作者简介：洪晨翔ꎬ浙江工业大学经济学院硕士研究生ꎬ研究方向：国际贸易ꎻ程惠芳ꎬ浙江工业大学经济学院教授㊁博士生导师ꎬ研究方 向：国际贸易㊁国际金融㊁国际直接投资ꎮ
洪晨翔㊀程惠芳
(浙江工业大学经济学院ꎬ杭州３１００１２)
摘㊀要：将基尼系数引入到产品技术含量指标(ＴＣ指数)ꎬ重新构建ＧＴＣ指数ꎬ采用相对值分割法将１６９种工业制成品分类ꎬ并对２０００ ２０１６年中国对 一带一路 国家工业制成品出口技术结构进行分析ꎮ计量部分基于跨国动态面板模型ꎬ利用系统广义矩估计(ＳＹＳ￣ＧＭＭ)从技术结构层面探讨中国对 一带一路 国家出口增长的影响因素ꎮ研究结果发现：中国对 一带一路 国家出口技术复杂度整体呈上升态势ꎬ出口以中技术工业制成品为主ꎬ高㊁中高技术工业制成品比例发展迟缓ꎮ中国对 一带一路 国家出口具
有动态积极的正向连续性特征ꎬ对外直接投资是促进高技术工业制成品出口的关键引擎ꎬ研发支出能显著提升中高技术㊁中技术工业制成品出口额ꎬ产业结构差异和贸易成本对工业制成品出口起到抑制作用ꎮ
关键词：基尼系数ꎻ工业制成品ꎻ技术结构ꎻ 一带一路
０㊀引㊀言
出口技术结构优化升级是一国开展可持续贸易模式的先决条件ꎮ自加入ＷＴＯ以来ꎬ中国的货物出口贸易额实现 井喷式 增长ꎬ但以中低技术产品为主的产业链分工方式仍未改变ꎮ２０１３年习近平主席提出 一带一路 倡议引起政学两界的高度关注ꎮ中国对 一带一路 沿线６４国货物出口贸易额占中国货物总出口贸易比例由２０００年的１４.１４％增至２０１６年的２７.７４％ꎬ同期工业制成品①占比由８７.０３％增至９３.８０％ꎮ故以 一带一路 倡议为契机ꎬ结合不断深化的双边贸易网络密度(李敬等ꎬ２０１７)
[１]
ꎬ促进中国对 一带一路 国家工业制成品
出口技术结构转型升级ꎬ已成为新时代中国经济实现中高速增长的新引擎ꎮ
Ｍｉｃｈａｅｌｙ(１９８３)
[２]
最早提出贸易专业化指标
(ＴＳＩ)ꎬ产品的技术含量可表示为出口该产品的所有国家的收入水平(以人均ＧＤＰ衡量)根据每一国家该产品的世界出口份额的加权求和ꎬ并建立了一个重要假设ꎬ即一国出口产品的整体技术含量与其人均收入严格正相关ꎮ后来学者们均是基于该假设对指标进行修正ꎮ樊纲等(２００６)[３]在构造显示
技术附加值指数(ＲＴＶ)时指出各国人均ＧＤＰ一般呈指数分布ꎬ故将其对数处理后线性加权ꎮＨａｕｓ￣ｍａｎｎ等(２００７)[４]将Ｈａｕｓｍａｎｎ和Ｒｏｄｒｉｃｋ(２００３)[５]提出的复杂度概念(ＤｅｇｒｅｅｏｆＳｏｐｈｉｓｔｉｃａｔｉｏｎ)延伸至出口领域ꎬ考虑到世界出口份额会人为地缩小小国效应ꎬ因此引入ＲＣＡ指数创建了出口复杂度指标(ＰＲＯＤＹ)ꎮ杜修立㊁王维国(２００７)[６]强调高收入国家只有生产高技术含量的产品才能支付高的劳动力成本ꎬ构造了产品技术含量指标(ＴＣ)ꎬ权重为各国该产品的世界生产份额ꎮＸｕ(２０１０)[７]考虑到一国区域经济差异性的存在ꎬ对发达经济体㊁发展中经济体的人均ＧＤＰ分别加乘０.２㊁０.４ꎬ但处理方式缺乏科学性及经济含义ꎮＬｉ和Ｌｕ(２０１８)[８]将绿系数引入ＰＲＯＤＹ创建了出口绿复杂度指标ꎮ
中国对外货物出口技术水平的专题研究颇多ꎬ目前有两类观点：一类是中国出口技术水平较低的局面并未发生根本性改变(樊纲等ꎬ２００６ꎻ杜修立㊁王维国ꎬ２００７ꎻＪａｒｒｅａｕ和Ｐｏｎｃｅｔꎬ２０１２[９]ꎻ沈国兵㊁黄铄珺ꎬ２０１７[１０])ꎬ另一类是中国出口产品技术含量已超过本国实际经济发展水平ꎬ甚至达到发达国家水准(Ｒｏｄｒｉｋꎬ２００６[１１]ꎻＳｃｈｏｔｔꎬ２００８[１２])ꎬ但鲜有文献分析 一带一路 背景下中国的出口技术水平ꎮ中国
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科技与经济㊀２０１９年２月㊀第１期㊀第３２卷/总第１８７期
对 一带一路 国家工业制成品出口技术结构水平如何?是否有优化态势?哪些经济因素影响着各技术工业制成品的出口增长?回答以上问题对稳健持续地与 一带一路 国家开展贸易以及对中国出口贸易由 数量型增长 转向 集约型增长 ㊁由 制造大国 迈入 制造强国 具有理论意义和实践价值ꎮ
１㊀出口技术结构的指标测度
１.１㊀出口技术结构测度指数
１.１.１㊀产品技术含量指标(ＧＴＣ指数)基于杜修立㊁王维国(２００７)的计算方法ꎬ对人
均ＧＤＰ进行适当修正ꎮ具体公式为:
ＧＴＣｍ＝ðＮｎ＝１
Ｗ
ｎｍ
ˑ[Ｙｎˑ(１＋ＧＩＮＩｎ)]
ＧＴＣｍ表示产品ｍ的技术含量ꎬ权重Ｗｎｍꎬ计算公式为:
Ｗｎｍ＝ＰＳｎｍ/ðＮｎ＝１
ＰＳｎｍ
ＰＳｎｍ表示ｎ国ｍ产品的世界生产份额ꎮＰＳｎｍ计算公式为:
ＰＳｎｍ＝ｅｓｎｍ/ｔｄｎ
ｅｓｎｍ表示ｎ国ｍ产品的世界出口份额ꎬｔｄｎ为ｎ国整体的出口倾向ꎬ即出口依存度ꎬ计算公式为:
ｔｄｎ＝
ðＭｍ＝１
ｘ
ｎｍ
/ＧＤＰｎ
ꎻｅｓｎｍ＝ｘｎｍ/ðＮ
ｎ＝１
ｘｎｍ
Ｙｎˑ１＋ＧＩＮＩｎ()中的Ｙｎ表示ｎ国的整体人均
ＧＤＰꎬＧＩＮＩｎ表示ｎ国的基尼系数ꎮ本文发现中国高收入沿海地区的出口份额高ꎬ因此ＴＣ指标中应侧重反映出中国高出口地区的高收入现状ꎮ本文将
２００９ ２０１６年中国３１省市人均ＧＤＰ的出口份额加权求和并得均值ꎬ发现其高于实际全国人均ＧＤＰ均值的０.５１倍ꎬ表明由于区域异质性的存在远远低估了ＴＣ指数里中国的实际经济发展水平ꎮ本文将基尼系数作为人均ＧＤＰ的加乘倍数ꎬ有两大原因：一是基尼系数反映一国收入分配的典型指数能较客观地反映国家区域异质水平ꎬ且高收入国家的基尼系数整体要低于中低收入国家ꎬ符合Ｘｕ(２０１０)的修正初衷ꎻ二是鉴于数据可得性ꎬ基于中国经验ꎬ
２００９ ２０１６年中国的平均基尼系数水平为０.４７ꎬ高度吻合上文提及的０.５１ꎬ进一步利用皮尔逊检验发现两变量的年度数据具有高度相关性(见表１)ꎬ且在１％下显著ꎮ１.１.２㊀出口技术复杂度指标(ＴＧＴＣ指数)出口技术复杂度可定义为该国所有出口产品
技术含量的加权和ꎬ具体公式为:
ＴＧＴＣ＝
ðＭｍ＝１
ＧＴＣ
ｍ
ˑｅｓｍ
其中ꎬｅｓｍ表示一国在产品ｍ上的出口份额ꎬＭ表示所有产品的类别总数ꎮ该指标不仅可测量一国对外贸易的整体技术复杂度ꎬ也适用于一国对另一经济体双边技术复杂度的测度ꎮ
表１㊀ＧＩＮＩ㊁γ的皮尔逊相关性检验
ＧＩＮＩ
γＧＩＮＩ１
γ
０.９３１９∗
∗∗
１
㊀㊀注:γ指３１省市人均ＧＤＰ的出口份额加权和高出同期全国人
均ＧＤＰ的倍数ꎻ∗∗∗
表示１％以下显著
数据来源：作者通过ＳＴＡＴＡ.１３.０整理得出故事湖南
１.２㊀相对值分割法
魏浩㊁李晓庆(２０１５)[１３]利用有序样本聚类的最优分割法对国际贸易商品分类ꎬ基本原理是先将有序样本确定总分类数ꎬ然后把损失函数最小作为分类的唯一判断标准ꎮ邓琳琳㊁侯敏(２０１７)[１４]认为该判断标准所用到的平均化会人为缩小样本点间的差异ꎬ会高估高技术含量工业制成品的比例ꎮ本文采用邓琳琳㊁侯敏(２０１７)修正后的相对分割法ꎬ其判断标准如下:
①假设将ｎ个有序样本{ｘ１ꎬｘ２ꎬｘ３ꎬ ꎬｘｎ}分成
ｋ类的第ｉ种分法为Ｐ(ｎꎬｋ)ꎬ分类后的结果为:{ｘｉ１ꎬｘｉ１＋１ꎬ ꎬｘｉ２－１}ꎬ{ｘｉ２ꎬｘｉ２＋１ꎬ ꎬｘｉ３－１}ꎬꎬ{ｘｉｋꎬｘｉｋ＋１ꎬ ꎬｘｉｎ}ꎬ其中１＝ｉ１<ｉ２<ｉ３< <ｉｎꎮ②定义Ｄ(ｉꎬｊ)表示上述某一类{ｘｉꎬ ꎬｘｊ}(ｉ<
ｊ)的直径ꎬＤ(ｉꎬｊ)为最大值与最小值的差值ꎬ即Ｄ(ｉꎬ
ｊ)＝ｘｊ－ｘｉꎮ
③判断标准为:Ｄ(ｉꎬｊ)１＝Ｄ(ｉꎬｊ)２＝ ＝Ｄ(ｉꎬｊ)ｋꎮ这一方法表明每一类的直径都相等ꎬ直径Ｄ将是量变与质变的分界点ꎮ
１.３㊀工业制成品分类结果
本文利用２０１６年１２５个国家或地区相关数据对ＳＩＴＣＲｅｖ.３三位码１６９种工业制成品进行技术赋值ꎬ利用相对分割法原理将工业制成品分为以下五类(见表２)：分类结果呈 两头小㊁中间大 的倒Ｕ型态势ꎻＧＴＣ指数下的高㊁中高技术工业制成品数量略低于ＴＣ指数ꎬ表明由于先前学者们忽略了区域异质性的存在而高估了高端制成品的比重ꎮ
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Ｓｃｉｅｎｃｅ＆ＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙａｎｄＥｃｏｎｏｍｙ２０１９Ｖｏ１.３２Ｎｏ.１㊀
表２㊀工业制成品技术等级表
技术等级ＧＴＣ指数
ＴＣ指数数量代表性工业制成品
数量高技术１４古董艺术品㊁武器弹药㊁医学设备１９中高技术６７发动机㊁药物㊁氯乙烯聚合物７１中技术４５货物运输车辆㊁金属制品㊁特种纱４０中低技术３０装配建筑材料㊁木制品㊁纺织纱线
２８低技术
１３
服装㊁鞋类㊁人造纤维１１
㊀㊀数据来源：作者根据ＵＮＣＯＭＴＲＡＤＥ整理
２㊀出口技术结构的现状分析
２.１㊀出口技术复杂度
中国对 一带一路 国家工业制成品出口技术复杂度整体呈上升趋势(见图１)ꎬ大致可分为四个阶段ꎮ第一阶段(２０００ ２００３年)：入世调整期ꎮ中国入世前后政府在经贸政策制定上处于摸索初探适应期ꎬ出口技术复杂度呈波动不稳定变化ꎮ第二阶段(２００４ ２００８年)：高速提升期ꎮ中国入世后充分发挥自身比较优势ꎬ积极参与全球价值链分工ꎬ在出口贸易额扩张的同时开始重视出口技术结构优化ꎬ出口技术复杂度在２００８年达到峰值ꎮ第三阶段(２００９ ２０１３年)：发展停滞期ꎮ金融危机爆发及蔓延直接抑制了出口技术复杂度的提升ꎮ第四阶段(２０１４ ２０１６)：政策扶持期ꎮ在全球经济不景气的后经济危机时代ꎬ中国政府出台一系列推动与 一带一路 国家经贸合作优惠举措ꎬ出口技术复杂度表现可观
ꎮ
资料来源：作者根据ＵＮＣＯＭＴＲＡＤＥ绘制
图１㊀中国对 一带一路 工业制成品出口技术复杂度
２.２㊀出口技术结构
中国对 一带一路 国家出口以中技术工业制成品为主ꎬ中高技术工业制成品次之(见图２)ꎮ前者出口比例由２０００年的３０.２２％提升至２０１６年的３６.１７％ꎬ后者出口比例稳定在２３.２１％~２５.３１％水平ꎻ中低技术工业制成品稳中有小幅提升ꎬ２０１６年达２０.７４％ꎻ低技术工业制成品下降１０.２７个百分点ꎬ降幅最大ꎻ高技术工业制成品基本保持在
２.９６％~４.４１％水平ꎮ说明中国对 一带一路 国家工业制成品出口技术结构水平偏低ꎬ尤其是高㊁
中高技术工业制成品出口比例发展迟缓ꎬ原因是全球生产网络背景下国际产业转移及西方发达国家跨国公司经营ꎬ中国的国际分工地位始终被锁定在低附加值的价值链环节ꎮ
资料来源：作者根据ＵＮＣＯＭＴＲＡＤＥ绘制
图２㊀中国对 一带一路 工业制成品出口技术结构
２.３㊀贸易地理方向
将２０１６年高㊁中高技术工业制成品及中低㊁低技术工业制成品出口比例排前１０的国家列为中国为驱动贸易技术结构高端化及实现中低端产业转移的重点合作对象(见表３)ꎮ发现不论出于何种合作动
机ꎬ 一带一路 主要出口国家多集中在越南㊁新加坡㊁泰国㊁马来西亚㊁印尼㊁菲律宾等东南亚经济体以及印度和俄罗斯ꎮ
表３㊀２０１６年中国贸易合作的 一带一路 主要经济体
单位:％
高㊁中高技术
中技术中低㊁低技术１印度１３.６８越南１１.９１越南
９.１４２越南
９.５５印度１０.９３俄罗斯８.１９３新加坡８.４１泰国
７.２０阿联酋７.５３４泰国７.５６新加坡６.７０印度７.２３５马来西亚７.５３印尼６.２２新加坡６.５６６俄罗斯６.３０马来西亚５.７５菲律宾５.８９７印尼５.５２俄罗斯４.９２马来西亚５.５９８伊朗４.２１菲律宾４.７６沙特４.６６９
菲律宾３.７２阿联酋４.７０印尼４.３９１０土耳其３.４９
土耳其３.４１
泰国３.７２
合计
６９.９８６６.４９６２.９１㊀㊀注：表中比例具体指中国对 一带一路 国家各技术类工业制成品出口额占中国对 一带一路 国家总出口的比例
数据来源：作者根据ＵＮＣＯＭＴＲＡＤＥ整理周荣汉
３㊀出口技术结构的影响因素研究
３.１㊀模型构建
本文将从技术结构层面探讨中国对 一带一路 国家工业制成品出口增长影响因素ꎮ与静态面
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科技与经济㊀２０１９年２月㊀第１期㊀第３２卷/总第１８７期
板模型相比ꎬ动态面板既考虑了出口增长的动态效应ꎬ又可避免内生性问题ꎮ具体计量方程如下:
ｌｎＥＸＰｗｃｆｔ＝ａ０＋ａ１ｌｎＥＸＰｗ
ｃｆ(ｔ－１)＋ａ２ｌｎ(ＧＤＰｃｔ
ＧＤＰｆｔ)＋ａ３ｌｎΔＰＧＤＰｃｆｔ＋ａ４ｌｎＯＤＩｃｆｔ＋ａ５ｌｎＩＳＳｃｆｔ＋ａ６ｌｎｔｃｏｓｔｃｆｔ＋ａ７ｌｎＲＤｃｔ＋ηｔ＋μｃｆ＋εｃｆｔ
电子加速器被解释变量ＥＸＰｗｃｆｔ表示第ｔ年ｃ国对ｆ国ｗ技
术工业制成品出口额ꎮ其他解释变量含义如下:ＥＸＰｗｃｆｔ－１()是被解释变量的滞后一期项ꎮＧＤＰｃｔＧＤＰｆｔ为ｃ国与ｆ国经济规模乘积ꎮΔＰＧＤＰｃｆｔ为ｃ国与ｆ国人均收入水平差异ꎮＯＤＩｃｆｔ为ｃ国对ｆ国对外直接投资存量ꎬ存量反映直接投资的长期历史积累ꎮＩＳＳｃｆｔ为ｃ国与ｆ国产业结构差异度ꎬ参考Ｋｒｕｇｍａｎ(１９９１)
[１５]产业结构差异指数ＩＳＳｃｆｔ＝
ðＫ
ｋ＝１
Ｓｋｃｔ－Ｓｋ
ｆｔ
ꎬＳｋｃｔ
㊁Ｓｋｆｔ
表示ｔ时期ｃ国与ｆ国ｋ产业增加值的权重ꎮｔｃｏｓｔｃｆｔ为ｃ国与ｆ国贸易成本ꎬ参考许德友㊁梁琦(２０１０)
[１６]
测度双边贸易成本的方法:ｔｃｏｓｔｃｆｔ＝１－ＥＸＰｃｆＥＸＰｆｃ
Ｓ
２
ＧＤＰ
ｃ
－ＥＸＰｃ()ＧＤＰｆ－ＥＸＰｆ()[]
１
２σ－２
ꎬＥＸＰｃｆ表
示ｃ国对ｆ国的出口额ꎬＥＸＰｆｃ表示ｆ国对ｃ国的出口额ꎬσ是替代弹性ꎬＳ是可贸易份额ꎬ具体参照Ｎｏｖｙ(２００７)[１７]的研究将σ设定为８ꎬＳ设定为０.８ꎮＥＸＰｃ㊁ＥＸＰｆ分别代表ｃ国和ｆ国的总出口额ꎮＲＤｃｔ表示ｃ国研发支出ꎬ用百万人中研究人员数代替ꎮ式中ｃ代表中国ꎬｆ代表 一带一路 ６４国ꎬｗ分别取总㊁高㊁中高㊁中㊁中低及低ꎬａ０为常数项ꎬａ１㊁ａ２㊁ａ３㊁ａ４㊁ａ５㊁ａ６㊁ａ７为待估计参数ꎬηｔ为时间效应ꎬμｃｆ为个体效应ꎬεｃｆｔ为随机误差项ꎮ
３.２㊀数据说明
本文所有相关贸易数据均来自联合国商品贸易数据库ꎻＧＤＰ㊁人均ＧＤＰ数据来自联合国贸易发展会议数据库ꎻＯＤＩ数据来自历年«中国对外直接投资统计公报»ꎻ其他原始数据均来自世界银行ＷＤＩ数据库ꎮ本文时间跨度选择２０００
２０１６年ꎬ 一带一路 部分沿线国家的部分年份数据缺失ꎬ用线性插值法或移动平均处理ꎮ考虑到模型异方差问题ꎬ对所有原始数据进行对数变换ꎮ
３.３㊀计量结果分析
Ｔ<<Ｎꎬ判定是一个 短面板 ꎬ无须考虑数据的单位根问题ꎮ由于解释变量居多ꎬ采用方差膨胀因子(ＶＩＦ)检验是否存在多重共线性ꎬ结果判别ＶＩＦ均小于１０ꎬ不存在严重共线性ꎮ为解决内生性问题ꎬ本文利用广义矩估计(ＧＭＭ)方法ꎬ鉴于系统ＧＭＭ同时引入被解释变量高阶滞后项及差分项作为工具变量ꎬ比差分ＧＭＭ的工具变量更有效ꎬ且从Ｓａｒｇａｎ检验结果得出系统ＧＭＭ回归方法合理ꎮ为了对ＧＭＭ权重矩阵有更好的估计ꎬ本文采用两步估计法ꎮ
回归结果分析(见表４)：出口规模滞后一期对当期影响显著为正ꎬ说明出口扩张进程受到内在的动力机制影响ꎬ微观层面认为参与贸易的经济体政府或企业合作行为存在惯性ꎻ中国与 一带一路 国家的经济规模是促进中国出口贸易的催化剂ꎬ其中对高技术工业制成品出口促进作用最大ꎬ除高技术工业制成品ꎬ中国与 一带一路 国家人均收入差距对总出口和其他工业制成品显著为正ꎬ这有违林德的需求偏好相
似理论ꎬ原因是２１世纪以来中国的人均收入增速普遍快于 一带一路 国家ꎬ劳动力成本的不断攀升促使中国将中低技术工业制成品转移至东南亚及印度等海外地区ꎬ实质是国际产业转移的结果ꎻ中国对 一带一路 国家对外直接投资在高㊁中高㊁中㊁中低技术工业制成品出口上有显著的促进作用ꎬ且对高技术的促进作用远高于其他工业制成品ꎬ这与隋月红和赵振华(２０１２)[１８]的观点相符ꎬ而对低技术工业制成品出口在５％以下具有显著抑制作用ꎬ说明中国的ＯＤＩ能有效驱动对外出口技术结构优化升级ꎻ中国与 一带一路 国家产业结构差异度在不同类工业制成品的出口上有抑制作用ꎬ可能原因是产业结构差异间接反映居民消费能力㊁结构和偏好的不同ꎬ导致出口难度和成本的增加(顾雪松等ꎬ２０１６)[１９]ꎬ也可能是基于竞争优势的产业内贸易更偏向于在两国产业结构相似的条件下发生ꎻ贸易成本作为阻碍双边贸易的重要因素ꎬ但对高技术工业制成品的阻碍作用不明显ꎬ是由于进口国为推动国内技术发展和实现技术溢出效应导致对高技术行业呈需求刚性ꎬ也可能是高技术行业产生的产品利润远高于其他行业ꎬ这两种现象最终导致高技术行业对贸易成本敏感度不高ꎻ中国的研发支出投入作为技术创新活动的核心要素ꎬ对所有工业制成品均具有显著的出口增长作用ꎬ弹性系数由大到小排列分别为中>中高>中低>高>低ꎬ表明我国的研发人员结构或研发投入领域离迈向高端化仍有一定距离ꎮ
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表４㊀回归结果
解释变量总出口
高
中高
中
中低
低
ｌｎＥＸＰｗｃｆ(ｔ－１)０.４１５９∗∗∗
(０.００６８)０.３０１９∗∗∗
(０.００７３)０.５３９５∗∗∗
(０.０１３７)０.４１２５∗∗∗
(０.０１０２)０.４５７２∗∗∗
(０.００５１)０.５０６０∗∗∗
(０.０１００)
ｌｎＧＤＰｃｔＧＤＰｆｔ()０.２４９０∗∗∗
(０.００８８)０.４０８６∗∗∗
(０.０１６８)
０.１７５０∗∗∗
(０.０１５８)０.２１６４∗∗∗
(０.０１３３)０.２５３３∗∗∗
(０.００７１)０.２１８９∗∗∗
(０.０１０３)ｌｎΔＰＧＤＰｃｆｔ
０.０７０１∗∗∗
(０.００３５)－０.００８８(０.００６２)
０.０３７９∗∗∗
(０.００２７)０.０８５３∗∗∗
(０.００３５)０.０７５４∗∗∗
(０.００２７)０.０４７７∗∗∗
(０.００７５)
ｌｎＯＤＩｃｆｔ０.００５９∗∗
(０.００２６)
０.０６６９∗∗∗
(０.００６１)
０.００７６∗∗∗
(０.００２３)
０.０２７４∗∗∗
(０.００２５)
０.０１７１∗∗∗
(０.００２２)
－０.００５５∗∗
建湖县森达小学
(０.００２５)
ｌｎＩＳＳｃｆｔ－０.１４１９∗∗∗
(０.００７０)－０.０１１２(０.０１０６)－０.１４８７∗∗∗
(０.０２３５)－０.１３１６∗∗∗
(０.００９９)－０.０２６６∗∗∗
(０.００７３)－０.０４９７∗∗∗
(０.０１６３)ｌｎｔｃｏｓｔｃｆｔ－０.３６１７∗∗∗
(０.０６１０)－０.０８７１(０.０５０９)
－０.２６３８∗∗∗
(０.０４３０)－０.３２０５∗∗∗
(０.０４９６)－０.２９１５∗∗∗
(０.０４１５)－０.１９７５∗∗∗三国鼎立形势图
(０.０４２２)ｌｎＲＤｃｔ０.６３７８∗∗∗
(０.０１６８)
０.１６９７∗∗∗
(０.０２０５)
０.７１１５∗∗∗
(０.０３１５)
０.７６６７∗∗∗
(０.０２６２)
０.５３８４∗∗∗
(０.０２０６)
０.０７８５∗∗∗
(０.０２０９)
常数－７.７２４０∗∗∗
(０.２０５８)
－９.５７４４∗∗∗
(０.３７８６)
－７.５３８０∗∗∗
(０.４０８０)
－８.５１０７∗∗∗
(０.２７５８)
－８.２１１５∗∗∗
(０.１９１３)
－４.２７６７∗∗∗
(０.２３８１)
Ｓａｒｇａｎ
６３.４５６６(１.００００)
５８.２４１６(１.００００)
６１.４５４８(１.００００)
６２.５２０４(１.００００)
６２.４１８２(１.００００)
６２.４８４３(１.００００)
㊀㊀注:∗∗∗㊁∗
∗㊁∗分别表示１％㊁５％㊁１０％以下显著ꎬ括号内为系数估计的标准差
数据来源：作者通过ＳＴＡＴＡ.１３.０整理得出
４㊀结论与建议
本文将基尼系数引入产品技术含量指标(ＴＣ)重新构建ＧＴＣ指数ꎬ并利用相对值分割法对１６９种工业制成品分五大类ꎮ研究结果表明ꎬ中国对 一带一路 国家工业制成品出口技术复杂度整体呈上升趋势ꎬ大致分为入世调整期(２０００ ２００３年)㊁高速提升期(２００４ ２００８年)㊁发展停滞期(２００９
２０１３年)㊁政策扶持期(２０１４ ２０１６年)四个阶段ꎻ出口以中技术工业制成品为主ꎬ中高技术工业制成品次之ꎬ整体技术水平偏低且高㊁中高技术工业制成品出口比例发展迟缓ꎻ中国应集中与东南亚国家㊁印度㊁俄罗斯进行经贸往来ꎮ计量部分对出口技术结构的影响因素进行探讨ꎬ具体建立跨国动态面板模型ꎬ利用系统ＧＭＭ两步估计法进行回归：对外直接投资能有效驱动中国对 一带一路 国家出口技术结构优化升级ꎻ除高技术工业制成品ꎬ两国间产业结构差异㊁贸易成本均对其他类工业制成品有显著抑制作用ꎻ中国的研发支出投入对各技术类工业制成品的促进弹性系数由大到小排列分别为中>中高>中低>高>低ꎮ
为促进中国对 一带一路 国家工业制成品出口技术结构优化升级ꎬ提出以下政策建议:
①积极调整 一带一路 网络布局ꎮ双方政府官员保持高频对话ꎬ实现外交㊁文化㊁经贸的高效互动机制ꎬ同时为政府与企业创造更稳定㊁高效㊁优惠
的政策环境和合作条件ꎬ尤其是支持 一带一路 网络内部中小企业间的技术交流和构建它们向高技术大企业学习的机制ꎮ同时降低贸易壁垒ꎬ以基础设施建设为着力点催化贸易便利化水平有序提升ꎮ
②充分发挥对外直接投资效益ꎮ中国对 一带
一路 国家对外直接投资要最大限度地实现投资要素的最优配置ꎮ在资源或生产成本廉价如越南㊁印度等国进行资源㊁市场㊁效率寻求型的对外直接投资ꎻ在资本技术生产要素密集度充裕如马来西亚㊁新加坡及中东欧发达国家践行战略寻求型的对外直接投资ꎮ
③稳抓产业 结构红利 ꎮ第一㊁中国要与产业
结构相似且工业化发展程度较高的国家如泰国㊁马来西亚㊁印度尼西亚等经济体加大产业内贸易规模ꎬ以 竞争优势 放大贸易创造效应ꎻ第二㊁中国在迈入工业化强国㊁服务化大国过程中ꎬ不断向产业结构高级化国家如新加坡及 一带一路 发达经济体汲取工业制成品关键零部件㊁核心技术及先进管理经验ꎮ总之ꎬ各国依据自身禀赋不同与比较优势ꎬ错位发展ꎬ形成 雁形式 的国际分工ꎮ
约翰邓恩④打造 知识经济 新高地ꎮ中国的研发支出
对高技术工业制成品贸易增长效益有限ꎮ中国要强化人才补贴力度ꎬ积极吸纳海外高级人才ꎬ加大国内教育投入ꎻ逐步由单纯鼓励外商在华投资设厂转变为鼓励跨国公司在华设立研发机构ꎬ同时提升
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