一、引言及文献综述
加入世界贸易组织以来，我国高技术产业发展迅速。根据《中国高技术产业统计年鉴》，2019—2021年我国高技术产业出口交货值年增长率始终保持在20%以上。高技术产业的迅速发展对我国就业、贸易发展以及产业结构优化等方面具有十分重要的促进作用[1]。但不可否认的是，我国高技术产业出口产品整体上“质”“量”的地位不相匹配，大多数产品仍处于产业价值链的中低端[2]，再加上劳动力成本的不断攀升、资源枯竭以及环境污染等因素的影响，直接导致我国高技术产业发展大而不强的现状。
党的十九大以来，我国坚持实施创新驱动发展战略，把科技自立自强作为国家发展的战略支撑。强有力的创新能力是实现科技自立自强的必要条件，科技水平的提高则是科技自立自强的最终目的。高新技术产品出口升级是衡量一个国家经济实力和科技实力的重要指标。近年来，我国出口产品结构不断改善，出口产品升级优势显著，具体表现为出口产品技术复杂度大幅度提高 [3-4]。因此，深入挖掘出口产品升级的动因，增强出口产品竞争力，是实现我国科技自立自强、推进创新驱动发展战略的有效途径之一。
关于出口技术复杂度的影响因素，已有大量文献对其进行了探讨。例如：刘维林等[5]发现，中国制造业通过参与全球价值链分工获取了部分国外的中间投入，这些投入显著提升了出口技术复杂度；杨连星、刘晓光[6]认为，对外直接投资的逆向技术溢出促进了中国出口技术复杂度的提升；盛斌、毛其淋[7]认为，进口贸易自由化显著提高了企业出口技术复杂度；余娟娟、余东升[8]发现，政府补贴通过增强研发激励促进了出口技术结构升级；党琳等[9]发现，制造业行业数字化转型对出口技术复杂度的影响具有显著的非线性特征；孙志娜[10]认为，产业转入对本地区的出口技术复杂度产生了显著的促进作用，相邻地区的产业转入对其则产生了显著的抑制作用。已有文献对于出口技术复杂度的研究比较丰富，但仍缺乏基于产业集聚层面的深入分析。
关于产业集聚对出口贸易的影响，相关研究结论不尽相同。一方面，部分研究认为产业集聚可以促进出口贸易发展。例如：Greenaway & Kneller[11]通过研究发现，产业集聚可以提升企业进入出口市场的概率；Koenig et al.[12]认为，产业集聚可以显著增加企业自身的出口倾向性；韩峰、阳立高[13]通过研究发现，特定的产业集聚可以激励企业增加研发投入，企业研发投入的持续增长则是提升出口产品技术含量的关键因素，对产品出口结构升级具有积极作用；于斌斌[14]认为，生产性服务业的空间集聚可以加速新知识、新技能在不同企业和行业之间的传播与扩散，这种技术扩散有助于推动高技术产品技术的提升，进而促进高技术产业出口结构的变革；类骁、韩伯棠[15] 认为，环境规制下的产业集聚能够充分发挥创新技术的溢出效应，通过大量技术溢出在集聚的中后期对贸易相关的绿色技术创新效率产生促进作用；李波等[16]认为，集聚程度较高的产业更容易通过贸易便利化来实现区域经济增长；周茂等[17]认为，本地高校扩招能够促进当地产业集聚发展，进而促进企业出口产品升级。另一方面，部分研究认为过度的产业集聚会阻碍出口贸易发展。例如：Kessides & Tang[18]通过研究发现，过度产业集聚会形成一定的市场垄断，垄断引起的市场紊乱会阻碍企业的出口；Ying et al.[19]认为，绿色转型会增加高技术企业生产成本，不利于出口产品升级，而产业集聚通过溢出效应使得行业内企业竞相模仿并进行绿色转型，不利于出口贸易发展；邵朝对、苏丹妮[20]认为，同质性出口企业过度集聚会导致出口企业产生“去本地化效应”，阻碍企业的产品出口；史长宽、梁会君[21]发现，过度的产业集聚会造成区域性垄断，导致各地区市场分割，加大本土企业进入异地市场的成本，不利于企业出口；沈鸿、顾乃华[22]通过研究发现，部分产业政策的实施很可能会加剧产业集聚对贸易方式升级的阻碍作用；卢飞等[23]认为，贸易开放与产业集聚的交互作用会导致集聚的溢出效应被弱化，不利于贸易发展。
综上可知，已有关于产业集聚的研究大多集中在产业集聚对特定技术和区域经济总量的影响方面，如相应的技术溢出效应[15]、特定的产业增长[16]等，对于产业集聚促进产品技术升级的研究较少；关于出口产品升级的研究则主要聚焦于出口产品升级的影响因素，如政府补贴[8]、产业转型[9]、区域产业转移[10]以及人力资本扩张[17]等，从产业集聚角度分析影响出口产品升级机制的研究并不多见。基于此，本文的边际贡献主要有两个方面：(1)以高技术产业为切入点,深入分析了产业集聚在出口产品升级中的作用，扩展了产业集聚推动出口贸易和产品升级的相关研究；(2)通过对高技术产业集聚影响出口产品升级作用机制的探讨,发现高技术产业集聚可以通过提高技术创新能力和对外开放程度促进出口产品升级,从而为出口产品升级驱动机制研究提供了相应的理论参考。
二、理论分析与研究假设
高技术产业作为使用尖端技术生产高技术产品的产业群体，本身具备研发投入高、研发人员比重大以及渗透能力强等特点。当大量的同质化高技术企业集聚到某一特定地区，企业之间基于技术溢出、资源共享以及运输便利等优势便形成了产业集聚效应。高技术产业集聚通过以下路径来促进出口产品升级。首先，高技术产业集聚通过知识平台共享和技术扩散等方式提升地区内企业的技术水平，有利于提升行业的技术创新能力。其次，随着地区内企业之间技术差距的缩小，产业集聚的溢出效应逐渐变弱，持续溢出效应需要开放条件下外来技术的引进来维持。最后，无论提高技术创新能力还是对外开放程度，最终目的都是通过研发或引进先进技术来提升产业技术水平，以高技术水平来促进出口产品升级。
(一)产业集聚与技术创新
根据Aghion & Howitt[24]的研究，企业技术创新成功的概率依赖于企业研发效率，而产业集聚则能在一定程度上提高企业的研发效率，促进企业技术创新。根据终端产品生产函数理论[24]，本文假定最终产品的生产需要劳动和专业化中间品两种生产要素投入，因此，可以分别从终端产品厂商和中间品厂商的角度来构建数理模型，进一步分析产业集聚与技术创新的关系。
定义生产函数如下：
(1)
其中，下标i表示地区，k表示行业，t表示时间，M为专业化中间品；Y为最终产品数量，L为劳动投入，A为技术水平，y为用于生产制造业最终产品的专业化中间品的数量；α为劳动力的密集使用程度，1-α为中间产品的密集使用程度，且0<α<1。式(1)意味着制造业最终产品生产技术规模报酬不变，并且生产函数是凹性的。在劳动力价格φ和中间品价格p既定的条件下，制造业终端产品厂商通过选择劳动力和中间品的最优要素组合来实现利润最大化。若终端产品厂商最终产品价格为P，则该行业终端产品厂商的利润最大化条件为：
(2)
(3)
终端产品厂商的利润最大化决定了终端产品价格，而终端产品价格决定了中间品价格，并将其传导给中间品厂商。根据终端产品厂商价格，可以得到中间品厂商利润函数为：
(4)
式(4)对A求一阶导数，可得中间品厂商的最优产量，将其带入式(4)，可以得到中间品厂商的最大利润为：
(5)
根据Aghion & Howitt[24]的做法，假设制造业创新成功的概率为τ，其大小取决于用于研发的最终产品投入量R，即：
(6)
其中，φ为研发效率，A*为创新成功后新型中间品的技术水平，η 是取值为 0～1 的弹性系数，R/A*反映了研发中劳动的平均投入量，用于规避规模效应的影响。中间品厂商创新成功时可获得收益为
而创新失败时则获得零收益，中间品厂商创新的利润函数为：
(7)
式(7)对R求一阶导数，可以得到：
(8)
式(8)表明，企业创新成功概率依赖于研发效率 φ。
空间的邻近性和创新环境的稳定性加强了不同部门创新主体之间的协同效率，从而产生了创新的动态优势。中间品厂商的研发活动往往也集中于生产性服务业集聚水平较高的地区，从而可以就近获得所需的生产性服务，降低创新风险和创新成本，提升研发效率[25]。根据Maier & Selacek[25]的研究，制造业行业研发效率φ可看作行业内专业化集聚水平和其他生产性服务业多样化集聚水平的增函数，即：
(9)
其中，K代表所有地区共有的外生技术进步；Aggs为专业化集聚，表示同行业内的专业集聚水平；Aggd为多样化集聚，表示不同行业之间的协同集聚水平；λ1和λ2分别为专业化集聚和多样化集聚的创新效率参数。结合式(9)，可以得到：
(10)
以上分析结果表明，产业集聚可以提升行业的技术研发效率，而技术研发效率的提升可以显著提高企业技术创新成功的概率。在同等的研发投入下，技术创新概率越高，技术创新成果越多。因此，本文认为产业集聚可以通过提升研发效率促进企业技术创新。
(二)产业集聚与对外开放
根据Aghion et al.[26]的研究，区域内技术溢出效应所需要的开放程度与当前地区行业技术水平与行业前沿水平的差距呈正比，该差距越大，则开放需求越大。根据新古典经济模型，产业集聚从最直观的角度来看就是资本、劳动力等一系列生产要素的集聚。假设某地区生产函数为：
(11)
其中，θ表示地区行业劳动力占整体劳动力的比例，反映了产业集聚程度。假设最终产品价格恒定为1，则其利润函数可表示如下：
(12)
其中，ω表示工资率。同理，假设与地区i相邻的地区j的生产函数和利润函数分别如下：
(13)
(14)
其中，Ajk>Aik。将式(12)、式(14)分别对劳动力求一阶导数可得：
(15)
(16)
当行业经济平衡时，区域之间同行业的劳动力工资率会趋于相等，即满足：
ωik=ωjk
(17)
则由式(15)、式(16)可得：
(18)
当α1、α2趋近于α时，可以得到：
(19)
当yik、yjk、μ一定时，产业集聚程度θ与技术差异Ajk/Aik呈正相关。
以上分析结果表明，区域内产业集聚程度与对外开放需求呈正相关关系，区域内产业集聚程度越高，对外开放的需求也就越大。
(三)技术创新、对外开放与技术升级
企业自主创新和创新技术扩散是实现企业产品升级的根本途径[19]。如果一国在起步时远远落后于世界技术前沿，那么它可以发展得更快；但当技术水平赶上全球前沿时，该国将难以取得更大的技术突破[27]。根据创新和开放的关系，Aghion & Howitt[24]提出如下自主创新效应和开放性技术模仿效应的平衡模型：
(20)
其中，
表示技术前沿，γ 表示技术创新效应(γ>1)，假定t～t+1时期技术水平的提升全部由自主创新导致，则At+1=γAt。对式(20)两边同时除以At可得：
(21)
以上结果表明，技术水平的增长取决于自主创新能力与对外开放程度。当技术水平与技术前沿差距较大时，技术创新效应γ的增长和对外开放导致的
增长是引起技术升级的主要动力；随着技术水平提高，当接近于1时，产业技术升级的主要动力来自技术创新。
基于上述总体分析可知，一方面，高技术产业集聚能够通过提升企业研发效率来提高企业创新能力，而企业创新则可以促进企业出口产品升级；另一方面，高技术产业集聚的溢出效应能够促使新技术扩散进而实现产品技术升级。同时，对外开放下的先进技术引进能够使高技术产业集聚的溢出效应得以持续。因此，本文提出以下假设。
H1：高技术产业集聚能够促进出口产品升级。
H2：高技术产业集聚可以通过提高技术创新能力促进出口产品升级。
H3：高技术产业集聚可以通过提高对外开放程度促进出口产品升级。
三、研究设计
(一)样本选取与数据来源
考虑到数据的可得性，本文的样本期为 2010—2019 年。剔除部分数据缺失较为严重的省份(西藏、香港、澳门和台湾)，本文最终样本共包含全国 30 个省份。原始数据中企业数量、企业平均人数、主营业务收入以及测算出口产品升级和产业集聚的基础数据来自《中国高技术产业统计年鉴》，技术创新能力数据来自《中国高技术产业统计年鉴》和《中国科技统计年鉴》，经济密度和基础设施状况数据来自《中国城市统计年鉴》，财政收入以及对外开放程度等相关数据来自《中国统计年鉴》以及各省份统计年鉴。
(二)变量定义
1.被解释变量
出口产品升级(Expy)。本文借鉴周茂等[17]的做法，采用出口技术复杂度来表征高技术产业出口产品升级。首先，利用如下公式测算产品的出口技术复杂度(ES)：
(22)
其中，r为产品类别，x为产品的出口额，X为全部高技术产品的出口总额，G为人均GDP。同时，本文依据《中国高技术产业统计年鉴》的分类标准，将各地区高技术产业划分为电子及通信设备制造、航空航天制造、医疗设备及仪器仪表制造、计算机与办公设备制造、医药制造等五类。进一步地，将各行业的ES加总可得到区域内高技术产业出口产品升级，具体计算公式如下：
(23)
2.解释变量
产业集聚(Agg)。本文借鉴张营营等[28]的做法，基于区位熵思想，以行业内的就业人数为基础指标来衡量产业集聚水平，具体计算公式如下：
(24)
其中，q表示就业人数。
3.中介变量
根据前文理论分析，本文的中介变量包括：(1)技术创新能力(Ino)，采用行业内新产业研发项目数量来衡量；(2)对外开放程度(Open)，采用地区外商投资净值(按照当年汇率核算为人民币)占GDP的比值来衡量。
4.控制变量
本文控制了以下6个变量：(1)财政收入(Fir)，采用地区财政收入占GDP的比值来衡量；(2)经济密度(Edt)，采用地区GDP(万元)除以地区面积(平方公里)来衡量；(3)企业数量(Noe)，采用地区内高技术产业的企业个数来衡量；(4)企业平均人数(Ane)，采用地区内高技术产业年用工人数(万人)除以高技术企业数量来衡量；(5)主营业务收入(Rpb)，采用企业主要经营范围所产生的年收入(亿元)来衡量；(6)基础设施状况(Inf)，参考汪伟等[29]的做法，采用每万平方公里内的公路里程(万公里)来衡量。
(三)模型构建
为进一步验证前文的假设，本文根据新新贸易理论 [11]构建如下实证模型：
Expyit=α+βAggit+τFirit+φEdtit+ηNoeit+
ωAneit+ϑRpbit+ψInfit+ξit
(25)
其中，ξ表示随机扰动项。
四、实证结果与分析
(一)变量的描述性统计分析
表1给出了本文变量的描述性统计结果。其中，出口产品升级均值为1.065 4，标准差为0.079 9，表明我国地区间出口产品技术水平差距较为明显；产业集聚均值为0.686 8，标准差为0.599 7，表明我国地区间高技术产业集聚水平差距非常大，发展极度不均衡。
表1 变量的描述性统计结果
变量均值标准差最小值最大值Expy1.06540.07990.73571.2450Agg0.68680.59970.06773.1938Ino 2.7300E3 4.1210E310.00002.2815E4Open0.00340.00300.00010.0172Fir0.08230.04610.02640.2496Edt 3.3380E3 7.0970E31.9000E14.4446E4Noe 2.8091E4 3.9370E32.1682E43.5833E4Ane 1.2300E38.8480E11.0920E21.3540E3Rpb 1.1132E52.8636E47.4483E41.5585E5Inf0.92420.57240.04902.2160
(二)基准回归结果分析
本文使用固定效应模型检验高技术产业集聚与出口产品升级之间的关系，回归结果见表2。列(1)、列(2)中高技术产业集聚的系数均显著为正，表明高技术产业集聚对出口产品升级有显著的正向效应。究其原因，高技术产业集聚不仅能给地区内企业提供相应的研发基础和平台，促进企业创新，而且其溢出效应还有利于地区内的技术扩散，进而促进出口产品升级。首先，高技术产业集聚可以提升技术创新的概率，进而促进出口产品升级。其次，高技术产业集聚通过技术协作、项目联合开发以及平台共享等方式促进地区内企业深入合作，有利于企业打破技术壁垒，实现关键技术突破[20]，进而促进出口产品升级。最后，高技术产业集聚加速了地区内新技术的扩散[6]。当地区内个别企业获得新技术时，产业集聚的溢出效应使得地区内的其他企业更加容易通过模仿、购买以及合作等方式获得这项新技术，从而有利于产品升级。
表2 高技术产业集聚影响出口产品升级的基准回归结果
(1)(2)Agg0.0667∗∗∗0.1123∗∗∗(3.10)(3.01)Fir-0.7248∗∗∗(-3.00)Edt0.1056∗∗(2.39)Noe0.3028∗∗(2.40)Ane0.1027∗∗(2.32)Rpb0.2891∗∗(2.58)Inf0.4012∗∗∗(4.08)时间\地区固定效应是是常数项0.9347∗∗∗0.1263(8.58)(0.97)样本量300300R20.31020.3408
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平下显著；括号内为T值。
(三)机制检验
根据前文理论分析，高技术产业集聚可以通过提高技术创新能力和对外开放程度等作用机制促进出口产品升级。本文参考江艇[30]的做法，在基准回归基础上加入技术创新能力和对外开放程度这两个中介变量来检验相应的机制效应。检验结果见表3。
表3的结果显示，当中介变量为技术创新能力时，列(1)中高技术产业集聚对出口产品升级的系数显著为正，列(2)中高技术产业集聚对中介变量的系数不显著，列(3)中高技术产业集聚和中介变量对出口产品升级的系数均显著为正，故需要进一步做Sobel检验。结果显示，Sobel检验中Z值为1.81，且通过了显著性检验，表明高技术产业集聚可以通过提高技术创新能力进而对出口产品升级产生显著的正向效应。究其原因，高技术产业集聚可以通过对地区内高技术企业技术创新能力的整合，集多家企业的技术优势来突破行业内的关键技术壁垒，相较于个别企业的单打独斗来说，行业内出现技术创新突破的概率会显著提升[25]。
当中介变量为对外开放程度时，列(4)中高技术产业集聚对出口产品升级的系数显著为正，列(5)中高技术产业集聚对中介变量的系数显著为正，列(6)中高技术产业集聚和中介变量对出口产品升级的系数均显著为正。模型中各系数符号与预期理论符号一致，此时中介效应显著，表明高技术产业集聚通过提高对外开放程度进而对出口产品升级产生显著的正向效应。究其原因，一方面，高技术产业集聚的溢出效应可以使地区内高新技术更为快速地扩散至其他企业，从而带动地区内整体技术水平提高；另一方面，当地区内大多数企业的技术水平相对趋于一致时，企业之间的技术水平差距较小，产业集聚的溢出效应将减弱。此时，不妨考虑通过合作引进国外新技术、新思想和人力资源等方式推进高质量对外开放。这将有效提升地区内的前沿技术水平，再次拉开企业之间的技术差距，促使产业集聚的溢出效应再次显现，进而有利于区域内产业整体的技术水平提升和出口产品升级。
(四)稳健性检验
为检验基准回归结果的稳健性，本文选取最大似然估计法对模型进行稳健性检验，结果见表4。表4的结果与基准回归结果基本一致，表明高技术产业集聚能够促进出口产品升级，验证了基准回归结果的稳健性。
(五)内生性处理
考虑到模型变量中可能存在的内生性问题，本文引入出口产品升级的一阶滞后项(Expy-1)作为工具变量构建动态面板模型，采用系统广义矩估计方法(GMM)修正静态面板模型结果中的部分偏误。
如表5所示， Expy-1和Agg的系数均显著为正，表明高技术产业集聚对出口产品升级具有显著的正向效应。内生性处理结果与基准回归结果大体一致，且均通过了AR(2)和Sargan检验，表明工具变量有效，不存在明显的内生性问题。
表3 机制检验结果
技术创新能力 对外开放程度Expy(1)Ino(2)Expy(3)Expy(4)Open(5)Expy(6)Agg0.1123∗∗∗0.08670.1237∗∗∗0.1123∗∗∗0.0206∗∗0.1013∗∗(3.01)(1.21)(3.01)(3.01)(2.07)(2.21)Ino0.0747∗(1.98)Open0.6484∗∗∗(3.12)其他控制变量是是是是是是时间\地区固定效应是是是是是是常数项0.9347∗∗∗-6.5617∗∗∗0.26480.9347∗∗∗-0.06230.2856(8.58)(-4.08)(1.48)(8.58)(-3.82)(1.51)样本量300300300300300300R20.26280.30210.28810.26280.30210.2823Sobel检验0.012∗(1.81)
表4 稳健性检验结果
(1)(2)Agg0.0908∗∗∗0.0892∗∗∗(3.20)(3.48)其他控制变量否是时间\地区固定效应是是常数项28.3912∗∗∗6.3812∗∗∗(3.60)(4.54)样本量300300LR chi2288.52266.00Prob>LR chi20.00000.0000
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平下显著；括号内为T值。
(六)异质性分析
1.地区异质性分析
由于各地区经济状况和要素禀赋存在差异性，高技术产业集聚对出口产品升级的影响也是非均衡的。全国范围内的检验很可能会掩盖部分区域特征，故需分区域来进一步检验其异质性特征。根据国家发展和改革委员会对东中西部地区的划分①，本文使用固定效应模型分别检验不同地区高技术产业集聚对出口产品升级的影响。检验结果见表6。
表5 内生性处理：系统GMM的回归结果
(1)(2)Expy-10.2612∗∗0.2933∗∗∗(2.21)(3.30)Agg0.1736∗0.1225∗∗∗(1.72)(3.00)其他控制变量否是时间\地区固定效应是是常数项0.8265∗∗∗1.6036∗∗∗(3.66)(3.26)样本量300300AR(1)0.01930.0208AR(2)0.05820.0813Sargan统计量66.422135.6697p值0.05250.0662
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平下显著；括号内为T值。
表6 地区异质性检验结果
东部地区中部地区西部地区(1)(2)(3)(4)(5)(6)Agg0.0481∗∗0.0732∗∗0.09020.11270.1929∗0.2061∗∗(2.23)(2.12)(1.33)(1.46)(1.78)(2.20)其他控制变量否是否是否是时间\地区固定效应是是是是是是常数项1.1231∗∗1.1209∗∗-0.1866-0.0612-0.0661-0.0682(2.40)(2.56)(-0.66)(-0.78)(-0.79)(-0.88)样本量1101109090100100R20.44360.45690.45250.44830.41110.4236
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平下显著；括号内为T值。
表6的结果显示，高技术产业集聚对出口产品升级的正向效应在东部和西部地区显著，而在中部地区不显著。究其原因，我国东部地区出口量较大，高技术产业相对发达，其出口产品质量对高技术产业的依赖性较强。西部地区的高技术产业发展尚处于初级阶段，产业集聚效应在初期较为显著，产业内的技术提升对出口产品升级影响也较大。而在中部地区，产品和服务类别比较丰富，高技术产业在产业结构中所占比例较小，产业多样性效应在一定程度上干扰了高技术产业集聚对出口产品升级的影响，导致其不显著。
2.行业异质性分析
高技术产业所包含的不同行业的集聚水平和发展状况存在差异性，产业集聚对出口产品升级的影响在不同行业中也可能表现出不一致的结果。因此，本文参照《高技术产业(制造业)分类(2013)》的分类，将高技术产业分为医药制造业、航空航天器及设备制造业、电子及通信设备制造业、计算机及办公设备制造业、医疗仪器设备及仪器仪表制造业、信息化学制造业六大行业。但信息化学制造业数据只有2015年以后才有，故本文只选取前五大行业并使用固定效应模型来分别进行检验。检验结果见表7。
表7 行业异质性检验结果
医药制造业航空航天器及设备制造业电子及通信设备制造业计算机及办公设备制造业医疗仪器设备及仪器仪表制造业(1)(2)(3)(4)(5)Agg_ind0.03820.05020.2237∗∗∗0.2614∗∗0.1615∗∗(1.46)(1.50)(3.02)(2.50)(2.58)其他控制变量是是是是是时间\地区固定效应是是是是是常数项0.6634∗∗0.4782∗∗0.2652∗∗∗0.3034∗∗∗0.3722∗∗(2.25)(2.36)(2.86)(3.02)(2.20)样本量300300300300300R20.27550.34400.33630.40120.3835
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平下显著；括号内为T值；Agg_ind在列(1)～列(5)中分别代表医药制造业、航空航天器及设备制造业、电子及通信设备制造业、计算机及办公设备制造业、医疗仪器设备及仪器仪表制造业的集聚水平。
表7的结果显示，医药制造业、航空航天器及设备制造业的产业集聚系数不显著，表明这两大行业产业集聚对出口产品升级没有显著促进作用；其余行业的系数均显著为正，表明其产业集聚对出口产品升级有显著的正向效应。究其原因，我国现阶段医药制造业发展相对落后，药物自主研发能力不强，长期依赖进口，加之专利保护等因素的影响，使得产业集聚的溢出效应较小，对出口产品升级的作用不显著。航空航天器及设备制造业准入门槛较高，并且大部分涉及国家机密，民众和资本难以参与，得不到大规模发展。此外，航空航天器及设备制造业企业对集聚地点的要求严苛，这也在一定程度上解释了航空航天器及设备制造业集聚对出口产品升级促进作用不显著的原因。电子及通信设备制造业发展较好，产业集聚程度较高，并且出现了一些知名企业，这些企业不仅带动了劳动力就业，还在一定程度上推动了高技术产业出口产品升级。电子及通信设备制造业、医疗仪器设备及仪器仪表制造业总体发展较好，产业集聚系数显著，但是整体水平低于计算机及办公设备制造业，表明这两大行业产业集聚对高技术产业出口产品升级的促进作用相对较小。
3.上下游关联产业异质性分析
为了进一步考察高技术产业集聚的关联效应，本文借鉴李瑞琴、文俊[31]的做法，参考2007年《中国投入产出表》，计算了高技术产业的上游关联产业和下游关联产业的集聚水平，并使用固定效应模型分别检验了高技术产业上游关联产业和下游关联产业集聚对出口产品升级的影响。检验结果见表8。
表8 上下游关联产业异质性检验结果
上游关联产业下游关联产业(1)(2)(3)(4)Agg_relaind0.3312∗∗∗0.3092∗∗∗0.0832∗0.0692∗(3.10)(3.21)(1.71)(1.90)其他控制变量否是否是时间\地区固定效应否是否是常数项0.3009∗∗∗0.2853∗∗∗0.4221∗∗∗0.3370∗∗∗(2.90)(3.08)(3.26)(3.64)样本量300300300300R20.35230.37320.36320.3833
注:***、**和*分别表示在 1% 、5% 和10% 的水平下显著；括号内为T值；Agg_relaind在列(1)、列(2)中代表上游关联产业的集聚水平，在列(3)、列(4)中代表下游关联产业的集聚水平。
表8的结果显示，高技术产业上下游关联产业集聚均对出口产品升级产生了显著的正向效应，且上游关联产业集聚的正向效应比下游显著。究其原因，一方面，下游关联产业集聚为上游关联产业提供了优质廉价的多样化中间投入，再加上专业化分工所带来的资源配置优势，使得上游关联产业能够更加显著地促进出口产品升级；另一方面，下游关联产业虽然能够给上游关联产业提供较大的市场需求，促进上游关联产业扩大生产规模，但上游关联产业也会由于过大的市场需求而对下游关联产业的产品质量产生懈怠情绪[31]。此外，生产规模的扩大也可能带来要素价格上升，抑制企业产品质量的提高，这也是下游关联产业集聚的正向效应弱于上游关联产业的原因。
(七)进一步研究
教育水平的高低直接影响到高技术人才的培养质量，而高技术人才是促进技术创新和技术升级的关键因素[32]。教育水平对高技术产品尤其是出口的高技术产品升级有促进作用[33]。此外，在教育水平低的地区，经济和高技术产业发展相对落后，地区内技术水平与行业前沿差距较大，产业集聚推动技术升级的途径更多的是由开放条件下的技术溢出所引致，此时技术扩散和推广是实现产品技术升级的主要动力，难度相对小且容易实现。在教育水平高的地区，高技术产业技术水平接近行业前沿，开放性的技术流通对产品技术升级作用十分有限，唯有技术创新才是实现技术升级的有效途径，以产业集聚来推动技术创新进而实现产品技术升级，投入大，产出小，难度相对较大[34]。
基于以上分析，本文在基准回归的基础上加入调节变量教育水平(Edu，采用地区劳动力平均受教育年限来衡量)以及产业集聚与教育水平的交互项(Agg×Edu)，并使用固定效应模型来检验教育水平对高技术产业集聚和出口产品升级之间的调节作用。表9的结果显示，列(1)～列(4)中产业集聚的系数均显著为正，表明产业集聚对出口产品升级有显著的正向效应。教育水平的系数显著为正，产业集聚与教育水平的交互项系数显著为负，表明教育水平对出口产品升级有显著的正向效应，并且产业集聚对出口产品升级的正向效应受到教育水平的负向调节。
表9 教育水平的调节效应检验结果
(1)(2)(3)(4)Agg0.1113∗∗0.0667∗∗∗0.1244∗∗∗0.1123∗∗∗(2.42)(3.10)(2.88)(3.01)Edu0.7752∗∗∗0.8052∗∗∗(3.36)(3.52)Agg×Edu-0.3624∗∗∗(-2.88)其他控制变量否是是是时间\地区固定效应否是是是常数项0.9523∗∗∗0.9347∗∗∗0.10330.1263(4.35)(8.58)(0.82)(0.97)样本量300300300300R20.38220.31020.31660.3408
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平下显著；括号内为T值。
五、研究结论及政策建议
(一)研究结论
本文基于2010—2019年省级高技术产业面板数据研究了我国高技术产业集聚对出口产品升级的影响，主要结论如下。第一，高技术产业集聚对出口产品升级整体上有显著的正向效应。第二，高技术产业集聚通过提高技术创新能力和对外开放程度对出口产品升级产生显著的正向效应。第三，基于地区异质性，在东部和西部地区，高技术产业集聚对出口产品升级有显著的正向效应，而该效应在中部地区则不显著；基于行业异质性，电子及通信设备制造业、医疗仪器设备及仪器仪表制造业、计算机及办公设备制造业的集聚对出口产品升级产生了显著的正向效应，而医药制造业、航空航天器及设备制造业则表现得不明显；基于上下游关联产业异质性，高技术产业的上游关联产业集聚对出口产品升级的正向效应比下游关联产业更为显著。第四，进一步研究发现，高技术产业集聚对出口产品升级的正向效应受到教育水平的负向调节。
(二)政策建议
基于上述研究结论，为促进高技术产业出口产品升级，本文提出如下政策建议。
第一，加大高新技术产业投入，推动高技术产业集聚发展。进一步加大对高技术产业的投入，支持和鼓励龙头企业在关键技术上克难攻坚，以新技术突破来提升行业前沿水平，利用产业集聚的溢出效应实现技术推广和扩散，进而推动高技术产业集聚发展。
第二，提高对外开放程度，促进企业技术创新。一方面，政府应通过提高对外开放程度来引进国外先进技术，并通过产业集聚的技术溢出效应来实现新技术的推广和普及；另一方面，企业应建立有利于技术创新和科技成果产业化的体制和机制，真正成为技术创新的主体，以创新促发展。
第三，加大对医药制造业的投入，推进高技术产业间均衡发展。进一步加大对医药制造业的研发投入，并出台相应的政策，鼓励各大科研机构加大药品研发力度，提高高端药品的国产化率。医药制造业历来是我国高技术产业的短板，其发展直接关乎人民身体健康，只有切实提高医药制造业水平，充分实现药品自给，才能增加医药制造业国际竞争力，促进高技术产业均衡发展。
第四，充分发挥低教育水平地区高技术产业集聚的技术溢出效应。在低教育水平地区，产业技术水平与技术前沿差距大，高技术产业集聚的技术溢出效应能够得到更好的发挥。政府应支持低教育水平地区高技术产业发展，通过高技术产业的技术扩散来带动区域内其他行业的发展，进而促进区域整体产业发展和出口产品升级。
注 释：
①本文中，东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南；中部地区包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部地区包括四川、重庆、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆和广西。
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