吳海燕

摘要：隨著我國高技術(shù)產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展，發(fā)現(xiàn)高技術(shù)產(chǎn)品出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間存在復(fù)雜的因果關(guān)系，文章首先選取合適指標(biāo)，建立聯(lián)立方程模型描述了高技術(shù)產(chǎn)品出口與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，在對模型方程進(jìn)行識別后，利用我國2000～2011年相關(guān)數(shù)據(jù)，通過二階段最小二乘法（2SLS）對方程進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果顯示，高技術(shù)產(chǎn)品出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)相互促進(jìn)的現(xiàn)象。

關(guān)鍵詞：高技術(shù)產(chǎn)品出口；經(jīng)濟(jì)增長；聯(lián)立方程模型

一、引言

隨著科技大發(fā)展，我國高技術(shù)產(chǎn)品的出口在不斷增長，從2004年的1655億美元增長到2008年的4156億美元；到了2009年，在金融風(fēng)暴的影響下，下跌到3769 億美元；到2011 年，更是創(chuàng)歷史新高，達(dá)5488億美元，高技術(shù)產(chǎn)品出口占外貿(mào)出口比重也不斷提高，因此探究我國高技術(shù)產(chǎn)品出口對我國經(jīng)濟(jì)增長的影響有著非常重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

在目前已有的相關(guān)貿(mào)易的研究中，大多數(shù)是以我國外貿(mào)出口為研究對象。有關(guān)高技術(shù)產(chǎn)品貿(mào)易的實(shí)證研究還是不多的，在探究高技術(shù)產(chǎn)品貿(mào)易的文獻(xiàn)中，主要還是集中在高技術(shù)產(chǎn)品貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長方面的研究。賀驍、廖維琳（2004）運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)做了簡單的因果分析，認(rèn)為我國高技術(shù)產(chǎn)品出口貿(mào)易是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的重要因素之一。賴明勇、周楊（2005）用我國各省市自治區(qū)的板塊數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明，東部地區(qū)的高技術(shù)產(chǎn)品出口對東部經(jīng)濟(jì)拉動(dòng)效應(yīng)已經(jīng)很顯著，中西部地區(qū)仍以初級產(chǎn)品出口和工業(yè)制成品出口為主該兩個(gè)部門對經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)明顯，而高技術(shù)產(chǎn)品出口與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)關(guān)系為負(fù)。許統(tǒng)生、涂遠(yuǎn)芬（2006）用協(xié)整理論和誤差修正模型檢驗(yàn)了高技術(shù)產(chǎn)品出口與我國經(jīng)濟(jì)增長的長、短期關(guān)系。王瑩（2008） 以2001年第三季度至2007年第四季度的季度數(shù)據(jù)為統(tǒng)計(jì)樣本，研究結(jié)果表明：從長期看來，高技術(shù)產(chǎn)品出口每增加一個(gè)百分點(diǎn)GDP便會增加0.52個(gè)百分點(diǎn)。

上述關(guān)于高技術(shù)產(chǎn)品對經(jīng)濟(jì)增長的影響的研究，首先，大多考慮高技術(shù)產(chǎn)品的出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響，而沒有考慮高技術(shù)產(chǎn)品出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的雙向因果關(guān)系，由于經(jīng)濟(jì)增長與高技術(shù)產(chǎn)品出口之間存在交互作用，采用單方程經(jīng)濟(jì)模型，易產(chǎn)生變量的內(nèi)生性偏差，因此，有必要通過多方程模型（聯(lián)立方程組模型）來分析變量之間的關(guān)系；其次，為了方便計(jì)算，多數(shù)研究只是分析了高技術(shù)產(chǎn)品出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長兩個(gè)變量的關(guān)系，而其他的控制變量則沒有包括在里面，本文在控制相關(guān)變量的基礎(chǔ)上，分別建立高技術(shù)產(chǎn)品出口方程和經(jīng)濟(jì)增長方程，并使用聯(lián)立方程模型來分析高技術(shù)產(chǎn)品出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。

三、計(jì)量模型

對于高技術(shù)產(chǎn)品出口貿(mào)易的指標(biāo)，本文采用高技術(shù)產(chǎn)品出口總額衡量；對于經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)，與大部分文獻(xiàn)相同，采用國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP反映經(jīng)濟(jì)增長水平?；谝延械难芯勘砻?，影響高技術(shù)產(chǎn)品出口的因素有：一國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（GDP）、外商直接投資（FDI）、高技術(shù)企業(yè)數(shù)目（HTE）以及R&D人員數(shù)量（RDP）。將上述變量考慮進(jìn)去建立如下的計(jì)量方程（消除異方差問題將變量對數(shù)化）：

根據(jù)已有的實(shí)證研究證實(shí)國內(nèi)生產(chǎn)總值由以下變量決定：高技術(shù)產(chǎn)品出口總額（HTEC）、居民消費(fèi)支出（TC）、政府財(cái)政支出（GOV）以及外商直接投資（FDI）。將上述變量考慮進(jìn)去建立如下的計(jì)量方程（消除異方差問題將變量對數(shù)化）：

本文采用包含兩個(gè)方程的聯(lián)立方程模型來探究高技術(shù)產(chǎn)品出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的相互關(guān)系。對于聯(lián)立方程模型的估計(jì)，通常使用二階段最小二乘法（2SLS）和三階段最小二乘法（3SLS），這兩種方法既適用于恰好識別的結(jié)構(gòu)方程，又適用于過度識別的結(jié)構(gòu)方程。本文的聯(lián)立方程模型屬于過度識別，故采用二階段最小二乘法最為合適。

文中研究時(shí)間是2000～2011年， 本文對涉及價(jià)值量的數(shù)據(jù)均利用2000年為基年的GDP平減指數(shù)消除價(jià)格波動(dòng)后獲得。

用Eviews5.0軟件對聯(lián)立方程模型進(jìn)行回歸分析，具體結(jié)果如下所示。

從計(jì)算結(jié)果可以看出，方程（2）的參數(shù)估計(jì)結(jié)果中所有參數(shù)估計(jì)值都在5%的置信水平上顯著。變量HTEC、TC和FDI的系數(shù)估計(jì)值為正數(shù)，說明高技術(shù)產(chǎn)品出口貿(mào)易的發(fā)展水平、居民消費(fèi)水平和外商直接投資對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展有正影響。然而，變量GOV的系數(shù)估計(jì)值為負(fù)數(shù)，說明政府財(cái)政支出對經(jīng)濟(jì)發(fā)展有負(fù)影響。方程估計(jì)的R2=0.999，表明方程的擬合效果比較好。根據(jù)圖2輸出的結(jié)果，我們可以寫出方程（2）的估計(jì)結(jié)果：

6. 模型結(jié)果的分析

從上述估計(jì)式中可以看出，方程（3）中GDP的系數(shù)為2.1156，方程（4）中HTEC的系數(shù)為0.085，兩者均在10%的置信水平上顯著。計(jì)算結(jié)果表明，我國高技術(shù)產(chǎn)品出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長存在相互的正向影響，我國高技術(shù)產(chǎn)品出口貿(mào)易的發(fā)展可以促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)的增長，我國經(jīng)濟(jì)的快速增長也為高技術(shù)產(chǎn)品出口貿(mào)易的發(fā)展提供了資金技術(shù)的保證以及有利的國際地位支持，因此進(jìn)一步加快高技術(shù)產(chǎn)品出口貿(mào)易的發(fā)展，而高技術(shù)產(chǎn)品出口貿(mào)易的發(fā)展再次推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

對方程（3）的估計(jì)結(jié)果也可以看出：高技術(shù)企業(yè)的數(shù)目HTE是促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)品出口的重要因素，高技術(shù)企業(yè)的數(shù)目越多，一方面企業(yè)間的競爭力就越強(qiáng)，企業(yè)的創(chuàng)新能力得到提高，研發(fā)出新產(chǎn)品的可能性就越大，另一方面，一地區(qū)的企業(yè)數(shù)目增加，有利于形成高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的集聚效益，極大促進(jìn)了企業(yè)提高研發(fā)能力；高技術(shù)產(chǎn)品出口的發(fā)展并沒有因?yàn)橥馍讨苯油顿Y而起到積極作用，外商直接投資側(cè)重于引進(jìn)國外先進(jìn)的技術(shù)和設(shè)備，阻礙了我國的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)與生產(chǎn)，生產(chǎn)技術(shù)落后的產(chǎn)品，不能適應(yīng)國際市場的要求，從而導(dǎo)致我國高技術(shù)產(chǎn)品在國際市場上所占的范圍狹窄；R&D人員的數(shù)量RDP對高技術(shù)產(chǎn)品出口的發(fā)展同樣存在消極的影響，說明我國現(xiàn)有科技人員的數(shù)目雖然一直在增長，但是由于科技人員數(shù)目眾多，人員混雜，政府以及企業(yè)的人員管理能力不強(qiáng)，導(dǎo)致R&D人員缺少研發(fā)的積極性，研發(fā)能力和創(chuàng)新能力不足，并不能適應(yīng)國際市場的發(fā)展要求，這也是阻礙高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要原因。

另外，對方程（4）的估計(jì)結(jié)果也可以看出：居民消費(fèi)水平TC以及外商直接投資水平FDI對我國的GDP增長產(chǎn)生積極的作用，說明居民的消費(fèi)越多，外商直接投資越多，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平就越高；而財(cái)政支出對GDP的增長存在消極的影響，政府收入的在不斷增長，帶動(dòng)政府的支付也在不斷增長，但財(cái)政收入的過分增長并不會對經(jīng)濟(jì)增長起到幫助作用，而是阻礙經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

四、對策及建議

通過對模型的詳細(xì)分析，本文得出了一些高技術(shù)產(chǎn)品出口與經(jīng)濟(jì)增長之間存在的相互關(guān)系，以及高技術(shù)產(chǎn)品貿(mào)易與其影響因素之間的關(guān)系，對于促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展，得到以下啟示。

第一，人才是任何一個(gè)行業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵因素，我國在技術(shù)領(lǐng)域缺乏創(chuàng)新的人才，我們需要培養(yǎng)高技術(shù)人才，引進(jìn)高技術(shù)人才，不斷改善高技術(shù)人才的工作環(huán)境，如開展各種出國培訓(xùn)、增大業(yè)務(wù)交流，企業(yè)在選用人才時(shí)，大多只將人才作為企業(yè)發(fā)展的工具之一，沒能將企業(yè)的發(fā)展與員工的個(gè)人發(fā)展目標(biāo)結(jié)合起來，爭取做到企業(yè)大發(fā)展帶動(dòng)個(gè)人的發(fā)展。

第二，企業(yè)在利用外資時(shí)，首先應(yīng)當(dāng)引進(jìn)國際最好的技術(shù)和設(shè)備 ，要以自主創(chuàng)新為發(fā)展道路，掌握并擁有更多的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的核心技術(shù)，盡量減少對外商投資的依賴。

第三，資金對一個(gè)新興行業(yè)來說相當(dāng)重要，資金投入的多少直接決定該行業(yè)的發(fā)展空間，各級政府需要加大對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的投入力度，支持高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)積極創(chuàng)造條件，為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)建立專項(xiàng)計(jì)劃，建立相關(guān)的資金籌集渠道。因此，企業(yè)應(yīng)明確制定自己的長期發(fā)展目標(biāo)和戰(zhàn)略，適應(yīng)市場，建立有效的運(yùn)行機(jī)制，從而推動(dòng)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1]賀驍，廖維琳.高技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的作用[J].國際貿(mào)易問題， 2004（05）.

[2]賴明勇，周楊.高技術(shù)產(chǎn)品出口對中國經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)效應(yīng)及外溢分析[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2005（08）.

[3]許統(tǒng)生，涂遠(yuǎn)芬.高技術(shù)產(chǎn)品貿(mào)易與我國經(jīng)濟(jì)增長的長、短期關(guān)系[J].統(tǒng)計(jì)研究，2006（05）.

[4]王瑩.中國貿(mào)易格局變遷及對經(jīng)濟(jì)增長的影響——以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)為例[D].中國人民大學(xué)，2008.

（作者單位：江蘇大學(xué)財(cái)經(jīng)學(xué)院）