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一、引言
随着“科技兴贸”战略的实施，高技术产品出口已越来越成为我国对外贸易高速发展的主要动因。一方面，高技术产品出口持续快速增长。与1992年相比，2002年中国高技术产品出口额翻了4番，年均递增32.7％，是同期GDP增长速度的3倍多。在2003年出口净增425亿美元的基础上，2004年中国高技术产品出口净增552亿美元，增幅达到52％以上。另一方面，高技术产品在对外贸易中的地位不断提高。2002年高技术产品出口占全部商品和工业制成品出口的比重双双首次突破1/5，分别达到20.8％和22.8％。2004年高技术产品出口占全部商品出口的比重达到27.9％，在2003年提高4.4个百分点的基础上又提高了2.7个百分点，占工业制成品的比重也首次超过1/3。此外，2002年到2004年，高技术产品出口增加额占商品出口增加额比重持续超过35％，高技术产品已经成为我国扩大出口的新的增长点。
近年来，对技术创新与出口产品竞争力的研究呈多元化趋势。Patick Gustavsson等人(Patick Gustavsson，Pr Hansson &Lars Lundberg, 1996)通过建立计量经济模型，研究了技术、资源禀赋和规模经济对OECD国家的国际竞争力的影响。其结果不仅证明了R&D对于技术密集程度不同的产业具有不同程度的影响，也证明了R&D对高技术产业国际竞争力的形成至关重要。Christine Greenhalgh等人(Christine Greenhalgh, George Mavrotas & Rob Wilson, 1996)则从传统测度变量和以技术创新与知识产权变量为代表的技术变量两方面分析了英国制造业出口中技术创新的作用机制，并充分注意到了对技术创新作用的分析采取更有针对性的细分行业的方法。
尽管在国外研究成果中，关于技术对出口影响的研究并不少见，但对技术创新与高技术出口的相关性研究成果并不多。并且，国内关于技术创新对中国高技术产品出口影响机制的研究大多处在定性分析层次，很少涉及定量分析。
考虑到高技术产品出口占工业制成品出口比重已经成为国际上衡量一国出口竞争力的重要指标之一，本文以此指标为被解释变量，反映其对中国外贸出口的拉动作用。同时，将技术创新能力指标细分为技术创新经费投入指标、技术创新人员投入指标和技术创新产出指标。本文拟从这三方面选择衡量高技术产业技术创新活动的指标，作为解释变量，建立计量模型。在此基础上通过定量分析，探讨技术创新对中国高技术产品出口增长是否有实质性的推动作用，揭示两者间的内在关联性及存在的问题。
二、模型的建立与检验
1. 变量界定和数据来源
以高技术产品出口额占工业制成品的比重(Y，单位：％)为被解释变量；从技术创新经费投入指标、技术创新人员投入指标、技术创新产出指标三个方面入手，考虑到统计资料的可得性，初步选取如下指标作为技术创新能力指标，即初步设置的解释变量：中国高技术产业的科技活动经费内部支出占产品销售收入比重(X[，1]，单位：％)、R&D投入强度(X[，2]，计算方法：R&D经费投入/产品销售收入，单位：％)、科技活动人员占全部从业人员的比重(X[，3]，单位：％)、从业人员人均拥有专利申请数量(X[，4]，单位：件/万人)。
由于2002年7月国家统计局印发的《高技术产业统计分类目录的通知》，对中国高技术产业的统计范围有所调整，为了保证模型的经济解释性，选取1995—2002年的统计数据为样本。数据皆来自于《中国高技术产业统计年鉴(2003)》和《中国科技统计年鉴(2003)》。
2. 模型的建立
在建立估计模型之前，先分析各解释变量与被解释变量间的关系以及解释变量之间的相关程度。用Eviews3.1软件输出的相关系数矩阵如表1：
表1 变量相关系数矩阵表
Y X[，1] X[，2] X[，3]
X[，1] 0.9871
X[，2] 0.9828 0.9692
X[，3] 0.8703 0.8250 0.8353
X[，4] 0.9735 0.9736 0.9433 0.7769
表1显示，各解释变量都与高技术产品出口额占工业制成品的比重(Y)高度相关，而且，各变量之间也是高度相关的，可能存在多重共线性。根据相关图显示，各变量与Y间基本都呈双对数曲线关系，所以初步设立模型为：
lnY=b[，0]+b[，1]lnX[，1]+b[，2]lnX[，2]+b[，3]lnX[，3]+b[，4]lnX[，4]+ε
通过Eviews3.1软件，采用普通最小二乘法(OLS)进行估计，可以得到：
lnY=7.0265+0.3973lnX[，1]+0.3911lnX[，2]+0.3884lnX[，3]+0.0894lnX[，4]
t= (1.8618)(0.5087) (1.6727) (0.6610) (0.6937)
R[2]=0.9940 Adjusted R[2]=0.9819 F=82.5602
此模型可以通过F检验和拟合优度检验，但各变量均未能通过显著水平α=0.05的t检验，这表明模型存在多重共线性。因此，去掉常数项后再对模型进行重新估计，得模型：
lnY=-0.9860lnX[，1]+0.7292lnX[，2]-0.5278lnX[，3]+0.4491lnX[，4]
t= (-3.0374) (3.6709) (-1.2186) (9.4337)
R[2]=0.9835 Adjusted R[2]=0.9671 F=119.1284
模型有了进一步改善，可以通过F检验和拟合优度检验，除了X[，3]外，其他变量均可通过显著水平α=0.05的t检验。然而，由于X[，3]未能通过t检验，故去掉它，继续对模型进行估计，得到：
lnY=-1.2674lnX[，1]+0.6779lnX[，2]+0.4918lnX[，4]
t= (-5.2470) (3.2978) (14.4025)
p= (0.0063) (0.0300) (0.0001)
R[2]=0.9754 Adjusted R[2]=0.9631 F=324.1256 DW=3.2083
最后得到的模型有所改善，不仅可以通过F检验和拟合优度检验，各变量均能通过显著水平α=0.05的t检验。
3. 模型的检验
利用Eviews3.1软件对模型进行异方差检验和自相关检验。进行White检验分析，输出结果为：nR[2]=7.000，p=0.3208。由于nR[2]＜x[，0.05][2](3)=7.815，所以模型不存在异方差性。
取α=0.05，已知n=8，k=3，查DW检验表，得d[，L]=0.368，d[，U]=2.287，由于1.713=4-d[，U]＜DW＜4-d[，L]=3.632，无法判断是否存在一阶自相关性。进一步运用软件进行偏相关系数检验，观察残差序列的相关情况，排除此模型存在自相关性的可能性。
三、结果分析
模型拟合优度较高，各项指标通过。具体地，本文有如下结论：
1. 科技活动经费内部支出占产品销售收入比重(X[，1])对高技术产品出口额占工业制成品的比重(Y)有一定的影响，但系数为负数，即为负影响。由于科技活动经费支出中包括了内部支出和外部支出，其中外部支出是委托研发或合作研发而划转出给外单位的费用。囿于资料的可获得性，本文只选取了内部支出，不足以反映其对高技术产品出口增长的拉动。这也说明了高技术产业中委托研发或合作研发投入的加大，可能是带动高技术产品出口的潜在因素。
2. R&D投入强度(X[，2])对高技术产品出口额占工业制成品的比重(Y)有一定的影响结果。由于系数较小，为0.6779，表明其他因素不变的情况下，R&D投入强度提高1％，高技术产品出口额占工业制成品的比重提高0.68％。主要原因是：虽然一般来说，高技术产业属于R&D强度高的行业，但大多发展中国家处在国际垂直分工体系的下游，采用委托加工方式配套生产外部设备或进行整机的组装等，没有进行高强度的研究开发，技术密集度低。数据表明，目前中国高技术的发展以引进吸收型居多，导致高技术产业以加工装配为主，自主研发能力较差，表现在高技术出口产品技术密集度较低，对外贸出口的拉动不足。缺乏技术创新尤其是自主创新的有力支持，仍是影响中国高技术产品出口能力不强的重要原因之一。
3. 从前两个模型中X[，3]均未通过t检验，可以看出科技活动人员占全部从业人员的比重(X[，3])对中国目前的高技术产品出口增长的影响不显著。主要原因是：科技活动人员指调查单位在报告年度直接从事(或参与)科技活动、以及专门从事科技活动管理和为科技活动提供直接服务的人员。而对高技术产品出口增长有拉动作用的更为重要的力量应该是研究与试验发展(R&D)人员，即科技活动人员中从事基础研究、应用研究和试验发展三类活动的人员。这从另一个方面反映了，直接拉动中国高技术产品出口增长的不是科技活动人员规模的扩大，而是研发人员这类直接从事创新活动的高级人才的增加。因此模型有待选择更恰当的人才投入指标。
4. 从业人员人均拥有专利申请数(X[，4])的显著性水平最高，但由于系数0.4918也较小，说明对高技术产品出口增长的影响相对显著，但拉动作用也不大。这表明其他因素不变的情况下，从业人员人均拥有专利申请数提高1％，高技术产品出口额占工业制成品的比重提高0.5％。主要原因是：一方面，随着专利制度的逐步建立和完善，中国高技术企业专利保护的意识有所增强，对产品创新和出口的促进有所显现。但由于专利本身技术要求的含量高、申请期间过长、手续繁琐以及保护周期短等特点，使得越来越多的高技术企业在重视专利的申请与保护以外，还综合利用商业秘密、商标、版权等多种知识产权保护模式。所以从业人员人均拥有专利申请数(X[，4])并不能全面度量高技术产业的整体知识产权保护水平。另一方面，虽然中国高技术产业的专利申请呈不断增加趋势，从高技术产业统计的企业注册类型看，三资企业所占的比重呈增长趋势，而国有企业所占的比重则逐年下降。这反映了中国具有自主知识产权、对提升高技术产品出口竞争力有突破意义的高科技成果很少，高技术产业绝大部分技术都掌握在三资企业手中。这也是知识产权保护力度对高技术产品出口增长贡献不高的原因之一。
总体而言，技术创新对高技术产品出口增长有一定影响，但不是很显著。这说明技术创新还没有在促进中国高技术产品出口增长方面发挥应有的作用。
【参考文献】
[1]罗玉中、易继明，(2000)“论我国高技术产业中的知识产权问题，”《中国法学》第5期，第74-85页。
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[5]Christine Greenhalgh, George Mavrotas & Rob Wilson, (1996)" Intellectual Property, Technology Advantage and Trade Performance, " Applied Economics Vol. 28, P509-519.
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