石峰

摘要：基于知識生產(chǎn)函數(shù)理論框架，筆者運用門檻面板模型檢驗了出口貿(mào)易對我國技術(shù)創(chuàng)新的影響。研究表明：出口貿(mào)易對我國技術(shù)創(chuàng)新的影響存在單一門檻效應(yīng)，在低出口貿(mào)易水平省份。其對技術(shù)創(chuàng)新的影響不顯著；在高出口貿(mào)易水平省份，出口貿(mào)易對技術(shù)創(chuàng)新具有顯著促進作用.即隨著我國各地區(qū)出口貿(mào)易水平從“低—高”的方向發(fā)展，其對技術(shù)創(chuàng)新的影響遵循“不顯著—顯著促進”的演進過程，這與分組樣本固定效應(yīng)面板模型的估計結(jié)果相一致。同時，研發(fā)勞動投入與知識產(chǎn)權(quán)保護能顯著促進技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的增加，且研發(fā)勞動投入對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的貢獻最大。

關(guān)鍵詞：出口貿(mào)易；技術(shù)創(chuàng)新；門檻效應(yīng)

中圖分類號：F270.3 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1000-176X（2016）07-0098-05

一、文獻綜述

國外學(xué)者較早就發(fā)現(xiàn)出口貿(mào)易有利于技術(shù)創(chuàng)新.關(guān)于出口貿(mào)易對技術(shù)創(chuàng)新的影響，認為出口貿(mào)易對技術(shù)創(chuàng)新的促進作用可能存在門檻效應(yīng)。這是因為出口貿(mào)易對技術(shù)創(chuàng)新的影響程度在發(fā)達國家與發(fā)展中國家之間是不同的，且隨著貿(mào)易水平的改善，同一國家在不同的歷史時期也會表現(xiàn)不同。Moschos在研究出口貿(mào)易對技術(shù)進步的影響機制時，認為出口貿(mào)易對技術(shù)進步的影響存在門檻效應(yīng)，但對出口貿(mào)易對技術(shù)進步影響的門檻值并沒有測算出來。Foster利用1966—1999年非洲43個國家的面板數(shù)據(jù)考察了出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的門檻效應(yīng)，認為出口貿(mào)易對人均GDP的影響存在雙重門檻效應(yīng)，門檻值分別為2.3300與3.7000。國內(nèi)學(xué)者的大多文獻認為，出口貿(mào)易有利于我國技術(shù)創(chuàng)新的提高。然而關(guān)于出口貿(mào)易對我國技術(shù)創(chuàng)新的門檻效應(yīng)，國內(nèi)很少有人探究.相關(guān)研究也只是探討外商直接投資對我國技術(shù)創(chuàng)新的影響存在研發(fā)投人門檻效應(yīng)。羅軍和陳建國利用門檻面板模型實證分析了外商直接投資對我國區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力存在研發(fā)投入雙重門檻效應(yīng)，且研發(fā)資本投入雙重門檻值分別為4.8190和6.2250；研發(fā)勞動投入雙重門檻值分別為11.0640和12.1420。但是，研發(fā)投入對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響往往具有時滯性。他們沒有將研發(fā)投入、出口貿(mào)易等解釋變量對技術(shù)創(chuàng)新了的滯后效應(yīng)進行考慮并納入實證模型，從而會高估對技術(shù)創(chuàng)新影響的門檻效應(yīng)。

鑒于此，筆者將出口貿(mào)易納入到知識生產(chǎn)函數(shù)理論框架，運用知識生產(chǎn)函數(shù)理論模型探尋出口貿(mào)易對我國技術(shù)創(chuàng)新的影響是否存在門檻效應(yīng)？存在單一門檻、雙重門檻還是多重門檻效應(yīng)？在出口貿(mào)易水平不同的省份，出口貿(mào)易對技術(shù)創(chuàng)新的影響是否存在差異？對這些問題的研究，有助于我們充分認識當(dāng)前貿(mào)易政策對我國技術(shù)創(chuàng)新帶來的重要影響。

二、研究設(shè)計

（1）數(shù)據(jù)來源

筆者選取的數(shù)據(jù)是2003—2012年中國31個省級單位的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。

2.變量設(shè)計

（1）被解釋變量

常用于衡量技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的變量有專利申請量、專利授權(quán)量和新產(chǎn)品銷售收入等。從全國范圍來看，與專利相關(guān)的法律制度在各省份間都具有一致性，且各省份問的專利數(shù)據(jù)都具有可比性。因此，將專利作為我國各地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)。真正技術(shù)含量高的專利申請量往往較少受到專利授權(quán)部門的約束，專利授權(quán)量更能體現(xiàn)各地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平，因而將專利授權(quán)量（INN）作為被解釋變量。

（2）核心解釋變量

R&D人員和R&D經(jīng)費分別是影響技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的勞動投入和資本投入變量，分別用RDP和RDE表示。筆者的主要目的是分析出口貿(mào)易對我國技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，因此，在考察出口貿(mào)易對我國技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響時，核心解釋變量是出口貿(mào)易，用出口貿(mào)易總額（EX）衡量。

（3）控制變量

政府科技資助目的在于促進社會科技進步，但有可能會對企業(yè)研發(fā)投資行為產(chǎn)生激勵效應(yīng)和擠出效應(yīng)。因此，將政府科技資助（GOV）納入到控制變量，用地方財政科技撥款占地方財政支出的比重衡量，從而分析政府科技資助對我國技術(shù)創(chuàng)新的影響。另外，筆者將知識產(chǎn)權(quán)保護加入到控制變量。知識產(chǎn)權(quán)保護有利于促進技術(shù)創(chuàng)新，借鑒胡凱和吳清的做法，用技術(shù)市場成交額（CON）來衡量我國各地區(qū)的知識產(chǎn)權(quán)保護水平。同時，筆者還將考察進口貿(mào)易是否對我國技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響，將進口貿(mào)易總額（IM）作為控制變量。

3.描述性統(tǒng)計

各變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

4.模型設(shè)計

筆者借鑒Griliches提出的知識生產(chǎn)函數(shù)理論模型，將研發(fā)勞動投入、研發(fā)資本投入和出口貿(mào)易、政府科技資助、知識產(chǎn)權(quán)保護、進口貿(mào)易等變量統(tǒng)一放在知識生產(chǎn)函數(shù)框架中，由此可以將技術(shù)創(chuàng)新過程表示為以下函數(shù)形式：

需要說明的是，將專利授權(quán)量作為技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的衡量指標(biāo)，我們需要考慮研發(fā)投入以及其它影響技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出因素與專利授權(quán)量之間的時間滯后關(guān)系。借鑒李習(xí)保的研究成果，我們將影響技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的所有變量都進行滯后一期處理。由于我國各地區(qū)的出口貿(mào)易水平處在不同的發(fā)展階段，且東部、中部與西部地區(qū)出口貿(mào)易規(guī)模差異明顯，出口貿(mào)易對技術(shù)創(chuàng)新必然帶來不同程度的影響，針對這一現(xiàn)實情況，需要采取相應(yīng)的貿(mào)易政策與措施。我們參考Hansen的門檻面板模型以及Qunyong對門檻個數(shù)選擇的估計方法，最終建立以下單一門檻面板模型：其中，I是指示函數(shù)，γ為門檻值系數(shù)。

三、經(jīng)驗結(jié)果分析

1.門檻個數(shù)檢驗

在對模型（3）進行估計之前，首先需要對門檻個數(shù)進行檢驗。關(guān)于門檻個數(shù)的檢驗，我們可以通過自抽樣的方法來確定，然后通過觀察在各顯著性水平下的F值進行判斷。表2是對門檻個數(shù)進行檢驗得到的在不同顯著性水平下的F值。

從表2可以看出，單一門檻在1%顯著水平上通過檢驗。而雙重門檻和三重門檻統(tǒng)計上不顯著。同時，表3給出了單一門檻的估計結(jié)果。2.門檻值為真實值的檢驗估計得到的門檻值是否為真實值的檢驗，可以通過構(gòu)造門檻值的置信區(qū)間以及似然比函數(shù)圖來檢驗。門檻估計值1.9544（LR=0時γ的取值）落在95%的置信區(qū)間的LR值的范圍，即門檻值為真實值。

3.門檻面板模型回歸結(jié)果

根據(jù)得到的門檻估計值1.9544，可以將我國出口貿(mào)易水平劃分為兩個不同的層次。門檻面板模型估計結(jié)果如表4所示。

表4表明，在不同的出口貿(mào)易水平，出口貿(mào)易對我國技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響存在明顯差異。當(dāng)出口貿(mào)易水平小于門檻值1.9544時，出口貿(mào)易對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的彈性系數(shù)為-0.0382，說明出口貿(mào)易對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出不僅沒有產(chǎn)生貢獻，反而還具有抑制作用。需要指出的是，出口貿(mào)易的彈性系數(shù)并沒有通過統(tǒng)計顯著性檢驗，但至少說明處于該階段的出口貿(mào)易水平對我國技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用不明顯。當(dāng)出口貿(mào)易水平大于1.9544時.出口貿(mào)易的彈性系數(shù)為0.1410，并在1%水平上高度顯著。說明出口貿(mào)易對我國技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出具有明顯促進作用，即出口貿(mào)易每提高1%，我國技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出會增加0.1410%。由此可見，隨著出口貿(mào)易水平的提高，出口貿(mào)易對我國技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響表現(xiàn)出“不顯著—顯著促進”的演進過程。

從其它變量的估計結(jié)果來看，研發(fā)勞動投入的彈性系數(shù)（1.3065）顯著為正，且對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的貢獻極富彈性，說明增加研發(fā)勞動投入數(shù)量能顯著促進技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的提高。研發(fā)資本投入對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出具有促進作用（0.2107），但統(tǒng)計上不顯著。這也同時表明，2003—2012年我國技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的提高主要依賴于研發(fā)勞動投入的貢獻。知識產(chǎn)權(quán)保護能顯著促進技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的提高。政府科技資助有助于技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的提升，但沒有通過顯著性水平檢驗。進口貿(mào)易對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響系數(shù)非常小，而且為負值（-0.0003），這表明，進口貿(mào)易可能會對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生負向效應(yīng)，但在統(tǒng)計上也不顯著。

四、穩(wěn)健性檢驗

1.以出口貿(mào)易水平劃分兩組樣本

根據(jù)得到的門檻估計值，我們就可以將我國31個省級單位按照出口貿(mào)易水平分成兩個樣本組。當(dāng)lnEX_it-1<1.9544時為低出口貿(mào)易水平組：當(dāng)lnEX_it-1≥1.9544時為高出口貿(mào)易水平組。2012年達到高出口貿(mào)易水平的省份有19個.而處于低貿(mào)易出口水平的省份有22個（如表5所示）。特別是廣東、江蘇、上海三個地區(qū)的出口貿(mào)易水平達到6.8300以上，與處于低出口貿(mào)易水平的省份差距明顯。

2.分組樣本的面板模型回歸結(jié)果

出口貿(mào)易對我國技術(shù)創(chuàng)新的影響并不呈現(xiàn)出簡單的線性關(guān)系，而是存在著以出口貿(mào)易水平為門檻變量的單一門檻值，從而使出口貿(mào)易對我國技術(shù)創(chuàng)新的影響呈現(xiàn)出區(qū)間效應(yīng)。由此，根據(jù)出口貿(mào)易水平的門檻值1.9544，進一步將我國31個省級單位分成兩個區(qū)間樣本，對于部分省份在某些年份存在缺失數(shù)據(jù)，筆者運用STATA軟件的XtbNance命令將兩個區(qū)間樣本變成平衡面板數(shù)據(jù)，然后分別進行回歸分析（如表6所示）。由于兩個分組樣本均為面板數(shù)據(jù)，所以在回歸之前需要進行Hausman檢驗，從而確定使用固定效應(yīng)（FE）模型還是隨機效應(yīng)（RE）模型。表6顯示的Hausman檢驗結(jié)果表明，低出口貿(mào)易水平樣本組和高出口貿(mào)易水平樣本組都在1%顯著性水平上拒絕原假設(shè)，即兩個分組樣本都應(yīng)使用固定效應(yīng)模型。同時，為消除模型中可能存在的異方差或自相關(guān)問題，我們使用以“省份”為聚類變量的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差，進行固定效應(yīng)回歸分析。模型（1）和模型（2）分別表示低出口貿(mào)易水平組和高出口貿(mào)易水平組的面板模型固定效應(yīng)的回歸結(jié)果。

兩組面板模型回歸結(jié)果顯示，研發(fā)勞動投入對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出都具有顯著積極影響，且系數(shù)都極富彈性，分別為1.2814和1.0572，這與門檻面板模型的估計結(jié)果是一致的。從其它變量來看，模型（1）和模型（2）都表明，研發(fā)資本投入對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出具有促進作用，但統(tǒng)計上都不顯著。政府科技資助在兩組樣本中對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出都帶來積極影響，但都沒有通過顯著性水平檢驗。知識產(chǎn)權(quán)保護在低出口貿(mào)易水平組和高出口貿(mào)易水平組都表現(xiàn)出顯著促進作用。進口貿(mào)易在兩組樣本中對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響都表現(xiàn)出抑制作用，但在低出口貿(mào)易水平組統(tǒng)計上顯著，在高出口貿(mào)易水平組統(tǒng)計上不顯著，這與門檻面板模型的估計結(jié)果也是基本一致的。從核心解釋變量出口貿(mào)易看，在低出口貿(mào)易水平組，其系數(shù)為-0.0160，統(tǒng)計上不顯著；在高出口貿(mào)易水平組，其系數(shù)為0.3202，且統(tǒng)計上顯著，這與門檻面板模型的估計結(jié)果是一致的?？梢?，門檻面板模型的回歸估計結(jié)果具有相當(dāng)?shù)姆€(wěn)健性，得到的結(jié)論是可靠的。

五、結(jié)論與政策建議

筆者利用知識生產(chǎn)函數(shù)理論框架，并運用門檻面板模型檢驗出口貿(mào)易對我國技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的貢獻，研究表明：第一，出口貿(mào)易對我國技術(shù)創(chuàng)新的影響存在單一門檻效應(yīng)，即隨著我國各地區(qū)出口貿(mào)易水平從“低—高”的方向發(fā)展，其對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響遵循“不顯著一顯著促進”的演進過程。第二，研發(fā)勞動投入與知識產(chǎn)權(quán)保護能顯著促進技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的增加，且研發(fā)勞動投入對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的貢獻最大。第三，研發(fā)資本投入、政府科技資助能對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出帶來積極影響，但統(tǒng)計上不顯著。

根據(jù)以上結(jié)論，筆者提出如下政策建議：第一，在出口貿(mào)易水平低的省份，由于出口貿(mào)易對促進技術(shù)創(chuàng)新的作用不顯著，但研發(fā)勞動投入、知識產(chǎn)權(quán)保護對促進技術(shù)創(chuàng)新的作用非常顯著，因此，政府應(yīng)該增加研發(fā)勞動投入的力度，改善科研人員結(jié)構(gòu)，提升研發(fā)人員素質(zhì)，特別是要鼓勵企業(yè)自主進行研發(fā)投資，從而有效提升我國區(qū)域創(chuàng)新能力。在知識產(chǎn)權(quán)保護方面，政府應(yīng)該加強知識產(chǎn)權(quán)的保護力度，拓寬知識產(chǎn)權(quán)保護領(lǐng)域，營造公正的司法環(huán)境，特別是需要加強技術(shù)市場交易相關(guān)的法律規(guī)范建設(shè)。第二，在出口貿(mào)易水平高的省份，出口貿(mào)易對技術(shù)創(chuàng)新的作用非常顯著，所以政府應(yīng)該擴大深化對外開放，推進高水平對外開放，以充分發(fā)揮出口貿(mào)易對技術(shù)創(chuàng)新的積極效應(yīng)。同時，還需要充分考慮到研發(fā)投入與知識產(chǎn)權(quán)保護對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生的積極影響。第三，應(yīng)該看到出口貿(mào)易水平在我國31個省份的不均衡狀況，因此，政府應(yīng)根據(jù)我國區(qū)域發(fā)展不平衡的差異格局，全面實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，完善以企業(yè)為主體的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新機制，以區(qū)域為載體推動技術(shù)創(chuàng)新。優(yōu)化我國各地區(qū)的出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，推動區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，扶持企業(yè)出口，改善地區(qū)貿(mào)易環(huán)境，實現(xiàn)外貿(mào)平衡協(xié)調(diào)發(fā)展，從而整體推動我國出口貿(mào)易水平的提升。充分釋放創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展活力，不斷增強創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展能力。