高技術產(chǎn)品出口貿(mào)易研究范文

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摘要：

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

關鍵詞：

高技術產(chǎn)品出口；經(jīng)濟增長；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，在金融風暴的影響下，下跌到3769億美元；到2011年，更是創(chuàng)歷史新高，達5488億美元，高技術產(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產(chǎn)品出口對我國經(jīng)濟增長的影響有著非常重要的現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

在目前已有的相關貿(mào)易的研究中，大多數(shù)是以我國外貿(mào)出口為研究對象。有關高技術產(chǎn)品貿(mào)易的實證研究還是不多的，在探究高技術產(chǎn)品貿(mào)易的文獻中，主要還是集中在高技術產(chǎn)品貿(mào)易與經(jīng)濟增長方面的研究。賀驍、廖維琳（2004）運用Granger因果檢驗做了簡單的因果分析，認為我國高技術產(chǎn)品出口貿(mào)易是促進經(jīng)濟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)進行了實證檢驗，結(jié)果表明，東部地區(qū)的高技術產(chǎn)品出口對東部經(jīng)濟拉動效應已經(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部門對經(jīng)濟增長的拉動明顯，而高技術產(chǎn)品出口與經(jīng)濟增長的相關關系為負。許統(tǒng)生、涂遠芬（2006）用協(xié)整理論和誤差修正模型檢驗了高技術產(chǎn)品出口與我國經(jīng)濟增長的長、短期關系。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)計樣本，研究結(jié)果表明：從長期看來，高技術產(chǎn)品出口每增加一個百分點GDP便會增加0.52個百分點。上述關于高技術產(chǎn)品對經(jīng)濟增長的影響的研究，首先，大多考慮高技術產(chǎn)品的出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的影響，而沒有考慮高技術產(chǎn)品出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的雙向因果關系，由于經(jīng)濟增長與高技術產(chǎn)品出口之間存在交互作用，采用單方程經(jīng)濟模型，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系；其次，為了方便計算，多數(shù)研究只是分析了高技術產(chǎn)品出口貿(mào)易和經(jīng)濟增長兩個變量的關系，而其他的控制變量則沒有包括在里面，本文在控制相關變量的基礎上，分別建立高技術產(chǎn)品出口方程和經(jīng)濟增長方程，并使用聯(lián)立方程模型來分析高技術產(chǎn)品出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的關系。

三、計量模型

對于高技術產(chǎn)品出口貿(mào)易的指標，本文采用高技術產(chǎn)品出口總額衡量；對于經(jīng)濟增長指標，與大部分文獻相同，采用國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP反映經(jīng)濟增長水平。基于已有的研究表明，影響高技術產(chǎn)品出口的因素有：一國的經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP）、外商直接投資（FDI）、高技術企業(yè)數(shù)目（HTE）以及R＆D人員數(shù)量（RDP）。將上述變量考慮進去建立如下的計量方程(消除異方差問題將變量對數(shù)化)：lnHTECt=α0+α1lnGDPt+α2lnFDIt+α3lnHTEt+α4lnRDPt+εt（1）根據(jù)已有的實證研究證實國內(nèi)生產(chǎn)總值由以下變量決定：高技術產(chǎn)品出口總額（HTEC）、居民消費支出（TC）、政府財政支出（GOV）以及外商直接投資（FDI）。將上述變量考慮進去建立如下的計量方程(消除異方差問題將變量對數(shù)化)：lnGDPt=β0+β1lnHTECt+β2lnTCt+β3lnGOVt+β4lnFDIt+μt（2）本文采用包含兩個方程的聯(lián)立方程模型來探究高技術產(chǎn)品出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的相互關系。對于聯(lián)立方程模型的估計，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)構方程，又適用于過度識別的結(jié)構方程。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。文中研究時間是2000~2011年，本文對涉及價值量的數(shù)據(jù)均利用2000年為基年的GDP平減指數(shù)消除價格波動后獲得。用Eviews5.0軟件對聯(lián)立方程模型進行回歸分析，具體結(jié)果如下所示。從計算結(jié)果可以看出，方程（1）的參數(shù)估計結(jié)果中所有系數(shù)的估計值均在10%的置信水平上顯著。變量GDP和HTE的系數(shù)估計值為正數(shù)，說明經(jīng)濟發(fā)展水平和高技術企業(yè)的個數(shù)對高技術產(chǎn)品出口貿(mào)易有正影響。然而，變量FDI和RDP的系數(shù)估計值為負數(shù)，說明外商直接投資和R&D人員數(shù)量對高技術產(chǎn)品的出口貿(mào)易有負影響。方程估計R20.996，表明方程的擬合效果比較好。根據(jù)圖1輸出的結(jié)果，可以寫出方程(1)的估計結(jié)果。從計算結(jié)果可以看出，方程(2)的參數(shù)估計結(jié)果中所有參數(shù)估計值都在5%的置信水平上顯著。變量HTEC、TC和FDI的系數(shù)估計值為正數(shù)，說明高技術產(chǎn)品出口貿(mào)易的發(fā)展水平、居民消費水平和外商直接投資對我國經(jīng)濟發(fā)展有正影響。然而，變量GOV的系數(shù)估計值為負數(shù)，說明政府財政支出對經(jīng)濟發(fā)展有負影響。方程估計的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)的估計結(jié)果：lnGDP=-14.653+0.085lnHTEC+3.053lnTC-1.067lnGOV+0.382lnFDI（4）6.模型結(jié)果的分析從上述估計式中可以看出，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。計算結(jié)果表明，我國高技術產(chǎn)品出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長存在相互的正向影響，我國高技術產(chǎn)品出口貿(mào)易的發(fā)展可以促進我國經(jīng)濟的增長，我國經(jīng)濟的快速增長也為高技術產(chǎn)品出口貿(mào)易的發(fā)展提供了資金技術的保證以及有利的國際地位支持，因此進一步加快高技術產(chǎn)品出口貿(mào)易的發(fā)展，而高技術產(chǎn)品出口貿(mào)易的發(fā)展再次推動經(jīng)濟的發(fā)展。對方程(3)的估計結(jié)果也可以看出：高技術企業(yè)的數(shù)目HTE是促進高技術產(chǎn)品出口的重要因素，高技術企業(yè)的數(shù)目越多，一方面企業(yè)間的競爭力就越強，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，有利于形成高技術產(chǎn)業(yè)的集聚效益，極大促進了企業(yè)提高研發(fā)能力；高技術產(chǎn)品出口的發(fā)展并沒有因為外商直接投資而起到積極作用，外商直接投資側(cè)重于引進國外先進的技術和設備，阻礙了我國的高技術產(chǎn)業(yè)的研發(fā)與生產(chǎn)，生產(chǎn)技術落后的產(chǎn)品，不能適應國際市場的要求，從而導致我國高技術產(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，導致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，并不能適應國際市場的發(fā)展要求，這也是阻礙高技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要原因。另外，對方程(4)的估計結(jié)果也可以看出：居民消費水平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，說明居民的消費越多，外商直接投資越多，我國經(jīng)濟發(fā)展水平就越高；而財政支出對GDP的增長存在消極的影響，政府收入的在不斷增長，帶動政府的支付也在不斷增長，但財政收入的過分增長并不會對經(jīng)濟增長起到幫助作用，而是阻礙經(jīng)濟的發(fā)展。

四、對策及建議

通過對模型的詳細分析，本文得出了一些高技術產(chǎn)品出口與經(jīng)濟增長之間存在的相互關系，以及高技術產(chǎn)品貿(mào)易與其影響因素之間的關系，對于促進高技術產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展，得到以下啟示。第一，人才是任何一個行業(yè)發(fā)展的關鍵因素，我國在技術領域缺乏創(chuàng)新的人才，我們需要培養(yǎng)高技術人才，引進高技術人才，不斷改善高技術人才的工作環(huán)境，如開展各種出國培訓、增大業(yè)務交流，企業(yè)在選用人才時，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)展與員工的個人發(fā)展目標結(jié)合起來，爭取做到企業(yè)大發(fā)展帶動個人的發(fā)展。第二，企業(yè)在利用外資時，首先應當引進國際最好的技術和設備，要以自主創(chuàng)新為發(fā)展道路，掌握并擁有更多的高技術產(chǎn)業(yè)的核心技術，盡量減少對外商投資的依賴。第三，資金對一個新興行業(yè)來說相當重要，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產(chǎn)業(yè)的投入力度，支持高技術產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，為高技術產(chǎn)業(yè)積極創(chuàng)造條件，為高技術產(chǎn)業(yè)建立專項計劃，建立相關的資金籌集渠道。因此，企業(yè)應明確制定自己的長期發(fā)展目標和戰(zhàn)略，適應市場，建立有效的運行機制，從而推動高技術產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

參考文獻：

[1]賀驍,廖維琳.高技術產(chǎn)品進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的作用[J].國際貿(mào)易問題,2004(05).

[2]賴明勇,周楊.高技術產(chǎn)品出口對中國經(jīng)濟增長的拉動效應及外溢分析[J].世界經(jīng)濟研究,2005(08).

[3]許統(tǒng)生,涂遠芬.高技術產(chǎn)品貿(mào)易與我國經(jīng)濟增長的長、短期關系[J].統(tǒng)計研究,2006(05).

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

作者：吳海燕 單位：江蘇大學財經(jīng)學院