發(fā)布時間：2021-04-27所屬分類：經(jīng)濟(jì)論文瀏覽：1次
摘 要： [摘要]利用UNCOMTRADE數(shù)據(jù)庫中我國19992018年SITC3位碼工業(yè)品的出口數(shù)據(jù)，構(gòu)建VAR模型實證分析技術(shù)創(chuàng)新對我國工業(yè)品出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的影響。研究結(jié)果表明：技術(shù)創(chuàng)新對我國工業(yè)品出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的變動有顯著影響，短期內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)高技術(shù)工業(yè)品的出口，長期內(nèi)技
[摘要]利用UNCOMTRADE數(shù)據(jù)庫中我國1999—2018年SITC3位碼工業(yè)品的出口數(shù)據(jù)，構(gòu)建VAR模型實證分析技術(shù)創(chuàng)新對我國工業(yè)品出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的影響。研究結(jié)果表明：技術(shù)創(chuàng)新對我國工業(yè)品出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的變動有顯著影響，短期內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)高技術(shù)工業(yè)品的出口，長期內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新在一定程度上抑制低技術(shù)工業(yè)品的出口。進(jìn)一步實證表明，不同技術(shù)水平工業(yè)品的出口變動中技術(shù)創(chuàng)新的影響程度不同，相比于中技術(shù)工業(yè)品，受技術(shù)創(chuàng)新影響最大的是高技術(shù)工業(yè)品和低技術(shù)工業(yè)品。為此我國應(yīng)繼續(xù)推動創(chuàng)新，發(fā)揮技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)鍵作用，合理配置資源要素在創(chuàng)新中的投入比例，進(jìn)一步優(yōu)化工業(yè)品的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)。
[關(guān)鍵詞]技術(shù)創(chuàng)新;工業(yè)品出口技術(shù)結(jié)構(gòu);高技術(shù)工業(yè)品
一、引言與文獻(xiàn)綜述
在全球化不斷發(fā)展的進(jìn)程中，創(chuàng)新在推動國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮著越來越重要的作用。世界知識產(chǎn)權(quán)組織(WIPO)發(fā)布的全球創(chuàng)新指數(shù)(GII)排名顯示，中國GII為53.28，位居全球第14位，相比于2015年的第29位，足以看出我國創(chuàng)新水平正在逐漸提高。然而面對不斷變化的國際形勢，特別是近年來美國政府不斷對我國采取技術(shù)出口管制，中興公司遭遇技術(shù)禁運、華為5G技術(shù)推廣受阻等，暴露出我國在技術(shù)創(chuàng)新方面的短板。李克強(qiáng)總理在2020年政府工作報告中指出“支持制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，提高科技創(chuàng)新支撐能力，推進(jìn)更高水平對外開放”，明確了科技創(chuàng)新在產(chǎn)業(yè)發(fā)展和國際貿(mào)易中的關(guān)鍵作用。一方面，國際貿(mào)易是國際間技術(shù)溢出最為常見的一種方式，發(fā)展中國家正是通過這種方式模仿學(xué)習(xí)吸收先進(jìn)的技術(shù)推動國內(nèi)的技術(shù)進(jìn)步[1];另一方面，國內(nèi)技術(shù)進(jìn)步有助于提升加工制造業(yè)的勞動生產(chǎn)率，推動產(chǎn)業(yè)升級，進(jìn)而影響出口技術(shù)結(jié)構(gòu)。
技術(shù)創(chuàng)新及其相關(guān)問題引起國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。國內(nèi)外相關(guān)研究主要集中于技術(shù)創(chuàng)新對出口規(guī)模和出口結(jié)構(gòu)的影響，其中，出口結(jié)構(gòu)的研究中包含對出口商品結(jié)構(gòu)和出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的研究。
國外學(xué)者從傳統(tǒng)貿(mào)易理論出發(fā)，得出技術(shù)創(chuàng)新在國際貿(mào)易活動中發(fā)揮重要作用，在此基礎(chǔ)上，一些學(xué)者對此進(jìn)行了進(jìn)一步的實證檢驗。Posner(1961)[2]在比較優(yōu)勢理論的基礎(chǔ)上首次將技術(shù)作為獨立于勞動力和資本的另一類資源要素納入國際貿(mào)易中，提出“技術(shù)差距說”，國與國之間貿(mào)易模式產(chǎn)生的原因正是由于國家間存在技術(shù)差距。Grossman和Helpman(1990)[3]提出動態(tài)貿(mào)易模型，認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新(知識)和效率是國家比較優(yōu)勢差異形成的原因，國家通過經(jīng)驗知識的積累提高R&D制造效率從而在國際貿(mào)易中獲得比較優(yōu)勢以提高該國的增長率。劉仁平(2006)[4]從貿(mào)易理論視角分析了技術(shù)創(chuàng)新對國家貿(mào)易的影響機(jī)制，得出技術(shù)創(chuàng)新通過改變產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和國際分工、提高產(chǎn)品競爭優(yōu)勢、改變國際貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)和提高國際貿(mào)易效益和效率四個途徑影響國際貿(mào)易。黃靜波和劉淑琳(2015)[5]從微觀企業(yè)的角度運用多元Logit回歸模型實證分析了技術(shù)創(chuàng)新對中國企業(yè)出口行為的影響，結(jié)果表明技術(shù)創(chuàng)新能夠提高企業(yè)持續(xù)出口的概率，進(jìn)一步估算得出技術(shù)創(chuàng)新指數(shù)每提高1個單位，企業(yè)持續(xù)出口概率提高2.5%。李秀珍和徐芳娜(2015)[6]從全球價值鏈視角出發(fā)構(gòu)建數(shù)學(xué)模型推導(dǎo)技術(shù)創(chuàng)新對提升生產(chǎn)價值鏈的正向效應(yīng)，并運用計量模型證實了技術(shù)創(chuàng)新對出口貿(mào)易具有顯著的正向作用。曲如曉和劉霞等(2019)[7]運用隨機(jī)效應(yīng)面板模型研究了國際科技合作在宏觀層面的總體出口效應(yīng)，并通過進(jìn)一步分樣本回歸研究了技術(shù)創(chuàng)新在微觀企業(yè)層面的二元邊際效應(yīng)，研究得出國際科技合作作為技術(shù)創(chuàng)新的重要形式能夠通過提升擴(kuò)展邊際和集約邊際促進(jìn)出口貿(mào)易。歐陽紅兵和孫智博(2019)[8]利用2005年7月至2018年11月的月度時間序列數(shù)據(jù)構(gòu)建VAR模型實證分析技術(shù)創(chuàng)新與對外貿(mào)易升級的關(guān)系，得出技術(shù)創(chuàng)新通過提高勞動生產(chǎn)率優(yōu)化資源的配置推動對外貿(mào)易升級。李勤昌和劉明霞等(2019)[9]將國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)與國際標(biāo)準(zhǔn)行業(yè)分類進(jìn)行匹配后利用面板數(shù)據(jù)實證檢驗了技術(shù)創(chuàng)新對制造業(yè)出口國內(nèi)增加值的影響，結(jié)果顯示技術(shù)研發(fā)投入每增加1個單位，出口本國增加值將會提升0.4394個單位，并指出技術(shù)創(chuàng)新是改善全球價值鏈分工提升國際競爭力的關(guān)鍵手段。
相關(guān)期刊推薦：《吉林工商學(xué)院學(xué)報》JournalofJilinCollegeofFinanceandTaxation(雙月刊)曾用刊名：吉林財專學(xué)報;吉林財稅高等專科學(xué)校學(xué)報，1985年創(chuàng)刊，以質(zhì)量選稿,特別歡迎具有前瞻性、創(chuàng)見性、對實踐有指導(dǎo)意義的理論研究成果。設(shè)有：財政稅務(wù)、金融保險、會計審計、經(jīng)濟(jì)管理、高教研究等欄目。
在技術(shù)創(chuàng)新對貿(mào)易規(guī)模研究的基礎(chǔ)上，國內(nèi)一些學(xué)者針對技術(shù)創(chuàng)新對貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響展開了更加深入的研究。隋月紅和趙振華(2008)[10]選取1980—2005年的時間序列通過格蘭杰因果檢驗和一般回歸實證分析了出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的形成機(jī)理，得出技術(shù)創(chuàng)新在出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)形成中的促進(jìn)作用主要表現(xiàn)在資本密集型產(chǎn)品比重的增加。藺建武和仲偉周等(2011)[11]將古典貿(mào)易理論和新貿(mào)易理論與實際結(jié)合，利用1980—2008年的時間序列數(shù)據(jù)實證檢驗了包含技術(shù)在內(nèi)的四種因素對出口商品結(jié)構(gòu)的影響，得出技術(shù)創(chuàng)新是導(dǎo)致出口商品結(jié)構(gòu)升級的重要原因。李漢君(2012)[12]使用1991—2010年的時間序列數(shù)據(jù)從技術(shù)創(chuàng)新的投入和產(chǎn)出兩方面運用普通最小二乘回歸實證研究了技術(shù)創(chuàng)新對出口商品結(jié)構(gòu)的影響，得出無論從技術(shù)創(chuàng)新的投入角度還是產(chǎn)出角度都對我國出口商品結(jié)構(gòu)有顯著影響。國內(nèi)還有部分學(xué)者在研究技術(shù)創(chuàng)新的出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)從國家領(lǐng)域具體到某一國的行業(yè)領(lǐng)域。逯宇鐸和孫博宇(2012)[13]運用1994—2008年制造業(yè)27個行業(yè)數(shù)據(jù)與出口商品數(shù)據(jù)匹配，通過在模型中引入交互項實證分析了技術(shù)進(jìn)步和效率增進(jìn)對制造業(yè)出口結(jié)構(gòu)的影響，研究得出技術(shù)和效率超越要素投入在出口中發(fā)揮了更大的作用，出口結(jié)構(gòu)升級的路徑得到了優(yōu)化。洪世勤和劉厚俊(2015)[14]利用1998—2008年制造業(yè)面板數(shù)據(jù)，建立系統(tǒng)動態(tài)GMM模型實證研究了制造業(yè)的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的影響因素，研究得出研發(fā)投入對行業(yè)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的深化作用較為顯著，樣本期內(nèi)影響出口技術(shù)結(jié)構(gòu)升級的因素發(fā)生新的變化。胡小娟和陳欣(2017)[15]利用2001—2013年我國制造業(yè)面板數(shù)據(jù)，利用工業(yè)發(fā)展特征理論框架實證分析了技術(shù)創(chuàng)新模式對我國制造業(yè)出口結(jié)構(gòu)的影響，結(jié)果表明模仿創(chuàng)新對重工業(yè)出口有促進(jìn)作用，自主創(chuàng)新對輕工業(yè)和重工業(yè)出口都有正向影響。
綜上所述，國內(nèi)外大量學(xué)者的研究表明，無論從宏觀國家層面還是微觀企業(yè)層面，技術(shù)創(chuàng)新對出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的影響不可忽視。然而技術(shù)創(chuàng)新的推進(jìn)或抑制對一國工業(yè)品出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的影響程度如何，是否存在滯后影響還需要進(jìn)行深入研究。本文在此基礎(chǔ)上研究技術(shù)創(chuàng)新對我國工業(yè)品出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的動態(tài)影響。
二、模型設(shè)定、變量說明與數(shù)據(jù)來源
(一)模型設(shè)定
向量自回歸模型(VAR模型)是將模型中的每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后項構(gòu)成的模型，該模型適當(dāng)解決了一般計量模型中普遍出現(xiàn)的內(nèi)生性問題，在分析變量間的動態(tài)關(guān)系問題中應(yīng)用較為廣泛。
(三)數(shù)據(jù)來源
樣本范圍選取1999—2018年時間序列數(shù)據(jù)，其中我國出口商品數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫(UNCOMTRADE)，研究與試驗發(fā)展經(jīng)費支出占GDP的比重來源于世界銀行網(wǎng)站(WORDBANK)。在對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理的過程中采取對數(shù)形式便于消除異方差的影響，避免造成偽回歸。
在構(gòu)建VAR模型前首先要對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，即單位根檢驗。表1列出ADF(AugmentDickey-Fuller)檢驗結(jié)果，結(jié)果顯示原序列為非平穩(wěn)的時間序列，而一階差分后的序列均是平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)，故使用差分后的平穩(wěn)時間序列建立VAR模型。
(二)協(xié)整檢驗
協(xié)整檢驗用于檢驗非平穩(wěn)序列之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系，通常包括兩種方法：基于極大似然估計的Johansen檢驗和EG兩步法。在此選用Johansen極大似然法，首先確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，使用LLC法并根據(jù)得出的結(jié)果結(jié)合AIC、SC和HQ等信息準(zhǔn)則判斷最優(yōu)滯后階數(shù)，從滯后三期開始依次進(jìn)行檢驗，直到拒絕原假設(shè)為止。通過檢驗并結(jié)合信息準(zhǔn)則確定滯后階的結(jié)果如下：DRD和DLNHT的最優(yōu)滯后階數(shù)為二階，DRD和DLNMT最優(yōu)滯后階數(shù)為二階，DRD和DLNLT的最優(yōu)滯后階數(shù)為三階。進(jìn)一步對上述模型進(jìn)行協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果如表2所示。
結(jié)果顯示：在5%的顯著性水平下，對技術(shù)創(chuàng)新與高技術(shù)工業(yè)品出口而言，拒絕無協(xié)整關(guān)系，不能拒絕至多一個協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，得出技術(shù)創(chuàng)新與高技術(shù)制成品出口之間存在長期均衡關(guān)系，類比分析得到，技術(shù)創(chuàng)新與中技術(shù)工業(yè)品出口和低技術(shù)工業(yè)品出口之間都存在協(xié)整關(guān)系。因此可以對DRD和DLNHT構(gòu)建VAR(2)模型，記為模型1，DRD和DLNMT構(gòu)建VAR(2)模型，記為模型2，DRD和DLNLT構(gòu)建VAR(3)模型，記為模型3。
(三)模型穩(wěn)定性檢驗
VAR模型滿足穩(wěn)定性條件是進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解分析的前提，一旦模型不穩(wěn)定，接下來的分析都將失去意義。因此，需要對上述建立的VAR模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗，檢驗結(jié)果以分布圖的形式展現(xiàn)。在進(jìn)行AR根檢驗時，若圓點都落在單位圓內(nèi)，則說明該模型滿足穩(wěn)定性的條件，若存在一個或以上的圓點落在單位圓上或在單位圓外，則說明該模型中存在單位根，不滿足穩(wěn)定性的條件。
圖2是針對不同模型進(jìn)行AR根檢驗的結(jié)果。自左向右分別是模型1、模型2和模型3的多項式特征根檢驗分布圖。模型1的AR根圖中四個根均位于單位圓內(nèi)，AR根的模小于1，說明模型1是穩(wěn)定的。同理可得，模型2和模型3也是穩(wěn)定的，對模型繼續(xù)進(jìn)行進(jìn)一步的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析。
(四)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析VAR模型建立的主要目的并不是解釋回歸結(jié)果，而是分析當(dāng)某一內(nèi)生變量發(fā)生隨機(jī)波動時對其他變量的影響，因此需要通過脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行變量之間的短期動態(tài)分析，即分析當(dāng)給定某個內(nèi)生變量一個沖擊時其他變量對此的反應(yīng)程度。圖3自左至右分別為模型1、模型2和模型3的脈沖響應(yīng)圖，圖中橫軸表示了給定沖擊下反應(yīng)變量的反應(yīng)期數(shù)，縱軸表示反應(yīng)變量在該沖擊下的變動程度。
左圖表示，在本期給定技術(shù)創(chuàng)新一個正的沖擊時，1∼10期內(nèi)對高技術(shù)制成品的出口始終產(chǎn)生正的影響，且第1期正影響急劇加強(qiáng)，在第2期該正向影響達(dá)到峰值，在接下來的兩期內(nèi)影響程度迅速下降，降至第4期后稍有回升，并于第7期開始趨向平穩(wěn)，逐步收斂為零。從整體趨勢看，技術(shù)沖擊對高技術(shù)產(chǎn)品的出口的影響持續(xù)時間較長，前3期影響波動較大，從第4期開始影響呈振蕩型衰減。
中圖表示，本期給定技術(shù)創(chuàng)新一個正沖擊，中技術(shù)制成品出口的反應(yīng)表現(xiàn)仍較為迅速，1∼3期為正向影響，1∼2期正向影響迅速增強(qiáng)，在第2期時正影響程度達(dá)到最大值，2∼4期影響迅速減弱直至第4期時影響幾乎為零，第4期后雖有波動但整體影響程度非常弱，幾乎無影響，總體上看技術(shù)沖擊對中技術(shù)產(chǎn)品的出口造成的影響持續(xù)時間較短。
右圖表示，當(dāng)期給定技術(shù)創(chuàng)新一個正的沖擊，對低技術(shù)制成品出口的影響大致分為三個階段，在第1∼3期為正效應(yīng)，第2期時正效應(yīng)最大，隨后正的影響減弱，從第4期開始出現(xiàn)了負(fù)反饋，這種負(fù)效應(yīng)持續(xù)2期，到第6期時趨于穩(wěn)定，而后逐步收斂于零。總體上分析，技術(shù)創(chuàng)新的沖擊在前期對低技術(shù)制成品的出口產(chǎn)生正向效應(yīng)，但在后期轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)向效應(yīng)，抑制了低技術(shù)制成品的出口。
(五)方差分解分析
方差分解在脈沖響應(yīng)函數(shù)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步分析得出結(jié)構(gòu)性沖擊對響應(yīng)變量變動的貢獻(xiàn)度。圖4自左向右分別為模型1、模型2和模型3的Cholesky10期的方差分解結(jié)果圖，橫軸為沖擊反應(yīng)期數(shù)，縱軸表示貢獻(xiàn)度，用百分比表示。
如左圖所示，對高技術(shù)工業(yè)制品而言在第1期時，DLNHT的所有變動均來自于其自身，隨后DRD的波動對DLNHT的影響急劇上升，并于第3期時達(dá)到最大，此時，DRD對DLNHT變動的貢獻(xiàn)程度約為75%，超過了其自身的貢獻(xiàn)程度，表明研發(fā)強(qiáng)度的波動沖擊對高技術(shù)工業(yè)品出口的影響非常強(qiáng)烈。中圖表明，對中技術(shù)工業(yè)品而言，第1期內(nèi)只受其自身波動的影響，第2期開始受DRD的波動影響，且影響程度越來越大，直至第5期DRD波動對DLNMT的解釋程度穩(wěn)定保持在40%左右，也就是說在DLNMT的變動中，其自身可以解釋的部分仍占多數(shù)，表明研發(fā)強(qiáng)度的波動沖擊對中技術(shù)工業(yè)品出口的影響偏弱。右圖表明對低技術(shù)工業(yè)品而言，第1期時，DRD對DLNLT的貢獻(xiàn)為0，1期后，DRD對DLNLT變動的解釋程度迅速上升至56%，超過了DLNLT其自身的解釋程度，并隨后保持穩(wěn)定，表明研發(fā)強(qiáng)度的波動對低技術(shù)工業(yè)品的影響較為強(qiáng)烈。綜合來看，技術(shù)創(chuàng)新的波動對高技術(shù)工業(yè)品的出口影響最大，其次是低技術(shù)工業(yè)品，對中技術(shù)工業(yè)品的出口影響最小。
