加工貿(mào)易對我國金屬制品出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的影響研究

加工貿(mào)易對我國金屬制品出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的影響研究

一、加工貿(mào)易對我國出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的影響近年來，隨著中國出口貿(mào)易的快速發(fā)展，國內(nèi)外對中國出口貿(mào)易的研究重點逐漸從數(shù)量轉(zhuǎn)移到技術(shù)和質(zhì)量。這一轉(zhuǎn)變的主要表現(xiàn)之一便是越來越多的學(xué)者將目光集中于我國出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的研究,而國內(nèi)外學(xué)者的初始研究都得到了一個幾乎相似的結(jié)論:我國的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)迅速提升,甚至已經(jīng)超過了經(jīng)濟發(fā)展應(yīng)有的水平。為此,國內(nèi)外學(xué)者的后續(xù)研究開始關(guān)注我國出口技術(shù)結(jié)構(gòu)快速提升的原因。我國企業(yè)多以加工貿(mào)易方式嵌入到由主要發(fā)達(dá)國家大型跨國公司主導(dǎo)的國際分工體系中,處于整個體系的低技術(shù)、低附加值、勞動密集型的低端(low-road)生產(chǎn)制造與組裝環(huán)節(jié)(張杰,劉志彪,等,2008)。這使得我國勞動密集型比較優(yōu)勢得到了較好的發(fā)揮,加工貿(mào)易占我國出口的比例呈逐漸上升的趨勢,從1986年的18%上升到了目前的55%左右,珠三角地區(qū)部分年份的這一比例甚至達(dá)到了80%以上(朱詩娥,楊汝岱,2009)。為此,很多學(xué)者認(rèn)為:加工貿(mào)易是造成我國出口技術(shù)結(jié)構(gòu)迅速提升,甚至出現(xiàn)異常的根本原因。如Assche&Gangnes(2008)認(rèn)為加工貿(mào)易是造成我國出口技術(shù)結(jié)構(gòu)迅速提升的根本原因,如果沒有加工貿(mào)易,我國的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出一種穩(wěn)態(tài)式(StableStyle)慢進(jìn);Naughton(2007)研究后指出中國加工貿(mào)易出口量已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過許多發(fā)達(dá)國家,而這種大規(guī)模的加工貿(mào)易推動了中國出口技術(shù)結(jié)構(gòu)迅速的提升。當(dāng)然也有學(xué)者經(jīng)過實證得到了不同的結(jié)論,如Xu&Lu(2009)通過國別層面的數(shù)據(jù)實證研究后發(fā)現(xiàn):加工貿(mào)易對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)升級的作用并不明顯;Wang&Wei(2008)的實證結(jié)果甚至顯示:加工貿(mào)易不僅沒有提高我國的出口技術(shù)結(jié)構(gòu),甚至在一定程度上起到了“固化”和“削弱”的作用。歸納前人研究不難發(fā)現(xiàn):現(xiàn)有學(xué)者關(guān)于加工貿(mào)易對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)作用的研究,多從國別對比層面進(jìn)行(如Rodrik,2006;Schott,2006;Assche&Gangnes,2008;Xu&Lu,2009;等)。我國經(jīng)濟發(fā)展存在極大的不均衡,出口多由東部省份完成,且國內(nèi)區(qū)域間人均收入相差較大,更為重要的是,我國的加工貿(mào)易多位于東部省份,因此,基于國別層面研究加工貿(mào)易對我國的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的影響,所得到的結(jié)論往往存在一定偏差。因為在大國條件下,加工貿(mào)易對一國不同的區(qū)域和產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的作用可能不盡相同(陳曉華,黃先海,2010)。鑒于此,筆者運用國內(nèi)省級區(qū)域金屬制品(HS4)出口數(shù)據(jù)和人均GDP數(shù)據(jù),首次從省級區(qū)域和亞產(chǎn)業(yè)雙層面出發(fā),對我國特定產(chǎn)業(yè)的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)進(jìn)行測度,以降低區(qū)域發(fā)展差異帶來的有偏影響。在此基礎(chǔ)上,分別從五個層面研究加工貿(mào)易對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)變遷的影響,以揭示加工貿(mào)易對不同區(qū)域和亞產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)變遷的效應(yīng)及其區(qū)別。二、工業(yè)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的測量和分析(一)金屬制品貿(mào)易現(xiàn)有研究多表明中國出口技術(shù)結(jié)構(gòu)迅速攀升出現(xiàn)在近幾年,為此,筆者在數(shù)據(jù)選擇上采用的是本世紀(jì)的年度數(shù)據(jù);由于省級層面出口數(shù)據(jù)和加工貿(mào)易數(shù)據(jù)的可獲得性并不強,目前僅能獲得2002—2008年的出口和加工貿(mào)易數(shù)據(jù)。出口與加工貿(mào)易的數(shù)據(jù)均來自國研網(wǎng)和海關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫,其他數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》和聯(lián)合國統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。由于寧夏和西藏地區(qū)部分年份的數(shù)據(jù)缺失,因此,筆者僅搜集了29個省份的數(shù)據(jù)。另外加工貿(mào)易的數(shù)據(jù)源自國研網(wǎng),具體為:區(qū)域?qū)用娴募庸べQ(mào)易數(shù)據(jù)為中國省級區(qū)域金屬制品各亞產(chǎn)業(yè)來料加工、進(jìn)料加工、出料加工、加工貿(mào)易設(shè)備進(jìn)口和出口加工區(qū)進(jìn)口設(shè)備等貿(mào)易值的總和,亞產(chǎn)業(yè)層面加工貿(mào)易值為我國金屬制品亞產(chǎn)業(yè)層面的上述值的總和。金屬制品產(chǎn)業(yè)是工業(yè)發(fā)展的重要基礎(chǔ)性原材料產(chǎn)業(yè),其產(chǎn)品種類多、應(yīng)用領(lǐng)域廣、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度高,在經(jīng)濟建設(shè)和社會發(fā)展中發(fā)揮著重要作用(國務(wù)院有色金屬振興規(guī)劃,2009)。另外金屬制品的加工貿(mào)易占出口的比例也呈逐年上升的趨勢,該比例已從從2002年的52.99%上升到了2008年的67.04%?？梢娺x用金屬制品產(chǎn)業(yè)作為研究對象,既能體現(xiàn)我國出口技術(shù)結(jié)構(gòu)變遷,又能較好反映加工貿(mào)易的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)變遷效應(yīng)。根據(jù)HS編碼,整個金屬制品劃分在兩章,共10種,分別為:貴金屬制品、鋼鐵、鋼鐵制品、銅及其制品、鎳及其制品、鋁及其制品、鉛及其制品、鋅及其制品、錫及其制品和其他金屬制品。(二)中國金屬制品各亞產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)目前測度一國出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的方法有很多,如Hausmann(2005)的復(fù)雜度指數(shù)法(Exportsophistication)、Finger&Kreinin(1979)的出口相似度(ExportSimilarity)系數(shù)法、Lall(2000)的國別出口分類法以及樊綱和關(guān)志雄等(2006)的顯示性技術(shù)附加值賦值原理等?？紤]到Hausmann模型模型能夠“保證使一些貧窮的小經(jīng)濟體出口被賦予足夠的權(quán)重”(Rodrik,2006),為此,筆者采用Hausmann(2005)對中國出口技術(shù)結(jié)構(gòu)變遷進(jìn)行測度。Hausmann(2005)研究指出,同樣的產(chǎn)品在經(jīng)濟發(fā)展水平較為發(fā)達(dá)的國家進(jìn)行生產(chǎn),其所包含的技術(shù)含量往往高于在經(jīng)濟發(fā)展水平較低區(qū)域生產(chǎn)的產(chǎn)品,此其構(gòu)建產(chǎn)品層面出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的測度方法如(1)式。由于本文還需研究亞產(chǎn)業(yè)層面加工貿(mào)易對亞產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的影響,筆者在(1)式的基礎(chǔ)上構(gòu)建了(2)式,兩式具體如下:PRODYPm=∑jxmj/Xj∑jxmj/XjYj(1)PRODYi=∑mxmxiPRODYPm(2)ΡRΟDYΡm=∑jxmj/Xj∑jxmj/XjYj(1)ΡRΟDYi=∑mxmxiΡRΟDYΡm(2)其中PRODYPm為金屬制品m的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)(具體到HS4位碼),PRODYi為中國金屬制品亞產(chǎn)業(yè)i的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)(具體到HS2位碼)),xmj為j省m產(chǎn)品出口總額,Xj為j省的金屬制品的總出口額,Yj是省份j的人均GDP,xi是中國金屬制品亞產(chǎn)業(yè)i出口總額。PRODYi值越高說明亞產(chǎn)業(yè)i的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)越高,即產(chǎn)品的技術(shù)含量越高。則根據(jù)(1)式和筆者所搜集的數(shù)據(jù),可得我國金屬制品各亞產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)(見表1)。由表1可知,2002—2007年。中國的金屬制品出口技術(shù)結(jié)構(gòu)都呈現(xiàn)遞進(jìn)式上升趨勢。其中絕對值增加最大的是銅及其制品,增加了19787.32元,其次是鎳及其制品,增加了16174.65元;出口技術(shù)結(jié)構(gòu)上升程度最小的是錫及其制品,2002—2007年間僅增加了5468.87元。從排名上看,2002—2007年中國出口的金屬制品中,鋼鐵制品與銅及其制品出口技術(shù)結(jié)構(gòu)最高,而錫及其制品與鋁及其制品的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)一直較低。與前6年相比,2008年的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)值波動較大,導(dǎo)致這一現(xiàn)象的原因可能在于:金融危機爆發(fā)后,金屬制品亞產(chǎn)業(yè)內(nèi)不同技術(shù)含量的產(chǎn)品受到的沖擊不同。部分亞產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)值出現(xiàn)明顯的下降,如鋼鐵制品、銅及其制品與鎳及其制品,這表明金融危機對這些亞產(chǎn)業(yè)的高技術(shù)含量產(chǎn)品產(chǎn)生較大沖擊,使得高技術(shù)含量產(chǎn)品出口減少,進(jìn)而導(dǎo)致出口技術(shù)結(jié)構(gòu)值下降;也有部分產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)顯著上升,如鋼鐵、鋁及其制品、鋅及其制品與錫及其制品等,這表明金融危機對這些亞產(chǎn)業(yè)的低端產(chǎn)品,即低技術(shù)含量的產(chǎn)品產(chǎn)生了較大沖擊,使得高技術(shù)含量的產(chǎn)品出口比例上升,進(jìn)而提高了亞產(chǎn)業(yè)的整體出口技術(shù)結(jié)構(gòu)。僅有貴金屬和鉛及其制品的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)并未呈現(xiàn)明顯的波動,導(dǎo)致這一現(xiàn)象的原因可能在于:金融危機對貴金屬和鉛及其制品內(nèi)部各系列產(chǎn)品的沖擊是均勻的,并沒有向高技術(shù)產(chǎn)品或低技術(shù)產(chǎn)品傾斜。為進(jìn)一步了解金屬制品各亞產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的分布與發(fā)展趨勢,我們對2002—2008年金屬制品亞產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了Kernel密度估計(如圖1),結(jié)果顯示:2002—2008年間,密度估計的峰值呈不斷下降且右移趨勢,曲線從相對狹窄變得“矮”而“寬”。這表明:首先中國金屬制品出口技術(shù)結(jié)構(gòu)呈整體上升趨勢;其次金屬制品各亞產(chǎn)業(yè)的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)差異在加大,產(chǎn)品的多樣性在增加;最后從峰數(shù)上看,2007年與2008年的Kernel密度估計曲線呈現(xiàn)類似正態(tài)分布或?qū)?shù)正態(tài)分布狀的明顯“單峰”,即各行業(yè)的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)向著一個唯一的均衡點收斂,并不存在多重均衡點?？梢?雖然最近幾年行業(yè)間的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)差距在拉大,但并未出現(xiàn)兩極分化的趨勢。(三)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)指數(shù)的測算結(jié)果由Hausmann(2005)模型的第二部分可知:在計算出國家層面的各亞產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)值后,將亞產(chǎn)業(yè)值加總到區(qū)域?qū)用?則可測算出省級區(qū)域產(chǎn)業(yè)層面出口技術(shù)結(jié)構(gòu)。具體計算方法如下:TSjt=x1tXjtPRODY1t+x2tXjtPRODY2t+......xntXjtPRODYnt=∑i=1nxitXjtPRODYit(3)ΤSjt=x1tXjtΡRΟDY1t+x2tXjtΡRΟDY2t+......xntXjtΡRΟDYnt=∑i=1nxitXjtΡRΟDYit(3)其中:TSjt是t年省區(qū)j的金屬制品出口技術(shù)結(jié)構(gòu),這里的權(quán)重是亞產(chǎn)業(yè)i在省區(qū)j中出口商品總額中的份額。在表1計算結(jié)果的基礎(chǔ)上,運用(3)式可得我國內(nèi)地的29個省、自治區(qū)和直轄市2002—2008年的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)指數(shù)。筆者將這29個省區(qū)的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)指數(shù),按區(qū)域劃分進(jìn)一步求均值?？傻帽?。由表2可知:從全國層面上看,金屬制品出口技術(shù)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)顯著的上升趨勢,出口技術(shù)結(jié)構(gòu)均值從2002年的10072.08元上升到了2008年的25193.82元,上升幅度高達(dá)150.14%,這表明我國金屬制品的出口技術(shù)含量有了較大的提升。從區(qū)域?qū)用嫔峡?東部地區(qū)金屬制品的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)一直處于領(lǐng)先地位,中部地區(qū)穩(wěn)居第二,且各區(qū)域間出口技術(shù)結(jié)構(gòu)均值的差異性呈出擴大的趨勢。以以東部均值與中部之差為例,該差值從2002年的1900.26上升到2008年的4225.13,增加了一倍多。從具體省份上看,經(jīng)濟水平較高的省份金屬制品出口技術(shù)結(jié)構(gòu)較高,這也符合了Hausmann(2005)的研究,即產(chǎn)品在經(jīng)濟水平較高的區(qū)域生產(chǎn),其技術(shù)含量相對較高。從省級區(qū)域的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)值上看,浙江的均值最大,其次是天津和廣東。從排名上看,2002—2003年天津的金屬制品出口技術(shù)結(jié)構(gòu)最高,2004—2007年為浙江,而2008年則為北京,且其他省份的排名也常發(fā)生變動,這表明我國金屬制品出口省級區(qū)域間競爭較為激烈。為了進(jìn)一步了解29個省級區(qū)域出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的實際分布狀況及趨勢,筆者對省級區(qū)域的測度結(jié)果進(jìn)行Kernel核密度估計(見圖2)。估計結(jié)果顯示:2002—2008年的密度估計曲線一直向右移,可見省級區(qū)域的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)在考察范圍內(nèi)呈現(xiàn)顯著的提升趨勢;從密度估計曲線的峰數(shù)上看,2006年起出現(xiàn)明顯的“多峰”狀況,2007年有明顯的“兩峰”,2008年雖然只有一明顯的“主峰”,但在“主峰”右側(cè)出現(xiàn)了一個“小峰”,這表明區(qū)域出口技術(shù)結(jié)構(gòu)向著多重均衡點收斂,并且多重均衡收斂具有連續(xù)性,各省級區(qū)域金屬制品出口技術(shù)結(jié)構(gòu)出現(xiàn)了“兩極分化”的趨勢,即“領(lǐng)頭”省份向高水平均衡點收斂,而其他相對落后省份向低水平均衡點收斂。三、加工貿(mào)易對我國出口技術(shù)結(jié)構(gòu)變遷的作用近年來,我國采用大規(guī)模引進(jìn)零件和資本品,再大規(guī)模出口最終產(chǎn)品的方式參與國際分工使得加工貿(mào)易迅猛飛漲(姚洋,張嘩,2008)。于是很多學(xué)者認(rèn)為加工貿(mào)易對我國出口技術(shù)結(jié)構(gòu)變遷發(fā)揮了重要的作用,是出口技術(shù)結(jié)構(gòu)迅速提升的根本原因。但筆者以為在大國條件下,加工貿(mào)易對一國不同的區(qū)域和產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的作用可能不盡相同。本部分從金屬制品高技術(shù)亞產(chǎn)業(yè)和低技術(shù)亞產(chǎn)業(yè)(具體劃分方法為:金屬制品10個產(chǎn)業(yè)中,2002—2008年出口技術(shù)結(jié)構(gòu)均值較高的5個產(chǎn)業(yè)類為高技術(shù)產(chǎn)業(yè),均值相對較低的5個產(chǎn)業(yè)為低技術(shù)產(chǎn)業(yè))以及東部、中部和西部五個層面,就加工貿(mào)易對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的作用進(jìn)行實證分析。(一)口技術(shù)結(jié)構(gòu)變遷對加工貿(mào)易的影響如果從單個省級區(qū)域或亞產(chǎn)業(yè)視角,研究加工貿(mào)易對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的影響。一方面忽略了不同省份可能存在的相似性,且效率較低(馬茲暉,2008);另一方面需大量的時間序列數(shù)據(jù),而目前能獲得的省級和亞產(chǎn)業(yè)層面數(shù)據(jù)相對有限。面板數(shù)據(jù)模型具有“能有效利用存在相似關(guān)系的數(shù)據(jù),擴大回歸樣本容量”的特點(高鐵梅,2007),為此筆者選用面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行實證分析。從我國加工貿(mào)易與出口變遷的歷史進(jìn)程上看,加工貿(mào)易對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)變遷存在一定的作用,而出口技術(shù)結(jié)構(gòu)變遷對加工貿(mào)易也可能產(chǎn)生一定的反作用,即兩者可能存在一定的內(nèi)生性。這種情況下,如果簡單地采用普通面板數(shù)據(jù)模型,可能導(dǎo)致實證檢驗出現(xiàn)低效力甚至是錯誤的結(jié)論,由此得到的估計結(jié)果及其經(jīng)濟含義也將是扭曲的(歐陽志剛,2007)。為此,實證模型必須能夠校正這種可能存在的內(nèi)生性。Kao和Chiang(2000)在對面板OLS模型進(jìn)行研究的基礎(chǔ)上,提出了校正內(nèi)生性的三種估計模型,即偏差修正OLS(bias-correctedOLS,BOLS)、完全修正OLS(fullymodifiedOLS,FMOLS)和動態(tài)OLS(dynamicOLS,DOLS),其還進(jìn)一步指出動態(tài)OLS要比另外兩種方法更優(yōu)越。因為動態(tài)OLS考慮了超前(lead)和滯后(lag)值,在協(xié)整關(guān)系確定的情況下,可以有效地減少偽回歸(韓民春、樊琦,2007)。為此,筆者選擇面板數(shù)據(jù)的動態(tài)OLS模型來研究加工貿(mào)易對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的影響。具體模型如下:yi,t=αi+βxit+∑j=?qqcijΔxi,t+j+vit(4)yi,t=αi+βxit+∑j=-qqcijΔxi,t+j+vit(4)其中cij為誤差修正系數(shù),q為滯后階數(shù),β即協(xié)整估計向量,y為出口技術(shù)結(jié)構(gòu),x為加工貿(mào)易。根據(jù)已獲得的省級區(qū)域和亞產(chǎn)業(yè)兩個截面數(shù)據(jù)的數(shù)量以及時間長度,我們借鑒Kao和Chiang(2000)與韓民春和樊琦(2007)關(guān)于動態(tài)OLS模型的基本研究,在亞產(chǎn)業(yè)層面的研究上我們?nèi)=1,在省級區(qū)域的研究上我們?nèi)=2。(二)面板單位根的定義在對數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析前,需對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗,以確認(rèn)實證結(jié)果是否穩(wěn)健。根據(jù)面板數(shù)據(jù)檢驗參數(shù)的不同,單位根檢驗可以分為兩類:一類是對于所有的個體而言參數(shù)都相同,即所有的面板包含共同的單位根,如LLC檢驗及Hadri檢驗;另一類為不同的個體具有不同的單位根,即允許跨截面變化的出現(xiàn),如IPS檢驗和Fisher-PP檢驗等。在綜合考慮不同檢驗類型和檢驗工具特點的基礎(chǔ)之上,筆者采用LLC檢驗和Fisher-PP檢驗來檢驗出口技術(shù)結(jié)構(gòu)和加工貿(mào)易的單位根,檢驗結(jié)果如表3。結(jié)果表明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)和東部地區(qū)的各變量均為I(1)過程,低技術(shù)產(chǎn)業(yè)、中部和西部的單位根檢驗得到了相同的結(jié)論。(三)面板協(xié)整工具的篩選運用面板數(shù)據(jù)動態(tài)OLS模型進(jìn)行實證分析的前提是各變量之間存在協(xié)整關(guān)系。為此我們在面板單位根檢驗的基礎(chǔ)之上,對五個層面的變量進(jìn)一步作面板協(xié)整檢驗,以考察兩變量之間是否存在長期關(guān)系。出于穩(wěn)健性考慮,本文采用Pedroni(1999)和Kao(1999)提出的協(xié)整檢驗方法來檢驗變量間的協(xié)整關(guān)系。同時考慮到本研究中的檢驗工具需具備較好的小樣本檢驗特性,筆者結(jié)合邵軍和徐康寧(2007)關(guān)于面板協(xié)整工具的研究,對Pedroni(1999)和Kao(1999)的檢驗工具進(jìn)行了篩選,最后選定Pedroni(1999)的Panelv、PanelPP、PanelADF、GroupPP、GroupADF統(tǒng)計量和Kao(1999)的ADF統(tǒng)計量進(jìn)行協(xié)整檢驗。所有檢驗的原假設(shè)都是“不存在協(xié)整關(guān)系”,即如果拒絕原假設(shè)則表明變量間存在長期的協(xié)整關(guān)系(黃先海、陳曉華;2010)。表4報告了各層面出口技術(shù)結(jié)構(gòu)和加工貿(mào)易變量的協(xié)整檢驗結(jié)果:高技術(shù)產(chǎn)業(yè)、東部地區(qū)和中部地區(qū)的統(tǒng)計量均在1%顯著性水平上拒絕了“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè),而低技術(shù)產(chǎn)業(yè)的各統(tǒng)計量至少在5%的顯著性水平上拒絕原假設(shè),西部地區(qū)僅有PanelADF統(tǒng)計量在10%水平上通過顯著性檢驗,其余變量均在1%水平上通過檢驗。可見各層面的兩個變量之間均存在長期的協(xié)整關(guān)系。(四)異方差及時期異差的動態(tài)結(jié)論一般而言,面板數(shù)據(jù)的估計方法有固定效應(yīng)模型(fixedeffect)和隨機效應(yīng)模型(randomeffect)之分,而這兩種估計方法的具體選擇可用通過Hausman檢驗和似然F統(tǒng)計來判別。表5報告了各層面面板數(shù)據(jù)動態(tài)OLS模型選擇的判定結(jié)果:高技術(shù)產(chǎn)業(yè)、東部地區(qū)的Hausman檢驗和似然F統(tǒng)計均在1%的顯著性水平上表明適用固定效應(yīng)模型,其他層面的檢驗至少在5%水平了通過了固定效應(yīng)模型的檢驗,因此五個層面回歸均宜采用固定效應(yīng)。為進(jìn)一步提高動態(tài)OLS回歸結(jié)果的可靠性,筆者采用GLS(Cross-sectionWeights)法和White-period穩(wěn)健法來校正各省級區(qū)域和亞產(chǎn)業(yè)間的異方差(即截面的異方差)及時期異方差帶來的影響。最后得到動態(tài)OLS回歸的結(jié)果(見表6)。由表6可知:五個層面回歸結(jié)果的擬合度均大于0.9,并且回歸方程F檢驗均顯著均通過了1%的顯著性水平檢驗,可見各層面回歸結(jié)果都具有較高的可信度。從產(chǎn)業(yè)層面的具體系數(shù)上看:高技術(shù)金屬制品產(chǎn)業(yè)加工貿(mào)易的系數(shù)達(dá)到了0.20188,且通過了1%的顯著性水平檢驗,這表明加工貿(mào)易對高技術(shù)水平金屬制品產(chǎn)業(yè)的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)具有明顯的促進(jìn)作用;低技術(shù)產(chǎn)業(yè)加工貿(mào)易的回歸系數(shù)為-0.030053,也通過了1%的顯著性水平的檢驗,可見加工貿(mào)易對低技術(shù)水平的金屬制品產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)具有負(fù)作用。從區(qū)域?qū)用娴木唧w系數(shù)上看,各區(qū)域加工貿(mào)易的系數(shù)均通過了1%的顯著性水平檢驗,但僅有東部地區(qū)的系數(shù)大于零(為0.474283),中部和西部地區(qū)的回歸系數(shù)均小于零(分別為-0.227715,-0.284526),可見加工貿(mào)易對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)較高的區(qū)域(東部)具有較強的推進(jìn)作用,而對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)相對較低的區(qū)域(中西部)具有明顯的負(fù)作用。綜上可知:加工貿(mào)易僅對東部地區(qū)和高技術(shù)亞產(chǎn)業(yè)的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)提升具有顯著的促進(jìn)作用,而對中、西部地區(qū)以及低技術(shù)亞產(chǎn)業(yè)的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)具有顯著的負(fù)作用,西部地區(qū)的負(fù)作用略大于中部地區(qū);并且加工貿(mào)易對東部金屬制品產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的提升作用明顯大于高技術(shù)產(chǎn)業(yè),中西部的負(fù)作用明顯大于低技術(shù)金屬制品產(chǎn)業(yè)。這一結(jié)論同時也說明了我國金屬制品產(chǎn)業(yè)的國內(nèi)分布現(xiàn)狀,即高技術(shù)的金屬制品產(chǎn)業(yè)多位于東部地區(qū),低技術(shù)的金屬制品產(chǎn)業(yè)多位于中西部地區(qū)?？梢妼τ诖髧?加工貿(mào)易對于不同地區(qū)和產(chǎn)業(yè)的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的作用是不一致的,這證實了前文的推測。另外,一國出口技術(shù)結(jié)構(gòu)升級主要源于高技術(shù)含量產(chǎn)業(yè)和發(fā)達(dá)區(qū)域的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)提升,而加工貿(mào)易對二者都具有顯著的正作用,可見,加工貿(mào)易對我國整體出口技術(shù)結(jié)構(gòu)具有顯著的促進(jìn)作用。四、亞產(chǎn)業(yè)和省級區(qū)域之間的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)差異不斷擴本文基于國內(nèi)省級區(qū)域2002—2008年金屬制品出口數(shù)據(jù),運用Hausmann(2005)模型從亞產(chǎn)業(yè)和省級區(qū)域?qū)用鎸ξ覈饘僦破返某隹诩夹g(shù)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了測度,并進(jìn)一步運用Kernel密度估計分析了其分布狀況。在此基礎(chǔ)上,運用Kao和Chiang(2000)的OLS模型研究了加工貿(mào)易對各層面金屬制品出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的作用,得到的結(jié)論與啟示主要有:首先,我國金屬制品出口技術(shù)結(jié)構(gòu)較高的省份多為經(jīng)濟較為發(fā)達(dá)的東部省份,中西部區(qū)域的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)相對較低。其中最高的三個省市分別為浙江、天津和江蘇,而且