陳曉華，李興彩，劉慧

（浙江理工大學經濟管理學院，浙江杭州310018）

一、引言

中國自加入世界貿易組織（WTO）之后，進出口貿易就取得了飛速發(fā)展。2000年中國貨物出口總額僅有2.06萬億元人民幣，到2019年貨物出口總額已經達到17.23萬億元人民幣。2000-2019年貨物出口總額以年均38.75%的速度快速增長，中國躍居為世界第一大出口國和第二大進口國。近年來，世界各國的貿易自由化程度越來越高，出口產品種類日益豐富，而中國出口產品的技術含量仍處于較低的水平[1,2]，這將會嚴重制約我國經濟的穩(wěn)步發(fā)展。2017年，商務部印發(fā)的《對外貿易發(fā)展“十三五”規(guī)劃》中明確指出我國外貿的主要任務之一就是加快產品出口技術復雜度升級。十二屆全國人大第五次會議上，李克強總理提出增加高技術產品進口，以促進國內產品升級；2020的全國兩會中也提出進出口貿易促穩(wěn)提質?！笆奈濉币?guī)劃再次強調優(yōu)化商品結構、貿易方式，提升出口質量，增加優(yōu)質產品進口。2020年受全球疫情影響，世界經濟嚴重衰退，產業(yè)鏈、供應鏈循環(huán)受阻，國際貿易投資萎縮，大宗商品市場動蕩，國內經濟下行壓力加大。為應對疫情對我國外貿發(fā)展造成的沖擊，國務院及時出臺一系列穩(wěn)定外貿的政策措施，主要包括完善出口退稅政策、增加外貿信貸投放、加大出口信用保險支持、增設跨境綜試區(qū)、支持出口轉內銷等方面。凈出口作為經濟增長的三駕馬車之一，其重要性不言而喻，而制造業(yè)是興國之器、強國之基。提高制造業(yè)的國際競爭力有助于改善外貿逆差，促進產品升級，增強出口產品質量，落實“十四五”規(guī)劃。在此背景下，研究中國加入WTO后進出口產品的大范圍關稅減免過程中，中間品貿易自由化對各國制造業(yè)出口技術復雜度的影響及其作用機制有助于為優(yōu)化制造業(yè)出口結構，提升出口產品質量提供經驗政策和政策建議。

二、文獻綜述

制造業(yè)出口技術復雜度升級是促進我國制造業(yè)轉型、進出口貿易促穩(wěn)提質的核心，制造業(yè)提質的本質是提升制造業(yè)國際競爭力，而產業(yè)的貿易競爭力是由出口技術復雜度決定的[3,4]。如何提升制造業(yè)出口技術復雜度？中間品貿易自由化對制造業(yè)出口技術復雜度升級有何影響？如何影響？中間品貿易自由化對經濟質量是否有影響？探索以上問題的答案不僅能為實現制造業(yè)轉型、降低中間品外部技術依賴提供一定的啟示，也能為實現經濟質量健康穩(wěn)定增長提供政策建議。

制造業(yè)出口技術復雜度的前期研究主要集中在出口技術復雜度測算方法的構建上，學者Rodrik最先基于比較優(yōu)勢理論構建了出口技術復雜度的測度方法[5]，Hausman等學者完善了此方法[3]，隨后楊汝岱和姚洋在Hausman方法基礎上構建了制造業(yè)出口技術復雜度的測度方法[6]，陳曉華等構建了HS編碼下制造業(yè)出口技術復雜度的測算方法[7]，之后學者側重于研究制造業(yè)出口技術復雜度的影響機制。一國可以通過中間品貿易增加技術溢出以提高進口國家行業(yè)和企業(yè)的技術水平[8,9]，但影響出口技術復雜度提升的因素是多方面的。學界普遍認為金融發(fā)展、外商直接投資、生產性服務業(yè)融入、城市化、中間品貿易自由化、技術創(chuàng)新等因素是影響制造業(yè)出口技術復雜度升級的根本原因[10-17]，上述影響因素中學者重點研究了金融發(fā)展、外商直接投資和技術創(chuàng)新等。此外，還有學者研究了制造業(yè)出口技術復雜度對經濟發(fā)展的影響，制造業(yè)出口技術復雜度能有效的促進地區(qū)經濟增長[18]、行業(yè)增長[19]。

中間品貿易自由化對于一國經濟發(fā)展有著十分重要的作用，并且隨著全球價值鏈分工模式的推進和貿易自由化研究的深入，中間品貿易自由化受到了廣泛關注，并成為了當前學界研究的重要領域。學界目前剖析了中間品貿易自由化對全要素生產率、就業(yè)、企業(yè)研發(fā)、技術選擇、出口貿易方式、出口產品質量和產品升級等因素的影響[20-28]，已有研究多表明：中間品貿易自由化對一國經濟增長、出口產品質量和企業(yè)研發(fā)等具有正向促進作用。

盡管學者們對制造業(yè)出口技術復雜度和中間品貿易自由化的研究較多，但文章大多集中于對二者的單獨研究，很少涉及到中間品貿易自由化對制造業(yè)出口技術復雜度的影響。盛斌和毛其淋從企業(yè)和行業(yè)層面研究了中國中間品進口貿易自由化對制造業(yè)出口技術復雜度的影響[15]，戴魁早和方杰煒從進出口貿易壁壘的角度研究了貿易自由化對中國制造業(yè)細分行業(yè)出口技術復雜度的影響機制[16]，還有學者發(fā)現如果存在國外反傾銷措施時，中國出口技術復雜度升級將會受到抑制[29]。中間品貿易自由化進程中，原有的貿易壁壘會對促進出口技術復雜度的一些重要因素產生影響，例如，貿易自由化程度會直接影響中間品進口[15]，由此發(fā)現中間品貿易自由化可能會影響制造業(yè)出口技術復雜度升級。

已有研究雖為本文的研究提供了方法和借鑒，但仍存在以下幾點不足：首先，缺少中間品貿易自由化視角下制造業(yè)出口技術復雜度提升機制的研究；其次，研究數據僅以行業(yè)或者地區(qū)為對象，忽略了國家異質性，并且沒有考慮中國加入WTO后大幅度關稅減免引致的貿易自由化程度不斷加強的現實，因此難以全面客觀的揭示各國出口技術復雜度升級的真正原因；最后；已有研究極少數的將微觀研究與宏觀研究進行對接，缺乏系統(tǒng)性研究。

對比已有文獻，本文的貢獻主要體現在：一是研究了中間品貿易自由化影響制造業(yè)出口技術復雜度的作用機理，從中間品視角為中國制造業(yè)出口技術復雜度升級和制造業(yè)質量升級提供新的發(fā)展方向，具有一定的現實意義；二是從理論上系統(tǒng)的研究了中間品自由化以及制造業(yè)出口技術復雜度，同時對國家層面貿易自由化指標的測度進行了補充和完善，為中美貿易摩擦提供新的研究視角，為國家出口技術復雜度的發(fā)展指明方向，也有助于貿易政策的制定和大國關系的建立與發(fā)展。三是為今后研究貿易自由化提供了一個新的研究方向和研究思路，促使更多學者研究中間品貿易和制造業(yè)出口技術復雜度的相互聯系，繼而催生出更多微觀與宏觀相結合的系統(tǒng)性研究，不斷完善微觀和宏觀研究。

三、模型設定、變量與數據

（一）變量測度

1.中間品貿易自由化的測度

中國自2000年加入WTO后，實行了一系列關稅減免的政策，本文在關稅大幅度降低的情況下研究各國中間品貿易自由化情況。本文參照學者Amiti和Konings構建了中間品貿易自由化指標來衡量2000-2016年間各國中中間品貿易自自由化程度，所構建的中間品貿易自由由化指標主要要是中間品關關稅[30]。借鑒陳維濤等等的產品貿易易權重測算法法，以中間品品進口貿易額額為權重衡量量一國實際中間品關稅[31]：

其中tt代表年份，j代表國家，iwtariffjt表表示中間品進進口關稅，τtts表示某國家家第t年HS 66位碼產品s的進口關關稅稅率，qttn表示某國家家第t年HS 66位碼中間品品的進口額。

本文改改進后的測算算方法能夠有有效的衡量一一國中間品關關稅實際變動動，減少了出口口貿易結構變變動對實際中間品關稅稅的影響。中中間品分類參參照BEC商品品分類表①，計算時將BEC和HS 6位位碼進行了匹匹配。

2.制造造業(yè)出口技術術復雜度的測測度

借鑒學學者們的通常常做法，以HHausman等學學者的方法，采用人均GGDP的方法測測度各國制造造業(yè)出口技術復雜度[33]。具體如下下：

其中PPRODYi為世界層面制造業(yè)業(yè)亞產業(yè)i的的出口技術復復雜度，Xij為為j國i產業(yè)業(yè)的出口額，Yj為j國人均GDP，XXj為j國的出出口總額。在在計算出世界界層面制造業(yè)業(yè)亞產業(yè)層面面i出口技術復復雜度后，進進一步運用下式核算各各個國家制造造業(yè)出口技術術復雜度：

其中PPRODYjt是j國t年的出口口技術復雜度度，Xnij為j國國i產業(yè)t年的的出口額，Xjtt為j國t年總總出口額。筆者借鑒陳陳曉華等對制制造業(yè)的分類類方法最終測測算了各國HHS碼中的十二類產品，共共63章②[7]。圖1中繪制幾個重要要時間點44個國家制造業(yè)業(yè)出口技術復復雜度的核密密度圖。

圖圖1：部分制造造業(yè)出口技術復復雜度的核密度度圖

從圖1中可以發(fā)現現制造業(yè)出口口技術復雜度度發(fā)生了明顯顯改變：一是制制造業(yè)出口技技術復雜度的的核密度圖整體均呈現現倒“U”型；二是隨時間間變化，核密密度曲線的波波峰改變并向右推移，正態(tài)態(tài)分布趨勢愈愈加明顯，說明所研究究的44個國國家制造業(yè)出出口技術復雜雜度的整體水平上升，部分分國家出口結結構不斷優(yōu)化化，出口技術復雜度水水平不斷提高高；三是核密密度曲線愈加加平坦，曲線線長度變長，說說明所研究國國家制造業(yè)出出口技術復雜度差距加加大，金融危危機后尤其突突出。在各國國制造業(yè)出口技術復雜度不斷提升的過過程中，制造造業(yè)出口技術復雜度差差距也在不斷斷擴大，在此此情形下，如如何提升我國出口技術復雜度，優(yōu)化出出口結構是我我國當前發(fā)展所必須解解決的問題。

圖2：20000-2016年中間間品關稅與制造造業(yè)出口技術復復雜度散點圖

為更好好的研究中間間品貿易自由由化和制造業(yè)業(yè)出口技術復復雜度之間的的關系，本文在在已有數據基基礎上首先對中間品關關稅和各國制制造業(yè)出口技技術復雜度進進行了散點圖圖描述（詳見圖2）。圖2的的左圖報告了了中間品關稅（iwtarifff）和制造業(yè)業(yè)出口技術復復雜度（prodyy）的關系，發(fā)現制造業(yè)出口技術復雜雜度和中間品品關稅之間呈現反向變變動關系，這這表明：中間間品貿易自由由化水平提高高時，制造業(yè)業(yè)出口技術復雜度會顯著提提升。圖2中間和右圖圖分別報告了了較不發(fā)達國國家和發(fā)達國國家中間品關關稅和制造業(yè)業(yè)出口技術復復雜度的關系系③，發(fā)現反向關系依舊舊存在，上述述結論同樣成成立。

（二））模型設定

為了研研究進口貿易易自由化對各各國制造業(yè)出出口技術復雜雜度的影響，本文的基準回歸模型為：：

其中jj表示國家，tt為年份，Xjt為控制變量，，εijt為隨機擾擾動項，核心解釋變量為中中間品關稅（（iwtariff），用以刻畫中中間品貿易自自由化水平；被解釋變量量為制造業(yè)出出口技術復雜雜度的對數。

為了更更好的研究進進口貿易自由由化對制造業(yè)業(yè)出口技術復復雜度的影響響，本文引入以下控制變量量：1.互聯網普及率（internet），在信息化時時代互聯網的普及有利于縮縮小城鄉(xiāng)貧富富差距，也有有利于縮小國國家的貧富差異，實證證中用互聯網網使用人數占占總人數比重重表示；2.外外國直接投資資（fdi），本文文用本國所獲獲得的外國投資占國內內生產總值的的比重表示，該指標間接接反映了國家家外資依賴程度；3.制造業(yè)業(yè)出口比重（（mfrs），制造業(yè)是國之之重器，制造造業(yè)出口比重重在很大程度度上反映國家家的經濟實力，實證中用制制造業(yè)出口占占商品總出口的百分比比表示；4.人人口性比結構構（gender），性別是人口最基本的特征，性別構成成的差異反映映社會的安定和團結，本文采用社社會男性人口口占總人口的的比重來衡量量；5.城市化率率（rp），農村村人口占總人人口的比重越小則說明明國家的城市市化率越高，故本文用農農村人口占總總人口的百分分比來表示一個國家的城市市化率；6.勞動參與率率（lfpr），社社會勞動力的的參與程度反反映了社會潛潛在勞動者對于工作和閑暇暇的選擇偏好好，間接反映一國的社社會福利水平平，本文以國國際勞工組織織估計的總勞動力占15歲歲以上總人口口的百分比來來表示。表1報告了各變變量描述性統(tǒng)統(tǒng)計的結果。

表1：變量量描述性統(tǒng)計（（2000-2016年））

（三）數據來源

本文使用的數據主要來源于WTOTariff Download Facility數據庫、UN comtrade數據庫、世界銀行和WDI數據庫。其中利用WTO中Tariff Download Facility數據計算了中間品貿易自由化指標，UN comtrade數據計算制造業(yè)出口技術復雜度，世界銀行和WDI數據庫則是控制變量的數據來源。本文最重要的兩個工作是：一是處理WTO的關稅數據，并以中間品進口貿易額為權重計算了2000-2016年44個國家的中間品關稅；二是處理UN comtrade的國家出口貿易數據，篩選HS6位碼中制造業(yè)產品并以人均GDP的方法計算了17年間44國制造業(yè)出口技術復雜度。人均GDP來自于世界銀行數據庫。由于一些國家數據缺失嚴重，本文將其剔除。本文研究的國家中大部分國家學者們目前鮮少研究④，有較大研究價值和現實意義。

四、實證結果分析

（一）基準回歸結果與分析

本文為研究中間品貿易自由化對制造業(yè)出口技術復雜度的影響，采用依次加入控制變量的逐步回歸的方式進行基準回歸，Hausman檢驗表明適合固定效應模型，因此進行了固定效應檢驗，回歸結果均報告在表2。

表2：中間品貿易自由化對制造業(yè)出口技術復雜度的回歸結果⑤

表2中第（1）列只考慮中間品關稅對制造業(yè)出口技術復雜度的影響，中間品關稅（iwtariff）的估計系數顯著為負，這表明中間品貿易自由化能夠有效提高制造業(yè)出口技術復雜度。第（2）-（4）列是在核心解釋變量的基礎上逐步加入控制變量情況下的回歸結果，第（4）列是包括核心解釋變量和所有控制變量的回歸結果。第（2）-（4）列的回歸結果中中間品進口關稅的估計系數均在5%顯著性下顯著為負，并隨著控制變量的加入估計系數絕對值呈下降趨勢，這說明在控制變量存在的情況下，中間品貿易自由化對制造業(yè)出口技術復雜度的提升作用依舊顯著，且隨著控制變量的加入提升作用明顯加強。第（5）-（7）列為固定效應檢驗結果，分別為時間固定、個體固定和個體時間雙固定的回歸結果，其核心解釋變量的估計系數均顯著為負，表明中間品貿易自由化對制造業(yè)出口技術復雜度的提升作用在固定效應下依舊存在。

（二）穩(wěn)健性檢驗結果與分析

前文以逐步回歸和固定效應模型揭示了中間品貿易自由化對出口技術復雜度的提升作用，為保證前文回歸結果的可靠性，接下來將基于以下三種方法進行穩(wěn)健性檢驗：一是借鑒盛斌和毛其淋的做法運用兩步最小二乘法（2SLS）進行穩(wěn)健性檢驗[15]，工具變量的選取借鑒劉慧等的處理方法，以解釋變量的一階滯后項表示[32]；二是借鑒劉慧等的做法采用聯立方程對基準模型進行穩(wěn)健性檢驗，方程（1）為聯立方程的第一個方程，iwtariffjt=β0+β1 ln prodyjt+β2laborjt+εijt為聯立方程的第二個方程，其中l(wèi)abor為各國勞動力現狀，以各國實際勞動力占總人口的比例表示，數據來源于世界銀行數據庫[32]。表3報告了兩步最小二乘法（2SLS）和聯立方程的穩(wěn)健性檢驗結果。在兩類穩(wěn)健性檢驗結果中，中間品關稅估計系數均在5%的顯著性水平上顯著為負，說明在穩(wěn)健性檢驗下，中間品貿易自由化對制造業(yè)出口技術復雜度的提升作用依然存在，由此可認為前文檢驗所得結論穩(wěn)健可靠。

表3：2SLS和聯立方程穩(wěn)健性檢驗結果

三是替換核心解釋變量后進行回歸。部分學者采用簡單平均測算了貿易自由化指標，如學者Amiti和Konings將中間品簡單平均關稅定義為[30]：

其中t代表年份，j代表國家，istariffjt表示中間品簡單平均關稅，τts表示某國家第t年HS 6位碼產品s的進口關稅稅率,ntn表示某國家第t年HS 6位碼中間品的稅目數。

為此本文采用簡單平均關稅作進一步的穩(wěn)健性檢驗，結果報告在表4。表4中（1）-（7）均為OLS回歸結果，（8）為2SLS回歸結果，（9）為聯立方程的回歸結果，結果表明：中間品簡單關稅在OLS、2SLS和聯立方程下均顯著為負，表明中間品貿易自由化對制造業(yè)出口技術復雜度的提升作用穩(wěn)健存在。

表4：中間品簡單關稅與制造業(yè)出口技術復雜度的回歸結果

（三）異質性檢驗結果與分析

為更好地研究中間品貿易自由化對制造業(yè)出口技術復雜度的影響，接下來本文將從地理位置、人口規(guī)模和時間分別進行研究，以期更全面的研究其作用機制。

1.亞歐、美洲和非洲國家

根據國家所處位置，將國家分為亞歐國家、美洲國家和非洲國家⑦，回歸結果報告在表5中。表5分別報告了不同地理位置國家在有無控制變量下的兩步最小二乘法（2SLS）回歸結果?；貧w結果發(fā)現：亞歐國家、美洲國家和非洲國家的中間品關稅的估計系數顯著為負，且亞歐國家估計系數的絕對值最大，回歸結果再次證明了基準檢驗結果的可靠性和穩(wěn)健性，此外回歸結果還表明：中間品貿易自由化對于亞歐、美洲國家和非洲國家的制造業(yè)出口技術復雜度有明顯的促進作用，并且對亞歐國家制造業(yè)技術復雜度的提高作用最大，產生這樣結果的原因可能是：關稅壁壘是制約貿易自由化程度的主要因素，減免中間品關稅有助于一國融入全球價值鏈環(huán)節(jié)和提升貿易競爭力[33]，進而有助于提升制造業(yè)出口技術復雜度，亞歐國家相比美洲國家融入全球價值鏈的環(huán)節(jié)更多，貿易競爭力更強。

表5：地區(qū)異質性的2SLS估計結果

表6：人口異質性和時間異質性的2SLS估計結果

2.人口大國和人口小國

人口作為衡量大國的標準之一，可以判斷一國勞動力資源的豐裕程度，能夠影響研發(fā)存量進而間接的促進經濟增長[34]。本文根據世界各國人口排名將樣本國分為人口大國和人口小國，2SLS估計結果報告在表6。估計結果表明：人口大國和人口小國的中間品關稅估計系數顯著為負，人口小國隨著控制變量的加入，中間品貿易自由化2SLS估計結果的變得不顯著，且人口小國的中間品關稅估計系數絕對值小于人口大國。這表明中間品貿易自由化對不同人口規(guī)模國家制造業(yè)出口技術復雜度均有提高作用，且對人口大國的影響力更大，產生這種情況的原因可能是：人口規(guī)模對研發(fā)存量有正向的促進作用[34]，研發(fā)存量增加有助于制造業(yè)產品結構升級和出口技術復雜度提升。

3.金融危機前和金融危機后

以2008年金融危機為界分別研究了金融危機前和金融危機后中間品關稅對制造業(yè)出口技術復雜度的作用機制，2SLS結果報告于表6。

表6結果發(fā)現：金融危機前中間品關稅的估計系數顯著為負，金融危機后無控制變量時中間品關稅顯著為負，在此情況下，金融危機后中間品關稅估計系數的絕對值大于金融危機前。這表明：中間品貿易自由化對金融危機前后各國的制造業(yè)出口技術復雜度均有顯著的提升作用，但對金融危機后各國制造業(yè)出口技術復雜度的提升力度更大，產生這樣的原因可能是：各國受到金融危機的沖擊后，經濟亟待恢復，中間品貿易自由化對經濟復蘇產生的作用更加明顯，對制造業(yè)出口技術復雜度的提升作用也更顯著。

（四）渠道機制檢驗

前文的研究發(fā)現中間品貿易自由化促進了各國制造業(yè)出口技術復雜度的提升，且此提升作用不受時間和人口規(guī)模的影響，僅受區(qū)位因素的影響。接下來我們將進一步探究中間品貿易自由化影響制造業(yè)出口技術復雜度的渠道機制，此部分通過構建中介效應模型進行渠道機制的實證分析。結合基準回歸結果，選取高技術產品出口比重（hp）和勞資比（cl）作為中介變量。中介效應模型的估計程序分三步進行：1.被解釋變量對核心解釋變量進行回歸；2.中介變量對核心解釋變量進行回歸；3.被解釋變量同時對核心解釋變量和中介變量進行回歸。本文完整的中介效應模型將由以下回歸方程構成：

其中：?pjt為j國t年的高技術產品出口比重，lncljt為j國t年的國內勞資比率的對數形式。

本文的中介變量考慮一國高技術產品出口占比和一國勞資比的原因是：高技術出口產品比重和勞資比與中間品貿易自由化和制造業(yè)出口技術復雜度有一定的關聯，首先，一國能夠通過中間品貿易自由化對進口的高技術產品進行吸收轉化或者模仿創(chuàng)新，從而提升產品技術含量，促進產品結構升級[35]，產品結構升級將促進一國制造業(yè)技術水平整體提升；其次，一國勞資比反映該國或該地區(qū)的資本和勞動的構成結構，也表明資本和勞動的密集程度，資本是創(chuàng)新的源泉，資本的投入加大有助于企業(yè)進行技術創(chuàng)新，促進社會的技術革命，優(yōu)化產品生產，提高產品技術含量。

表7報告了固定效應下中間品貿易自由化影響制造業(yè)出口技術復雜度的渠道機制的檢驗結果。其中第（1）列為基準回歸結果，第（2）列以高技術產品出口比重（hp）為被解釋變量進行回歸，發(fā)現中間品關稅的估計系數在1%的顯著性水平上顯著為負，這表明中間品貿易自由化有利于高技術產品出口。這主要是因為：中間品貿易自由化會通過促進制造業(yè)企業(yè)應用高技術和技術模仿創(chuàng)新來提升產品技術含量[35-36]，進而促進高技術產品出口。第（3）列中報告了勞資比的對數（lncl）為因變量的估計結果，中間關稅在1%的顯著性水平上顯著為負，這表明中間品貿易自由化提高了一國的勞資比率，資本投入加大，原因在于：隨著中間品關稅的下降，中間品的進出口愈發(fā)便捷，國家會致力于高技術含量產品的生產，此外投資環(huán)境惡化，也不利于企業(yè)進行投資。第（4）列和第（5）列進行了Sobel檢驗，均在5%的顯著性水平下顯著，進一步檢驗了高技術產品出口和勞資比作為中介變量的可靠性和中介效應的顯著性。第（4）-（6）列進一步報告了被解釋變量與核心解釋變量和中介變量的回歸結果，結果發(fā)現，中介變量高技術產品出口比重和勞資比的估計系數顯著為正，并且核心解釋變量（iwtariff）的估計系數顯著為負。這表明高技術產品出口比重增加和勞資比提高均有利于制造業(yè)出口技術復雜度的提高，這與已有研究結論相符，進一步證明中間品貿易自由化通過提高高技術產品中間品出口和優(yōu)化勞資比率來促進創(chuàng)新和產品結構升級進而促進制造業(yè)出口技術復雜水平提升。

表7：影響渠道檢驗結果

五、進一步拓展

前文的研究結果表明：中間品貿易自由化通過提高高技術產品出口比重，降低失業(yè)率來提升制造業(yè)出口技術復雜度。制造業(yè)出口技術復雜度的提升是我國經濟質量提升、制造業(yè)內源動力方式轉變的關鍵，而未來中間品貿易將是各國獲得貿易制高點的重要影響因素，那中間品貿易自由化又會對經濟增長“質”“量”分別產生什么樣的影響？目前學者鮮少研究此問題，為此，本文將在此部分以GDP（國內生產總值的對數）和經濟效率（每千克石油產生的GDP）為媒介來研究中間品貿易自由化對經濟增長“量”和經濟增長“質”的影響⑨，以期為經濟質量提升提供科學可靠的參考。

表8報告了中間品貿易自由化對經濟增長“質”和“量”的估計結果，在OLS和穩(wěn)健性檢驗（2SLS和聯立方程）結果中，中間品貿易自由化對經濟增長“量”的估計系數顯著為負，對經濟增長“質”的估計系數顯著為正，這表明：中間品貿易自由化有助于經濟增長“量”增，但是卻不利于經濟增長“質”增。導致這種現象產生的原因可能是：隨著中間品貿易自由化，企業(yè)“干中學”的過程中會根據貿易需要改進產品，增加銷量，而外貿是拉動經濟增長的三駕馬車之一，企業(yè)對外貿易的增加對經濟增長“量”增有顯著的促進作用；但中間品貿易自由化的過程可能會加劇中間品進口依賴，經濟效率降低，不利于經濟增長“質”增。結合基準回歸結果，我們發(fā)現：中間品貿易自由化能顯著促進制造業(yè)出口技術復雜度升級，但中間品自由化雖能促進經濟增長“量”增，卻會抑制經濟增長“質”增，由此可以推定：要更好的實現經濟增長“量”增和“質”增，需要尋求中間品貿易自由化和制造業(yè)出口技術復雜度升級之間的平衡，不能一味追求制造業(yè)出口技術復雜度的提升而忽略經濟增長質量，應充分發(fā)揮中間品貿易自由化和制造業(yè)出口技術復雜度的作用，為制造業(yè)發(fā)展提供新動能，助力經濟穩(wěn)步提升。

表8：中間品貿易自由化對經濟增長“量”和“質”的估計結果

六、結論與啟示

本文通過修正學者Amiti和Konings的測度方法，更準確的測度了中間品貿易自由化指標，并采用Hausman等學者人均GDP的測度方法測度了44個國家制造業(yè)出口技術復雜度，進而深入研究了中間品貿易自由化對各國制造業(yè)出口技術復雜度的作用機理，還深入剖析了中間品貿易自由化對制造業(yè)出口技術復雜度的影響渠道以及中間品貿易自由化和制造業(yè)出口技術復雜度對經濟增長“量”增和“質”增的作用機理。得到的結論主要有：一是中間品貿易自由化能夠顯著促進制造業(yè)出口技術復雜度升級，促進作用在時間固定、個體固定以及時間個體雙固定下均顯著且穩(wěn)健存在；二是中間品貿易自由化對亞歐、非洲和美洲國家的制造業(yè)出口技術復雜度均具有顯著提升作用，但對融入全球價值鏈程度高的國家提升作用更強，此外在金融危機后，中間品貿易自由化的促進作用更加顯著；三是中間品貿易自由化通過提高高技術產品出口比重和提高勞資比率來促進制造業(yè)出口技術復雜度升級，中間品貿易自由化會促進企業(yè)應用高技術，生產高技術產品，優(yōu)化資本勞動結構，并不斷淘汰低技能工人以提升制造業(yè)出口技術復雜度；四是中間品自由化可以有效助推經濟增長“量”增，但對經濟增長“質”增具有一定的抑制作用。

本研究不僅為理解中間品貿易自由化對制造業(yè)出口技術復雜度的作用機制提供了全新的經驗證據，對我國制造業(yè)發(fā)展還具有十分重要的政策啟示：一是要大力推進中間品貿易自由化以提升國家制造業(yè)出口技術復雜度，擺脫目前進口技術依賴，促進我國企業(yè)應用高技術，不斷提高創(chuàng)新水平，同時助力制造業(yè)轉型升級、實現出口貿易促穩(wěn)提質，提高國際貿易地位，減弱全球疫情擴散帶來的外貿壓力。二是更多的融入全球價值鏈的上游環(huán)節(jié)，突破制造業(yè)低端鎖定，充分發(fā)揮中間品貿易自由化的提升作用。各級政府、企業(yè)應加大科技研發(fā)投入，優(yōu)化制造業(yè)產業(yè)結構，可以借助于大數據信息時代的優(yōu)勢，發(fā)展好“互聯網+制造業(yè)”，實現制造業(yè)彎道超車。三是加大勞動者的技能教育力度，加大政府教育支出，不斷優(yōu)化制造業(yè)資本勞動結構，減少因中間品貿易自由化引致的低技能群體失業(yè)，穩(wěn)定我國就業(yè)，讓勞動力素質提高帶動制造業(yè)企業(yè)技術提高，進而帶動制造業(yè)整體出口技術復雜度升級。此外還要注意調整制造業(yè)勞動力結構，促進低技能勞動力向高技能勞動力轉化，政府應該對低技能勞動力進行一定的保護，避免學習技能，增強自身技術水平過程中失業(yè)。四是要尋求中間品自由化和制造業(yè)出口技術復雜度的平衡，以更好的實現經濟增長“量”增和“質”增。一味追求制造業(yè)出口技術復雜度的提升會忽略經濟增長“質量”，經濟增長“質量”的健康穩(wěn)步提升有利于制造業(yè)發(fā)展，更好的助力“補短板、強弱項”戰(zhàn)略和“中國制造2025”戰(zhàn)略。

[注 釋]

① BEC商品分類表中商品編碼為111、112、21、22、31、322、42、53的是中間品，商品編碼為61、62、63、112、122和522的是最終消費品，編碼為41和521的是資本品。其中111和121為工業(yè)用食品及飲料初級品和半成品，21和22分別為工業(yè)用初級品和加工品，上述兩類統(tǒng)稱為工業(yè)型中間品；31和32為燃料與潤滑劑初級品和半成品，對應資源型中間品；42和53代表非運輸設備和運輸設備的資本品零部件，為精細型中間品。

② 制造業(yè)的十二類產品分別為第六類化學工業(yè)及其相關工業(yè)產品（28-38章）、第七類塑料及其制品；橡膠及其制品（第39、40章）、第八類革、毛皮及制品；箱包；腸線制品（第41-43章）、第九類木及制品; 木炭; 軟木；編結品（第44-46章）、第十類木漿及造紙制品（第47-49章）、第十一類紡織原料及紡織制品（第50-63章）、第十二類鞋帽傘等；羽毛品；人造花；人發(fā)品（第64-67章）、第十三類礦物材料制品；陶瓷品；玻璃及制品（第68-70章）、第十五類賤金屬及其制品（第72-83章）、第十六類機電、音像設備及其零件、附件（第84、85章）、第十七類車輛、航空器、船舶及運輸設備（第86-89章）和第十八類光學、醫(yī)療等儀器；鐘表；樂器（第90-92章）。

③ 按照2017年世界銀行國家收入水平分類標準將所研究國家劃分為較不發(fā)達國家和發(fā)達國家，較不發(fā)達國家包括：低收入國家和下中等收入國家；發(fā)達國家包括：上中等收入國家和高收入國家。

④ 文章所研究的國家分別為：阿爾巴尼亞、阿根廷、澳大利亞、巴林、伯利茲、玻利維亞、巴西、文萊、智利、中國、哥倫比亞、哥斯達黎加、厄瓜多爾、挪威、新西蘭、印度、印度尼西亞、冰島、以色列、牙買加、日本、韓國、斯里蘭卡、摩洛哥、馬達加斯加、馬爾代夫、墨西哥、馬里、蒙古、莫桑比克、毛里求斯、尼加拉瓜、巴基斯坦、巴拿馬、秘魯、巴拉圭、菲律賓、薩爾瓦多、多哥、泰國、突尼斯、烏拉圭、美國、南非。

⑤ *為顯著性水平，* p<0.1，** p<0.05，***p<0.001，下文同。

⑥ 由于聯立方程穩(wěn)健性檢驗中控制變量必須存在，因此聯立方程穩(wěn)健性檢驗結果中缺少被解釋變量和解釋變量關系的單獨穩(wěn)健性檢驗。

⑦ 此分類剔除了位于大洋洲的澳大利亞和新西蘭，美洲為南美洲和北美洲，亞歐為亞洲和歐洲。

⑧ 限于篇幅原因，表中sobel檢驗結果僅報告了中介效應占總效應比例，詳細結果作者留檔備索。

⑨ GDP和經濟效率數據均來源于世界銀行數據庫。為保證量級一致，GDP在回歸時進行了對數處理。