發布時間：2021-04-27所屬分類：經濟論文瀏覽：1次
摘 要： [摘要]利用UNCOMTRADE數據庫中我國19992018年SITC3位碼工業品的出口數據，構建VAR模型實證分析技術創新對我國工業品出口技術結構的影響。研究結果表明：技術創新對我國工業品出口技術結構的變動有顯著影響，短期內技術創新促進高技術工業品的出口，長期內技
[摘要]利用UNCOMTRADE數據庫中我國1999—2018年SITC3位碼工業品的出口數據，構建VAR模型實證分析技術創新對我國工業品出口技術結構的影響。研究結果表明：技術創新對我國工業品出口技術結構的變動有顯著影響，短期內技術創新促進高技術工業品的出口，長期內技術創新在一定程度上抑制低技術工業品的出口。進一步實證表明，不同技術水平工業品的出口變動中技術創新的影響程度不同，相比于中技術工業品，受技術創新影響最大的是高技術工業品和低技術工業品。為此我國應繼續推動創新，發揮技術創新的關鍵作用，合理配置資源要素在創新中的投入比例，進一步優化工業品的出口技術結構。
[關鍵詞]技術創新;工業品出口技術結構;高技術工業品
一、引言與文獻綜述
在全球化不斷發展的進程中，創新在推動國家經濟發展中發揮著越來越重要的作用。世界知識產權組織(WIPO)發布的全球創新指數(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出口管制，中興公司遭遇技術禁運、華為5G技術推廣受阻等，暴露出我國在技術創新方面的短板。李克強總理在2020年政府工作報告中指出“支持制造業高質量發展，提高科技創新支撐能力，推進更高水平對外開放”，明確了科技創新在產業發展和國際貿易中的關鍵作用。一方面，國際貿易是國際間技術溢出最為常見的一種方式，發展中國家正是通過這種方式模仿學習吸收先進的技術推動國內的技術進步[1];另一方面，國內技術進步有助于提升加工制造業的勞動生產率，推動產業升級，進而影響出口技術結構。
技術創新及其相關問題引起國內外學者的廣泛關注。國內外相關研究主要集中于技術創新對出口規模和出口結構的影響，其中，出口結構的研究中包含對出口商品結構和出口技術結構的研究。
國外學者從傳統貿易理論出發，得出技術創新在國際貿易活動中發揮重要作用，在此基礎上，一些學者對此進行了進一步的實證檢驗。Posner(1961)[2]在比較優勢理論的基礎上首次將技術作為獨立于勞動力和資本的另一類資源要素納入國際貿易中，提出“技術差距說”，國與國之間貿易模式產生的原因正是由于國家間存在技術差距。Grossman和Helpman(1990)[3]提出動態貿易模型，認為技術創新(知識)和效率是國家比較優勢差異形成的原因，國家通過經驗知識的積累提高R&D制造效率從而在國際貿易中獲得比較優勢以提高該國的增長率。劉仁平(2006)[4]從貿易理論視角分析了技術創新對國家貿易的影響機制，得出技術創新通過改變產業結構和國際分工、提高產品競爭優勢、改變國際貿易產品結構和提高國際貿易效益和效率四個途徑影響國際貿易。黃靜波和劉淑琳(2015)[5]從微觀企業的角度運用多元Logit回歸模型實證分析了技術創新對中國企業出口行為的影響，結果表明技術創新能夠提高企業持續出口的概率，進一步估算得出技術創新指數每提高1個單位，企業持續出口概率提高2.5%。李秀珍和徐芳娜(2015)[6]從全球價值鏈視角出發構建數學模型推導技術創新對提升生產價值鏈的正向效應，并運用計量模型證實了技術創新對出口貿易具有顯著的正向作用。曲如曉和劉霞等(2019)[7]運用隨機效應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，并通過進一步分樣本回歸研究了技術創新在微觀企業層面的二元邊際效應，研究得出國際科技合作作為技術創新的重要形式能夠通過提升擴展邊際和集約邊際促進出口貿易。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據構建VAR模型實證分析技術創新與對外貿易升級的關系，得出技術創新通過提高勞動生產率優化資源的配置推動對外貿易升級。李勤昌和劉明霞等(2019)[9]將國民經濟行業與國際標準行業分類進行匹配后利用面板數據實證檢驗了技術創新對制造業出口國內增加值的影響，結果顯示技術研發投入每增加1個單位，出口本國增加值將會提升0.4394個單位，并指出技術創新是改善全球價值鏈分工提升國際競爭力的關鍵手段。
相關期刊推薦：《吉林工商學院學報》JournalofJilinCollegeofFinanceandTaxation(雙月刊)曾用刊名：吉林財專學報;吉林財稅高等�？茖W校學報，1985年創刊，以質量選稿,特別歡迎具有前瞻性、創見性、對實踐有指導意義的理論研究成果。設有：財政稅務、金融保險、會計審計、經濟管理、高教研究等欄目。
在技術創新對貿易規模研究的基礎上，國內一些學者針對技術創新對貿易結構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易結構的形成機理，得出技術創新在出口貿易結構形成中的促進作用主要表現在資本密集型產品比重的增加。藺建武和仲偉周等(2011)[11]將古典貿易理論和新貿易理論與實際結合，利用1980—2008年的時間序列數據實證檢驗了包含技術在內的四種因素對出口商品結構的影響，得出技術創新是導致出口商品結構升級的重要原因。李漢君(2012)[12]使用1991—2010年的時間序列數據從技術創新的投入和產出兩方面運用普通最小二乘回歸實證研究了技術創新對出口商品結構的影響，得出無論從技術創新的投入角度還是產出角度都對我國出口商品結構有顯著影響。國內還有部分學者在研究技術創新的出口結構效應從國家領域具體到某一國的行業領域。逯宇鐸和孫博宇(2012)[13]運用1994—2008年制造業27個行業數據與出口商品數據匹配，通過在模型中引入交互項實證分析了技術進步和效率增進對制造業出口結構的影響，研究得出技術和效率超越要素投入在出口中發揮了更大的作用，出口結構升級的路徑得到了優化。洪世勤和劉厚俊(2015)[14]利用1998—2008年制造業面板數據，建立系統動態GMM模型實證研究了制造業的出口技術結構的影響因素，研究得出研發投入對行業出口技術結構的深化作用較為顯著，樣本期內影響出口技術結構升級的因素發生新的變化。胡小娟和陳欣(2017)[15]利用2001—2013年我國制造業面板數據，利用工業發展特征理論框架實證分析了技術創新模式對我國制造業出口結構的影響，結果表明模仿創新對重工業出口有促進作用，自主創新對輕工業和重工業出口都有正向影響。
綜上所述，國內外大量學者的研究表明，無論從宏觀國家層面還是微觀企業層面，技術創新對出口技術結構的影響不可忽視。然而技術創新的推進或抑制對一國工業品出口技術結構的影響程度如何，是否存在滯后影響還需要進行深入研究。本文在此基礎上研究技術創新對我國工業品出口技術結構的動態影響。
二、模型設定、變量說明與數據來源
(一)模型設定
向量自回歸模型(VAR模型)是將模型中的每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后項構成的模型，該模型適當解決了一般計量模型中普遍出現的內生性問題，在分析變量間的動態關系問題中應用較為廣泛。
(三)數據來源
樣本范圍選取1999—2018年時間序列數據，其中我國出口商品數據來源于聯合國商品貿易統計數據庫(UNCOMTRADE)，研究與試驗發展經費支出占GDP的比重來源于世界銀行網站(WORDBANK)。在對數據進行處理的過程中采取對數形式便于消除異方差的影響，避免造成偽回歸。
在構建VAR模型前首先要對時間序列數據進行平穩性檢驗，即單位根檢驗。表1列出ADF(AugmentDickey-Fuller)檢驗結果，結果顯示原序列為非平穩的時間序列，而一階差分后的序列均是平穩的時間序列數據，故使用差分后的平穩時間序列建立VAR模型。
(二)協整檢驗
協整檢驗用于檢驗非平穩序列之間是否存在長期穩定關系，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模型的最優滯后階數，使用LLC法并根據得出的結果結合AIC、SC和HQ等信息準則判斷最優滯后階數，從滯后三期開始依次進行檢驗，直到拒絕原假設為止。通過檢驗并結合信息準則確定滯后階的結果如下：DRD和DLNHT的最優滯后階數為二階，DRD和DLNMT最優滯后階數為二階，DRD和DLNLT的最優滯后階數為三階。進一步對上述模型進行協整檢驗，檢驗結果如表2所示。
結果顯示：在5%的顯著性水平下，對技術創新與高技術工業品出口而言，拒絕無協整關系，不能拒絕至多一個協整關系的假設，得出技術創新與高技術制成品出口之間存在長期均衡關系，類比分析得到，技術創新與中技術工業品出口和低技術工業品出口之間都存在協整關系。因此可以對DRD和DLNHT構建VAR(2)模型，記為模型1，DRD和DLNMT構建VAR(2)模型，記為模型2，DRD和DLNLT構建VAR(3)模型，記為模型3。
(三)模型穩定性檢驗
VAR模型滿足穩定性條件是進行脈沖響應函數分析和方差分解分析的前提，一旦模型不穩定，接下來的分析都將失去意義。因此，需要對上述建立的VAR模型進行穩定性檢驗，檢驗結果以分布圖的形式展現。在進行AR根檢驗時，若圓點都落在單位圓內，則說明該模型滿足穩定性的條件，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，不滿足穩定性的條件。
圖2是針對不同模型進行AR根檢驗的結果。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，AR根的模小于1，說明模型1是穩定的。同理可得，模型2和模型3也是穩定的，對模型繼續進行進一步的脈沖響應函數和方差分解分析。
(四)脈沖響應函數分析VAR模型建立的主要目的并不是解釋回歸結果，而是分析當某一內生變量發生隨機波動時對其他變量的影響，因此需要通過脈沖響應函數進行變量之間的短期動態分析，即分析當給定某個內生變量一個沖擊時其他變量對此的反應程度。圖3自左至右分別為模型1、模型2和模型3的脈沖響應圖，圖中橫軸表示了給定沖擊下反應變量的反應期數，縱軸表示反應變量在該沖擊下的變動程度。
左圖表示，在本期給定技術創新一個正的沖擊時，1∼10期內對高技術制成品的出口始終產生正的影響，且第1期正影響急劇加強，在第2期該正向影響達到峰值，在接下來的兩期內影響程度迅速下降，降至第4期后稍有回升，并于第7期開始趨向平穩，逐步收斂為零。從整體趨勢看，技術沖擊對高技術產品的出口的影響持續時間較長，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，本期給定技術創新一個正沖擊，中技術制成品出口的反應表現仍較為迅速，1∼3期為正向影響，1∼2期正向影響迅速增強，在第2期時正影響程度達到最大值，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，總體上看技術沖擊對中技術產品的出口造成的影響持續時間較短。
右圖表示，當期給定技術創新一個正的沖擊，對低技術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，第2期時正效應最大，隨后正的影響減弱，從第4期開始出現了負反饋，這種負效應持續2期，到第6期時趨于穩定，而后逐步收斂于零�？傮w上分析，技術創新的沖擊在前期對低技術制成品的出口產生正向效應，但在后期轉變為負向效應，抑制了低技術制成品的出口。
(五)方差分解分析
方差分解在脈沖響應函數的基礎上，進一步分析得出結構性沖擊對響應變量變動的貢獻度。圖4自左向右分別為模型1、模型2和模型3的Cholesky10期的方差分解結果圖，橫軸為沖擊反應期數，縱軸表示貢獻度，用百分比表示。
如左圖所示，對高技術工業制品而言在第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期時達到最大，此時，DRD對DLNHT變動的貢獻程度約為75%，超過了其自身的貢獻程度，表明研發強度的波動沖擊對高技術工業品出口的影響非常強烈。中圖表明，對中技術工業品而言，第1期內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，表明研發強度的波動沖擊對中技術工業品出口的影響偏弱。右圖表明對低技術工業品而言，第1期時，DRD對DLNLT的貢獻為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，并隨后保持穩定，表明研發強度的波動對低技術工業品的影響較為強烈。綜合來看，技術創新的波動對高技術工業品的出口影響最大，其次是低技術工業品，對中技術工業品的出口影響最小。
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