涂婧+牛俊俊

【摘要】改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易迅速增長(zhǎng)?；赝覈?guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口的現(xiàn)狀，存在著一些問(wèn)題，例如出口貿(mào)易方式單一、市場(chǎng)集中，高技術(shù)企業(yè)缺乏自主創(chuàng)新能力，產(chǎn)業(yè)配套體系不夠完善。針對(duì)這一問(wèn)題，本文利用2006—2012年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，從技術(shù)創(chuàng)新、要素稟賦、人力資本及外資因素四個(gè)方面進(jìn)行了研究。

【關(guān)鍵詞】高技術(shù)產(chǎn)品；出口；決定因素

一、引言和文獻(xiàn)綜述

2008年金融危機(jī)以來(lái)，由于受到國(guó)際市場(chǎng)上需求衰退以及各國(guó)貿(mào)易保護(hù)措施增強(qiáng)的影響，這幾年的貿(mào)易環(huán)境不甚樂(lè)觀。

考慮到影響我國(guó)高技術(shù)出口的因素比較復(fù)雜，之前我國(guó)學(xué)者的研究大多集中于其中一種因素，利用描述統(tǒng)計(jì)或者實(shí)證方法闡述該種因素與高技術(shù)出口之間的關(guān)系。主要研究因素集中在技術(shù)創(chuàng)新、FDI等方面。其中，潘向東（2005）另辟蹊徑，從制度角度實(shí)證分析了制度安排對(duì)高技術(shù)產(chǎn)品貿(mào)易的影響，得出金融市場(chǎng)透明自由化并不能顯著影響我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品的出口，而法律的規(guī)范程度和貿(mào)易開(kāi)放度對(duì)我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品出口有顯著的影響。目前，通過(guò)多種因素對(duì)我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品出口影響的實(shí)證分析還不是很多。儲(chǔ)昭昉（2011）利用波特鉆石模型對(duì)影響我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響因素進(jìn)行了實(shí)證研究，其中研究的因素包括：人均GDP、第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率、第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率以及FDI。

二、實(shí)證分析

（一）變量的選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文主要從技術(shù)創(chuàng)新、要素稟賦、人力資本以及外資因素這四個(gè)方面去探究各個(gè)因素對(duì)我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品出口的影響程度，并且構(gòu)建中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品出口決定因素較為完整的理論模型。

處于對(duì)數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性的考慮，本文將采用2006—2012年省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。本文所用到的數(shù)據(jù)來(lái)源于2007—2013年《中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及中經(jīng)網(wǎng)和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。

表1變量及解釋

變量解釋地區(qū)虛擬變量（D）東部地區(qū)為1，中西部為0高技術(shù)產(chǎn)品出口額（Export）2006—2012年各省高技術(shù)產(chǎn)品出口總額研發(fā)投入（R&D）科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出專利數(shù)（Patent）有效專利數(shù)人均GDP（GDP）人均實(shí)際GDP固定資產(chǎn)（Fixed）全社會(huì)固定資產(chǎn)FDI各省FDI的流入值Staff高技術(shù)產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員平均數(shù)本文建立如下回歸模型：

Exportit=α+β1×R&Dit+β2×patentit+β3×GDPit+β4×Fixedit+β5×Staffit+β6×FDIit+β7×D1+μi+εit

其中，i表示第i個(gè)省，t表示第t年。誤差項(xiàng)由μi+εit兩部分構(gòu)成，不可觀測(cè)的隨機(jī)變量μit代表各省異質(zhì)性的截距項(xiàng)，εit為各省隨著時(shí)間改變的擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）回歸結(jié)果分析

表2回歸結(jié)果

解釋變量多元線性回歸（因變量：高技術(shù)產(chǎn)品出口額）OLSFERER&Dβ0.18090.03450.0500P（0.000**）（0.046**）（0.004**）Patentβ0.00790.0080.0072P（0.003**）（0.000**）（0.000**）GDPβ0.29570.14940.1930P（0.000**）（0.005**）（0.000**）FixedAssetsβ0.12530.0770.0814P（0.000**）（0.000**）（0.000**）Staffβ0.39720.51370.4562P（0.000**）（0.000**）（0.000**）FDIβ0.04480.01690.0195P（0.021**）（0.148）（0.100）D1β-33.414-9.454P0.041**（0.796）Ftest589.03215.961783.83AdjR20.95320.94060.9452從多元線性回歸結(jié)果我們可以得出，AdjR2為0.9406，說(shuō)明這幾個(gè)因素整體擬合度較好?；貧w結(jié)果不能說(shuō)明FDI和地區(qū)因素對(duì)我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品的出口有顯著性影響，而科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出、有效專利數(shù)、人均GDP、全社會(huì)固定資產(chǎn)和高技術(shù)從業(yè)人員平均數(shù)對(duì)我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品的出口有顯著性影響。

三、政策和建議

第一、實(shí)證檢驗(yàn)中可以得出創(chuàng)新因素對(duì)我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品的出口有重要的促進(jìn)作用。所以我國(guó)高技術(shù)企業(yè)應(yīng)該著重自身的創(chuàng)新能力發(fā)展。

第二、實(shí)證檢驗(yàn)中也說(shuō)明FDI對(duì)我國(guó)高技術(shù)出口影響并不顯著。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)其他國(guó)家例如日本和芬蘭發(fā)展成為技術(shù)強(qiáng)國(guó)的實(shí)證分析中也得出，F(xiàn)DI對(duì)技術(shù)的提高的作用是有限的，這與我國(guó)以市場(chǎng)換技術(shù)的政策相悖。所以，我國(guó)政府應(yīng)該認(rèn)清中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的現(xiàn)狀，真正制定出適合我國(guó)并且能夠?qū)嵸|(zhì)性提高我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)現(xiàn)狀的發(fā)展政策，這樣才能實(shí)現(xiàn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的趕超。

第三、完善高技術(shù)產(chǎn)業(yè)配套服務(wù)，大力推展產(chǎn)學(xué)研模式。大力發(fā)展高技術(shù)的最終目的是從中獲得經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，從而推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，因此，發(fā)展高技術(shù)的一個(gè)重要環(huán)節(jié)是將新技術(shù)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)化合商業(yè)化。所以，依托高校和科研所的技術(shù)優(yōu)勢(shì)，以及企業(yè)將新技術(shù)轉(zhuǎn)化為產(chǎn)品的商業(yè)優(yōu)勢(shì)，是我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)培育自主創(chuàng)新能力的一條重要途徑。同時(shí)，應(yīng)該完善高技術(shù)產(chǎn)業(yè)配套服務(wù)體系，例如，拓寬中小高技術(shù)企業(yè)籌資渠道，提高政府機(jī)構(gòu)以及海關(guān)的辦事效率。