田 暉，韋志文，宋 清

(1.中南大學(xué)，湖南長沙 410083；2.清華大學(xué)，北京 100084)

一、問題的提出及文獻綜述

全面深化市場化改革，構(gòu)建高水平社會主義市場經(jīng)濟體制是“十四五”規(guī)劃的重要篇章。中國經(jīng)濟體制改革進入深水區(qū)，目前中國在全球價值鏈中的位置仍處于“微笑曲線”底部，“中國制造”依舊未能擺脫“低端鎖定”的困局。在此背景下，中國提出構(gòu)建國內(nèi)國際雙循環(huán)新發(fā)展格局，強調(diào)對內(nèi)要深化市場化改革，加速要素資源的優(yōu)化配置，對外要提升出口產(chǎn)品的技術(shù)含量，以期為高質(zhì)量發(fā)展增添動力(1)沈坤榮，趙倩：《以雙循環(huán)新發(fā)展格局推動“十四五”時期經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展》，《經(jīng)濟縱橫》，2020年第10期。。 現(xiàn)有關(guān)于市場化進程與出口技術(shù)復(fù)雜度關(guān)系的文獻相對較少，多數(shù)學(xué)者僅立足于某一具體領(lǐng)域展開研究。 趙富森發(fā)現(xiàn)，單一領(lǐng)域內(nèi)市場化進程能夠顯著提高產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度，并指出提升出口技術(shù)復(fù)雜度的核心舉措在于深化市場導(dǎo)向、優(yōu)化市場資源配置效率(2)趙富森：《勞動力成本上升是否影響了制造業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度》，《國際經(jīng)貿(mào)探索》，2020年第8期。。目前僅有少數(shù)學(xué)者從中國整體市場化層面研究其對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，劉洪鐸等認為區(qū)域市場分割阻礙了出口技術(shù)復(fù)雜度的提升且存在時滯效應(yīng)(3)劉洪鐸，吳慶源，李文宇：《市場化轉(zhuǎn)型與出口技術(shù)復(fù)雜度：基于區(qū)域市場一體化的研究視角》，《國際貿(mào)易問題》，2013年第5期。。此外，有學(xué)者從市場扭曲的角度解構(gòu)了人力、資本、研發(fā)等要素市場扭曲是影響出口技術(shù)復(fù)雜度的重要因素(4)楊俊，李平：《要素市場扭曲、國際技術(shù)溢出與出口技術(shù)復(fù)雜度》，《國際貿(mào)易問題》，2017年第3期。。 隨著市場化改革的深化，學(xué)者們開始嘗試從理論上探討市場化進程影響出口技術(shù)復(fù)雜度的內(nèi)在機理。不少學(xué)者發(fā)現(xiàn)市場化進程對創(chuàng)新投入具有顯著影響，而創(chuàng)新投入對出口技術(shù)復(fù)雜度的提升也起著關(guān)鍵作用，研發(fā)投入的不足成為阻礙出口技術(shù)復(fù)雜度提升的重要因素(5)Willem T,Pai H K.,The Sophistication of East Asian Exports.Journal of the Asia Pacific Economy, 2015(4).。雷娜和劉妍通過創(chuàng)新能力門檻模型分析指出，當(dāng)創(chuàng)新投入較低時，市場化進程對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響并不顯著(6)雷娜，劉妍：《國內(nèi)市場一體化對出口技術(shù)復(fù)雜度提升的門檻效應(yīng)研究》，《現(xiàn)代經(jīng)濟探討》，2019年第12期。。這表明創(chuàng)新投入的高低在一定程度上調(diào)節(jié)著市場化進程與出口技術(shù)復(fù)雜度的關(guān)系，但仍未明確市場化進程是否通過創(chuàng)新投入對出口技術(shù)復(fù)雜度起作用。

已有文獻顯示，多數(shù)學(xué)者僅研究單一領(lǐng)域內(nèi)市場化進程與出口技術(shù)復(fù)雜度的關(guān)系，對中國整體市場化進程與出口技術(shù)復(fù)雜度關(guān)系的研究較為欠缺。已有研究更多關(guān)注市場化進程與出口技術(shù)復(fù)雜度的直接關(guān)系，創(chuàng)新投入是否二者是關(guān)系的中介因素尚未明確。少量關(guān)于市場化進程對出口技術(shù)復(fù)雜度影響的研究也局限在二者的直接關(guān)系上，尚未有學(xué)者研究不同地區(qū)及不同行業(yè)中，創(chuàng)新投入中介效應(yīng)的異質(zhì)性。基于此，本文利用中國2008-2018年30個省市的面板數(shù)據(jù)，實證研究市場化進程對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響及創(chuàng)新投入在二者關(guān)系中是否存在中介效應(yīng)，并進一步將樣本按照地理區(qū)位及產(chǎn)品要素密集度進行分類，分析不同地區(qū)及不同行業(yè)市場化進程對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響以及創(chuàng)新投入的中介效應(yīng)是否存在差異。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)市場化進程對出口技術(shù)復(fù)雜度的直接影響機理

市場化進程本質(zhì)上是發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用。市場化水平越高，政府對資源要素的干預(yù)就越少，市場上的各種資源越能得到合理配置，從而提升企業(yè)的生產(chǎn)效率(7)毛其淋，許家云：《市場化轉(zhuǎn)型、就業(yè)動態(tài)與中國地區(qū)生產(chǎn)率增長》，《管理世界》，2015年第10期。，促進出口技術(shù)復(fù)雜度提升。與此同時，市場化進程的推進能夠在企業(yè)間形成更為合理的區(qū)域分工協(xié)作體系，促進產(chǎn)業(yè)的集聚、兼并和重組，形成規(guī)模效應(yīng)，降低中間投入品的生產(chǎn)成本和交易成本(8)劉勰，孟勇：《市場化進程如何影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚的創(chuàng)新績效：來自中國高技術(shù)行業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)》，《經(jīng)濟經(jīng)緯》，2020年第1期。，增強出口產(chǎn)品的競爭優(yōu)勢，企業(yè)也有更多的資金用以提升產(chǎn)品技術(shù)附加值，最終促進出口技術(shù)復(fù)雜度提升。

綜上，提出假設(shè)1：市場化進程能夠促進出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。

(二)創(chuàng)新投入在市場化進程與出口技術(shù)復(fù)雜度關(guān)系間的中介效應(yīng)機理

創(chuàng)新是一種新型非物質(zhì)資源要素，市場化進程同樣能夠促進創(chuàng)新資源的合理配置，打破各地區(qū)間創(chuàng)新資源流動壁壘，形成區(qū)域協(xié)調(diào)創(chuàng)新機制，帶動企業(yè)學(xué)習(xí)先進的生產(chǎn)技術(shù)，加速技術(shù)外溢(9)Coe D T,Helpman E.,International R&D Spillovers.European Economic Review, 1993(5) .，提升整體創(chuàng)新能力，從而促進出口技術(shù)復(fù)雜度提升。隨著市場化進程縱深發(fā)展，政府對勞動、資本等傳統(tǒng)資源要素的直接配置減少，轉(zhuǎn)而增強對創(chuàng)新等軟性資源的調(diào)控力度。在創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略背景下，各地政府不斷推出科技創(chuàng)新優(yōu)惠政策，為企業(yè)提供創(chuàng)新要素、創(chuàng)新平臺以及知識產(chǎn)權(quán)保護等公共服務(wù)(10)梁正：《從科技政策到科技與創(chuàng)新政策：創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略下的政策范式轉(zhuǎn)型與思考》，《科學(xué)學(xué)研究》，2017年第2期。，鼓勵企業(yè)加強創(chuàng)新研發(fā)投入，產(chǎn)生激勵效應(yīng)。而政府對企業(yè)創(chuàng)新投入的激勵和補貼能夠顯著促進出口技術(shù)復(fù)雜度提升(11)杜江，吳瑞兵：《融資約束、政府補貼與企業(yè)全球價值鏈升級：基于出口技術(shù)復(fù)雜度的實證分析》，《河南師范大學(xué)學(xué)報》(哲學(xué)社會科學(xué)版)，2020年第1期。。此外，市場化改革的深化會加劇企業(yè)之間的競爭，通過競爭效應(yīng)打破價格壟斷機制，使原本偏離市場水平的產(chǎn)品價格恢復(fù)到均衡狀態(tài)，造成企業(yè)利潤空間縮減，倒逼其增加研發(fā)投入，提高產(chǎn)品技術(shù)附加值(12)趙文軍，于津平：《市場化進程與我國經(jīng)濟增長方式：基于省際面板數(shù)據(jù)的實證研究》，《南開經(jīng)濟研究》，2014年第3期。。企業(yè)對新產(chǎn)品研發(fā)及需求等信息的流動也隨激烈的市場競爭更為敏感，有助于企業(yè)根據(jù)供需情況及時調(diào)整創(chuàng)新資源以適應(yīng)市場需求，增強出口競爭優(yōu)勢，從而促進出口技術(shù)復(fù)雜度提升。因此，市場化進程能夠通過技術(shù)溢出效應(yīng)、政府激勵效應(yīng)和市場競爭效應(yīng)提高企業(yè)的創(chuàng)新投入，從而提高出口產(chǎn)品的技術(shù)附加值。

綜上，提出假設(shè)2：創(chuàng)新投入是市場化進程與出口技術(shù)復(fù)雜度關(guān)系間的中介因素。

此外，我國不同地區(qū)市場化進程不一，不同行業(yè)的產(chǎn)品要素密集度也不同，因此，市場化進程對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響存在區(qū)域和行業(yè)異質(zhì)性，同時創(chuàng)新投入在二者關(guān)系間的中介效應(yīng)也存在區(qū)域和行業(yè)差異。

鑒于以上分析，本文提出市場化進程對出口技術(shù)復(fù)雜度影響的理論模型，如圖1所示。

三、實證研究設(shè)計

(一)模型設(shè)定

為研究市場化進程對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，并驗證“市場化進程-創(chuàng)新投入-出口技術(shù)復(fù)雜度”這一傳導(dǎo)路徑是否存在，根據(jù)圖1的理論模型，本文借鑒溫忠麟和葉寶娟(13)溫忠麟，葉寶娟：《中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展》，《心理科學(xué)進展》，2014年第5期。提出的中介效應(yīng)檢驗流程，結(jié)合Hausman檢驗結(jié)果，建立如下固定效應(yīng)模型。

首先，建立模型(1)考察市場化進程對出口技術(shù)復(fù)雜度的直接影響：

Expyit=α0+α1Marketit+ΣαmZm+μi+λt+εit

(1)

其次，以創(chuàng)新投入作為被解釋變量，建立模型(2)考察市場化進程對創(chuàng)新投入的影響：

Innovationit=β0+β1Marketit+ΣβmZm+μi+λt+εit

(2)

最后，將市場化進程和創(chuàng)新投入同時納入模型(3)，探究創(chuàng)新投入在市場化進程與出口技術(shù)復(fù)雜度的關(guān)系中是否存在中介效應(yīng)：

Expyit=γ0+γ1Marketit+γ2Innovationit+ΣγmZm+μi+λt+εit

(3)

其中，i和t分別表示省市和年份，Expyit為i省市在t年的出口技術(shù)復(fù)雜度，Marketit為i省市在t年的市場化進程，Innovationit為i省市在t年的創(chuàng)新投入，Zm為系列控制變量，具體包括對外開放程度(open)、外商直接投資(fdi)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(indust)、基礎(chǔ)設(shè)施水平(infras)和自然資源稟賦(resource)，μi表示個體固定效應(yīng)，λt表示時間固定效應(yīng)，εit為隨機擾動項。

(二)變量選取及測度

1. 被解釋變量：出口技術(shù)復(fù)雜度

已有關(guān)于測算出口技術(shù)復(fù)雜度的方法有多種，但常用的是Hausmann等(14)Hausmann R,Hwang J,Rodrik D.What you export matters，Journal of Economic Growth,2007(1).提出的基于比較優(yōu)勢理論的測算方法，該方法考慮了出口技術(shù)復(fù)雜度與地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平呈現(xiàn)正向關(guān)系，即經(jīng)濟水平越高，出口產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度也越高。因此，本文借鑒該方法對各省市的出口技術(shù)復(fù)雜度進行測算。

利用中國海關(guān)HS編碼二十二類產(chǎn)品數(shù)據(jù)測算各省市的出口技術(shù)復(fù)雜度，借鑒周祿松和鄭亞莉(15)周祿松，鄭亞莉：《出口技術(shù)復(fù)雜度升級對工資差距的影響：基于我國省級動態(tài)面板數(shù)據(jù)的系統(tǒng)GMM分析》，《國際貿(mào)易問題》，2014年第11期。的做法，剔除產(chǎn)業(yè)不明的特殊產(chǎn)品和雜類產(chǎn)品，并基于數(shù)據(jù)的完整性，最終納入計算范圍的產(chǎn)品包括十六類(16)十六類產(chǎn)品具體為：第一類(活動物、動物產(chǎn)品)、第二類(植物產(chǎn)品)、第四類(食品、飲料等)、第五類(礦產(chǎn)品)、第六類(化學(xué)工業(yè)產(chǎn)品)、第七類(塑料及其制品等)、第八類(生皮、皮革等)、第九類(木及木制品等)、第十類(木漿及其他纖維狀纖維素漿等)、第十一類(紡織原料、紡織制品)、第十二類(鞋、帽等)、第十三類(石料、石膏等)、第十五類(賤金屬及其制品)、第十六類(機器、機械器具等)、第十七類(車輛、航空器等)、第十八類(光學(xué)、照相等)。。

首先，每一產(chǎn)品層面的出口技術(shù)復(fù)雜度為：

其中，Expykt表示t年第k類產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度，xikt為i省市第k類產(chǎn)品第t年的出口額，Xit為i省市在第t年的出口總額，Yit為i省市在t年以2008年為基期剔除價格因素后的人均實際生產(chǎn)總值。

其次，以各類產(chǎn)品出口額占出口總額的比重為權(quán)重，對相應(yīng)類別的產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度進行加權(quán)平均，得出各省市的出口技術(shù)復(fù)雜度：

其中，Expyit表示i省市t年的出口技術(shù)復(fù)雜度。

2.核心解釋變量：市場化進程

利用樊綱等(17)樊綱，王小魯，馬光榮：《中國市場化進程對經(jīng)濟增長的貢獻》，《經(jīng)濟研究》，2011年第9期。的市場化指數(shù)衡量我國各省市市場化推進程度。市場化指數(shù)是一個相對指標(biāo)，涵蓋了政府與市場關(guān)系、非國有經(jīng)濟發(fā)展、產(chǎn)品市場發(fā)育程度、要素市場發(fā)育程度、市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境等因素，能夠較好地反映我國各省市總體市場化進程。

3.中介變量：創(chuàng)新投入

創(chuàng)新投入用R&D經(jīng)費投入強度表示?，F(xiàn)有關(guān)于創(chuàng)新的指標(biāo)通常從創(chuàng)新投入(R&D人員數(shù)、R&D經(jīng)費支出及R&D投入強度等)和創(chuàng)新產(chǎn)出(新產(chǎn)品銷售收入及專利申請授權(quán)量等)中選取，考慮到市場化進程的推進首先反映在增強創(chuàng)新投入指標(biāo)方面，且產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的提升本身也是一種創(chuàng)新產(chǎn)出，因此本文的中介變量從創(chuàng)新投入指標(biāo)中選取。R&D經(jīng)費投入強度用R&D經(jīng)費內(nèi)部支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示，相對于R&D人員數(shù)和R&D經(jīng)費支出等絕對值而言更能體現(xiàn)地區(qū)的創(chuàng)新水平，故創(chuàng)新投入用R&D經(jīng)費投入強度表示。

4.控制變量

本文借鑒余泳澤、任同蓮等學(xué)者的經(jīng)驗，對影響出口技術(shù)復(fù)雜度的其他因素進行控制(18)余泳澤，張少輝，杜運蘇：《地方經(jīng)濟增長目標(biāo)約束與制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度》，《世界經(jīng)濟》，2019年第10期。(19)任同蓮：《數(shù)字化服務(wù)貿(mào)易與制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度：基于貿(mào)易增加值視角》，《國際經(jīng)貿(mào)探索》，2021年第4期。，具體包括：(1)對外開放程度(open)，用進出口貿(mào)易總額占GDP比重表示，對外開放水平提升一方面能通過學(xué)習(xí)效應(yīng)和模仿效應(yīng)提升產(chǎn)品技術(shù)含量，另一方面也會加劇產(chǎn)品和技術(shù)市場的競爭，從而影響出口技術(shù)復(fù)雜度；(2)外商直接投資(fdi)，用外商投資企業(yè)投資總額表示，外商直接投資往往通過技術(shù)溢出效應(yīng)促進東道國技術(shù)進步，影響出口技術(shù)復(fù)雜度的提升；(3)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(indust)，用第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重表示，第三產(chǎn)業(yè)所占比重越大，地區(qū)生產(chǎn)技術(shù)水平越高，出口產(chǎn)品技術(shù)含量也就越高；(4)基礎(chǔ)設(shè)施水平(infras)，用人均公路里程數(shù)表示，完善的基礎(chǔ)設(shè)施能為產(chǎn)品出口提供便利，降低交易成本并提高生產(chǎn)效率，促進出口技術(shù)復(fù)雜度的提升；(5)自然資源稟賦(resource)，用人均陸地面積表示，根據(jù)H-O理論，一國(地區(qū))具有相對豐裕的資源要素是其在出口貿(mào)易中占據(jù)優(yōu)勢的關(guān)鍵支撐。

(三)數(shù)據(jù)說明

基于數(shù)據(jù)的可得性，利用2008-2018年中國30個省市(20)由于西藏數(shù)據(jù)缺失嚴重，故剔除該樣本。的面板數(shù)據(jù)進行實證分析。測算各省市出口技術(shù)復(fù)雜度的分類產(chǎn)品出口額的數(shù)據(jù)來源于國研網(wǎng)數(shù)據(jù)庫；市場化指數(shù)來源于王小魯和樊綱等人的《中國分省份市場化指數(shù)報告(2018)版》，由于此數(shù)據(jù)更新至2016年，借鑒俞紅海等(21)俞紅海，徐龍炳，陳百助：《終極控股股東控制權(quán)與自由現(xiàn)金流過度投資》，《經(jīng)濟研究》，2010年第8期。的方式，以歷年市場化指數(shù)的平均增長幅度為依據(jù)，采用歷史平均法計算，得出2017-2018年的市場化指數(shù)；創(chuàng)新投入指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》；其他各指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。為解決各指標(biāo)數(shù)量級差距過大以及可能存在的異方差影響，本文對除了市場化指數(shù)和創(chuàng)新投入以外的指標(biāo)進行對數(shù)化處理。

四、實證結(jié)果分析

(一)基準回歸結(jié)果分析

本文運用固定效應(yīng)模型實證分析市場化進程對出口技術(shù)復(fù)雜度的直接影響，并檢驗創(chuàng)新投入是否在二者關(guān)系中發(fā)揮中介效應(yīng)，檢驗結(jié)果如表1所示。表1中列(1)-列(3)為未加控制變量時的檢驗結(jié)果，列(4)-列(6)為控制影響出口技術(shù)復(fù)雜度的其他因素后的檢驗結(jié)果。列(1)、列(4)顯示了市場化進程對出口技術(shù)復(fù)雜度的直接影響，回歸系數(shù)顯著為正，表明隨著市場化改革的不斷深化，資源配置效率優(yōu)化及規(guī)模效應(yīng)引致的成本下降使得中國各省市出口技術(shù)復(fù)雜度顯著提升。列(2)、列(5)報告了市場化進程對創(chuàng)新投入的估計結(jié)果，回歸系數(shù)顯著為正，說明市場化進程同時能夠優(yōu)化創(chuàng)新資源的配置，使各省市的創(chuàng)新水平得到提升。列(3)、列(6)顯示了市場化進程和創(chuàng)新投入對出口技術(shù)復(fù)雜度的聯(lián)合顯著性檢驗結(jié)果，二者系數(shù)均顯著為正。列(4)-列(6)的結(jié)果表明，“市場化進程-創(chuàng)新投入-出口技術(shù)復(fù)雜度”這一傳導(dǎo)路徑成立。具體而言，市場化進程對出口技術(shù)復(fù)雜度的直接效應(yīng)為α1=0.0728，市場化進程對創(chuàng)新投入的直接效應(yīng)為β1=0.137，加入創(chuàng)新投入變量后市場化進程對出口技術(shù)復(fù)雜度的效應(yīng)為γ1=0.0633，創(chuàng)新投入對出口技術(shù)復(fù)雜度的效應(yīng)為γ2=0.0699，比較α1和γ1的大小可知，創(chuàng)新投入的中介效應(yīng)為部分中介，且中介效應(yīng)占總效應(yīng)的13.15%。從控制變量的回歸結(jié)果看，對外開放程度、外商直接投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、基礎(chǔ)設(shè)施水平對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響均較為顯著； 自然資源稟賦系數(shù)為負，但未能通過顯著性檢驗，說明自然資源越豐富，越可能因“自然資源詛咒”效應(yīng)使該地區(qū)的生產(chǎn)鎖定在基于自然資源的低端產(chǎn)業(yè)(22)Gylfason T.Natural Resources, Education,and Economic Development.European Economic Review, 2001(5).，反而阻礙出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。

表1 基準回歸檢驗結(jié)果

(二)地區(qū)異質(zhì)性結(jié)果分析

為考察中國不同地區(qū)市場化進程對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響以及創(chuàng)新投入的中介效應(yīng)是否具有差異，本文根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》的分類標(biāo)準，將中國30個省市樣本分為東、中、西部三個區(qū)域進行回歸分析，結(jié)果見表2。

表2 區(qū)域異質(zhì)性檢驗結(jié)果

由列(1)結(jié)果可知，東部、中部地區(qū)的市場化進程顯著促進了出口技術(shù)復(fù)雜度提升，西部地區(qū)市場化進程對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響不顯著，但回歸系數(shù)顯著為正。原因可能在于，西部地區(qū)的市場化進程水平較低，資源配置效率低下，受地形等因素的影響，各地區(qū)間的生產(chǎn)要素流動受到限制，產(chǎn)業(yè)集聚程度不足，難以發(fā)揮規(guī)模效應(yīng)(23)段小梅，徐建國：《西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚水平實證分析》，《蘭州學(xué)刊》，2011年第1期。，故市場化進程未能顯著促進西部地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。列(2)的回歸結(jié)果表明，市場化進程促進了東部地區(qū)的創(chuàng)新投入，而在中部和西部地區(qū)，創(chuàng)新投入變量回歸系數(shù)未能在10%的顯著性水平下通過檢驗，但作用系數(shù)為正。在中部、西部地區(qū)創(chuàng)新資源匱乏，地區(qū)間創(chuàng)新要素流動不暢(24)王毓軍，梁芳，李志學(xué)：《東西部地區(qū)知識創(chuàng)造過程投入要素配置效率的比較研究》，《科技管理研究》，2011年第2期。，企業(yè)生產(chǎn)多以傳統(tǒng)生產(chǎn)方式為主，企業(yè)利用政府政策紅利的積極性不高，企業(yè)間的競爭關(guān)系也相對緩和，市場化進程對創(chuàng)新投入的促進作用未能有效發(fā)揮。列(3)中東部地區(qū)市場化進程和創(chuàng)新投入的系數(shù)均顯著為正，但由于中部、西部地區(qū)中介效應(yīng)檢驗第二步不顯著，故停止中部、西部地區(qū)創(chuàng)新投入的中介效應(yīng)檢驗。綜合列(1)-列(3)結(jié)果可知，創(chuàng)新投入在我國東部地區(qū)市場化進程與出口技術(shù)復(fù)雜度的關(guān)系中存在中介效應(yīng)。具體而言，列(3)中，γ1=0.0709，γ2=0.162，而在列(1)中，α1=0.0887，比較α1和γ1的大小可知，創(chuàng)新投入在東部地區(qū)的中介效應(yīng)為部分中介，且由列(2)創(chuàng)新投入變量β1的系數(shù)為0.110計算可得，創(chuàng)新投入在東部地區(qū)市場化進程與出口技術(shù)復(fù)雜度關(guān)系的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的20.09%。在中部、西部地區(qū)，創(chuàng)新投入不是市場化進程與出口技術(shù)復(fù)雜度關(guān)系間的中介因素。

(三)行業(yè)異質(zhì)性結(jié)果分析

因不同行業(yè)產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度存在差異，本文借鑒李平和楊慧梅(25)李平，楊慧梅：《離岸服務(wù)外包與中國全要素生產(chǎn)率提升：基于發(fā)包與承包雙重視角的分析》，《國際貿(mào)易問題》，2017年第9期。的做法，按照要素密集度將中國16類產(chǎn)品劃分為勞動密集型、資本密集型及技術(shù)密集型三類(26)勞動密集型：HS編碼中第一類、第二類、第四類、第八類、第九類、第十一類及第十二類；資本密集型：HS編碼中第五類、第七類、第十類、第十三類及第十五類；技術(shù)密集型：HS編碼中第六類、第十六類、第十七類及第十八類。，考察市場化進程對不同行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的直接影響以及創(chuàng)新投入的中介效應(yīng)，結(jié)果見表3。由列(1)回歸結(jié)果可知，市場化進程能夠顯著促進資本及技術(shù)密集型行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，而對勞動密集型行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響不顯著，但二者呈現(xiàn)明顯的正相關(guān)關(guān)系。原因可能在于隨著中國出口商品結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，勞動密集型產(chǎn)品出口比重下降，此外，勞動密集型產(chǎn)品技術(shù)附加值相對較低，行業(yè)間的競爭停留在價格和產(chǎn)量階段(27)鮑曉華：《從比較優(yōu)勢到競爭優(yōu)勢》，《財貿(mào)經(jīng)濟》，2001年第4期。，在長時間的市場化改革中，市場競爭趨向平穩(wěn)，規(guī)模效應(yīng)帶來的成本優(yōu)勢逐漸消失。而資本密集型和技術(shù)密集型行業(yè)的市場競爭更多的是通過創(chuàng)新資源和技術(shù)配置的優(yōu)化提升生產(chǎn)效率及產(chǎn)品附加值，因而通過市場化的推進可以顯著促進出口技術(shù)復(fù)雜度提升。由列(2)結(jié)果可知，市場化進程顯著促進了勞動、資本和技術(shù)密集型行業(yè)的創(chuàng)新投入，表明隨著市場化改革的深化，政府創(chuàng)新激勵政策初見成效，激烈的行業(yè)競爭激發(fā)了創(chuàng)新活力，行業(yè)間的技術(shù)溢出也使得整體創(chuàng)新實力得到提升。

表3 行業(yè)異質(zhì)性檢驗結(jié)果

綜合列(1)-(3)的結(jié)果，對于勞動密集型行業(yè)，α1系數(shù)不顯著，停止中介效應(yīng)檢驗，表明創(chuàng)新投入不是市場化進程與勞動密集型行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度關(guān)系的中介因素；對于資本密集型行業(yè)，α1系數(shù)顯著為0.0622，β1系數(shù)顯著為0.137，在列(3)中，加入創(chuàng)新投入變量后，市場化進程的回歸系數(shù)γ1不顯著，但創(chuàng)新投入變量系數(shù)γ2顯著為0.363，表明創(chuàng)新投入是市場化進程與資本密集型行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度提升的完全中介因素；對于技術(shù)密集型行業(yè)而言，在列(3)中，創(chuàng)新投入變量系數(shù)γ2不顯著，而β1系數(shù)顯著為正，因此進行Sobel檢驗以驗證創(chuàng)新投入的中介效應(yīng)是否存在。根據(jù)Sobel檢驗結(jié)果，P值等于0.05，系數(shù)顯著為0.013，表明創(chuàng)新投入也是市場化進程與技術(shù)密集型行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度關(guān)系間的中介因素(28)囿于篇幅限制，Sobel檢驗結(jié)果不再單獨放置，留存?zhèn)渌?。?/p>

綜合而言，創(chuàng)新投入在市場化進程與資本及技術(shù)密集型行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的關(guān)系中發(fā)揮中介效應(yīng)，在勞動密集型行業(yè)中介效應(yīng)不存在。主要原因在于資本、技術(shù)密集型行業(yè)相較于勞動密集型行業(yè)而言，具有更強的規(guī)模經(jīng)濟特性和技術(shù)要求(29)雷娜，郎麗華：《國內(nèi)市場一體化對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響及作用機制》，《統(tǒng)計研究》，2020年第2期。，市場化進程打破了創(chuàng)新要素的流動壁壘，能夠較大程度地提升資本和技術(shù)密集型行業(yè)的資源配置效率和技術(shù)水平，而勞動密集型行業(yè)技術(shù)含量較低，因此創(chuàng)新投入的提升對其影響有限。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為證明研究結(jié)果的科學(xué)性，本文用兩種方式對研究結(jié)論進行驗證。首先采用工具變量2SLS的方法對模型可能存在的內(nèi)生性問題進行檢驗，將市場化進程和創(chuàng)新投入分別滯后一期作為工具變量，采用兩階段最小二乘法對模型進行回歸；其次通過替換核心解釋變量的方法驗證模型的穩(wěn)健性，市場扭曲和市場化進程是相對的概念，市場扭曲值能夠較好地反映市場化改革滯后的狀況，因此，本文選擇市場扭曲值的倒數(shù)作為市場化進程的替代變量，借鑒Hsieh和Klenow(30)Hsieh C T,Klenow P J. Isallocation and Manufacturing TFP in China and India,Quarterly Journal of Economics, 2009(4).、施炳展和冼國明(31)施炳展，冼國明：《要素價格扭曲與中國工業(yè)企業(yè)出口行為》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》，2012年第2期。等學(xué)者的做法，采用生產(chǎn)函數(shù)法對市場扭曲值進行測算。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與基準回歸結(jié)果相比，除了系數(shù)大小略有變化外，模型的顯著性和系數(shù)符號都保持一致，證明本文所得結(jié)論具有較強的穩(wěn)健性(32)囿于篇幅限制，采用生產(chǎn)函數(shù)法測算市場扭曲的結(jié)果及穩(wěn)健性檢驗結(jié)果不再單獨報告。。

五、結(jié)論與啟示

本文基于2008-2018年中國30個省市的面板數(shù)據(jù)考察了市場化進程對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，并引入“創(chuàng)新投入”作為中介變量，分析“市場化進程-創(chuàng)新投入-出口技術(shù)復(fù)雜度”這一傳導(dǎo)路徑是否存在，進一步地將樣本按照地理區(qū)位及產(chǎn)品要素密集度進行分類，分別考察不同地區(qū)市場化進程對不同行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響以及創(chuàng)新投入的中介效應(yīng)是否存在差異?？傮w而言，市場化進程顯著促進出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，創(chuàng)新投入在市場化進程與出口技術(shù)復(fù)雜度關(guān)系間發(fā)揮部分中介效應(yīng)。區(qū)域異質(zhì)性結(jié)果表明，東部和中部地區(qū)市場化進程顯著促進出口技術(shù)復(fù)雜度提升，西部地區(qū)市場化進程對出口技術(shù)復(fù)雜度的提升作用不顯著；創(chuàng)新投入在東部地區(qū)市場化進程與出口技術(shù)復(fù)雜度關(guān)系中發(fā)揮部分中介效應(yīng)，在中部、西部地區(qū)不存在中介效應(yīng)。行業(yè)異質(zhì)性結(jié)果表明，市場化進程有助于資本密集型和技術(shù)密集型行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度提升，對勞動密集型行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度影響不顯著；創(chuàng)新投入在資本密集型行業(yè)市場化進程與出口技術(shù)復(fù)雜度關(guān)系中發(fā)揮完全中介效應(yīng)，在技術(shù)密集型行業(yè)二者關(guān)系中發(fā)揮部分中介效應(yīng)，在勞動密集型行業(yè)中不存在中介效應(yīng)。

基于上述結(jié)論，本文得出如下啟示：第一，深化市場化改革，加速政府職能從“管理者”向“服務(wù)者”轉(zhuǎn)變，依托創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略促進出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。市場化進程能夠通過創(chuàng)新投入促進出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，因此要減少政府對市場不必要的干預(yù)，消除要素流動尤其是創(chuàng)新資源流動的壁壘，通過產(chǎn)業(yè)間的學(xué)習(xí)效應(yīng)加速技術(shù)溢出，降低企業(yè)獲取生產(chǎn)要素的難度及成本；加速構(gòu)建服務(wù)型政府，提供創(chuàng)新資源共享平臺，完善創(chuàng)新競爭激勵機制，健全知識產(chǎn)權(quán)保護制度，為企業(yè)提供良好的創(chuàng)新環(huán)境，推動有效市場和有為政府更好結(jié)合；企業(yè)要借助創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的政策紅利發(fā)揮創(chuàng)新資源的優(yōu)勢，提高自主創(chuàng)新意識，優(yōu)化創(chuàng)新資源要素配置效率，提升出口產(chǎn)品技術(shù)附加值。第二，有序推進不同地區(qū)的市場化改革，實現(xiàn)東中西部協(xié)調(diào)發(fā)展。持續(xù)深化東部、中部地區(qū)的市場化進程，同時應(yīng)優(yōu)化西部地區(qū)資源要素配置效率，把握“一帶一路”、西部大開發(fā)等重大發(fā)展契機，加速產(chǎn)業(yè)集聚以激發(fā)規(guī)模效應(yīng)動能，促進東中西部地區(qū)的良性互動；注重對東部地區(qū)創(chuàng)新資源的優(yōu)化配置，加大對中西部地區(qū)創(chuàng)新資源的投入力度，著力建設(shè)產(chǎn)學(xué)研合作平臺，將創(chuàng)新優(yōu)勢向現(xiàn)實生產(chǎn)力轉(zhuǎn)化，提升出口能力和效率。第三，加速出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化，推進創(chuàng)新資源向資本、技術(shù)密集型行業(yè)流入。市場化進程能夠促進資本、技術(shù)密集型行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度提升。因此要增加資本、技術(shù)密集型行業(yè)出口所占比重，加大資本、技術(shù)密集型行業(yè)創(chuàng)新投入力度，用市場改革驅(qū)動創(chuàng)新引擎，推進“中國制造”向“中國智造”轉(zhuǎn)型，促進中國出口技術(shù)復(fù)雜度持續(xù)高質(zhì)量提升。