地區(qū)專業(yè)化能否提高我國的出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度？

一、前言進入21世紀，我國對外貿(mào)易迅速發(fā)展。1978-2008年間，中國對外貿(mào)易的年均增長率達到了17.4%，遠高于世界同期6%的增長速度。貿(mào)易規(guī)模逐步增加的同時，中國出口的技術(shù)結(jié)構(gòu)正由低技術(shù)附加值向高技術(shù)附加值轉(zhuǎn)變，出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度有了顯著提高（Rodrik，2006；Schott，2008；文東偉和冼國明，2009）。那么影響我國出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度的因素是什么呢？這一問題，引起學(xué)者們的廣泛關(guān)注。根據(jù)Hausmann和Rodrik（2003）的“成本發(fā)現(xiàn)”理論，在經(jīng)濟全球化背景下，出口企業(yè)在開發(fā)和生產(chǎn)高技術(shù)水平商品過程中所產(chǎn)生的“示范效應(yīng)”，能夠吸引生產(chǎn)要素向相關(guān)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，從而可以帶動總體生產(chǎn)率的提高。部分學(xué)者認為，F(xiàn)DI的流入可以帶來技術(shù)溢出效應(yīng)和國內(nèi)產(chǎn)業(yè)的“學(xué)習(xí)效應(yīng)”，F(xiàn)DI的流入（主要是來自于OECD的外商獨資企業(yè)）提高了中國的出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度，特別是加入WTO后，這種影響尤為明顯（Xu和Lu，2009）。也有學(xué)者認為，加工貿(mào)易在中國出口貿(mào)易的比重較大，在促進貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級中也發(fā)揮了舉足輕重的作用（Amiti和Freund，2008）。另一部分學(xué)者則持有不同意見，認為FDI和加工貿(mào)易僅能解釋我國出口產(chǎn)品單位價值的提高，卻不足以說明中國與高收入國家在貿(mào)易結(jié)構(gòu)上的相似性，政府對高科技園區(qū)的稅收優(yōu)惠政策和人力資本的增加是中國出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度提高的重要原因（Wang和Wei，2008）。上述文獻大多從FDI、貿(mào)易和政府政策等角度研究出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度問題。MAR外部性理論和Jacobs外部性理論為本文研究出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度提供了新的視角。MAR（Marshall-Arrow-Romer）的外部性理論①認為，知識溢出主要產(chǎn)生于產(chǎn)業(yè)內(nèi)部不同企業(yè)之間，產(chǎn)業(yè)在地理上的專業(yè)化由于空間鄰近更有利于知識在產(chǎn)業(yè)內(nèi)傳播，提高了產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新能力（VanderPanne，2004）。同時，熟練勞動力在產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的自由流動和輔助性行業(yè)的專業(yè)化生產(chǎn)，提高了生產(chǎn)效率。創(chuàng)新能力的加強和生產(chǎn)效率的提高導(dǎo)致了出口技術(shù)含量的提高。從MAR的外部性理論觀點可以得出地區(qū)專業(yè)化有利于技術(shù)含量提高的結(jié)論。而Jacobs外部性理論則得出相反的結(jié)論，Jacobs的外部性理論認為，最重要知識溢出往往來自于核心產(chǎn)業(yè)之外，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)多樣化能導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)之間更多的交流，從而產(chǎn)生更具有生產(chǎn)力的新思想和新組合，大量多樣化的產(chǎn)業(yè)在相近地域上的集中比那些相近產(chǎn)業(yè)的集中更能促進創(chuàng)新（Feldman和Audretsch,1999；VanOort，2002）。同時，產(chǎn)業(yè)多樣化可以提供更多的中間品投入種類。創(chuàng)新思想的多元化和差異化產(chǎn)品可以提高出口貿(mào)易的技術(shù)含量（Levin和Tadelis，2007）。那么，地區(qū)產(chǎn)業(yè)專業(yè)化和產(chǎn)業(yè)多樣性哪個更有利于提高我國出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度呢？需要進一步研究。對于落后的發(fā)展中國家而言，如何實現(xiàn)經(jīng)濟的趕超和快速增長是這些國家最為關(guān)注的問題之一。而貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長的影響已經(jīng)為大量經(jīng)驗研究所證實。因此，研究地區(qū)專業(yè)化與出口技術(shù)復(fù)雜度之間的關(guān)系具有非常強的理論和現(xiàn)實意義，對于進一步推動貿(mào)易結(jié)構(gòu)乃至產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有重要的政策含義。雖然已有研究對FDI、加工貿(mào)易和基礎(chǔ)設(shè)施等與出口技術(shù)含量的關(guān)系進行了考察，但還沒有文獻對地區(qū)專業(yè)化（或地區(qū)產(chǎn)業(yè)多樣性）與出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度之間的關(guān)系進行探討。與以往文獻相比，本文在以下兩個方面有所貢獻：第一，在實證方面，本文采用2002-2008年4位HS分類的分省分行業(yè)出口數(shù)據(jù)，采用Hausmannetal.（2005）的方法測算了30個省（直轄市、自治區(qū)）的出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度；第二，分別運用分位數(shù)回歸法、普通最小二乘估計和廣義矩估計方法檢驗地區(qū)專業(yè)化對出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度的影響，研究結(jié)果顯示地區(qū)專業(yè)化對出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度的影響存在明顯的倒U型效應(yīng)。這些基本結(jié)論對于貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級和產(chǎn)業(yè)的合理布局具有一定的參考意義。二、計量模型的建立和數(shù)據(jù)說明1.計量模型的建立具體地，我們采用如下方程進行計量估計：ETS=α+βSpecialization+γCV+u（1）式（1）中，ETS代表各地區(qū)出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度；Specialization代表地區(qū)專業(yè)化；CV代表其他控制變量，包括地區(qū)研發(fā)強度（RD）、人力資本稟賦（Human）、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)（Road）、地區(qū)開發(fā)度（Openness）、外資進入程度（FE）和金融發(fā)展指標（FD）；u為誤差項。本文在進行實證檢驗過程中，將主要考察地區(qū)專業(yè)化（Specialization）與出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度（ETS）之間的關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，加入控制變量，考察在其他影響因素存在的情況下，地區(qū)專業(yè)化對出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度影響的穩(wěn)健性。之所以選擇上述控制變量，主要基于以下幾方面的考慮：第一，研發(fā)是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的支撐，研發(fā)投入在一定程度上決定了技術(shù)創(chuàng)新的質(zhì)量，因此需控制地區(qū)研發(fā)強度指標（RD）。第二，人力資本對技術(shù)進步有重要影響（Lucas，1988），由要素稟賦理論可知，人力資本稟賦相對豐裕的地區(qū)在技術(shù)或知識密集型產(chǎn)品上擁有比較優(yōu)勢，因此需要控制人力資本稟賦指標（Human）。第三，基礎(chǔ)設(shè)施水平的提高不僅可以提高企業(yè)的出口深度，而且還能夠促使更多的企業(yè)進行出口，增加出口的廣度，特別是對于那些技術(shù)復(fù)雜度較高的產(chǎn)品而言，其影響尤為明顯（Lai，2006；王永進等，2010），因此需要控制基礎(chǔ)設(shè)施指標（Road）。第四，企業(yè)參與國際貿(mào)易，通過學(xué)習(xí)效應(yīng)和市場競爭效應(yīng)可以提升自身的技術(shù)水平。同時，跨國公司往往是先進技術(shù)的所有者和技術(shù)外溢的主體，F(xiàn)DI的流入可以降低技術(shù)的研發(fā)和學(xué)習(xí)成本。因此，需控制地區(qū)開放度指標（Openness）和外資進入程度指標（FE）。第五，金融發(fā)展促使企業(yè)加大對創(chuàng)新資本的投入量，不僅可以使企業(yè)在生產(chǎn)中獲得放大性的效應(yīng)，而且也使企業(yè)在產(chǎn)品創(chuàng)新和改良過程中提高了技術(shù)在生產(chǎn)要素中的比例，有利于出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度的提高，因此需要控制金融發(fā)展指標（FD）。2.指標說明（1）地區(qū)專業(yè)化指數(shù)衡量地區(qū)專業(yè)化水平的指標有多種，認可度較高的是Krugman專業(yè)化指數(shù)、區(qū)位商指數(shù)和Ellison-Glaeser系數(shù)等。Ellison-Glaeser系數(shù)是1997年由Ellison和Glaeser建立的。該指標采用分解Herfindahl相關(guān)產(chǎn)業(yè)序數(shù)的方法，并合理控制了工廠規(guī)模分布的差異，能夠反映行業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)對地區(qū)專業(yè)化程度的影響，被認為是衡量專業(yè)化程度一個較好的方法。但由于無法獲得計算Herfindahl系數(shù)所需的微觀數(shù)據(jù)，因此無法使用Ellison-Glaeser系數(shù)。本文選擇了比較常用的Krugman專業(yè)化指數(shù)來衡量地區(qū)專業(yè)化程度，同時運用區(qū)位商指數(shù)作為穩(wěn)定性檢驗指標。Krugman專業(yè)化指數(shù)：它測度的是第i個地區(qū)與其余地區(qū)平均水平的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異程度。Krugman（1991）、Midelfart-Knarviketal.（2000）、范劍勇（2004）、黃玖立和李坤望（2006）以及冼國明和文東偉（2006）在研究中均采用了這一指標來衡量地區(qū)專業(yè)化水平。Krugman專業(yè)化指數(shù)的計算公式為：（2）出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度經(jīng)濟學(xué)常以一國（地區(qū)）的勞動生產(chǎn)率反映該國（地區(qū)）的技術(shù)水平，因此測定中國各國（地區(qū)）出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度（ExportTechnologysophistication，ETS）最直接的方法是：對每一類產(chǎn)品的勞動生產(chǎn)率，以該國或該地區(qū)各類產(chǎn)品出口占總出口的份額為權(quán)重加權(quán)求和，公式如下：公式（6）的優(yōu)點是考慮了該產(chǎn)品生產(chǎn)的勞動生產(chǎn)率的國別（或地區(qū)）差異，但在各種統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫中無法獲得各國（或地區(qū)）的每一類產(chǎn)品勞動生產(chǎn)率數(shù)據(jù)。為了測算出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度，當(dāng)前的研究均假定：同一類產(chǎn)品在不同國家（或地區(qū)）的勞動生產(chǎn)率都是相同的，但不同類產(chǎn)品的勞動生產(chǎn)率是有差異的。地區(qū)貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度的不同主要在于地區(qū)出口結(jié)構(gòu)的不同，而非同一產(chǎn)品在不同地區(qū)的技術(shù)差異。基于這樣的考慮，當(dāng)前的研究通過對各國（或地區(qū)）人均收入加權(quán)求和的方式，為產(chǎn)品i間接測算一個共同的勞動生產(chǎn)率水平，即。本文借鑒了Hausmannetal.（2005）和樊綱等（2006）的研究方法，假定某類產(chǎn)品若在高收入水平的國家（或地區(qū)）生產(chǎn)，其顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)相對較高，則與該產(chǎn)品相關(guān)的勞動生產(chǎn)率水平也就越高。采用各國（或地區(qū)）各類產(chǎn)品的顯示比較優(yōu)勢指數(shù)占世界各國（或地區(qū)）同類產(chǎn)品顯示比較優(yōu)勢指數(shù)之和的份額作為該國人均收入的權(quán)重，以此來測算各國（或地區(qū)）共同的勞動生產(chǎn)率，即：上述測算方法為本文測算中國各省份（直轄市、自治區(qū)）的出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度提供了依據(jù)，本文同樣假定在中國各省份（直轄市、自治區(qū)）同一類產(chǎn)品的勞動生產(chǎn)率是相同的，不同類產(chǎn)品的勞動生產(chǎn)率是有差異的，地區(qū)出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度的不同主要在于地區(qū)出口結(jié)構(gòu)的不同。由公式（5）、（6）和（7）可以得到中國各省份（直轄市、自治區(qū)）的出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度，如下：（3）其他變量的構(gòu)造說明研發(fā)強度（RD）采用各省（直轄市、自治區(qū)）研發(fā)投入除以地區(qū)GDP表示；人力資本稟賦（Human）采用各省（直轄市、自治區(qū)）高等學(xué)校在校生人數(shù)除以地區(qū)人口總數(shù)表示；基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)（Road）采用各省（直轄市、自治區(qū)）人均公路里程數(shù)表示；地區(qū)開放程度（Openness）采用各省（直轄市、自治區(qū)）進出口貿(mào)易總額除以地區(qū)GDP表示；外資進入程度（FE）采用各省（直轄市、自治區(qū)）FDI流量除以地區(qū)GDP表示；金融發(fā)展（FD）采用樊綱和王小魯（2009）金融業(yè)的競爭指數(shù)和信貸資金分配的市場化指數(shù)加權(quán)得到②。3.數(shù)據(jù)來源本文采用30個省市（直轄市、自治區(qū)）2002-2008年數(shù)據(jù)。其中，出口貿(mào)易數(shù)據(jù)來自國研網(wǎng)對外貿(mào)易數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫提供了各省份按4位HS分類的對外貿(mào)易數(shù)據(jù)；高等學(xué)校在校生人數(shù)、地區(qū)研發(fā)總額、地區(qū)人口數(shù)、FDI流量、貿(mào)易總額、地區(qū)GDP和地區(qū)公路里程數(shù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》；金融發(fā)展指數(shù)來自樊綱和王小魯主編的《中國市場化指數(shù)：各地區(qū)市場化相對進程2009年報告》。表1報告了主要變量的統(tǒng)計性描述。三、計量估計結(jié)果的說明在計量模型建立的基礎(chǔ)上，本節(jié)對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響因素進行計量檢驗，并重點考察地區(qū)專業(yè)化對出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度影響的重要性。本文首先采用分位數(shù)回歸（QuantileRegression）、普通最小二乘法（OLS）和廣義矩估計法（GMM）進行計量檢驗，然后，采用區(qū)位商指數(shù)（LQ）作為Krugman專業(yè)化指數(shù)（Specialization）的替代指標，對模型作進一步估計，以考察估計結(jié)果的穩(wěn)健性。1.分位數(shù)回歸（QuantileRegression）由文獻可知，MAR外部性和Jacobs外部性可能會對出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生不同方向的影響，地區(qū)專業(yè)化與出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度之間的關(guān)系并不明確。在不同出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度水平下，地區(qū)專業(yè)化可能會產(chǎn)生不同的影響。為了檢驗兩者間深層次關(guān)系，本文首先運用分位數(shù)回歸方法進行計量檢驗③。分位數(shù)回歸方法可以區(qū)分在條件分布的不同位置，出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度影響因素效應(yīng)大小的變化趨勢。本文選擇9個具有代表性的分位點0.1～0.9。從表2中發(fā)現(xiàn)，通過分位數(shù)回歸方法得到的地區(qū)專業(yè)化的邊際系數(shù)大小和顯著性隨著出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度在條件分布的不同位置而發(fā)生變動。總體來看，地區(qū)專業(yè)化對低端和高端出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度影響不大。具體地，當(dāng)分位數(shù)位于10%和20%時，地區(qū)專業(yè)化對出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度的影響不顯著。但當(dāng)分位數(shù)增加到30%～60%區(qū)間時，系數(shù)顯著性提高，但系數(shù)大小呈現(xiàn)明顯的先增加后減小的趨勢（如圖1和表2所示）。當(dāng)分位數(shù)位于70%時，系數(shù)變得不顯著，即在此區(qū)間內(nèi)，隨著地區(qū)專業(yè)化的增加，出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度變化趨勢不明顯。分位數(shù)到80%和90%時，系數(shù)出現(xiàn)負值，比如上海、北京、江蘇和廣東等地區(qū)出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度遠遠高于全國平均水平，這些地區(qū)若過度專注于發(fā)展幾個產(chǎn)業(yè)，可能會抑制該地區(qū)出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度的進一步提升。圖1報告了各變量系數(shù)在不同分位點上的系數(shù)變化趨勢。依據(jù)以上分析，本文預(yù)測地區(qū)專業(yè)化對出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度也有可能呈倒“U”型曲線關(guān)系。當(dāng)然，上述結(jié)論只是初步的，穩(wěn)健性有待進一步檢驗。因此，我們對結(jié)果的解釋留在下文討論。2.普通最小二乘估計（OLS）依據(jù)上文預(yù)測，本文認為地區(qū)專業(yè)化與出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度呈倒“U”型曲線關(guān)系。MichaelFritsch和ViktorSlavtchev（2010）對地區(qū)專業(yè)化與創(chuàng)新效率的計量檢驗是采用加入地區(qū)專業(yè)化的平方項進行的，本文借鑒這一方法，采用如下方程進行計量估計：公式（9）中，（Specialization）2是Specialization的平方項，其他控制變量保持不變。表3中的方程（10）報告了普通最小二乘法的估計結(jié)果，比較各列的估計結(jié)果我們得到如下結(jié)論：第一，地區(qū)專業(yè)化的平方項系數(shù)顯著為負。因此，地區(qū)專業(yè)化（Specialization）與出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度（ETS）之間呈倒“U”型曲線關(guān)系。這是MAR外部性和Jacobs外部性的相對效應(yīng)在出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度的不同水平上各有體現(xiàn)的結(jié)果。在出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度處在較低水平時，對產(chǎn)品技術(shù)含量要求并不高，地區(qū)專業(yè)化可以保證通過行業(yè)內(nèi)部的知識和技術(shù)溢出促進技術(shù)創(chuàng)新（VanderPanne，2004），且勞動力搜尋成本的降低和信息的溢出可以使集聚企業(yè)的生產(chǎn)效率高于單個的分散企業(yè)。因此，地區(qū)專業(yè)化的規(guī)模經(jīng)濟增強了出口產(chǎn)品的技術(shù)含量。但隨著出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度的提高，出口產(chǎn)品要求中間品投入種類更加多樣化，產(chǎn)品創(chuàng)新更加多元化，地區(qū)專業(yè)化的行業(yè)內(nèi)部機制滿足不了高標準創(chuàng)新的要求，而行業(yè)多樣性可以通過行業(yè)間動態(tài)的知識外部性和產(chǎn)業(yè)集聚促進產(chǎn)業(yè)間的技術(shù)擴散和中間品投入種類的多樣化（Jacobs，1969；VanOort，2002），產(chǎn)業(yè)間協(xié)同創(chuàng)新和差異化產(chǎn)品提高了出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度。第二，地區(qū)研發(fā)強度（RD）和人力資本稟賦（Human，）對出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度（ETS）具有正向效應(yīng)。技術(shù)進步的一個重要途徑是自主研究與開發(fā)，研發(fā)活動能夠創(chuàng)造和積累知識，促進產(chǎn)品創(chuàng)新和工藝創(chuàng)新，進而可以提高出口貿(mào)易技術(shù)含量。另外，較高的人力資本水平能夠降低工人的學(xué)習(xí)時間，提高技術(shù)采用速度，并有助于勞動分工的深化和生產(chǎn)效率的改善，因而有助于出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度的提高。第三，基礎(chǔ)設(shè)施（Road）對出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度具有正向影響。與國內(nèi)貿(mào)易相比，國際貿(mào)易涉及更多的風(fēng)險和不確定性（Rodrik，2006），這就要求企業(yè)必須根據(jù)外部市場需求和供給狀況對生產(chǎn)要素進行及時調(diào)整。而完善的基礎(chǔ)設(shè)施則能夠為企業(yè)節(jié)約庫存和減少中間品采購的運輸成本，有利于企業(yè)及時有效地調(diào)整生產(chǎn)要素（Morenoetal.，2002；Lai，2006；王永進等，2010）。同時，“商品屬性越是復(fù)雜多樣和易變，則越容易受到外部風(fēng)險和不確定性的影響”（Berkowitzetal.，2006）。因此，完善的基礎(chǔ)設(shè)施有助于出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度的提高。第四，貿(mào)易開放度（Openness）和外資進入程度（FE）對出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度（ETS）具有正向效應(yīng)。一方面，國內(nèi)企業(yè)參與國際貿(mào)易，可以通過學(xué)習(xí)效應(yīng)和市場競爭效應(yīng)提升自身的技術(shù)水平，從而間接地促進出口技術(shù)復(fù)雜度的提高。另一方面，在全球生產(chǎn)分割的背景下，越來越多跨國公司選擇在全球范圍內(nèi)配置資源，F(xiàn)DI的流入可以帶來技術(shù)溢出效應(yīng)和國內(nèi)產(chǎn)業(yè)的“學(xué)習(xí)效應(yīng)”，F(xiàn)DI的流入提高了中國的出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度（Xu和Lu，2009）。第五，金融發(fā)展（FD）對出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度（ETS）具有正向影響。首先，金融發(fā)展可以有效規(guī)避風(fēng)險。金融產(chǎn)品創(chuàng)新功能可以幫助企業(yè)以多樣化方式來應(yīng)付對外貿(mào)易經(jīng)營中的風(fēng)險，改善企業(yè)對外經(jīng)營中的貿(mào)易環(huán)境，營造企業(yè)以技術(shù)運用為主體的貿(mào)易氣氛，為企業(yè)進行改良式的貿(mào)易運作奠定基礎(chǔ)。其次，金融發(fā)展可以減少融資成本。存在較強外部融資需求的行業(yè)，能從多元化的金融體系中尋求外部融資，減少行業(yè)進行創(chuàng)新活動的外部融資成本，增加企業(yè)創(chuàng)新的動力。再次，金融發(fā)展可以充分發(fā)揮金融體系的資金配置功能。通過金融產(chǎn)品定價引導(dǎo)流動性進入外部金融依賴較強和資本邊際收益率高的資本或技術(shù)密集型出口行業(yè)，因而提高了出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度。3.廣義矩估計結(jié)果（GMM）Roberts和Tybout（1997）研究表明，企業(yè)出口行為存在普遍的滯后性，其原因是在進入出口市場時存在顯著的市場進入成本。正因為出口市場進入所產(chǎn)生的不可撤銷投資成本的存在，企業(yè)一旦選擇進入出口市場，其出口行為將呈現(xiàn)持續(xù)性特征（王永進等，2010）。因此有必要在回歸方程中引入一階滯后項，但是在引入該項后，采用面板數(shù)據(jù)方法進行估計時將會產(chǎn)生內(nèi)生性問題，GMM方法則可以有效解決該問題。目前，動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型主要有兩種估計方法：差分GMM和系統(tǒng)GMM。表3中的方程（11）和（12）分別報告了面板數(shù)據(jù)差分GMM和系統(tǒng)GMM的估計結(jié)果。從估計結(jié)果來看，地區(qū)專業(yè)化（Specialization）對出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度（ETS）的影響與普通最小二乘估計結(jié)果基本一致，說明普通最小二乘估計是穩(wěn)健的。地區(qū)研發(fā)強度（RD）和金融發(fā)展（FD）系數(shù)依然顯著為正，外資進入程度（FE）系數(shù)顯著性明顯提高，說明人力資本水平、金融發(fā)展和外資進入對出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度的正向影響比較穩(wěn)定。而人力資本稟賦（Human）、基礎(chǔ)設(shè)施（Road）、地區(qū)貿(mào)易開放度（Openness）的估計系數(shù)變得不夠穩(wěn)定。4.穩(wěn)健性檢驗為了驗證模型估計結(jié)果的穩(wěn)健性和敏感度，我們采用區(qū)位商指數(shù)作為地區(qū)專業(yè)化的替代指標，對模型作進一步估計。估計結(jié)果如表4所示。其中，方程（13）是對普通最小二乘估計的穩(wěn)健性檢驗，方程（14）和方程（15）分別為差分GMM和系統(tǒng)GMM的穩(wěn)健性檢驗。估計結(jié)果顯示，無論是地區(qū)專業(yè)化指數(shù)，還是其他控制變量，其相應(yīng)系數(shù)和顯著性都沒有太大變化，說明上述回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。四、結(jié)論本文運用2002-2008年分省分行業(yè)出口數(shù)據(jù)，采用Hausmannetal.（2005）的方法測算了30個省份的出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度，同時采用Krugman專業(yè)化指數(shù)作為各省份地區(qū)專業(yè)化指數(shù)。本文首先運用分位數(shù)回歸法對地區(qū)專業(yè)化和出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度的關(guān)系進行了計量估計。在控制了地區(qū)研發(fā)強度、人力資本稟賦、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、地區(qū)開放度、外資進入程度和金融發(fā)展等變量后，研究發(fā)現(xiàn)：在出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度的不同分位數(shù)水平，地區(qū)專業(yè)化程度影響大小和顯著性水平視分位點的位置而定。隨后，本文運用普通最小二乘估計和廣義矩估計方法進一步檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：地區(qū)專業(yè)化和出口貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度之間呈倒“U”型曲線關(guān)系。這是MAR外部性和Jacobs外部