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        我國創(chuàng)意產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度影響因素研究

        2015-12-28 03:32:12杜向云周升起
        北方經(jīng)貿(mào) 2015年6期
        關(guān)鍵詞:產(chǎn)品模型

        杜向云,尋 琛,周升起

        (青島大學商學院,山東青島 266071)

        一、引言

        創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)是繼信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)之后的又一大新興產(chǎn)業(yè)。UNCTAD發(fā)布的《創(chuàng)意經(jīng)濟報告2010》中指出,創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)貿(mào)易已成為國際貿(mào)易領(lǐng)域最具發(fā)展?jié)摿Φ漠a(chǎn)業(yè)之一,是全球貿(mào)易發(fā)展的重要推動力。“十二五”規(guī)劃中,我國就明確提出要大力發(fā)展創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)。

        據(jù)UNCTAD統(tǒng)計,我國創(chuàng)意產(chǎn)品貿(mào)易總額由2003年的411.71億美元增長到2012年的1653.78億美元,年均增長率達到16.71%,2011年超過美國成為世界第一大創(chuàng)意產(chǎn)品貿(mào)易國。其中,我國創(chuàng)意產(chǎn)品出口世界首位,2003-2012年間,出口額增長了295.97%,到2012年占世界創(chuàng)意產(chǎn)品出口總額的31.91%。貿(mào)易規(guī)模擴大的同時,以Hausmann等2005年提出的“出口技術(shù)復(fù)雜度(Export Sophisticate Index,ES)”計算的我國創(chuàng)意產(chǎn)品出口技術(shù)含量整體也在不斷提升,ES值由2003年的20400.24上升到2012年的32342.66,提升幅度達到58.5%。但在國際市場上,我國創(chuàng)意產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度排名并不高,在創(chuàng)意產(chǎn)品貿(mào)易排名前36個國家(地區(qū))中還處于“中低”水平。因此,為進一步提升我國創(chuàng)意產(chǎn)品的出口技術(shù)含量,改善國際分工地位,本文運用主成分回歸對影響我國創(chuàng)意產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的因素進行分析,從而提供借鑒意義。

        二、影響因素變量選取及模型構(gòu)建

        影響創(chuàng)意產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的因素有很多,但根據(jù)相關(guān)理論,將其分為經(jīng)濟發(fā)展水平、資源稟賦情況、自主創(chuàng)新能力、國際技術(shù)溢出及產(chǎn)業(yè)特征五方面因素,針對性選擇最具代表性的變量作為解釋變量。經(jīng)濟發(fā)展水平方面,人均GDP本身已構(gòu)成ES的計算公式,遂不將該變量作為模型的解釋變量;資源稟賦方面,資本與勞動力投入用資本勞動比(CAPLAB)表示;自主創(chuàng)新能力方面,人力資本水平用高等教育入學率(ENTR)代表,研發(fā)人員數(shù)量用研發(fā)人員數(shù)(RDPOP)表示,R&D投入用R&D投入占GDP比重(RDGDP)表示;國際技術(shù)溢出方面,國際直接投資用FDI存量占GDP的比重(FDIGDP)表示,進口貿(mào)易用創(chuàng)意產(chǎn)品進口占GDP的比重(IMGDP)表示;行業(yè)特征方面,用第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值占GDP比重(SERGDP)表示。

        研發(fā)人員數(shù)量、R&D投入、高等教育入學率來自世界銀行數(shù)據(jù)庫;資本勞動比根據(jù)世界銀行數(shù)據(jù)計算得;FDI存量占GDP比重以及創(chuàng)意產(chǎn)品進口額占GDP的比重均通過UNCTAD數(shù)據(jù)庫計算得;第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值占GDP比重來于中國國家統(tǒng)計局。被解釋變量我國創(chuàng)意產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度(ES)則根據(jù)“出口技術(shù)復(fù)雜度”公式計算得。所選取的數(shù)據(jù)年限根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性選取2003-2011年間的數(shù)據(jù)。

        模型初步設(shè)定為:

        其中,αi表示第i個偏回歸系數(shù),下標t表示時期,μ表示隨機擾動項。

        通過對這八個變量進行相關(guān)性檢驗,各解釋變量間存在較嚴重的多重共線性,若直接利用OLS法進行估計,會導(dǎo)致模型的精確性降低,難以準確反映各因素對創(chuàng)意產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的影響。因此,為避免這一情況,本文采用主成分回歸方法。

        三、主成分回歸分析

        首先,對標準化的原始解釋變量(記為ZX,X表示各個解釋變量)進行主成分分析,得到各主成分解釋的總方差如表1所示。從表1可看出,前兩個主成分的特征根都大于1,且其累積貢獻率達到89.933%。因此,提取這兩個主成分能很好地表示所有解釋變量。

        表1解釋的總方差

        用所提取主成分的因子載荷矩陣除以對應(yīng)特征值的二次方根,得到第一、第二主成分的線性表達式:

        對標準化的被解釋變量ZES與主成分F1、F2進行線性回歸得到標準化主成分回歸方程:

        從估計模型中可看出,模型整體顯著且擬合度較好,兩個主成分估計系數(shù)t值也很顯著,說明第一、第二主成分對創(chuàng)意產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度有顯著影響。DW值為1.423,說明模型不存在自相關(guān)問題。將兩主成分的線性表達式帶入估計模型后還原得ES的主成分回歸方程:

        四、分析結(jié)果

        第一,資本勞動比對我國創(chuàng)意產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的提升有較明顯的正面影響,這符合比較優(yōu)勢理論。資本勞動比較高的國家主要生產(chǎn)資本密集型的產(chǎn)品,其生產(chǎn)勞動率相對較高,出口技術(shù)復(fù)雜度自然較高;相反,資本勞動比較低的國家則主要生產(chǎn)勞動密集型產(chǎn)品,其生產(chǎn)率低,因而其出口技術(shù)復(fù)雜度也相應(yīng)較低。

        第二,自主創(chuàng)新能力對我國創(chuàng)意產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的提升也有明顯的帶動效應(yīng)。從模型中可以看出,高等教育入學率每提高1%,創(chuàng)意產(chǎn)品的出口技術(shù)含量將增加172.328個單位;研發(fā)人員數(shù)量每百萬人增加1個單位,其出口技術(shù)復(fù)雜度將增加8.299個單位;研發(fā)投入占GDP的比重每提高1%,創(chuàng)意產(chǎn)品出口技術(shù)含量將提高1388.642個單位。因此,要進一步提升我國創(chuàng)意產(chǎn)品的出口技術(shù)含量,研發(fā)人員培養(yǎng)是關(guān)鍵,同時做好創(chuàng)意人才儲備工作,切實提升本國自主創(chuàng)新能力。

        第三,國際技術(shù)溢出中,進口貿(mào)易帶來的技術(shù)溢出能顯著提升我國創(chuàng)意產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度。這是因為,進口貿(mào)易一方面使得國外高技術(shù)含量的產(chǎn)品進入國內(nèi)市場,對國內(nèi)創(chuàng)意產(chǎn)品企業(yè)帶來更激烈的競爭,為了在競爭中維持市場份額,不得不進一步加大研發(fā)投入,從而帶動整體創(chuàng)意產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的提升;另一方面,我國創(chuàng)意產(chǎn)品進口規(guī)模小,價值增值能力低,正處于吸收外國技術(shù)的黃金時期,通過創(chuàng)意產(chǎn)品進口吸取國外創(chuàng)意產(chǎn)品所包含的技術(shù)創(chuàng)新同時,研發(fā)自有的技術(shù)品牌,促進創(chuàng)意產(chǎn)品出口技術(shù)含量提升。FDI對我國創(chuàng)意產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的提升起到了負面效應(yīng),與理論預(yù)期出現(xiàn)較大偏差。一方面,我國創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域吸引的FDI占比非常小,不到0.5%。盡管每年吸引的FDI總額不斷增長,但實際在創(chuàng)意產(chǎn)品領(lǐng)域的投資并沒有明顯增加,從而造成FDI增加對創(chuàng)意產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度提升作用不明顯。一方面,我國創(chuàng)意產(chǎn)品企業(yè)主要依賴“再加工”型創(chuàng)意產(chǎn)品出口,對國外技術(shù)依賴性較強。國外在投資過程中,通常將先進技術(shù)留在國內(nèi),將處于產(chǎn)品末期的技術(shù)帶給中國,這就導(dǎo)致發(fā)達國家始終保持在創(chuàng)新前列,出口的創(chuàng)意產(chǎn)品技術(shù)含量在不斷快速提升,我國創(chuàng)意產(chǎn)品出口技術(shù)含量盡管也在提升,但提升的速度要遠小于發(fā)達國家,因而表現(xiàn)為FDI與創(chuàng)意產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度負相關(guān)。

        第四,所處行業(yè)特征也即第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重也有助于創(chuàng)意產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。這說明,當前我國不斷促進優(yōu)化和推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整,大力發(fā)展高附加值第三產(chǎn)業(yè),尤其是文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)、娛樂、旅游等新興服務(wù)業(yè),取得了顯著成效??焖僭鲩L的第三產(chǎn)業(yè)為創(chuàng)意產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展提供了良好的生長環(huán)境。

        [1]戴 翔.中國服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)復(fù)雜度變遷及國際比較[J].中國軟科學,2012(2):52-59.

        [2]戴 翔.創(chuàng)意產(chǎn)品貿(mào)易決定因素及對雙邊總貿(mào)易的影響[J].世界經(jīng)濟研究,2010(6):46-50.

        [3]田 思.我國創(chuàng)意產(chǎn)品貿(mào)易出口復(fù)雜度研究[D].上海:東華大學,2014.

        [4]陳偉雄.中國創(chuàng)意經(jīng)濟競爭力研究[D].福州:福建師范大學,2013.

        [5]傅立峰.中國高技術(shù)產(chǎn)品出口復(fù)雜度及其影響因素分析[D].杭州:浙江大學,2012.

        [6]Hausmann,Ricardo,Jason Hwang,and Dani Rodrik.What You Export Matters[J].Journal of Economic Growth,2005,(12):1-25.

        [7]UNCTAD.Creative Economy Report 2010.A Feasible Development Option[R].UNCTAD/DITC/TAB/2010/3.

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