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摘 要： 运用Hausmann模型构建的基于产品层面的出口复杂度指标对中部六省高技术产品出口复杂度进行了省际层面的测度，运用stata软件对2002-2015年中部六省技术产品出口技术复杂度影响因素进行了实证分析。实证结果表明：知识产权保护水平对高技术产品出口技术复杂度的影响为“倒U型”的走势，外商直接投资与实际人均GDP对中部六省高技术产品出口技术复杂度产生显著的正向影响，人力资本因素不显著但是其与知识产权保护水平的交互项对中部六省技术产品出口技术复杂度正向影响显著。中部六省需要培育各省份高技术产业的比较优势产业，同时，需要一个持续规范长效的知识产权执法制度，在保护知识产权的同时尽量避免产权垄断现象的产生。
关键词： 高技术产品; 技术复杂度; 知识产权保护水平
中图分类号： F752 文献标识码： A DOI： 10.3963/j.issn.1671|6477.2019.01.0014
一、 引 言
中部六省的经济发展水平与中部六省出口贸易的发展水平息息相关。在2016年，中部六省出口贸易出现了2009年之后的首次下滑，下滑幅度为6.36%。在中部六省出口贸易总量下滑的情况下，贸易结构优化的问题便显得尤为重要。随着时代的发展，经济发展方式和出口贸易发展方式不断转变，经济增长和出口贸易增长的方式从资源的高投入推动转变为科技进步的推动。如今科学技术飞速进步，高技术产业因为其技术密集型的特点在贸易出口中顺应时代的潮流。而且高技术产品出口的增长，竞争力水平的提升，还是优化贸易结构的有效方式。因此，高技术产业的发展直接影响到出口贸易竞争力的提升以及经济发展水平的高低。提高中部六省高技术产品的出口竞争力，促进中部六省出口贸易结构升级，对中部六省高技术产品的出口竞争力进行全面有效的研究分析显得十分必要。为了研究中部六省出口产品的技术水平，本文引入产品出口复杂度这一指标来度量一国出口产品的技术含量。
二、 文献综述
梳理相关文献发现，与出口技术复杂度相关的研究主要体现在以下几个方面：一是认为出口技术复杂度的提升与技术进步联系紧密，而影响技术进步的一大关键因素便是人力资本，进而展开了对于人力资本因素对出口技术复杂度的作用效果的研究。如，Rodrik[1]在控制了其他变量的基础上研究了人力资本因素与出口技术复杂度的相关关系，结果发现人力资本因素与出口技术复杂度正相关，但是相关性并没有预料中的那么强;Hausmann[2]在进行了相关研究之后得出了与Rodrik相似的结论;Costinot[3]的研究则为人力资本因素对出口技术复杂度的促进作用提出了新的论据，他认为人力资本因素可以通过影响全要素生产率，进而对出口技术复杂度产生促进作用，其中的关键在于人力资本的提高可以促进工人对技术的学习。
二是从外商直接投资的角度来研究出口技术复杂度的影响因素，但并没有得出一致的结论。如，姚洋和章林峰[4]基于外商直接投资的特点从理论上分析了外商直接投资对技术复杂度的影响，并实证分析了出口产品的技术结构和出口贸易的行业分布，得出了外商直接投资对出口技术复杂度有不确定影响的结论。平新乔和周艺艺[5]则对该观点持有异议，他们认为在研究外商直接投资对技术复杂度的影响时要考虑外商直接投资的性质，以及外商直接投资是否来源于发达国家或者地区。Xu和Lu[6]在研究外商直接投资对技术复杂度的影响时对外商直接投资的来源地作了专门的区分，其实证研究表明，来自OECD国家的外商直接投资显著促进了中国对外出口商品的出口技术复杂度。
三是从基础设施建设方面研究出口技术复杂度的影响因素，结论也并不一致。如，王永进[7]用两种方法测算了国家层面出口技术复杂度数据，然后实证研究了基础设施建设对出口技术复杂度的作用效果，结果发现基础设施建设对出口技术复杂度产生显著的正向影响。代中强[8]则不同意这个观点，他认为基础设施对出口技术复杂度的影响并不明显。
四是从制度层面来探讨其是否对出口技术复杂度产生显著影响。如，Cabral和Veiga[9]在对48个撒哈拉沙漠以南的非洲国家的出口技术复杂度进行研究后，发现制度的优劣确实可以显著影响出口技术复杂度，制度的进步会显著提高出口技术复杂度，同时由于样本选择的原因，该结论适用于经济发展水平比较低下的国家和地区。进一步，戴翔和金碚[10]在广泛选择样本的情况下，得出了支持Cabral的结论的研究结果，并且放开了在经济发展水平较低阶段的条件，他认为一个国家或者地区制度的改良会显著提升该国产品的出口技术复杂度。
五是贸易自由化程度的提高与出口技术复杂度的提升之间的相关性关系研究。如，王开和靳玉英[11]研究了中国签订的不同自由化程度的自由贸易协定对产品出口技术复杂度的影响，结果证实了贸易自由化程度的提高促进了出口技术复杂度的提升的猜想。在此基础上，盛斌和毛其淋[12]则从进口贸易自由化的视角再次证实了贸易自由化程度的提高促进了出口技术复杂度的提升的观点。
此外，还有一些学者从其他视角对出口技术复杂度影响因素作了进一步的研究。例如，Amiti和Freund[13]研究了中国的加工贸易和出口技术复杂度数据，得出了加工贸易的进行对一个国家或者地区的出口技术复杂度有着显著的提升效果。Assche和Gangnes[14]从高技术产业行业层面的研究也证实了上述观点，Assche发现在控制了加工贸易量之后，高技术产业行业层面的出口技術复杂度没有出现明显提升的现象，由此也证实了加工贸易的进行对一个国家或者地区的出口技术复杂度有着显著的提升效果的观点。
总之，学者们根据研究的不同侧重点，对出口技术复杂度指标的计算方法作了相应的调整与改进，进而对中国对外贸易出口中的竞争力问题进行研究。此类研究多基于国家层面的产品出口竞争力分析，只有少数学者对国家层面的出口产品按技术含量划分，而从技术复杂度视角对中部六省高技术产品出口竞争力进行研究的文献并不多见。此外，已有文献在研究出口技术复杂度影响因素的过程中，普遍关注的影响因素包括人力资本、外商直接投资、基础设施建设、制度变量和贸易自由化程度等等。其中对于人力资本、外商直接投资和基础设施建设等因素对出口技术复杂度的影响，学者们并没有得出一致的结论。综上所述，本文将在技术复杂度视角下，对中部六省进行行业层面和省际层面的高技术产品出口竞争力测算，进一步，对中部六省高技术产品出口竞争力影响因素进行实证研究。 三、 指标选取和模型的建立
（一） 被解释变量
本文的被解释变量为中部六省层级层面高技术产品出口技术复杂度，各省份高技术产品的出口数据来自中国科技部、国家统计局和国家发改委的官方网站。高技术产品对应的SITC Rev3编码如表1。
借鉴Hausmann的技术复杂度计算方法，本文得到行业层面的技术复杂度公式：
由于本文需要计算的是中部六省高技术产业产品的出口复杂度，因此xin/Xn是n省高技术产业中的i行业的出口额占n省高技术产业总出口总额的比重。通过加总产品层面的技术复杂度指标，便可以得到省份n省际层面的技术复杂度。各省高技术产业数据全部来源于EPS数据库。
（二） 解释变量
在借鉴现有研究的基础上，本文选取人力资本、外商直接投资、全要素生产率和知识产权保护水平这四个指标作为解释变量来研究它们对出口复杂度的影响机制。
1.人力资本。人力资本（human capital）。人力资本是依附于人的身体的劳动价值，并不是一般的劳动力。人力资本的提高可以优化出口结构[15]，对出口技术复杂度的提升是通过品质升级来实现的。由于高技术产业具有高技术密集型的特点，因此高技术产品出口技术复杂度的提升与高素质的人力资本投入密切相关。人力资本因素可以直接影响高技术产品出口技术复杂度，也可以通过影响技术进步和全要素生产率间接影响高技术产品出口技术复杂度。基于上述原因，本文认为人力资本对高技术产品的出口复杂度有着重要影响。之所以不采用各省市大学生在校生人数占当地常住人口的比例来衡量人力资本，是因为中部六省在留住当地大学生方面做的并不尽如人意。以湖北省为例，湖北省武汉市拥有众多高校，常年在校大学生人数超过百万，但是这些学生毕业后留在省内工作的却不到一半，甚至只有1/3左右。本文计量部分所采用的人力资本用R&D活动人员折合全时当量来衡量，R&D活动人员折合全时当量是指，全时人员数与按工作量折算为全时人员数后的非全时人员的总和。该变量数据来自2003-2016年的《中国高技术产业统计年鉴》。
2.外商直接投资。外商直接投资（FDI）。大量文献研究表明，发展中国家吸引外商直接投资，可以通过技术外溢效应和产业关联效应提升发展中国家的技术水平，帮助发展中国家提高其技术复杂度。实证模型中该指标以中部六省各省份当年的实际外商直接投资额来衡量，数据来源于2003-2016年的《中国商务年鉴》。
3.实际人均GDP。实际人均GDP（perGDP）。技术是生产率的参照指标，因此全要素生产率可以用来指代一国的技术要素丰裕程度。然而，因为全要素生产率统计的复杂性和不可得性，这一指标往往被一国劳动生产率所替代，在忽略人口结构差异假设下用该国人均GDP。为了剔除通货膨胀的影响，本文以2002年为基期计算不变价的人均实际GDP。由于实际人均GDP数值较大，本文将实际人均GDP取自然对数后加入模型，数据来源于EPS数据库。
4.知识产权保护水平。知识产权保护水平（adipr）。为了避免执法造成的实际知识产权水平的波动带来的问题，代中强[8]利用类似于显性比较优势的方法构造了省际实际知识产权保护指标。本文也借鉴代中强测度省际实际知识产权保护水平时采用的方法，考虑知识产权执法情况，设定测度省际实际知识产权保护水平的计算方法如下：
四、 计量结果
（一） 描述性统计
由描述性统计结果可知，lnEXPY均值为9.626，标准差为1.144，最小值5.616，最大值11.64，说明中部各省高技术产品出口技术复杂度在取自然对数之后差异不那么明显。实际知识产权保护水平（apipr）的均值为1.681，标准差为1.409，最小值和最大值分别为0和6.931，表明不同省份、不同年份知识产权保护水平差异比较明显。外商直接投资（FDI）均值为71.56，标准差高达102.7，最小值和最大值分别为0.141和504.8，说明中部各省外商直接投资水平差异极大。lnperGDP和human标准差分别为0.512和0.524，最小值和最大值差距也不大，说明中部六省实际人均GDP总体上来说水平比较接近。
（二） 相关性和平稳性检验
由两两变量之间的简单相关分析系数表可以知道，被解释变量lnEXPY与解释变量外商直接投资（FDI）、实际人均GDP（perGDP）和人力资本（human）在5%的显著性水平下均显著正相关，与解释变量实际知识产权保护水平apipr呈正相关，但不显著。另外，各解释变量与其他解释变量之间的相关性较小，相关系数的绝对值均在0.7以下，由此可以合理推断，将多个解释变量放入同一回归模型中不会存在严重的多重共线性问题。
本文选用的是面板数据，面板数据模型主要有混合回归模型、固定效应模型和随机效应模型，在面板模型形式的选择方法上，本文首先采用F检验法判断混合回归和个体效应模型，然后用Hausman检验确定应该建立固定效应模型还是随机效应模型。各模型的检验结果见表6。
由检验结果可知，模型一和模型二的F檢验的P值均远小于5%的显著性水平，拒绝原假设，均选择固定效应模型;为选择固定效应模型还是随机效应模型继续进行Hausman检验，Hausman检验的P值均小于5%的显著性水平，均拒绝原假设，说明固定效应模型优于随机回归模型。最终，两个模型均建立固定效应模型。
（三） 回归结果
外商直接投资和实际人均GDP系数均为正，并且在1%显著性水平下显著，可以说外商直接投资存量和实际人均GDP都显著促进了中部六省高技术产品出口技术复杂度的提升。人力资本系数为正，在10%的水平下通过显著性检验，说明人力资本对中部六省高技术产品出口技术复杂度的提升，显著性并不强。知识产权保护水平系数为正，但是知识产权保护水平的二次项apipr_apipr系数为负，并且在5%的显著性水平下显著，说明知识产权保护水平对高技术产品出口技术复杂度的影响为“倒U型”的走势。 具体来说，根据表7回归结果的估计结果，可以得出如下结论：
第一，知识产权保护水平与中部六省高技术产品出口技术复杂度的关系，并不是持续的正向相关关系，而是呈现出“倒U型”的关系。这与王华[16]和吴超鹏[17]的研究结论不完全一致，王华的研究表明，严格的知识产权保护对一国技术水平的提升效果与一国知识产权保护的初始水平有关;吴超鹏认为政府可以通过保护知识产权来促进技术创新，进而提升一个国家产品的技术水平。造成结论不完全相同的可能的原因在于：中部六省由于地理区位的特殊性，技术进步对其高技术产品出口技术复杂度的影响路径与全国的情况并不相同。
第二，所有模型的回归结果显示，外商直接投资FDI对中部六省高技术产品出口技术复杂度产生显著的正向影响。
第三，中部六省实际人均国内生产总值perGDP对高技术产品出口技术复杂度正向影响显著。模型（2）中的结果显示，中部六省实际人均GDP每提高1个百分点，高技术产品出口技术复杂度将提高1.186个百分点，这与Rodrik、郭晶和杨艳[18]等的研究结论基本一致。
第四，人力资本因素对中部六省高技术产品出口技术复杂度影响为正向影响，并且在10%的显著性水平下通过了统计性检验。这说明人力资本因素对中部六省高技术产品出口技术复杂度的促进作用并没有如猜想的那般显著。这和代中强等等的结论不一致，代中强认为人力资本因素可以显著提高出口技术复杂度。但是两者差异的产生可能是变量选取的差异和样本选择的跨度范围的不同所导致的。代中强等选择的用来衡量人力资本因素的是为大学在校生比例指标，利用的是全国的数据;而本文选择的数据范围则仅限于中部地区的六个省份。由于地理因素和历史因素，中部六省在高技术产品出口竞争力方面相较于全国水平较为落后，在统计数据上不如全国层面那般显著，这也正是由于中部地区高技术产业发展还有待完善的有利论据之一。人力资本因素和实际知识产权保护水平的交互项系数为正，并且通过了5%的显著性水平下的统计检验。说明在中部地区，人力资本因素除了对高技术产品出口技术复杂度有直接影响之外，还可以通过“人力资本—知识产权保护—高技术产品出口技术复杂度”的路径对高技术产品出口技术复杂度产生间接影响影响，并且后者更为显著。
（四） 稳健性检验
分别表示在置信区间10%、5%和1%下的显著性水平的回归结果发现，其他变量的符号都没有发生改变，说明模型是很稳健的。前者的核心解释变量为授权专利为基础衡量的实际知识产权保护程度及其平方项，而后者的核心解释变量为以申请专利为基础衡量的实际知识产权保护水平。可以发现，这两类模型中其它各解释变量的符号都没有发生变化，说明模型是很稳健的。
五、 结 语
外商直接投资和实际人均GDP两个因素对高技术产品出口技术复杂度都有显著促进作用，说明吸引外商投资和提高人均GDP仍然是中国提升高新技术产品复杂度的重要考量因素;而实际知识产权保护水平对高技术产品出口技术复杂度的作用则呈现出“倒U型”，在实际知识产权保护水平到达最优点之前，高技术产品出口技术复杂度随着知识产权保护水平的提升而提高，在实际知识产权保护水平到达最优点之后，高技术产品出口技术复杂度不再随着知识产权保护水平的提升而提高，反而随着知识产权保护水平的提升而下降，说明了知识产权的保护具有一定的时效性与阶段性;此外，人力资本因素对高技术产品出口技术复杂度除了有直接正向影响之外，还可以通过“人力资本—知识产权保护—高技术产品出口技术复杂度”的路径对高技术产品出口技术复杂度产生间接的正向影响，这也正说明了人力资本对高技术产品出口技术复杂度的影响是至关重要的。
[参考文献]
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[3] Costinot，Arnaud.On the origins of comparative advantage.[J].Journal of International Economics.2009，77（2）：255|264.
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[6] BIN XU;JIANGYONGLU.Foreign direct investment，processing trade，and the sophistication of China’s exports[J].China Economic Review，2009，20（3）：425|439.
[7] 王永进，盛丹，施炳展，李坤望.基础设施如何提升了出口技术复杂度？[J].经济研究，2010，45（07）：103|115.
[8] 代中強.知识产权保护提高了出口技术复杂度吗？：来自中国省际层面的经验研究[J].科学学研究，2014，32（12）：1846|1858.
[9] Cabral，M.，H.，Veiga，P.Determinants of Export Diversification and Sophistition in Sub|Saharan Africa[C].FENUL ：Working Paper Series，2010：550
[10]戴翔，金碚.产品内分工、制度质量与出口技术复杂度[J].经济研究，2014，49（07）：4|17，43.
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[13]AMITI，MARY;FREUND，Caroline.The Anatomy of China’s Export Growth[M]//China’s Growing Role in World Trade.2010：35|56.
[14]VANASSCHE，ARI;GANGNES，Byron.Electronics production upgradingHis China exceptional？[J].Applied Economics Letters，2010，17（5）：477|482.
[15]ZWang.What Accounts for the Rising Sophistication of China’s Exports？[J].National Bureau of Economic Research，Inc，2008：63|104.
[16]王开，靳玉英.中国自由贸易协定的出口效应：基于商品技术含量的分行业研究[J].世界经济研究，2014（2）：29|34.
[17]吴超鹏，唐菂.知识产权保护执法力度、技术创新与企业绩效：来自中国上市公司的证据[J].经济研究，2016，51（11）：125|139.
[18]郭晶，杨艳.经济增长、技术创新与我国高技术制造业出口复杂度研究[J].国际贸易问题，2010（12）：91|96.
关键词： 高技术产品; 技术复杂度; 知识产权保护水平
中图分类号： F752 文献标识码： A DOI： 10.3963/j.issn.1671|6477.2019.01.0014
一、 引 言
中部六省的经济发展水平与中部六省出口贸易的发展水平息息相关。在2016年，中部六省出口贸易出现了2009年之后的首次下滑，下滑幅度为6.36%。在中部六省出口贸易总量下滑的情况下，贸易结构优化的问题便显得尤为重要。随着时代的发展，经济发展方式和出口贸易发展方式不断转变，经济增长和出口贸易增长的方式从资源的高投入推动转变为科技进步的推动。如今科学技术飞速进步，高技术产业因为其技术密集型的特点在贸易出口中顺应时代的潮流。而且高技术产品出口的增长，竞争力水平的提升，还是优化贸易结构的有效方式。因此，高技术产业的发展直接影响到出口贸易竞争力的提升以及经济发展水平的高低。提高中部六省高技术产品的出口竞争力，促进中部六省出口贸易结构升级，对中部六省高技术产品的出口竞争力进行全面有效的研究分析显得十分必要。为了研究中部六省出口产品的技术水平，本文引入产品出口复杂度这一指标来度量一国出口产品的技术含量。
二、 文献综述
梳理相关文献发现，与出口技术复杂度相关的研究主要体现在以下几个方面：一是认为出口技术复杂度的提升与技术进步联系紧密，而影响技术进步的一大关键因素便是人力资本，进而展开了对于人力资本因素对出口技术复杂度的作用效果的研究。如，Rodrik[1]在控制了其他变量的基础上研究了人力资本因素与出口技术复杂度的相关关系，结果发现人力资本因素与出口技术复杂度正相关，但是相关性并没有预料中的那么强;Hausmann[2]在进行了相关研究之后得出了与Rodrik相似的结论;Costinot[3]的研究则为人力资本因素对出口技术复杂度的促进作用提出了新的论据，他认为人力资本因素可以通过影响全要素生产率，进而对出口技术复杂度产生促进作用，其中的关键在于人力资本的提高可以促进工人对技术的学习。
二是从外商直接投资的角度来研究出口技术复杂度的影响因素，但并没有得出一致的结论。如，姚洋和章林峰[4]基于外商直接投资的特点从理论上分析了外商直接投资对技术复杂度的影响，并实证分析了出口产品的技术结构和出口贸易的行业分布，得出了外商直接投资对出口技术复杂度有不确定影响的结论。平新乔和周艺艺[5]则对该观点持有异议，他们认为在研究外商直接投资对技术复杂度的影响时要考虑外商直接投资的性质，以及外商直接投资是否来源于发达国家或者地区。Xu和Lu[6]在研究外商直接投资对技术复杂度的影响时对外商直接投资的来源地作了专门的区分，其实证研究表明，来自OECD国家的外商直接投资显著促进了中国对外出口商品的出口技术复杂度。
三是从基础设施建设方面研究出口技术复杂度的影响因素，结论也并不一致。如，王永进[7]用两种方法测算了国家层面出口技术复杂度数据，然后实证研究了基础设施建设对出口技术复杂度的作用效果，结果发现基础设施建设对出口技术复杂度产生显著的正向影响。代中强[8]则不同意这个观点，他认为基础设施对出口技术复杂度的影响并不明显。
四是从制度层面来探讨其是否对出口技术复杂度产生显著影响。如，Cabral和Veiga[9]在对48个撒哈拉沙漠以南的非洲国家的出口技术复杂度进行研究后，发现制度的优劣确实可以显著影响出口技术复杂度，制度的进步会显著提高出口技术复杂度，同时由于样本选择的原因，该结论适用于经济发展水平比较低下的国家和地区。进一步，戴翔和金碚[10]在广泛选择样本的情况下，得出了支持Cabral的结论的研究结果，并且放开了在经济发展水平较低阶段的条件，他认为一个国家或者地区制度的改良会显著提升该国产品的出口技术复杂度。
五是贸易自由化程度的提高与出口技术复杂度的提升之间的相关性关系研究。如，王开和靳玉英[11]研究了中国签订的不同自由化程度的自由贸易协定对产品出口技术复杂度的影响，结果证实了贸易自由化程度的提高促进了出口技术复杂度的提升的猜想。在此基础上，盛斌和毛其淋[12]则从进口贸易自由化的视角再次证实了贸易自由化程度的提高促进了出口技术复杂度的提升的观点。
此外，还有一些学者从其他视角对出口技术复杂度影响因素作了进一步的研究。例如，Amiti和Freund[13]研究了中国的加工贸易和出口技术复杂度数据，得出了加工贸易的进行对一个国家或者地区的出口技术复杂度有着显著的提升效果。Assche和Gangnes[14]从高技术产业行业层面的研究也证实了上述观点，Assche发现在控制了加工贸易量之后，高技术产业行业层面的出口技術复杂度没有出现明显提升的现象，由此也证实了加工贸易的进行对一个国家或者地区的出口技术复杂度有着显著的提升效果的观点。
总之，学者们根据研究的不同侧重点，对出口技术复杂度指标的计算方法作了相应的调整与改进，进而对中国对外贸易出口中的竞争力问题进行研究。此类研究多基于国家层面的产品出口竞争力分析，只有少数学者对国家层面的出口产品按技术含量划分，而从技术复杂度视角对中部六省高技术产品出口竞争力进行研究的文献并不多见。此外，已有文献在研究出口技术复杂度影响因素的过程中，普遍关注的影响因素包括人力资本、外商直接投资、基础设施建设、制度变量和贸易自由化程度等等。其中对于人力资本、外商直接投资和基础设施建设等因素对出口技术复杂度的影响，学者们并没有得出一致的结论。综上所述，本文将在技术复杂度视角下，对中部六省进行行业层面和省际层面的高技术产品出口竞争力测算，进一步，对中部六省高技术产品出口竞争力影响因素进行实证研究。 三、 指标选取和模型的建立
（一） 被解释变量
本文的被解释变量为中部六省层级层面高技术产品出口技术复杂度，各省份高技术产品的出口数据来自中国科技部、国家统计局和国家发改委的官方网站。高技术产品对应的SITC Rev3编码如表1。
借鉴Hausmann的技术复杂度计算方法，本文得到行业层面的技术复杂度公式：
由于本文需要计算的是中部六省高技术产业产品的出口复杂度，因此xin/Xn是n省高技术产业中的i行业的出口额占n省高技术产业总出口总额的比重。通过加总产品层面的技术复杂度指标，便可以得到省份n省际层面的技术复杂度。各省高技术产业数据全部来源于EPS数据库。
（二） 解释变量
在借鉴现有研究的基础上，本文选取人力资本、外商直接投资、全要素生产率和知识产权保护水平这四个指标作为解释变量来研究它们对出口复杂度的影响机制。
1.人力资本。人力资本（human capital）。人力资本是依附于人的身体的劳动价值，并不是一般的劳动力。人力资本的提高可以优化出口结构[15]，对出口技术复杂度的提升是通过品质升级来实现的。由于高技术产业具有高技术密集型的特点，因此高技术产品出口技术复杂度的提升与高素质的人力资本投入密切相关。人力资本因素可以直接影响高技术产品出口技术复杂度，也可以通过影响技术进步和全要素生产率间接影响高技术产品出口技术复杂度。基于上述原因，本文认为人力资本对高技术产品的出口复杂度有着重要影响。之所以不采用各省市大学生在校生人数占当地常住人口的比例来衡量人力资本，是因为中部六省在留住当地大学生方面做的并不尽如人意。以湖北省为例，湖北省武汉市拥有众多高校，常年在校大学生人数超过百万，但是这些学生毕业后留在省内工作的却不到一半，甚至只有1/3左右。本文计量部分所采用的人力资本用R&D活动人员折合全时当量来衡量，R&D活动人员折合全时当量是指，全时人员数与按工作量折算为全时人员数后的非全时人员的总和。该变量数据来自2003-2016年的《中国高技术产业统计年鉴》。
2.外商直接投资。外商直接投资（FDI）。大量文献研究表明，发展中国家吸引外商直接投资，可以通过技术外溢效应和产业关联效应提升发展中国家的技术水平，帮助发展中国家提高其技术复杂度。实证模型中该指标以中部六省各省份当年的实际外商直接投资额来衡量，数据来源于2003-2016年的《中国商务年鉴》。
3.实际人均GDP。实际人均GDP（perGDP）。技术是生产率的参照指标，因此全要素生产率可以用来指代一国的技术要素丰裕程度。然而，因为全要素生产率统计的复杂性和不可得性，这一指标往往被一国劳动生产率所替代，在忽略人口结构差异假设下用该国人均GDP。为了剔除通货膨胀的影响，本文以2002年为基期计算不变价的人均实际GDP。由于实际人均GDP数值较大，本文将实际人均GDP取自然对数后加入模型，数据来源于EPS数据库。
4.知识产权保护水平。知识产权保护水平（adipr）。为了避免执法造成的实际知识产权水平的波动带来的问题，代中强[8]利用类似于显性比较优势的方法构造了省际实际知识产权保护指标。本文也借鉴代中强测度省际实际知识产权保护水平时采用的方法，考虑知识产权执法情况，设定测度省际实际知识产权保护水平的计算方法如下：
四、 计量结果
（一） 描述性统计
由描述性统计结果可知，lnEXPY均值为9.626，标准差为1.144，最小值5.616，最大值11.64，说明中部各省高技术产品出口技术复杂度在取自然对数之后差异不那么明显。实际知识产权保护水平（apipr）的均值为1.681，标准差为1.409，最小值和最大值分别为0和6.931，表明不同省份、不同年份知识产权保护水平差异比较明显。外商直接投资（FDI）均值为71.56，标准差高达102.7，最小值和最大值分别为0.141和504.8，说明中部各省外商直接投资水平差异极大。lnperGDP和human标准差分别为0.512和0.524，最小值和最大值差距也不大，说明中部六省实际人均GDP总体上来说水平比较接近。
（二） 相关性和平稳性检验
由两两变量之间的简单相关分析系数表可以知道，被解释变量lnEXPY与解释变量外商直接投资（FDI）、实际人均GDP（perGDP）和人力资本（human）在5%的显著性水平下均显著正相关，与解释变量实际知识产权保护水平apipr呈正相关，但不显著。另外，各解释变量与其他解释变量之间的相关性较小，相关系数的绝对值均在0.7以下，由此可以合理推断，将多个解释变量放入同一回归模型中不会存在严重的多重共线性问题。
本文选用的是面板数据，面板数据模型主要有混合回归模型、固定效应模型和随机效应模型，在面板模型形式的选择方法上，本文首先采用F检验法判断混合回归和个体效应模型，然后用Hausman检验确定应该建立固定效应模型还是随机效应模型。各模型的检验结果见表6。
由检验结果可知，模型一和模型二的F檢验的P值均远小于5%的显著性水平，拒绝原假设，均选择固定效应模型;为选择固定效应模型还是随机效应模型继续进行Hausman检验，Hausman检验的P值均小于5%的显著性水平，均拒绝原假设，说明固定效应模型优于随机回归模型。最终，两个模型均建立固定效应模型。
（三） 回归结果
外商直接投资和实际人均GDP系数均为正，并且在1%显著性水平下显著，可以说外商直接投资存量和实际人均GDP都显著促进了中部六省高技术产品出口技术复杂度的提升。人力资本系数为正，在10%的水平下通过显著性检验，说明人力资本对中部六省高技术产品出口技术复杂度的提升，显著性并不强。知识产权保护水平系数为正，但是知识产权保护水平的二次项apipr_apipr系数为负，并且在5%的显著性水平下显著，说明知识产权保护水平对高技术产品出口技术复杂度的影响为“倒U型”的走势。 具体来说，根据表7回归结果的估计结果，可以得出如下结论：
第一，知识产权保护水平与中部六省高技术产品出口技术复杂度的关系，并不是持续的正向相关关系，而是呈现出“倒U型”的关系。这与王华[16]和吴超鹏[17]的研究结论不完全一致，王华的研究表明，严格的知识产权保护对一国技术水平的提升效果与一国知识产权保护的初始水平有关;吴超鹏认为政府可以通过保护知识产权来促进技术创新，进而提升一个国家产品的技术水平。造成结论不完全相同的可能的原因在于：中部六省由于地理区位的特殊性，技术进步对其高技术产品出口技术复杂度的影响路径与全国的情况并不相同。
第二，所有模型的回归结果显示，外商直接投资FDI对中部六省高技术产品出口技术复杂度产生显著的正向影响。
第三，中部六省实际人均国内生产总值perGDP对高技术产品出口技术复杂度正向影响显著。模型（2）中的结果显示，中部六省实际人均GDP每提高1个百分点，高技术产品出口技术复杂度将提高1.186个百分点，这与Rodrik、郭晶和杨艳[18]等的研究结论基本一致。
第四，人力资本因素对中部六省高技术产品出口技术复杂度影响为正向影响，并且在10%的显著性水平下通过了统计性检验。这说明人力资本因素对中部六省高技术产品出口技术复杂度的促进作用并没有如猜想的那般显著。这和代中强等等的结论不一致，代中强认为人力资本因素可以显著提高出口技术复杂度。但是两者差异的产生可能是变量选取的差异和样本选择的跨度范围的不同所导致的。代中强等选择的用来衡量人力资本因素的是为大学在校生比例指标，利用的是全国的数据;而本文选择的数据范围则仅限于中部地区的六个省份。由于地理因素和历史因素，中部六省在高技术产品出口竞争力方面相较于全国水平较为落后，在统计数据上不如全国层面那般显著，这也正是由于中部地区高技术产业发展还有待完善的有利论据之一。人力资本因素和实际知识产权保护水平的交互项系数为正，并且通过了5%的显著性水平下的统计检验。说明在中部地区，人力资本因素除了对高技术产品出口技术复杂度有直接影响之外，还可以通过“人力资本—知识产权保护—高技术产品出口技术复杂度”的路径对高技术产品出口技术复杂度产生间接影响影响，并且后者更为显著。
（四） 稳健性检验
分别表示在置信区间10%、5%和1%下的显著性水平的回归结果发现，其他变量的符号都没有发生改变，说明模型是很稳健的。前者的核心解释变量为授权专利为基础衡量的实际知识产权保护程度及其平方项，而后者的核心解释变量为以申请专利为基础衡量的实际知识产权保护水平。可以发现，这两类模型中其它各解释变量的符号都没有发生变化，说明模型是很稳健的。
五、 结 语
外商直接投资和实际人均GDP两个因素对高技术产品出口技术复杂度都有显著促进作用，说明吸引外商投资和提高人均GDP仍然是中国提升高新技术产品复杂度的重要考量因素;而实际知识产权保护水平对高技术产品出口技术复杂度的作用则呈现出“倒U型”，在实际知识产权保护水平到达最优点之前，高技术产品出口技术复杂度随着知识产权保护水平的提升而提高，在实际知识产权保护水平到达最优点之后，高技术产品出口技术复杂度不再随着知识产权保护水平的提升而提高，反而随着知识产权保护水平的提升而下降，说明了知识产权的保护具有一定的时效性与阶段性;此外，人力资本因素对高技术产品出口技术复杂度除了有直接正向影响之外，还可以通过“人力资本—知识产权保护—高技术产品出口技术复杂度”的路径对高技术产品出口技术复杂度产生间接的正向影响，这也正说明了人力资本对高技术产品出口技术复杂度的影响是至关重要的。
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