(武漢大學經(jīng)濟與管理學院 湖北 武漢 430070)

一、引言

近段時間，中美貿(mào)易摩擦不斷升級。早在2018年8月14日，特朗普簽署了總統(tǒng)備忘錄，要求美國商務(wù)部門對影響美國知識產(chǎn)權(quán)、技術(shù)和創(chuàng)新的中國法律、政策和行為進行調(diào)查。此次中美貿(mào)易摩擦的“301”調(diào)查的重要動機就是防范中國的技術(shù)彎道超車。知識經(jīng)濟時代就是知識產(chǎn)權(quán)經(jīng)濟時代，具備強的自主創(chuàng)新能力，就代表在國際競爭中具備較多的話語權(quán)。

自主創(chuàng)新是中國政府為實現(xiàn)經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變、培育國家長期的國際競爭力而在技術(shù)進步領(lǐng)域提出的一個全新的概念(余道先，2011)。在中美貿(mào)易摩擦不斷升級，我國目前創(chuàng)新能力不夠的大背景下，自主創(chuàng)新對出口貿(mào)易的影響就更具備了重要的現(xiàn)實意義。特別是不同類型的自主創(chuàng)新是否促出口貿(mào)易的增長，不僅需要理論文獻的支撐，更需要實證數(shù)據(jù)的檢驗。本文通過建立計量數(shù)據(jù)模型，衡量不同自主創(chuàng)新類型對我國省級出口貿(mào)易的影響，最后得出相關(guān)的政策建議。

二、變量的選取，模型的建立和數(shù)據(jù)說明

(一)變量的選取和模型的建立

Goldstein 和 Khan(1985)認為在對出口需求方程建模時，要考慮到完全替代模型和不完全替代模型?；仡機-D形式的出口需求模型(Blomstrom，1983)，結(jié)合中國經(jīng)濟的發(fā)展特征，在出口貿(mào)易中，要綜合考慮考慮經(jīng)濟規(guī)模，F(xiàn)DI和貿(mào)易條件的影響(高鐵梅2006；韋軍亮2008；黃錦明2010)。本文也嘗試采用此出口需求模型：

EX=Xd(Yf，RP,FDI)

(1)

其中EX表示出口總額，Yf表示經(jīng)濟規(guī)模，RP表示實際相對價格，實際相對出口價格可以用實際有效匯率來表示，可以同時反映價格的波動性和匯率的波動性(黃錦明2010)。FDI表示中國吸收外資投資額，技術(shù)引進水平。

根據(jù)國際貿(mào)易學的相關(guān)理論，一個地區(qū)的出口貿(mào)易額受到國際與國內(nèi)經(jīng)濟形勢的共同影響，結(jié)合已有的研究成果，本文在解釋變量的選取上主要從國外和國內(nèi)方面來考慮。

1.國外因素

除我國之外的世界市場的其他國家的總產(chǎn)出變動會直接影響到對我國出口需求的變動，因此本文選取世界銀行統(tǒng)計數(shù)據(jù)中除中國外其他所有國家的GDP總量作為產(chǎn)出變動的量，用WGDP表示。

2.國內(nèi)因素

規(guī)模變量。自中國加入WTO以來，中國經(jīng)濟飛速發(fā)展，各省經(jīng)濟規(guī)模不斷變大，有力促進了出口的增長。本文選用各省GDP作為經(jīng)濟規(guī)模的變量，記為PGDP。

自主創(chuàng)新能力。以往的研究認為技術(shù)創(chuàng)新對出口份額有緊密的正相關(guān)作用。為了衡量自主創(chuàng)新能力，本文用各省專利申請授權(quán)量作為指標。并進一步將自主創(chuàng)新分為發(fā)明型專利、實用型專利、外觀設(shè)計專利，分別記為IPAT、UPAT、DPAT。

技術(shù)引進。技術(shù)引進一般包括國內(nèi)技術(shù)引進和國外技術(shù)引進，國外技術(shù)引進主要有兩種方式國際貿(mào)易和外商直接投資，另一種是國外先進技術(shù)直接引進，但國外先進技術(shù)直接引進對經(jīng)濟增長的貢獻十分有限(吳延兵，2008)。本文參考以往文獻的普遍做法：采取外商直接投資(FDI)作為替代指標，衡量技術(shù)引進情況。我國實行改革開放以來，大量的外資進入我國，隨著外資外商的進入，外商直接投資帶來了大量的技術(shù)和先進管理經(jīng)驗，促進了我國加工貿(mào)易的發(fā)展，增強了出口競爭力。

匯率。匯率的變動會影響國際貿(mào)易中一國商品進出口的價格。本文選取人民幣實際有效匯率指標作為衡量指標，記為REER。選取人民幣實際有效匯率的一個優(yōu)點就是可以剔除通貨膨脹因素，同時考慮價格的波動性和匯率的波動性。

為了研究自主創(chuàng)新對我國省級出口貿(mào)易效應(yīng)的影響構(gòu)建的模型如下：

EX=Xd(Yf，WGDP,PPAT,REER,FDI)

(2)

消除可能存在的異方差問題，將函數(shù)形式設(shè)為對數(shù)-線性形式(Carone 1996)。同時，將自主創(chuàng)新用發(fā)明專利、實用型專利、外觀設(shè)計專利表示。因此得到：

lnEXit=vt+?i+β1lnWGDPit+β2lnPGDPit+β3lnIPATit+β4lnUPATit+β5lnDPATit+β6lnFDIit+β7lnREERit+εit

(3)

該模型中，EX代表各省出口貿(mào)易額，WGDP代表除中國外其他所有國家的總產(chǎn)出，該變量的變動用以描述世界市場對各省的出口商品總需求的變動；PGDP表示各省的經(jīng)濟規(guī)模對EX出口貿(mào)易的影響；其中IPAT衡量的是發(fā)明專利對出口貿(mào)易的影響；UPAT代表的是實用型專利對出口貿(mào)易的影響程度；DPAT表示的是外觀設(shè)計專利對出口貿(mào)易的影響。REER表示人民實際有效匯率，用來表示匯率變動對各省出口貿(mào)易的影響。vt表示t年時的固定效應(yīng)；?i表示各省i的固定效應(yīng)，εit表示誤差項。由于選擇的是取對數(shù)的函數(shù)形式，因此各個因變量前的系數(shù)表示彈性的大小，即自變量每變動1%能帶動出口貿(mào)易額變化的百分點。

(二)數(shù)據(jù)說明

本文選取中國31省市2000-2015年的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，數(shù)據(jù)來源：各省貿(mào)易出口額數(shù)據(jù)、外商直接投資數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局、WIND數(shù)據(jù)庫；各省專利數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》(2000-2015)各期；人民幣實際有效匯率數(shù)據(jù)來自世界銀行國際金融年鑒；另外除中國之外的所有國家的總產(chǎn)出WGDP由世界銀行公布的世界GDP數(shù)據(jù)減去當年中國GDP數(shù)據(jù)得到。其中EX、PGDP單位為萬美元；WGDP的單位為億美元，PPAT的單位為件。因為數(shù)據(jù)波動性較大，采用了取對數(shù)進行處理,分別記為lnEX、lnWGDP、lnPGDP、lnPPAT lnIPAT lnUPAT lnDPAT lnFDI lnREER。因為數(shù)據(jù)的單位量級不一致，將數(shù)據(jù)進行了標準化處理，分別記為lnEX1、lnWGDP1、lnPGDP1、lnPPAT1、lnIPAT1 lnUPAT1、lnDPAT1、lnFDI1、lnREER1基于數(shù)據(jù)的連續(xù)性和可獲得性，本文選取了2000年-2015年我國除香港、澳門、臺灣的31個省或直轄市的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計如表1：

表1 變量的描述性統(tǒng)計

三、計量結(jié)果分析

對于面板數(shù)據(jù)模型，可以使用混合效應(yīng)、隨機效應(yīng)和固定效應(yīng)進行檢驗，為了進一步判斷以上哪種估計方法更合適，本文首先利用LM檢驗(Breusch and Pagan，1980)[1]。LM檢驗結(jié)果表明強烈拒絕“不存在個體隨機效應(yīng)”的原假設(shè)，即認為存在“隨機效應(yīng)”，在混合效應(yīng)和隨機效應(yīng)之間，應(yīng)該選擇“隨機效應(yīng)”。接著對隨機效應(yīng)、固定效應(yīng)進行了豪斯曼檢驗。因為擾動項{εit}可能存在組間的異方差，組內(nèi)自相關(guān)或者組間同期相關(guān)，因此需要使用“組間異方差，組建同期相關(guān)”穩(wěn)健的標準誤差，即“面板校正標準誤差(PCSE)”。

(一)回歸結(jié)果及其解釋

本文的Hausman檢驗的結(jié)果表明固定效應(yīng)模型是最有效率的。

考慮到模型數(shù)據(jù)存在的自相關(guān)，異方差等問題，本文采用了固定效應(yīng)估計后，又進一步使用OLS來估計系數(shù)，對標準誤差進行校正(面板校正標準誤)。使用OLS來估計系數(shù)，并對標準誤差進行校正，估計得到的t統(tǒng)計量可以反映變量的真實顯著性。表2的模型擬合結(jié)果表明相對于固定效應(yīng)，面板校正標準誤差模型得到的平方值更大，并且得到的系數(shù)的顯著性水平提高。說明面板校正標準誤修正了模型的組建異方差和自相關(guān)問題。全樣本的回歸結(jié)果見表2：

表2 全樣本回歸結(jié)果

注：括號中的數(shù)為系數(shù)標準差，*，**，***示參數(shù)估計值在10%，5%，1%的水平上顯著

面板修正標準誤模型的回歸結(jié)果顯示出創(chuàng)新對我國的出口貿(mào)易額有顯著的影響。主要表現(xiàn)為：發(fā)明專利，實用新型專利、外觀設(shè)計專利對我國的出口貿(mào)易均有顯著的正相關(guān)影響，其彈性系數(shù)分別達到了0.102%、0.232%、0.377%。這也表明在其他因素不變的條件下，發(fā)明型專利、實用新型專利、外觀設(shè)計專利的專利授權(quán)量每增加1%，分別對我國出口貿(mào)易額將會帶來0.102%、0.232%、0.377%的增長。其中外觀設(shè)計專利對出口貿(mào)易額的影響是發(fā)明型專利影響的三倍。原因如下：一方面，在專利授權(quán)申請中，以實用新型專利，外觀設(shè)計專利為主，而發(fā)明專利僅占整個專利申請授權(quán)量的11%，實用型專利達到專利授權(quán)量51%的比例。所以在整個出口產(chǎn)品中，由實用型專利和外觀設(shè)計型專利帶來的出口貿(mào)易額增長比較明顯。另一方面，發(fā)明型專利前期投入研究費用高，旨在解決技術(shù)問題，創(chuàng)造新產(chǎn)品，成本回收時間長。大部分出口企業(yè)更愿意進行實用型專利和外觀設(shè)計專利的開發(fā)和利用。這也從側(cè)面反映了我國目前重視研發(fā)的應(yīng)用，但是對研發(fā)的前期投入不足的現(xiàn)狀。

此外，實證結(jié)果表明FDI對我國的出口貿(mào)易有顯著的正相關(guān)作用，這與之前的研究結(jié)論一致。究其原因，外商直接投資有著明顯的技術(shù)溢出效應(yīng)。FDI在我國的投資大多以建廠為主，雇傭國內(nèi)的勞動力進行產(chǎn)品的研發(fā)和生產(chǎn)，國內(nèi)企業(yè)通過“干中學”的可能，學習模仿FDI的先進技術(shù)，擴大國際競爭力，有利于增加出口。

(三)自主創(chuàng)新對出口貿(mào)易影響的地區(qū)差異

為了分析在不同的區(qū)域，自主創(chuàng)新對出口的影響程度，基于數(shù)據(jù)的連續(xù)性和可獲得性，本文選取了2000年-2015年我國除香港、澳門、臺灣的31個省或直轄市的數(shù)據(jù)。將31個省市自治區(qū)按照經(jīng)濟程度劃分為東、中、西三大區(qū)域①(吳延兵，2008)，并運用和上文相同的計量方法PCSE面板修正誤差的方法，考察自主創(chuàng)新對區(qū)域出口貿(mào)易的影響。因此，本文運用分組樣本檢驗?；貧w結(jié)果如下：

表3 分地區(qū)PCSE回歸結(jié)果

注：括號中的數(shù)為系數(shù)標準差，*，**，***示參數(shù)估計值在10%，5%，1%的水平上顯著。

表3顯示分區(qū)樣本的估計結(jié)果表明：自主創(chuàng)新的類型對出口貿(mào)易的影響存在著明顯的地區(qū)差異。(1)實用新型專利對中、東、西部的貿(mào)易出口額有顯著的正相關(guān)影響，對西部影響最大，彈性系數(shù)達到0.65%。(2)發(fā)明專利對東部省份的貿(mào)易出口額有顯著的正相關(guān)關(guān)系，彈性系數(shù)達到0.129%；但對于中部省份而言，發(fā)明專利有顯著的負相關(guān)作用，彈性系數(shù)達到0.255%；在西部省份中，發(fā)明專利對出口貿(mào)易額沒有顯著的影響。(3)在東部地區(qū)，外觀設(shè)計專利對出口貿(mào)易表現(xiàn)出明顯的正相關(guān)作用，而在中西部地區(qū)外觀設(shè)計專利對出口貿(mào)易的影響不明顯。為什么會出現(xiàn)上述現(xiàn)象，本文認為是中，東，西部經(jīng)濟發(fā)展不均衡，自主創(chuàng)新能力差別大，出口產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)不同造成的。

外商直接投資對出口貿(mào)易的影響也表現(xiàn)出明顯的地區(qū)差異。在中部FDI對出口貿(mào)易的影響不顯著，但在東部和西部，F(xiàn)DI對出口貿(mào)易有顯著的正相關(guān)影響，彈性系數(shù)分別達到0.468%、0.131%。對這一區(qū)域差異的解釋在于：從技術(shù)溢出角度來看，東部地區(qū)經(jīng)濟基礎(chǔ)好，具備相應(yīng)的研發(fā)實力和吸收能力，F(xiàn)DI技術(shù)外溢明顯。近年來，西部地區(qū)地直接投資快速增長并且承接中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，西部產(chǎn)品的出口競爭力增強。中部省份外商投資對出口的影響已不顯著，難以獲得FDI技術(shù)的技術(shù)外溢，F(xiàn)DI對中部省份出口貿(mào)易沒有顯著影響。

四、政策建議

本文基于我國31個省市2000-2015年的面板數(shù)據(jù)，建立計量模型，將自主創(chuàng)新分為實用性專利、發(fā)明專利和外觀設(shè)計專利。分析了自主創(chuàng)新、技術(shù)引進對各省的出口貿(mào)易的影響?；诮Y(jié)論本文主要提出相關(guān)的政策建議：其一，我國應(yīng)該加大創(chuàng)新方面的投入，尤其是注意產(chǎn)品的研發(fā)投入，提高發(fā)明型產(chǎn)品的數(shù)量和質(zhì)量，增強自主創(chuàng)新意識和能力。提高發(fā)明專利的水平，做到發(fā)明專利、實用型專利、外觀設(shè)計專利協(xié)調(diào)一致，以創(chuàng)新促出口。其二，縮小中，東，西部的經(jīng)濟發(fā)展差距。在充分利用外資的基礎(chǔ)上，中西部要承接好東部的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，不斷優(yōu)化商品的外貿(mào)出口結(jié)構(gòu)。

【注釋】

①31個省或直轄市按照不同的區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平將我國劃分為中部，東部，西部。其中中部地區(qū)包括黑龍江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個省(直轄市)，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西甘肅、青海、寧夏、新疆12個省(自治區(qū)、直轄市)