出口貿易對我國技術創新的門檻效應研究

石峰

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

關鍵詞：出口貿易；技術創新；門檻效應

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

一、文獻綜述

國外學者較早就發現出口貿易有利于技術創新.關于出口貿易對技術創新的影響，認為出口貿易對技術創新的促進作用可能存在門檻效應。這是因為出口貿易對技術創新的影響程度在發達國家與發展中國家之間是不同的，且隨著貿易水平的改善，同一國家在不同的歷史時期也會表現不同。Moschos在研究出口貿易對技術進步的影響機制時，認為出口貿易對技術進步的影響存在門檻效應，但對出口貿易對技術進步影響的門檻值并沒有測算出來。Foster利用1966—1999年非洲43個國家的面板數據考察了出口貿易對經濟增長的門檻效應，認為出口貿易對人均GDP的影響存在雙重門檻效應，門檻值分別為2.3300與3.7000。國內學者的大多文獻認為，出口貿易有利于我國技術創新的提高。然而關于出口貿易對我國技術創新的門檻效應，國內很少有人探究.相關研究也只是探討外商直接投資對我國技術創新的影響存在研發投人門檻效應。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域技術創新能力存在研發投入雙重門檻效應，且研發資本投入雙重門檻值分別為4.8190和6.2250；研發勞動投入雙重門檻值分別為11.0640和12.1420。但是，研發投入對創新產出的影響往往具有時滯性。他們沒有將研發投入、出口貿易等解釋變量對技術創新了的滯后效應進行考慮并納入實證模型，從而會高估對技術創新影響的門檻效應。

鑒于此，筆者將出口貿易納入到知識生產函數理論框架，運用知識生產函數理論模型探尋出口貿易對我國技術創新的影響是否存在門檻效應？存在單一門檻、雙重門檻還是多重門檻效應？在出口貿易水平不同的省份，出口貿易對技術創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前貿易政策對我國技術創新帶來的重要影響。

二、研究設計

（1）數據來源

筆者選取的數據是2003—2012年中國31個省級單位的面板數據，數據來源于《中國科技統計年鑒》和《中國統計年鑒》。

2.變量設計

（1）被解釋變量

常用于衡量技術創新產出的變量有專利申請量、專利授權量和新產品銷售收入等。從全國范圍來看，與專利相關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據都具有可比性。因此，將專利作為我國各地區的技術創新產出指標。真正技術含量高的專利申請量往往較少受到專利授權部門的約束，專利授權量更能體現各地區的技術創新產出水平，因而將專利授權量（INN）作為被解釋變量。

（2）核心解釋變量

R&D人員和R&D經費分別是影響技術創新產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易對我國技術創新產出的影響，因此，在考察出口貿易對我國技術創新產出的影響時，核心解釋變量是出口貿易，用出口貿易總額（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，但有可能會對企業研發投資行為產生激勵效應和擠出效應。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創新的影響。另外，筆者將知識產權保護加入到控制變量。知識產權保護有利于促進技術創新，借鑒胡凱和吳清的做法，用技術市場成交額（CON）來衡量我國各地區的知識產權保護水平。同時，筆者還將考察進口貿易是否對我國技術創新產生影響，將進口貿易總額（IM）作為控制變量。

3.描述性統計

各變量的描述性統計如表1所示。

4.模型設計

筆者借鑒Griliches提出的知識生產函數理論模型，將研發勞動投入、研發資本投入和出口貿易、政府科技資助、知識產權保護、進口貿易等變量統一放在知識生產函數框架中，由此可以將技術創新過程表示為以下函數形式：

需要說明的是，將專利授權量作為技術創新產出的衡量指標，我們需要考慮研發投入以及其它影響技術創新產出因素與專利授權量之間的時間滯后關系。借鑒李習保的研究成果，我們將影響技術創新產出的所有變量都進行滯后一期處理。由于我國各地區的出口貿易水平處在不同的發展階段，且東部、中部與西部地區出口貿易規模差異明顯，出口貿易對技術創新必然帶來不同程度的影響，針對這一現實情況，需要采取相應的貿易政策與措施。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，γ為門檻值系數。

三、經驗結果分析

1.門檻個數檢驗

在對模型（3）進行估計之前，首先需要對門檻個數進行檢驗。關于門檻個數的檢驗，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計上不顯著。同時，表3給出了單一門檻的估計結果。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，可以通過構造門檻值的置信區間以及似然比函數圖來檢驗。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果

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

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

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

四、穩健性檢驗

1.以出口貿易水平劃分兩組樣本

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

2.分組樣本的面板模型回歸結果

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

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

五、結論與政策建議

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

根據以上結論，筆者提出如下政策建議：第一，在出口貿易水平低的省份，由于出口貿易對促進技術創新的作用不顯著，但研發勞動投入、知識產權保護對促進技術創新的作用非常顯著，因此，政府應該增加研發勞動投入的力度，改善科研人員結構，提升研發人員素質，特別是要鼓勵企業自主進行研發投資，從而有效提升我國區域創新能力。在知識產權保護方面，政府應該加強知識產權的保護力度，拓寬知識產權保護領域，營造公正的司法環境，特別是需要加強技術市場交易相關的法律規范建設。第二，在出口貿易水平高的省份，出口貿易對技術創新的作用非常顯著，所以政府應該擴大深化對外開放，推進高水平對外開放，以充分發揮出口貿易對技術創新的積極效應。同時，還需要充分考慮到研發投入與知識產權保護對技術創新產生的積極影響。第三，應該看到出口貿易水平在我國31個省份的不均衡狀況，因此，政府應根據我國區域發展不平衡的差異格局，全面實施創新驅動發展戰略，完善以企業為主體的產學研協同創新機制，以區域為載體推動技術創新。優化我國各地區的出口貿易結構，推動區域產業結構調整，扶持企業出口，改善地區貿易環境，實現外貿平衡協調發展，從而整體推動我國出口貿易水平的提升。充分釋放創新驅動發展活力，不斷增強創新驅動發展能力。