的31个省级行政区。由于该测度方法剔除了加工贸易形式引进的中间品和原料，该测度方法所得结果在很大程度上反映了各区域国内企业的真实出口技术结构。
2.2 产业的选择
根据海关的HS编码，我国出口的产品一共分为二十二类，为了更好的体现我国各区域出口技术结构的变迁过程，笔者并未将所有的出口产业纳入到研究中来，而是做了适当的调整。首先最近几年我国出口技术结构的提升多源于工业制成品出口行业，而非初等品出口行业，为此将初等品剔除⑤；其次部分产品出口变动并不能体现区域出口技术结构的变迁过程，亦将其剔除⑥；最后部分杂项产品与特殊交易品，由于其产业性质不清晰，笔者将其剔除⑦。为此，最终进入本文计算的各省级区域出口数据有十二大类，共65章产品，即HS编码中第28章至第92章。
2.3 测度结果与分析
根据上述方法和所选产业，本文对中同大陆31个省级区域出口技术结构进行了测度。下页表1报告了具体测度结果。从数值上看，各省出口技术结构均值从2002年的0.3479上升到了2008年的0.4294，上升了23.43%，可见我国近年来出口技术结构确实得到了较为明显的提升。对比本文测度结果与Rodrik[11]的研究结论可以发现：在剔除加工贸易形式带来的“统计假象”后，出口技术结构的上升幅度并没有Rodrik[11]测算的那么高，这一测度结果与Assche和Gangnes[15]的研究结果颇为相近。
从省级区域出口技术结构值上看，出口技术结构较高的省份多位于东部经济发达区域，江苏、上海和广东的出口技术结构均值位居全国前三。东部地区历年出口技术结构均值均大于中西部地区，而中部地区历年出口技术结构均值也大于西部地区。这一研究结论与部分学者[16][17]关于出口技术结构与经济发展程度的推论是一致的，即经济发展水平较高的区域往往具有较高的创新能力，进而使得其出口技术结构往往高于经济发展水平较低的区域。从不同区域出口技术结构提升幅度上看，2002—2008年间提升幅度最大的是甘肃和青海，7年间出口技术结构分别提升了93.63%和79.64%，整体而言，中西部地区出口技术结构提升速度大于东部地区，这一结论证实了Allen[18]的推论：由于“后发优势”的作用，出口技术结构较低的区域，往往具有较快的提升速度。
为了进一步分析各省级区域出口技术结构的分布及发展趋势，本文对2002—2008年的31个省级区域出口技术结构的测度结果进行了Kernel密度估计，发现Kernel密度估计曲线已经逐渐由2002年的“单顶点”变成了2008年的显著“多顶点”（见图1）。根据冼国明、文东伟[19]关于Kernel密度估计曲线的表述可知，我国东中西部间出口技术结构具有“多均衡收敛”特征，即具有一定的“区域集聚”特征，各“集聚区”内部省份间出口技术结构差异呈缩小的趋势，而“集聚区”间省份出口技术结构呈现差距日益扩大的趋势。
3 回归模型的设定与变量的选择
3.1 计量模型的设定
本文实证的时间跨度为2002—2008，样本个数为各省级区域，具有一定的“小跨期”面板数据特征，沈坤荣、余吉祥[20]和张杰、周晓艳[21]的研究指出动态面板数据模型能为具有上述特征的研究提供良好的估计结果。为此，首先构建如下回归模型：
为了克服（3）式中存在的省级区域固定效应，Arellano Bond[22]建议需采用GMM（广义矩阵估计法）进行实证分析，为此，我们对（3）式进行一阶差分处理可得：
（4）式有效的剔除了省级层面的固定效应。考虑到参与国际分散化生产体系与出口技术结构变迁可能存在双向因果关系，本文进一步处理了变量间可能存在的内生性。借鉴钱学峰、陈勇兵[1]的研究，本文将解释变量和控制变量的一阶滞后项作为回归中的工具变量。Arellano Bover[23]指出运用GMM估计时还应判断工具变量和模型设定的有效性，因此，我们采用Hansen检验和Arellano-BondAR（2）检验来判断工具变量及模型设定的合理性。
3.2 变量的选择
（1）被解释变量。本研究的目的在于：揭示国际分散化生产模式对我国出口技术结构的影响，因而被解释变量为前文所测的各省级区域出口技术结构。实证中用ln（1+EXS）表示。
（2）解释变量。国际分散化生产指数（FS），目前学术界测度国际分散化生产指数的方法多通过投入产出表实现，但该方法存在一个很明显的缺陷：由于投入产出数据五年才有一次，用该方法进行研究只能做描述性对比[13]，难以实现该领域的动态研究。因此，笔者借鉴钱学峰、陈勇兵[1]的方法，即采用各省级区域加工贸易额在总贸易中的比重来表示其参与国际分散化生产的程度。实证中用ln（1+FS）表示。
在得到本文回归中所需解释变量和被解释变量后，我们进一步选用一些能反映区域属性的变量作为实证分析中的控制变量。主要有以下几个方面：
（1）物质资本存量（WZ）。物质资本存量是区域创新能力提升的一个最基本条件，拥有越多的物质资本则意味着该地区拥有更多的、进行高端研发的资本基础，进而对该地区的出口技术结构产生影响。本文在张军等[23]研究的基础上⑧，运用永续存量法（折旧率为5%）测度出了我国31个省级区域2002—2008年的物质资本存量。
（2）人力资本（HR）。人力资本是区域出口产业创新活动的主要载体，是区域出口技术结构提升的主要影响因素，因此，该变量对出口技术结构的作用是显而易见的。我们采用31个省级区域的大专及以上人口数来表示。
（3）贸易开放度（OPEN）。贸易开放区域更容易接触到源自于国外的新产品和新技术，从而对本区域出口技术结构产生一定的影响。本文采用31个省级区域对外贸易额占其GDP的百分比来衡量其开放程度。
（4）外商直接投资（FDI）。外商直接投资往往会给本地带来新技术，新技术产生的溢出效应会推动其出口技术结构的变迁。本文采用31个省级区域历年FDI的流量来表示。
经济发展水平（PGDP）。Hausmann[13]指出区域经济发展水平的高低，决定了该区域投资于有别传统产业的高技术、高创新行业的能力，从而促使出口技术结构变迁。本文采用31个省级区域人均GDP表示。
所有数据的时间跨度为2002—2008年，为减少异方差，笔者对所有变量进行了自然对数处理，对数处理后的变量描述性统计见下页表2。
4 计量结果
前文对中国31个省级区域出口技术结构进行了测度，并在构建国际分散化生产对出口技术结构影响的检验模型基础上，选择了代表区域属性的控制变量。本部分则主要运用前文构建的模型对上述影响力进行实证检验。考虑到如果单独运用（4）式进行估计，会使得GMM估计过程面临弱化的工具变量[1]，进而使得估计结果产生偏差甚至无效，为此，我们采纳沈坤荣、余吉祥[20]和张杰、周晓艳[21]建议，将水平估计方程（3）也纳入估计系统进行分析，即采用两步法系统GMM估计。
4.1 描述性分析
为了更直观的观测国际分散化生产对出口技术结构的影响，本文从全国、东部、中部和西部四个层面画出了二者关系的散点图⑩，从图2可以看出，在全国层面和东部地区，国际分散化生产与出口技术结构之间存在正向关系，而在中部地区和西部地区，二者存在负向关系，这表明国际分散化生产对出口技术结构的影响具有显著的区域差异性。在东部为正关系，中西部为负关系的情况下，全国层面依然表现出一定的正关系，这一定程度上说明，国家层面出口技术结构的升级主要是由东部区域推动的。当然这些仅仅是无条件相关，还需进一步加入其他控制变量，并运用两步法系统GMM估计才能得到更为准确的结果。
4.2 估计结果与分析
考虑到国际分散化生产与出口技术结构之间的关系在区域间的差异较大（见图2），如果进行全国层面的实证分析，可能产生“内部差异过大”带来的有偏估计，为此，本文仅从东部、中部和西部三个层面进行估计，以提高回归结果的准确性。
在进行两步法系统GMM估计前，本文先对东中西部区域的被解释变量、解释变量和控制变量进行平稳性检验。为确保检验结果的可靠性，本文同时采用LLC检验、ADF检验、IPS检验和PP检验来对三个区域各变量的平稳性进行检验，表3报告了各区域被解释变量和解释变量的平稳性估计结果。可知：东中西部地区解释变量和被解释变量在水平状态下均具有明显的单位根，因而笔者进一步对二者的一阶差分进行检验，结果表明：在1%的显著性水平上，三个区域的解释变量和被解释变量均拒绝了单位根，可见，解释变量与被解释变量为同阶平稳。各区域控制变量的平稳性检验得到了与解释变量和被解释变量相同的结论，限于篇幅，此处不一一列出。
运用面板数据模型进行回归时，不仅需检验变量的平稳性，还应确保各变量间具有协整关系，以表明被解释变量与其他变量间存在长期的均衡关系，防止估计结果出现“伪回归”。为此，本文进一步通过Kao-ADF检验对各区域内所有变量的协整关系进行检验。表4报告了相应结果：可知三个区域的Kao-ADF检验均在1%的显著性水平上表明协整关系成立，即被解释变量与其他变量间存在长期的均衡关系。
实际回归中为了确保估计结果的稳健，我们采用依次和交替加入控制变量的形式对各区域二者关系进行多次回归分析。表5报告了东部地区二者关系的系统GMM估计结果。从各估计方程的二阶序列相关检验及Hansen过度识别的检验结果上看，五个方程不存在二阶序列相关，且工具变量不存在过度识别，Wald检验也拒绝了解释变量系数为零的原假设（在显著1%的显著性水平上），可见，整个模型的设定是有效的，估计结果是可靠的。
从回归系数上看，东部地区五个方程中，国际分散化生产的估计系数均大于零，而且均通过了至少10%的显著性检验，这表明东部地区融入国际分散化生产体系的程度加深有利于其出口技术结构的升级，推动其出口品技术含量的提升，进而优化其国际分工地位。其他控制变量回归结果显示：人均GDP对出口技术结构表现出显著的促进作用，这一估计结果从区域层面证明了Hausmann[13]等学者关于出口技术结构与人均GDP关系的论述。另外物质资本存量、人力资本和外商直接投资均对出口技术结构表现出促进作用，对外开放变量则对出口技术结构的作用并不显著，在第四个和第五个方程中分别表现出不显著的正效应和负效应。导致这一结果的原因可能在于：对外开放对东部出口技术结构正效应的作用力与负效应的作用力相当。对外开放对出口技术结构具有两方面的效应，一是正效应，对外开放使得区域内部更容易接触到国外技术，区域内企业通过模仿等形式提高自身的技术水平，进而提高出口技术结构，二是负效应，对外开放使得区域内部更容易接触到国外的产品特别是高端产品，国内高端产品在外国产品进口的竞争挤压下，可能会出现产能降低、逐渐退出市场等现象，从而不利于该区域出口技术结构升级。
表6报告了中部地区二者关系的系统GMM估计结果。可知Hansen、AR（2）和Wald检验均表明了模型的设定及工具变量的选择是合理有效的。从估计系数上看，国际分散化生产系数的五个估计结果均为负，且均通过了至少10%的显著性检验，这表明国际分散化生产对中部地区出口技术结构具有一定的负作用。可见，国际分散化生产给中部地区企业带来的冲击效应（负效应）大于其带来的技术外溢效应（正效应）。其他控制变量的估计结果与东部地区的估计结果较为相似。
表7报告了西部地区二者关系的系统GMM估计结果。可知西部地区国际分散化生产的估计系数显著为负，与中部相比，相同的回归方程中，西部地区的负向效应系数明显小于中部，导致这一现象的原因可能在于：西部地区加入国际分散化生产体系的程度小于中部地区，因而其受到该生产体系的负向冲击一定程度上小于中部地区。另外与东中部明显不同的是，对外开放对西部地区出口技术结构产生了显著的负效应，两个回归方程中（见表5的（4）和（5）对外开放变量的估计结果均为负，且通过了5%的显著性检验。
对比三个区域国际分散化生产的估计系数可知：东部地区参与国际分散化生产有利于促进其出口技术结构的提升，而国际分散化生产却对中西部地区出口技术结构表现出一定的负效应。结合现有研究可知：东部地区的估计结果符合Rodrik[11]和Schott[12]的观点，即介入国际分散化生产的特定环节，能促进区域出口技术结构的提升；而中西部地区的估计结果证实了Naughton[9]和张杰、刘志彪[10]的观点，即嵌入国际分散化生产体系会对出口技术结构产生一定锁定作用。而本文的这一动态实证结果，实际上是印证了姚洋、张晔[13]基于投入产出法静态对比分析的推论，即嵌入国际分散化生产体系对一地区出口技术结构的影响为先下降后上升的V型，在越过拐点前，融入国际分散化生产体系越深，该体系对出口技术结构的负向作用力越大，这一点可以从中部的负效应大于西部中得到印证（见表4和5），越过拐点后，融入国际分散化生产体系加深将促进本区域出口技术结构升级。
笔者以为导致V型模式出现的原因可能如下：短期内条件下，由于嵌入国际分散化生产体系时间较短，单纯从事加工组装环节，被固定在低技术、低创新的劳动密集型环节，创新能力受限，从而出现出口技术结构被短暂“锁定”的情形。而长期条件下，在经历长时间的加工组装阶段后，区域内部逐渐形成同类产品生产的专业化集聚[1][3]，使得本国上下游企业能够从中获得更优的中间品或中间品生产技术，从而享有技术与知识外溢等外部性带来的正效应，进而推动其出口技术结构的提升。
对比三个区域其他控制变量的估计系数可以发现，经济增长、物质资本存量、人力资本与外商直接投资对各地区出口技术结构表现出正效应。所不同的是贸易开放度对东部和中部地区出口技术结构的作用力不显著，而对西部地区表现出显著的负效应。从估计系数大小上看，三个地区人力资本的估计系数并未明显大于物质资本，结合唐海燕、张会清[25]的研究可知：我国出口技术结构的提升模式不同于普通的发展中国家（11）。我国出现有异于普通发展中国家现象的原因可能在于：我国技术的提升与赶超，具有明显的“逆比较优势”特征[26][27]。外商直接投资的估计系数显示，外商直接投资对我国出口技术结构提升作用具有明显的边际递减效应，作为吸引外资最多的东部区域，其估计系数仅为.0029（通过了5%的显著性检验），而中西部的估计系数为.0722和.02767（分别通过了1%和5%的显著性检验），东部地区的估计系数明显小于中西部地区，中部地区估计系数大于西部地区的原因可能在于：中部地区的基础设施优于西部地区，可以使外资发挥更大的效应。
4.3 稳健性检验
为了确保估计结果的稳健、可靠，笔者对三个区域的估计结果做进一步的稳健性检验。Bond[28]、钱学锋、陈勇兵[1]和夏冠军、陆根尧[29]等的研究表明（12）：检验系统GMM估计结果是否有效可行和稳健，可以采用固定效应面板数据估计法进行检验。为此，笔者采用工具变量法的固定效应面板数据估计法进行检验。笔者继续以解释变量和控制变量的一阶滞后项作为工具变量进行回归，下页表8报告了相关方程的稳健性检验结果（13），可知采用工具变量固定效应面板数据的估计结果与两步法系统GMM的估计结果在显著性、系数的预期符号上表现出明显的相似性。为此，前文三个区域的两步法系统GMM估计结果是稳健的、可信的。
5 结论与启示
本文通过修正和完善Schott[12]模型，构建了一个测度省级区域出口技术结构的新方法，并借助该方法结合我国31个省级区域HS码的65章产品出口数据，测度了2002—2008年我国各省级区域出口技术结构。在此基础上，运用系统GMM估计方法，从东中西部三个区域层面研究了国际分散化生产对我国出口技术结构的影响。得到的结论与启示主要有以下几点：
（1）近年来，我国各省级区域出口技术结构均呈现出明显的上升，但上升幅度并没有Rodrik[11]测度的那么高，且出口技术结构有“多均衡收敛”的发展趋势。基于新型测度方法的各省级区域出口技术结构测度结果显示：2002—2008年各省级区域出口技术结构均有一定幅度提升，其中全国及东部、中部和西部的口技术结构均值分别从2002年的0.3479、0.474、0.306、0.2603上升到了2008年的0.4294、0.5445、0.404、0.3409，上升幅度与Assche & Gangnes[15]的研究颇为接近。这表明：剔除了“统计假象”后，中国的出口技术结构上升幅度并没有早期经济学家预测的那么高。Kernel密度估计曲线显示：各省级区域出口技术结构的分布已经由2002年的不明显“单顶点”转向了2008年的“多顶点”，即不同的区域收敛于不同的“顶点”，且这一收敛趋势日趋明显。可见，提升不同收敛区域领头羊地区（如东部的江苏和上海、中部的湖北、西部的陕西和四川）的出口技术结构，会在一定程度上加快东中西部地区出口技术结构的整体性提升速度。
（2）“嵌入”国际分散化生产模式对出口技术结构表现出先负后正的V型影响。区域层面动态面板数据系统GMM估计结果表明：在加入国际分散化生产体系初期（如中西部地区），由于生产过程处于整个生产体系的价值链最低端，创新能力受到限制，从而使得国际分散化生产体系对本地区的出口技术结构表现出一定的负效应；当在加入国际分散化体系一定时间后（如东部），由于生产积聚、专业化分工以及本地企业向国际分散化生产体系的上端和下端拓展，从而使得国际分散化生产体系对地区出口技术结构产生正向效应。为此，应加快融入国际分散化生产体系，以形成专业化生产的集聚，在此基础上，向生产体系的高端拓展，以提高出口技术结构提升的速度。
（3）我国出口技术结构的深化模式不同于普通发展中国家。各区域的估计结果均显示：在不考虑经济发展水平控制变量估计系数的情况下，物质资本显著为正，且人力资本对出口技术结构的正向作用并未大于物质资本。而现有文献研究[25][30]多表明：发展中国家出口技术结构的提升主要依靠人力资本而不是物质资本，这一模式与早期韩国及台湾省出口技术结构的提升模式较为相近。在这种提升模式作用下，如人力资本素质及数量提升较慢，物质资本对出口技术结构的作用力会呈现出显著的边际递减效应[26]，因此，加大高端劳动力的培训力度、提高人力资本素质及数量，在我国出口技术结构的可持续提升中显得尤为重要。
（4）外商直接投资对出口技术结构的提升作用具有显著的边际递减效应。GMM估计结果显示外商直接投资对中西部地区出口技术结构提升的作用明显大于东部，可见，今后单纯依靠吸引普通外资来提高东部地区出口技术结构及其示范效应的难度将日益增大，为此，一方面应加大东部地区引入高技术、高质量外资的力度，以提高单位外资对东部地区出口技术结构的提升效应，使之发挥“领头羊”作用；另一方面，引导部分外资流向中西部，以提高其出口技术结构的“追赶能力”，从而使得外资在我国出口技术结构提升中发挥更大的效应。
（5）后发优势一定程度上促进了我国欠发达区域出口技术结构的升级。我国出口技术结构相对较低的几个地区（如西藏、宁夏和甘肃），其出口技术结构在过去几年表现出显著的提升（见表1），这表明后发优势在这些地区发挥着一定的作用。根据Allen[18]的研究可知：充分利用技术上的后发优势是缩小区域间巨大差距（great divergence）的一个重要手段，为此，我国可以通过建立东中西部研发联盟与将东部高端产能适度西移等方式加强东中西部的技术联系，以更好的发挥后发优势对欠发达地区出口技术结构赶超的作用效应，进而缩短国际分散化生产对欠发达地区出口技术结构的“锁定”时间。
①Gaulier等（2005）从1996年起，中国生产和出口的高技术产品中92%以上是通过嵌入发达国际分散化生产体系中实现的，而2002年后这一比重已经超过了95.5%。
②Helg & Tajoli（2004）指出虽然关于国际分散化模式产生动因的实证分析不多，但多数实证结果均显示，要素价格特别是劳动力价格差异是该模式产生的最主要动力（main driving forces）。
③在Rodrik（2006）和Schott（2006）之后，学者们试图构建新的测度方法来研究出口技术结构，代表性方法有两种，一是基于相似度视角的测度方法，其主要通过修正Schott（2006）的方法来研究出口技术结构；二是基于产品层面的RCA权重法，其主要通过修正Rodrik（2006）的方法研究出口技术结构。但是上述方法均简单的采用产业出口流量来衡量出口技术结构，并不能区分外国附加值部分，由此得到的结果存在所谓的“统计假象”。
④虽有学者尝试从省级层面进行研究，如姚洋、张晔（2008），但终因测算过程中数据处理量过大，仅选用了江苏和广东两省进行对比分析，并未涉及东部其他省份及中西部地区。
⑤具体有HS编码的第一类至第五类（分别为活动物、动物产品、植物产品、动植物油、食用油等、食品及烟草等和矿产品）。
⑥具体有HS编码的第十四类和第二十一类（分别为艺术品、收藏品及古物和珠宝、贵金属制品、仿首饰、硬币）。
⑦具体有HS编码的第二十类和第二十二类（分别为杂项制品和特殊交易品及未分类商品）。
⑧张军等（2004）研究中，将2000年四川和重庆物质资本存量合并为单一值，本文以重庆和四川的2000年GDP之比为基准，将2000年的物质资本存量（当年价格表示）分别划给重庆和四川。
⑨后文分别用EXS、FS、PGDP、HR、WZ、FDI和OPEN简化表示Ln（EXS+1）、Ln（FS+1）、LnPGDP、LnHR、LnWZ、LnFDI和LnOPEN
⑩其中东部为北京、河北、辽宁、天津、山东、江苏、上海、福建、浙江、广东和海南等11省市；中部为山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北和湖南等8省；西部为四川、贵州、云南、广西、陕西、甘肃、青海、内蒙、重庆、新疆、西藏和宁夏等共12省市自治区。
（11）唐海燕，张会清（2009）通过对40个主要的发展中国家出口技术结构的提升动因进行实证分析后发现，人力资本的增加是发展中国家出口技术结构提升的主要动力，资本对发展中国家出口品技术结构的作用力在所有方程中不显著，估计结果并未通过10%的显著性检验。详见唐海燕，张会清（2009）一文表3。
（12）详细的表述见钱学锋、陈勇兵（2009）一文第8页和夏冠军、陆根尧（2012）一文第4页。
（13）笔者对表5—7所有的方程均进行了稳健性检验，限于篇幅，仅给出各区域估计结果中方程（1）和方程（5）的稳健性检验结果。
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