中国出口技术复杂度测算及影响因素研究

2014-08-22赵红彭馨

中国软科学 2014年11期

赵红，彭馨

(1. 重庆大学经济与工商管理学院，重庆 400044；2.重庆大学公共管理学院，重庆 400044)

一、引言

出口技术复杂度反映一国或地区出口商品结构，并能在一定程度上反映该国或地区出口产品技术含量及国际分工地位[1-2]。近年来，随着我国出口产品技术水平的提高，学术界对我国出口贸易的研究重点开始转向出口产品质量和结构，出口技术复杂度逐渐成为我国对外贸易研究热点[3-10]。我国出口贸易额从2000年的2492亿美元，攀升至2012年的38668亿美元，增长了5.27倍，实现了外贸出口规模的“井喷式”增长。然而，在我国出口贸易迅速增长的同时，也存在一些问题和障碍，其中一个较为突出的问题越来越受到学术界关注：我国出口贸易仍以粗放型中低端制造业为主，且出口产品较为单一，多以技术含量不高的机电类产品为主。正是在这种背景下，有关部门在继续稳定我国出口贸易总量增长的同时，对其向产业价值链中高端转移和攀升，及提高我国出口产品技术含量的关注愈来愈高。

就出口技术复杂度问题，学术界存在两种不同观点。一种观点认为，近十几年来，中国、印度等新兴国家出口商品技术复杂度有显著提升。如Hausmann(2005)采用出口产品技术含量指数对中国与其他国家出口技术含量进行计算和比较，研究发现中国出口技术含量三倍于与其具有同等人均GDP水平的经济体[1]。Rodrik(2006)发现较之于相近发展水平的国家，中国、印度等国出口复杂度明显偏高，引起了关于出口技术复杂度的“异常性”争论，也就是“Rodrik悖论”，即人均收入水平相似的地区或国家，其出口技术复杂度明显不同[7]。Schott(2006)认为中国与OECD发达经济体出口商品结构具有很高相似程度[8]。Bosworth等(2007)研究发现印度服务贸易生产率得到提高的主要原因之一在于其服务贸易出口技术含量的提升[11]。Lemoine 等(2008)发现自2004年起，中国开始超过美国成为全球高科技产品最大出口国家[12]。Fontagne等(2007)，Bensidoun 等(2009)研究也认为中国出口商品技术复杂度与美国、OECD国家相似，甚至具有一定程度超越性[13-14]。Ferrantino 等(2007)、 Harding和Javorcik(2009)研究结果发现FDI对发展中国家出口的单位价值有正的促进作用，进而证明FDI能有效提高发展中国家的出口技术复杂度[15-16]。

而另一种观点认为，中国出口技术复杂度近些年来没有显著提高，如Lall 等(2006)认为较之1990年，2000年中国出口商品技术复杂度没有上升反而显著下降[17]。Kumakura(2007)发现贫穷国家的出口技术复杂度倾向较之于其收入水平偏大[18]。Amiti和Freund(2008)实证检验结果认为剔除加工贸易出口产品后1992、2005年非加工贸易出口产品的技术复杂度并没有显著提高[19]。Van Assche和 Gangnes B.(2008)发现我国电子行业不存在“Rodrik Paradox”[20]。Xu B.(2009)测算了中国一篮子出口商品技术含量，发现尽管在一定程度上中国一篮子出口商品技术含量存在微小上升趋势，但是这种上升趋势不显著[21]。

就国内研究来说，黄先海等(2010)认为经济增长是我国出口产品技术复杂度提升的重要原因[22]。祝树金等(2010)发现资本劳动比等因素对出口技术复杂度存在显著正效应，然而自然资源禀赋会不利于出口产品技术升级[23]。王永进等(2011)通过对101个国家的出口技术复杂度进行测算，结果显示基础设施对各国出口技术复杂度具有显著推动作用[24]。陈晓华等(2011)对省级区域劳动、资本密集型产业出口技术复杂度赶超系数进行测度，发现出口技术复杂度赶超经济增长的作用力是明显非线性的[25]。齐俊妍等(2011)发现金融发展能有效解决逆向选择并促使一国生产和出口高技术复杂度产品[26]。丁小义等(2013)对中国出口技术复杂度进行测算，发现以前学者计算的出口技术复杂度被高估，中国不存在“Rodrik悖论”[27]。

现有国内外学者的研究对于我们深入认识出口技术复杂度及其影响因素，无疑具有重要参考价值和意义，但已有研究仍有进一步探讨的必要和空间，其突出表现有：(1)针对出口技术复杂度的测算，现有研究大都停留在国家层面的分析上，较少从产品层面，尤其是我国典型出口产品层面进行探讨。(2)现有研究大都着眼于全国层面的探讨，从区域视角就出口技术复杂度展开讨论的还很少见，而就各省级单位出口技术复杂度与其人均收入间关系展开讨论的十分鲜见。

在对出口技术复杂度影响因素的选择上，本文弥补了以往学者对自主创新能力的忽略，将自主创新能力指标，即R&D投入、专利申请数，引入模型，以观察它们在出口技术复杂度方面所产生的作用。

二、出口技术复杂度测算及分析

(一)出口技术复杂度测算方法

Hausmann R.(2005)、Rodrik D.(2006)利用出口技术复杂度衡量一国出口商品技术含量和商品结构[1, 7]。该指标假设出口产品技术含量与出口国人均收入水平相关，以出口国各产品出口额占其出口总额的比重为权重，对其人均收入进行加权平均。本文借鉴Hausmann、Rodrik的计算方法，对我国产品层面、国家层面出口技术复杂度进行计算，具体测算过程如下：

(1)

其中，Exteci指产品i出口技术复杂度。xji表示一国或地区j产品i的出口额，Xj是一国或地区j的出口总额。Yi代表一国或地区j人均国民收入，其值由购买力平价(PPP)计算得出。

利用公式(1)计算某一商品出口技术复杂度后，通过以下公式计算全国或某省级单位出口技术复杂度：

(2)

上式中，Extecj为一国或地区j的出口技术复杂度，xi为一国或地区商品i的出口额，X为该国或地区出口总额, Exteci为商品i的出口技术复杂度。

(二)数据来源及产品选择

鉴于篇幅和数据的可获得性，选取2012年贸易出口额在全球贸易出口总额中排名前41位里除沙特阿拉伯、卡塔尔、哈萨克斯坦以外的38个国家为样本对象*虽然该三国贸易出口额在全球贸易出口总额中排名第15、31及36，但鉴于其GDP主要来源于资源出口，而非技术进步，故将其剔除。。这38个国家在1997—2012样本区间的任意一个年度内的贸易出口总额，在全球贸易出口总额中所占的份额最低也达到了86.52%。因此，本部分所选取的这38个国家或地区在样本期间具有较高代表性*这38个国家(地区)分别为：中国、美国、德国、日本、法国、荷兰、韩国、俄罗斯、意大利、中国香港、英国、加拿大、比利时、新加坡、墨西哥、印度、西班牙、澳大利亚、巴西、泰国、马来西亚、瑞士、印度尼西亚、波兰、瑞典、挪威、奥地利、土耳其、尼日尼亚、爱尔兰、越南、丹麦、匈牙利、南非、阿根廷、斯洛伐克、智利、芬兰。。

本文产品选择依据：首先，根据国际海关理事会制定的HS二位编码的22类商品分类，对我国22大类出口产品的技术复杂度进行测算；其次，我们进一步将2012年中国4500种HS六位编码的出口额数据进行降序排列，发现排名前27种产品出口额均在100亿美元以上，并且这27种产品出口总额为6875.739亿美元，占4500种产品出口总额22090.073亿美元的比重达到31.126%，因此，本部分将以2012年这27种典型出口产品为基准，将2006年及2000年同种产品出口复杂度进行测算、分析。

在计算我国各省份出口技术复杂度时，鉴于西藏、新疆、宁夏三个省级单位部分年份数据缺损不全，故未将其纳入本文研究。因此，本文探讨的省级单位有：北京bj、天津tj、河北heb、山西sx、内蒙古nmg、辽宁ln、吉林jl、黑龙江hlj、上海sh、江苏js、浙江zj、安徽ah、福建fj、江西jx、山东sd、河南hen、湖北hb、湖南hun、广东gd、广西gx、海南han、重庆cq、四川sc、贵州gz、云南yn、陕西shx、甘肃gs、青海qh，共28个省级单位。全国代码为qg。

国家(地区)人均GDP 数据来自世界银行世界发展指标数据库( World Bank World Development Indicator Database)，其余数据来自《中国统计年鉴》、联合国商品贸易统计数据库(UN Comtrade)。

(三)我国出口技术复杂度的测算

1.我国产品层面出口技术复杂度的测算与分析

鉴于HS编码的22类商品中的第19类(武器、弹药及其零件、附件)，第21类(艺术品、收藏品及古玩)数据缺失严重，本文选取除这两者之外的其余20种产品做分析。将相关数据带入公式(1)，计算出我国2000、2012年两个年度二十类产品的出口技术复杂度，所得结果见表1。

表1 2000、2012年我国HS编码20类出口产品出口技术复杂度

从表1可以发现，2000年我国这20类产品的出口技术复杂度水平较低，而2012年我国各类产品的出口技术得到较大程度的提升，尤其是第16类(机器、机械器具、电气设备)和第17类(车辆、航空器、船舶及运输设备)的出口技术复杂度上升程度最大，成为2012年我国出口技术复杂度提升的主要推动力。其中，第16类产品出口技术复杂度从2000年的13305.277上升至2012年的163032.429，足足增长了11倍。可能原因在于，机电类产品是我国出口大类，同时亦是最大的进口商品类别之一，进口额居世界第二位。我国近年来一直致力于优化进出口贸易结构，在注重出口的同时，亦加强了机电类产品，尤其是机电类产品中先进技术和关键机器设备、关键零部件的进口比重，并着力推动该类产品引进消化吸收再创新能力的提高。因此，我国第16类产品的出口技术复杂度均得到较大提升。就第17类(车辆、航空器、船舶及运输设备)出口技术复杂度而言，从2000年的2081.217上升至2012年的22273.485，增长了9倍。这可能得益于我国三大汽车集团(东风汽车、上汽集团、一汽集团)，其在2012年世界500强中的排名分别为145、151、197。尤其是近年来，我国一直重视汽车产业中高技术、高附加值产品的生产和发展。随着这些中高端汽车产品的逐步发力，我国汽车技术水平不断提升，单车价值不断提高，并使第17类产品的出口技术复杂度得到较大改善。

为进一步分析我国产品层面出口技术复杂度，我们选取HS六位码4500种出口商品中出口额最大的27种典型出口产品进行分析。利用公式(1)计算出2000、2006、2012年我国27种典型出口产品的出口技术复杂度，结果见图1。

从图1可以看出，就2000、2006、2012年我国典型出口产品技术复杂度整体而言，各产品出口技术复杂度得到很大提升。从产品类别看，近年来我国27种典型出口产品主要集中在第84章(机械器具及其零件)和第85章(电机、电气设备)。然而，除854233、844331、847130三类产品外，其余第84、85章的典型出口产品2006、2012年出口技术复杂度不是很高，2000年多数第84、85章产品还不是典型出口产品。这反映出，尽管整体来看我国第84、85章产品分工日趋细化促使其出口产品明显多样化，但机电产品下面的多数细分种类的出口产品技术复杂度仍然不高。第71章(天然或养殖珍珠、宝石或半宝石、贵金属等)中的711319、711590两类也是我国典型出口产品， 2000—2012年间这两类产品出口技术复杂度得到很大提升。可能原因在于，近年来随着我国珍珠、贵金属等产品生产技术趋向成熟，尤其是大型海水珠、黑珍珠等高档珍珠培育技术取得突破性进展，我国珍珠产量持续保持世界首位，有效带动了这两类产品出口技术复杂度的提升。

2.我国国家层面出口技术复杂度的测算与分析

利用公式(1)、(2)计算出2000—2012年我国国家层面出口技术复杂度，具体结果见图2。

从图2可以看出，2000—2012年间我国国家层面出口技术复杂度呈现出显著上升趋势，从2000年的6221.89上升至2012年的36410.31，增长了5倍左右。Hausmann(2007)认为，一国或地区出口技术复杂度与其收入水平呈正相关关系，而中国出口技术复杂度存在“Rodrik悖论”[1]。如2010年我国人均收入为4520美元，世界排名90位，出口技术复杂度约为27500；而与我国人均收入相似的泰国(其人均收入4620美元，世界排名89位)，其出口技术复杂度仅为24000(陈晓华等，2011；丁小义等，2013)[25, 27]。即较之于收入水平相似的国家，我国出口技术复杂度是偏高的(Schott, 2008；黄先海等, 2010)[8, 22]。部分学者认为我国出口贸易的区域异质性是引起各区域出口技术复杂度失衡的原因，并由此导致我国出口技术复杂度异常(Schott,2008；Xu.B,2010)[8, 10]。为此，我们将对我国各省级单位出口技术复杂度进行测算并将其与人均收入之间的相关关系进行分析，以检验区域异质性是否为我国出口技术复杂度异常的原因。

图1 2000、2006、2012年我国27种典型出口产品的出口技术复杂度

图2 2000—2012年我国国家层面出口技术复杂度

我们首先利用公式(1)、(2)分别计算出2000和2012年我国各省级单位出口技术复杂度，结果见图3；然后我们根据图3结果和各省级单位人均收入绘制图4，以探讨我国各省级单位出口技术复杂度与其人均收入之间的相关关系。

从图3可以看出，就2000、2012年我国各省级单位出口技术复杂度对比来看，2000年我国出口技术复杂度最高的省级单位是上海(24496.06)，出口技术复杂度位于中等水平的有北京、天津、广东、浙江、江苏等沿海城市，其余省级单位出口技术复杂度位于较低水平，在5000左右波动。而2012年，我国出口技术复杂度较高的省级单位有上海、北京、天津、江苏、浙江；出口技术复杂度位于中等水平的有内蒙古、辽宁、福建、山东、广东，其余省级单位出口技术复杂度位于较低水平，在30000左右波动。由此，我们可以看出，一方面，较之于2000年，2012年我国各省级单位出口技术复杂度均得到很大提高；另一方面，较之于2000年，2012年我国有更多的省级单位出口技术复杂度由中等水平上升至较高水平，更多省级单位出口技术复杂度由较低水平上升至中等水平，而位于较低水平出口技术复杂度的省级单位数量减少，即我国出口技术复杂度较低的省级单位对出口技术复杂度较高的省级单位表现出一定的追赶效应。

图3 2000、2012年我国省级单位及全国层面的出口技术复杂度

下面本文进一步就我国省级单位出口技术复杂度与其人均收入之间的相关关系进行分析。从图4可以看出，2000年人均收入居于5000到35000之间，出口技术复杂度居于2500到25000之间；而2012年人均收入居于20000到100000之间，出口技术复杂度居于15000到80000之间。即人均收入迅速增长的同时，我国省级单位出口技术复杂度也迅速提高。可能原因在于，一方面，随着人均收入的提高，人们需要更多、更好的高技术产品来满足其生活质量的提高，导致其对技术含量较高产品的需求增加，进而刺激了企业对技术含量较高产品的生产和出口；另一方面，人均收入的提高，促使技术人才的培养得到加强，外资企业的溢出技术得到更好吸收，自主创新能力得到进一步提高，从而促进了先进技术的积累，推动了技术含量较高产品的生产和出口。

然而，2000年各省级单位散点对图4上拟合线偏离很小，而2012年各省级单位散点对图4下拟合线偏离扩大。说明2012年我国各省级单位的区域“异质性”和出口技术复杂度的“Rodrik悖论”，较2000年明显增加。可以认为我国各省级单位区域“异质性”日趋扩大，出口技术复杂度“Rodrik悖论”现象愈加明显，是导致我国出口技术复杂度偏高的原因。这与Rodrik(2006)[7]、Schott(2008)[8]观点吻合，与陈晓华等(2011)[25]、丁小义(2013)[27]结论不一致。

图4 图4 2000(上)、2012(下)年我国各省级单位及全国层面出口技术复杂度及其人均收入

三、我国出口技术复杂度影响因素的实证分析

(一)模型设定

参考Long等(2001)[28]、陈晓华等(2011)[25]的分析，在将劳动力因素、资本因素作为核心变量纳入模型的基础上，本文考虑到自主创新能力，如研发、设计、知识产权等因素对出口技术复杂度的影响(张古鹏等，2013；王俊，2013)[29-30]，将R&D经费、专利申请数作为核心变量纳入模型，其中R&D经费用以衡量研发对出口技术复杂度的影响，专利申请数用以衡量设计、知识产权对出口技术复杂度的影响。具体模型见(3)：

lnExtect=at+α1lnHt+α2lnLt
+α3lnIt+α4lnRDt+α5lnPt+ζCt+εt

(3)

其中，Extect代表我国出口技术复杂度，数值由公式(1)(2)计算得出；Ht代表我国熟练劳动力，用就业人员中受教育水平在大学含专科及以上的就业人数表示；Lt代表我国非熟练劳动力，沿用陈晓华等(2011)数据统计口径[25]，用就业人员中受教育水平在大学含专科以下的就业人数表示；It代表我国固定资产投资程度，用固定资产投资额表示；RDt代表我国研发投入，用R&D经费支出表示(王俊，2013)[30]；Pt代表我国设计、知识产权情况，用专利申请数表示(张古鹏等，2012)[29]。Ct表示其他控制变量。εt为误差项。

另外，我们将外商直接投资(FDI)、加工贸易(JG)、金融发展程度(F、r)、价格水平(Pr)、市场规模(SC)作为控制变量加入模型。本文参照郭晶(2010)[31]，用实际外商直接投资额表征FDI；参照陈晓华等(2011)[25]，用加工贸易出口额表征JG，参照黄永明等(2012)[32]、郭亦玮等(2013)[33]，以金融机构贷款额(用F表示)、一年期整存整取定期年均存款利率(用r表示)为指标表征金融发展水平；参照黄先海等(2010)[22]，利用全国商品零售价格指数表征Pr；参照刘洪铎等(2013)[34]，利用地区总人口数表征SC。

(二)数据来源

本文样本数据所采用的出口贸易额、就业人员中受教育程度在大学含专科以上人数、就业人数、全社会固定资产投资额、外商直接投资额、加工贸易出口额、R&D经费投入、专利申请数、人口数量的数据来自《中国统计年鉴》；金融机构贷款额、一年期整存整取存款利率来自《金融统计年鉴》。为消除价格因素带来的误差，R&D经费投入、金融机构贷款额采用消费者价格指数换算为实际价格，全社会固定资产投资总额用固定资产投资价格指数换算为实际价格。将以美元计价的出口贸易额、加工贸易出口额、外商直接投资额换算为人民币后再用CPI平滑以消除价格因素带来的误差。

本文使用的计量分析软件为Eviews6.0。

(三)实证分析

本部分首先就我国对外贸易出口技术复杂度及其影响因素采用逐步回归法进行检验以克服多重共线性。经检验，排除SC、r 两个相关度较高的变量。用 LLC、 ADF-Fish 和PP-Fish 对余下相关变量进行单位根检验，在 10% 显著性水平下，L、FDI和F存在单位根。一阶差分后为I(1) 序列，表明各变量均为一阶单整，即本部分所采用的一阶数据平稳。进一步做Hausman检验，结果为拒绝原假设，故采用固定效应模型。

将我国出口技术复杂度及其影响因素相关样本观测值代入公式(3)，一阶差分后进行广义最小二乘回归，结果如表2：

如表2所示，熟练劳动力在5%显著性水平下对我国出口技术复杂度产生微弱正影响。非熟练劳动力在回归结果中的显著性不强，除第三列回归结果没有通过10%显著性水平检验外，其余四列回归结果中非熟练劳动力仅在10%显著性水平对我国出口技术复杂度产生微弱负影响。可能原因是，虽然我国非熟练劳动力基数较大，但规模经济效应并不明显；同时，在非熟练劳动力比重较高情况下，我国熟练劳动力对其的指导工作超负荷并由此弱化了熟练劳动力对出口技术复杂度的正效应。

表2 我国出口技术复杂度影响因素回归结果

注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%水平上显著。

就资本因素估计系数而言，固定资产投资额均在1%显著水平对出口技术复杂度有较大正效应，估计系数在0.249-0.560之间。可能原因在于，一直以来我国固定资产投资增加使基础设施不断完善，从而间接促进了其对我国出口技术复杂度的提高。

就研发投入估计系数而言，R&D经费均在5%显著性水平下对出口技术复杂度产生正影响。可能原因在于，近年来我国以市场为导向，企业为主体的科技体制改革在逐步深化，研究开发的环境日渐改善，科技活动的资金投入力度在逐渐加大，并由此带动我国出口技术复杂度的提高。

专利申请数第一、二列估计系数没有通过10%的显著性水平检验，第三至五列估计系数在10%水平下显著，且0.037至0.059的估计系数表明专利申请数对全国出口技术复杂度有微弱正效应。可能的原因在于：虽然近年来我国的知识产权保护状况得到一定改善，但我国的知识产权保护力度还远远不够。这也在一定程度上解释了专利申请数对全国出口技术复杂度有微弱带动作用原因。

外商直接投资额估计系数均在1%水平下显著，0.159-0.542的估计系数说明其对我国出口技术复杂度有较大正效应。可能的原因在于外资企业技术外溢可能性的存在，以及在华投资企业给当地带来的竞争效应、模仿效应、前后向关联效应和人员培训效应，使得FDI对我国出口技术复杂度有正向促进作用。加工贸易的估计系数在0.1水平波动，且第三、四列通过10%显著性检验，第五列通过5%显著性水平检验，说明我国对加工贸易所带来的溢出技术吸收能力较强，这与陈晓华(2011)的结论[25]不一致。金融贷款额估计系数则没有通过10%显著性检验，且0.047、0.056的估计系数说明我国金融机构效率水平较低，使得其对我国出口技术复杂度的推动作用不明显。价格水平估计系数最大，达到0.790，表明出口产品价格因素对我国出口技术复杂度的正向促进作用最大，这与黄永明、张文洁(2012)的观点[35]相吻合。

四、结论及政策建议

在当今经济全球化继续深入、国际贸易竞争日趋激烈，以及出口产品的技术含量和复杂程度逐渐成为衡量一国出口产品的国际竞争力和国际分工地位状况的指标之一的大背景下，从出口产品技术复杂度视角，深入研究我国出口产品国际竞争力，有着重要的现实意义。本文的研究结论表明：

(1)就产品层面出口技术复杂度而言，我国第16类(机器、机械器具、电气设备)及第17类(车辆、航空器)产品出口技术复杂度提高最快。从典型出口产品技术复杂度来看，第84章(机械器具及其零件)、第85章(电机、电气设备)及第71章(珍珠、贵金属)等产品出口技术复杂度较高且变化很大。

(2)就区域层面出口技术复杂度而言，近年来我国出口技术复杂度提高很快，但各省级单位出口技术复杂度区域“异质性”和“Rodrik悖论”均越来越明显。

(3)就出口技术复杂度影响因素而言，我国固定资产投资、R&D经费投入、外商直接投资、加工贸易和出口价格水平积极有效地促进了我国出口技术复杂度的提高，专利申请数、金融机构贷款额的促进作用微弱，而非熟练劳动力存在负影响。

针对以上研究结果，本文提出如下政策建议：

(1)继续发挥第16、17类产品对我国出口技术复杂度的推动作用，并由于第16类产品进口对其出口技术复杂度提升所起到的关键作用，我国应继续加大对第16类产品的进口，并在提高先进技术、关键机器设备及零部件进口比重的同时，将科研经费向引进、消化、吸收、再创新方面倾斜，增强自身自主创新能力，带动我国出口技术复杂度进一步提高；我国应继续促进第17类产品中高技术、高附加值产品的生产和发展，并使其技术创新成果尽快市场化、产业化，促使其出口技术复杂度持续提升。同时，我们应继续促进第84、85章产品生产和出口的专业化分工，提高出口产品的多样化程度，促使其出口产品结构和出口产品技术复杂度得到改善；并继续开展第71章产品的技术研究，维持其出口优势，进而带动整体出口技术复杂度的进一步提升。

(2)着力促进中低收入省级单位人均收入的持续提高。虽然我国整体出口技术复杂度取得了较好成绩，但一个不可忽视的事实是，各省级单位间的收入差距仍显著存在，并呈不断扩大趋势，而地区收入差异对省级单位间出口技术复杂度差异造成影响，这会导致原本已经恶化的各地区收入差距进一步加剧。因此，我们应增加中低收入省级单位人均收入，减少高收入地区和中低收入地区间收入差距，有效提高中低收入区域的出口技术复杂度，改善我国整体出口技术复杂度质量。

(3)进一步加大R&D经费投入，建立由企业自主决策创新项目、由市场决定终极效果评价的机制。由于我国R&D经费投入对其出口技术复杂度的显著提升效应，及我国已经基本走过经济发展追赶期，正在向创新驱动的经济发展方向转型，而企业在一国自主创新能力构建中具有无可替代作用，我国应真正确立和强化企业的科技创新主体地位，并将技术与市场紧密结合，以实现科技资源的有效聚集和优化配置，促使科技成果向现实生产力转化，并由此形成企业持久的出口技术竞争优势。

(4)稳定固定资产投资增长，改善固定资产投资结构。考虑到我国固定资产投资增长对其出口技术复杂度的显著提升效应，及当前我国固定资产投资平稳放缓的现实，我们应把握我国固定资产投资市场空间依然存在的特征，将资金投放到城市基础设施、信息基础设施、保障房建设等基础设施建设上。

(5)适当提高出口产品价格，提升出口产品技术含量，增强出口企业“依市定价”能力。由于价格对我国出口技术复杂度的明显正向提升效应，及低价竞销一直困扰我国对外经济发展方式转变，影响我国出口产品技术含量提升，我国应适当提高产品出口价格，以提高我国出口产品技术复杂度。

需要说明的是，以一国/地区出口额占世界出口额比重为权重，加权平均该国/地区人均收入水平，来衡量其出口产品技术复杂度，这种方法在学术界尚存在一定争议[32]，需要进一步完善。但是鉴于该种方法在国外学术界有较广泛影响及在国内学术界使用这种方法的文章还不多，本文做了初步探讨，在今后还要进一步研究。

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