1、技术创新对中国高技术产品出口影响的实证研究摘 要：从高技术产品出口总规模、出口结构、企业创新能力等角度，分析中国高技术产品的出口情况，通过实证分析得出，创新能力与高技术产品出口之间存在着长期动态均衡关系，创新在一定程度上可以促进高技术产品出口，因此，中国目前须加快技术创新，推进中国由贸易大国向贸易强国转变。 关键词：创新；高技术产品；出口；竞争力 中图分类号：F752.62 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）-0248-04 随着全球经济一体化趋势的加强，市场竞争变得愈演愈烈。创新使高技术企业能够更深入地发现和获取那些具有潜在价值和企业特性的资源，这样，企业就可以通过对这
2、些竞争占优资源提前进行投资和配置，在企业内部生成一些难以为对手所模仿的竞争优势。技术创新对企业能够产生多方面积极的效应，它不仅依赖新的技术手段创造更多的利润，而且可以全面提高企业的产品竞争力。 一、中国高技术产品出口的现状分析 （一）中国高技术产品出口的总体规模不断扩大 从中国高技术产品出口规模来看，自中国实施科教兴贸战略以来，高技术产品出口增长不断加快，高技术产品出口增速明显高于同期外贸出口增速，20012011 年，中国高技术产品出口由 465 亿美元增长到 5 488 亿美元（见表 1） ，增长了 10.8 表 1 高技术产品出口额占出口贸易额的比重 单位：亿美元 （数据来源：中国科技统
3、计年鉴、中国统计年鉴） 倍，而同期中国外贸出口总额只增长了 6.1 倍。与此同时，中国高技术产品出口额在中国外贸出口总额中的比重不断攀升，高技术产品出口占外贸出口的比重由 17.5%增长到 28.9%。这表明，中国经济增长方式正朝着依靠科技进步发展经济的方向转变。 （二）高技术产品贸易顺差的趋势比较明显 20012010 年，中国高新技术产品出口额在逐步增长。自 2004 年出现贸易顺差以后，中国的贸易顺差不断扩大。其原因，一方面是发达国家对自身部分高新技术产品出口实施了管制，致使中国高新技术产品进口受限，另一方面也显示出中国高新技术产品出口竞争力的不断增强。2012 年，中国高新技术产品已实
4、现贸易顺差 943.1 亿美元，比 2011 年扩大 8.7%，创造了近 10 年来的新高点。连续多年的贸易顺差使中国高新技术产品抵御外来风险的能力显著增强。 （三）中国高技术产品出口的产品结构不尽合理 中国高技术产品的出口规模不断扩大，但出口产品种类单一，计算机与通信技术产品和电子技术产品占到了绝对地位（见表 2） 。目前，中国出口量最大、增速最快的是计算机技术与通信技术产品，2001 年出口额为 362.2 亿美元，2011 年达到 3 929.4 亿美元，10 年间增长了 10 倍多，增速快于中国高技术产品总的出口增速。计算机技术与通信技术产品在中国高技术产品出口中所占比重越来越大，据
5、2011 年中国高技术产品出口分类统计，计算机与通信技术产品和电子技术产品的出口额是 4 795.2 亿美元，占总出口额的 87.4%，而其他 7 项只占总额的 12.6%。 （四）自主创新能力较弱，缺乏核心竞争力 近几年，中国高技术企业逐步重视自主创新能力的培养，积极创造自主品牌，并取得了一定的成果。但是，由于中国 R&D 强度与发达国家相比仍有很大的差距，自主创新能力较弱，过于依赖外资企业，缺少核心技术与品牌优势，中国的高新技术产业基本上是在承接国外成熟技术、产品转移基础之上发展起来的，导致其创新缺乏核心竞争力。 上述分析可以看出，中国的总体科学技术和高新技术的研究开发能力还不强，所拥有的
6、自主知识产权的高新技术水平和数量与发达国家有一定的差距，这种状况制约着中国高新技术产品出口贸易的发展。因此，尽快提升中国技术创新能力，提高高技术产品的质量与结构，对于扩大中国高技术产品的出口具有重大的意义。 二、创新对高技术产品出口影响的实证分析 以下利用中国的经验数据，测算创新能力提升对中国高技术产品出口作用的发挥程度，对创新与高技术产品出口二者关系进行协整分析。本文运用的是 Granger 协整检验法，其基本思想是：如果两个或多个时间序列变量是不平稳的，但它们的同阶差分是平稳的，则这些非平稳的时间序列变量存在长期的协整关系。在经济学意义上，这种协整关系的存在便可以通过一个变量的绝对值的变化
7、影响另一个变量的绝对值的变化。如果二者之间存在协整关系，则可以说明创新能力与高技术产品出口之间存在长期动态均衡关系，即存在创新能力的变化引致高技术产品变化的因果关系，表征创新能力在一定程度上可以促进高技术产品出口。（一）指标选取 在对创新能力促进高技术产品出口进行验证和测算之前，必须选择合适的创新能力和高技术产品出口指标。高技术产品出口指标采用高技术产品出口额、技术创新能力的评价指标较多。一般来说，技术创新能力指标主要包括创新动力指标、创新投入指标、创新过程指标和创新绩效指标。根据研究的需要，本文采用创新投入指标和创新绩效指标产出（结果）指标来检验创新能力。创新投入指标主要有两个方面，一是创新
8、经费投入，二是创新人力资源投入。目前，基于创新经费投入对于创新能力乃至高技术产品出口的作用已有众多学者进行了论述与证实，而创新人力资源投入的视角却很少涉及。因此，本文选取 R&D 人员全时当量作为创新人力资源投入指标。该指标是国际上通用的、用于比较科技人力投入的指标，该指标由参加 R&D 项目人员的全时当量及应分摊在 R&D项目的管理和直接服务人员的全时当量两部分相加计算。在创新绩效指标中我们选择发明专利授权量。发明专利授权量是自主技术创新能力高低的体现。因此，本文选取 R&D 人员全时当量和发明专利授权数作为解释变量分别与高技术产品出口额进行协整分析，以研究 R&D 人员全时当量和发明专利授
9、权数是否与高技术产品出口存在动态均衡关系。 （二）协整分析 1.数据的收集与处理 本文分析中选取 20012011 年的数据作为样本空间。相关数据分别记为：高技术产品出口额（EX） 、R&D 人员全时当量 （RD）和发明专利授权数 （ FM） 。数据如表 3 所示。 为了消除数据中存在的异方差，分别对每个变量取对数，即：LNEX=Log （ EX） ，LNRD=Log（RD） ，LNFM=Log （FM） 。其相应的一阶差分变量和二阶差分变量分别用 DLNEX、DLNRD、DLNFM 和DDLNEX、DDLNRD、DDLNFM 表示。在 Eviews6.0 中，生成各变量对数化后的折线图，如图
10、 1。 由图 1 可见，各变量对数化后的折线图带有明显的趋势性，因此可能是非平稳序列，需要对序列进行平稳性检验。 2.平稳性检验 利用 ADF 方法，对表 3 中三个变量及其一阶差分变量和二阶差分变量进行平稳性检验，结果见表 4。 （2）滞后阶数的选择按照 SC 和 AIC 最小原则 分析结果表明：时间序列变量 LNEX、LNRD、LNFM 及其一阶差分变量都属于非平稳的时间序列，但其二阶差分变量是平稳的时间序列，因此，LNEX、LNRD、LNFM 都是二阶单整序列。 3.协整检验 协整检验的前提是各待检验变量必须是同阶单整，而上面的平稳性检验中已经揭示出模型中各变量均为二阶单整。因此，可以继
11、续进行协整分析。常用的协整检验方法包括 Engle 和 Granger 提出的 EG 两步检验法以及 Johansen 协整检验法，前者适用于双变量协整检验，后者适用于多变量协整检验。本分析中采用的是 EG 两步法，先分别对 LNEX 和LNRD 、LNEX 和 LNFM 进行回归分析，然后对其残差序列（分别记为 E1和 E2）进行平稳性检验。其残差序列平稳性检验结果见表 5。 可以得到协整方程： LNEX=-4.080694+2.428788*LNRD （1） DW=0.416729 LNEX=-0.633933+0.869712*LNFM （2） DW=0.731670 检验结果表明：LN
12、EX 和 LNRD、LNEX 和 LNFM 均存在长期均衡。 4.格兰杰因果关系检验 对变量进行格兰杰因果关系检验，可以进一步说明各变量之间的因果关系。由于各变量存在协整关系，因此，满足该检验的前提。结果见表 6。 由表 6 可知，第一个检验 LNEX 不是 LNRD 的格兰杰成因，对于 LNRD 不是 LNEX 的格兰杰成因的原假设，在 1%显著水平下 LNRD 不是LNEX 的格兰杰成因的概率较大，不能拒绝原假设。而在 5%的显著水平下却可以拒绝原假设，认为 LNRD 是 LNEX 的格兰杰成因。第三个检验 LNEX不是引起 LNFM 的原因。第四个检验的相伴概率只 0.0004，表明至少
13、在99%的置信水平下，可以认为 LNFM 是 LNEX 的格兰杰成因。 三、结论和对策 协整分析表明中国高技术产品出口与 R&D 人员全时当量和发明专利授权数之间存在着长期均衡关系。从 Granger 因果关系检验结果得知中国高技术产品出口与 R&D 人员全时当量和发明专利授权数之间存在单向因果关系，即 R&D 人员全时当量和发明专利授权数变化是引起高技术产品出口变化的原因，而中国高技术产品出口变化不是引起 R&D 人员全时当量和发明专利授权数变化的原因。从而，我们可以考虑通过以下途径来提升创新能力，促进高新技术产品出口。 （一）稳步提升研发人员的数量与质量，扩大高技术产品出口额 前文研究结果
14、表明，每增加 1 单位的 R&D 人员全时当量，将带来同期高技术产品出口增加 2.429 个单位。可以看出，创新人力资源的投入对扩大高技术产品出口的意义重大。高技术产品出口有拉动作用的更重要的力量应该是研究与试验发展人员，即 R&D 人员包括科技活动人员中的从事基础研究、应用研究和试验发展三类活动的人员。这也说明了 R&D人员这类直接从事创新活动的高级人才的增加有助于拉动高技术产品的出口。因此，目前最为重要的是应建立有利于促进中国高技术产品出口发展的研发创新型人力资本吸聚机制，以吸纳、集聚国内外优秀的研发创新型人力资本。 第一，实施人才战略，吸引国内外各类优秀人才加盟到中国高技术产业发展的队伍
15、中来。第二，加大人力资本的支持。人才是高新技术企业得以生存与发展的最重要资源，政府应为支持高新技术产业发展制定人才支持政策。第三，加大科教投入并提高技术转化为现实生产力的能力。 （二）增强中国高技术产品的研发能力和自主创新水平 前文研究结果表明，每增加 1 单位的发明专利授权数，将带来同期高技术产品出口增加 0.87 个单位。发明专利是高技术产品出口重要的影响因素，因此，要扩大中国高技术产品出口，必须提升中国自主创新的水平。引进国外先进技术对中国的高技术产业来说，毕竟只是一种辅助手段。一国高技术产业的发展和进步，根本上还得依靠国内力量、自力更生。引进那些被发达国家管制程度高、而对中国高技术产业
16、发展的重要性强、与国外先进水平差距大但有发展的可行性的部分高技术领域，从而使引进先进技术与培育提高自己的技术创新能力有机结合起来，加大自主研发力度，真正形成自己的技术体系，争取在关键领域赶超对手。第一，继续营造有利于自主创新的政策环境。第二，以创新为导向制定高技术产业发展规划。政府可以在两个方向上制定产业规划。一是以市场需求为导向的产业创新规划；二是新兴产业发展的规划。新能源、新料等新兴产业代表着未来产业发展的方向，但由于是在全新的技术路径上创新，其风险性更为巨大，需要政府制定产业规划予以支持。 参考文献： 1 郭红斌.科技创新投入对中国高技术产品出口影响的实证分析J.沿海企业与科技，2008， （1）：38-40. 2 王明严.技术创新对中国高技术产品贸易竞争力影响的研究D.杭州：浙江工商大学，2008. 3 辛月，姜延书.中国高技术产品出口竞争力的影响因素分析J.北方工业大学学报，2010， （6）：17-21.
