知識要素稟賦與我國出口貿易關系分析

王振宇++李秋萍

中圖分類號：F746 文獻標識碼：A

內容摘要：本文采用1983-2014年時間序列數據，運用平穩性和協整檢驗方法，建立ECM模型和計量回歸模型，量化知識投入與出口額的關系，并從行業角度進行細分研究。研究結果表明：知識要素的確是影響出口的關鍵因素，知識增長與我國出口貿易額存在長期均衡關系；知識增長系數在1%的顯著性水平為0.707，即每增加1單位知識投入，出口額就會上升0.707個單位；紡織品、賤金屬制品、礦產品、食品的出口額與知識增長投入的關系并不顯著，而其他行業產品與知識增長呈正相關關系，其中儀器及設備、機械器具和運輸設備等相對其他產品更加顯著。

關鍵詞：知識增長 要素稟賦 出口貿易

引言

21世紀以來，人類已經進入了“知識經濟”時代。知識在各行各業成為一種必不可少的要素，在國際貿易中也是如此。知識密集型產品和服務在各國之間的貿易比重逐漸增大，很多跨國公司更是利用其先進的知識研發出深受市場歡迎的新型產品來獲取暴利。我國自從改革開放以來，出口額逐年上升，2014年度出口總額達到23427.5億美元，連續兩年高居世界第一，已然成為貿易出口大國。但是我們也應看到，美國等發達國家憑借著先進知識和技術在全球經濟貿易中取得了令人矚目的成績。它們的出口貿易額中高新科技產品作出了絕大部分貢獻，而勞動密集型產品占比很小。超強的創造力和高新技術確定了它們的“行業領導”地位，加速了經濟發展，這是它們能夠成為發達國家的主要原因之一。在這樣“知識創造經濟”的大背景下，我國也不甘落后。2014年工業制成品出口總額占貨物貿易總額的95.2%，高新技術產品出口貿易為6605億美元，占出口總額的25.19%，服務貿易出口總額達到2234.75億美元，同比增長7.6%，位居世界第五。盡管如此，中國在知識稟賦的國際貿易中，相對美國等高科技密集的發達國家來說處于相對劣勢的地位。中國作為對外貿易依存度較高的國家，如何迅速提高本國的知識積累和技術創新水平，從而在國際貿易中取得比較優勢是亟需解決的問題。因此，實證研究知識要素稟賦與我國出口貿易之間的關系有一定的指導意義。本文通過1983-2014年時間序列數據，運用平穩性和協整檢驗方法對知識增長與我國出口貿易是否具有長期均衡關系進行驗證。通過建立ECM模型和計量回歸模型，量化知識投入與出口額的關系，并從行業角度細分研究知識增長對我國各行業產品出口的影響。

相關文獻綜述

（一）國外文獻綜述

Patricia Higino Schneider（2005）通過47個發達國家和發展中國家1970-1990年的面板數據進行實證分析，認為高技術貿易起著決定一個國家的知識產權和外商直接投資創新和經濟增長的作用。Wei-Bin Zhang（1994）提出一個簡單的動態經濟框架來處理消費者偏好與經濟結構、資本和知識的內生性積累、國際貿易之間的動態交互矛盾。通過勾畫一個部門和兩個國家的動態經濟框架作為實例進行研究，結果表明，即使在這個簡化情況下，模型也可以表現出獨特的平衡或多重平衡，每個平衡根據知識創造和使用的特點不同可能穩定或不穩定。Oscar Afonso（2012）擴展了一般均衡的內生增長模型，這凸顯了貿易引發的獨立擴展機制，南北科技知識傳播影響了技術-知識的偏差和國內收入差距的路徑，與市場規模效應相反。Shoji Haruna，Naoto Jinji等（2010）研究一些亞洲國家即韓國、中國和印度等，探討技術擴散和其行業經驗與美國、日本和其他國家之間的關系，結果表明，貿易專業化與技術擴散有顯著的相關性。Francisco Cabo，Guiomar Martín-Herrán（2014）認為發展中國家的經濟增長可以依賴自然資源稟賦和自身在新技術的投資。還有一種情況，它可以依靠與一個技術先進的國家貿易作為技術擴散通道。Slavo Radosevic，Keith Pavitt（1999）認為各個國家的貿易模式受到人力資本和創新活動的影響。Naoto Jinji，Xingyuan Zhang等（2015）通過對55個國家1995-2006年的樣本，實證分析了雙邊貿易模式和國際技術外溢效應之間的關系。發現技術溢出的大小根據兩國貿易模式顯著變化。具體而言，相比垂直產業內貿易而言，橫向產業內貿易與技術外溢更加相關；技術溢出最小的時候，貿易模式為產業間貿易，技術差異會促進貿易。Casillas Jose C、Barbero Jose L和Sapienza Harry J（2015）將獨立小規模的公司作為樣本，分析知識、學習和戰略意圖對出口強度的影響。通過檢查知識的不同形式之間的相互作用和學習，發現除了學習的預期直接影響之外，不同形式的知識和學習還可以互動塑造國際化的步伐。此外還表明，現有的外國知識影響年輕公司的出口強度，替代學習和經驗學習對出口的影響強度是受制于企業的戰略意圖。

（二）國內文獻綜述

蘇志慶、陳銀娥（2014）通過構建知識貿易模型發現：貿易能夠促進科技創新和經濟發展，但是貿易保護政策會給它們帶來不利影響；但一味依賴貿易引進技術并不能達到反超目的。余長林（2011）運用工具變量和系統GMM方法發現：加大知識產權保護會促進我國知識密集型行業的進口，且這一影響對發達地區知識密集型行業更明顯。唐平娟（2006）首次提出知識稟賦的概念，并通過協整和格蘭杰因果進行實證分析，發現：我國的知識投入與進出口總額和出口結構之間存在長期協整關系，而且是知識增長進口總額和出口結構的格蘭杰原因，但是卻不是出口總額的格蘭杰原因。

通過上述文獻綜述可以看到，國內外學者較多地研究知識產權對貿易的影響，然而把知識本身作為研究對象的屈指可數。雖然有學者系統的、較完整的將知識本身作為變量與中國的進出口關系進行了協整和格蘭杰因果關系檢驗，但是沒有精確的量化兩者關系的數值，也沒有從行業角度細分二者之間的關系。因此，本文采用1983-2014年有關時間序列的數據，運用平穩性和協整檢驗方法對知識增長與我國出口貿易是否具有長期均衡關系進行驗證。通過建立ECM模型和計量回歸模型，量化知識投入與出口額的關系，并從行業角度細分研究知識增長對我國各行業產品出口影響的大小。

相關理論和變量選取

（一）知識與知識稟賦

隨著過去幾十年技術革命和全球化的發展，知識儼然已經成為競爭能力衡量的重要因素之一。它改變了世界經濟增長的模式，影響了各國重要的經濟活動。夏先良（2000）認為知識差距是導致生產力、生產關系和收入分配差距拉大的基本力量，少數幾個最具有穩定知識創新能力的企業和個人長期成為市場上的領導者或者明星。本文認為知識是指人類活動中所有積累的經驗和新創造出來的想法和技術。知識是長期儲存在神經元里的、人們所知道的或能做到的一切。知識已經成為這個社會行動和生存的基礎資源，它通過思想和應用有益于人類。知識這種要素不會因為被應用而減少，相反的，它會永久的增加和積累。企業可以通過先進的組織管理理念、擁有稀缺性人才、掌握關鍵技術、恰當的市場營銷等知識的表現形式為本企業降低生產成本、提高產品質量，來謀取超額利潤。

一個在國際貿易理論和實證研究上具有重要影響力的概念框架是赫克歇爾-俄林（H-O）模型，即要素稟賦理論。其模型假定兩個國家擁有兩種要素（資本和勞動），只生產兩種產品，并且要素只在國內流動等。如果給定實際工資率，B生產中所投入的土地-勞動比率都高于A生產的相應比率（TB/LB > TA/ LA），那么B為勞動密集型產品。當本國可獲得的勞動總量與土地總量的比率高于外國的對應比率時，即：L/T > L*/ T*（*代表外國），那么相對外國而言，本國是一個勞動力充裕的國家。H-O理論的基本結論就是各國傾向于出口其國內資源充足的密集型產品。這個模型的關鍵吸引力在于它適合直接實證檢驗以準確地驗證理論預言。然而，它也因為相同的消費者偏好、相同的技術水平、沒有貿易壁壘這些假設的合理性受到國內外許多學者的質疑。因此，本文就該模型假設貿易國之間技術水平相同這一假設提出新的概念。本文認為在知識經濟的大背景下，國際貿易不可以忽視由知識要素稟賦不同而帶來的技術差異和生產率差異。因為這些差異會影響產品的質量和相對價格，從而決定一國在國家貿易中的地位。

因此，本文將知識要素稟賦融入H-O模型，使2×2×2模型變為3×3×3模型，即原模型的兩個國家和兩種產品變為三個國家和三種產品，其他假設均不變。為了驗證這一想法，即知識增長確實會影響對外貿易，本文決定采用計量模型進行實證檢驗。

（二）知識增長與出口貿易的長期均衡關系檢驗

本文首先要運用平穩性和協整檢驗方法對知識增長與我國出口貿易是否具有長期均衡關系進行驗證，如果不具有，則不可構建計量進行回歸分析。由于知識是無形的，不像出口貿易總額那樣，知識的增長不能進行精確的計量，因此以我國每年教育經費總投入作為知識增長數據，數據來源于歷年《中國統計年鑒》，時間跨度為1983-2014年，其中教育經費總投入以EI表示（1990-2014年的教育經費總投入來自歷年《中國統計年鑒》，但是由于1983-1989年之間的數據在統計年鑒中未取得，因此，1983-1989年間的數據是通過世界銀行網站http：//data.worldbank.org.cn/中國“教育公共開支總額、總數（占GDP的比例）”與中國歷年的GDP做相關計算獲得），出口額以EXP表示，單位均為億元（統計年鑒中與出口相關的金額單位都是億美元，為了消除單位帶來的差異，將這些數據與統計年鑒中每年的“人民幣對美元平均匯價”相乘，使得單位都為億元人民幣，FDI數據也是作了相同的處理）。

首先要對時間序列進行單位根檢驗以檢查其平穩性，本文采用的方法是ADF檢驗。在實際檢驗中，對各序列都采取對數處理以消除差異性（即為lnEI和lnEXP），檢驗結果如表1所示。

從表1可以看出，對lnEI、lnEXP的水平序列進行單位根檢驗，在顯著性水平為10%的情況下，ADF檢驗值都大于臨界值，說明lnEI、lnEXP序列是非平穩序列。而這兩個序列的一階差分序列是平穩的，所以lnEI、lnEXP序列都是一階單整序列，并且可以進行EG協整檢驗，EG協整檢驗具體結果如表2所示。

從表2中可以看出，殘差序列的ADF的檢驗值（-1.913656）在Prob.*為0.0542時小于臨界值（-1.610400），所以在顯著性水平10%，lnEI與lnEXP存在協整關系，即教育投入與我國出口貿易存在長期均衡關系。

（三）誤差修正模型

由于知識增長（教育投入）與我國出口貿易具有長期均衡關系，故可以建立ECM模型。首先，以lnEXP為因變量，lnEI為自變量進行回歸處理，得到以下方程：

方程（2）估計結果表明，ecmt-1的系數為（-0.181245），說明上期與均衡關系之間的偏離在本期有得到18.1245%的校正，但是校正時間較為緩慢。

以上實證研究僅分析知識要素為單一變量與出口貿易的關系，得出結論：知識確實是影響出口貿易的關鍵因素，因此本文為了更準確的量化兩者之間的關系，將加入更多與出口相關的變量。

（四）變量選取

本文通過國內外學者的研究，選取了除知識增長之外的另外4個變量作為出口模型的自變量：一是勞動成本要素，一個國家如果在勞動成本要素上存在稟賦，可以通過降低產品成本，使該產品會具有相對價格優勢，從而使得其在國際貿易中處于前列，本文采用職工總工資（Wage）表示勞動成本；二是外商直接投資（Foreign Direct Investment-FDI），FDI可以給流入國帶來先進的技術和管理理念，從而提高生產率和產品的質量，優化出口貿易結構，增加出口貿易額；三是本國經濟水平，一個國家的經濟水平和貿易密不可分，兩者相輔相成，本文用GDP來表示；四是固定資產投資（PA），很多國內外學者通過實證研究發現固定資投資的增加可以有效的促進出口貿易，本文將固定資產投資額作為資本要素的投入（以上變量單位均為億元）。

對上述四個變量同樣進行對數處理（lnW、lnFDI、lnGDP、lnPA），然后進行平穩性檢驗，結果如表3所示。

從表3可以看出：lnW、lnFDI、lnGDP、lnPA序列在顯著性水平為10%的情況下，ADF檢驗值都大于臨界值，說明lnW、lnFDI、lnGDP、lnPA序列是非平穩序列。而其一階差分序列是平穩的，所以lnW、lnFDI、lnGDP、lnPA序列都是一階單整序列，可以進行協整檢驗，以驗證這些變量是否可以作為出口的自變量，協整檢驗結果如表4所示。

從表4中可以看出，殘差序列的ADF檢驗值（-2.574373）在5%顯著水平下小于臨界值（-1.952066），所以lnEI、lnW、lnFDI、lnGDP、lnPA與lnEXP存在協整關系。

式（3）中EI、GDP、FDI、PA、W分別代表知識增長（教育投入）、國內生產總值、外商直接投資、固定資產投資和職工工資總額，μ是殘差，i=0表示總出口額，i=1，2，3…表示各行業的出口額。將相應數據代入模型，進行回歸，最后得到結果如表5所示。

由表5可以看出：知識增長對我國出口貿易額存在顯著影響，系數在1%的顯著性水平下為0.707，即增加1單位的知識投入，會增加0.707單位的出口額。

（二）知識增長與各行業出口額的關系

通過以上相同方法，將知識增長與各行業的出口額分別進行實證分析，結果如表6所示。

從表6可以看出：“玻璃制品”的出口額與知識增長、GDP、勞動成本以及資本投入相關，而與FDI關系并不顯著。其中該出口額受知識增長的影響最大，因為LnEI的系數在1%的顯著性水平下高達1.781，呈同向變動關系，即每增長1單位的知識，“玻璃制品”的出口額就會上升1.781個百分點。從回歸結果中可以看出，“玻璃制品”的出口額與勞動成本成反比，勞動成本每降低0.898個單位就會增加1單位的出口。與此同時，每增加1單位資本投入也會增加0.891個單位的出口。值得注意的是，“玻璃制品”的出口額與GDP成反比，這個現象與“塑料制品”、“橡膠制品”相似。這是因為這些產品在制造過程中污染性較大。在我國還處于落后時期時，發達國家企業為了規避本國昂貴的環境治理費，將這些高污染行業轉移到我國，而我國為了發展經濟，忽視了這些行業對環境的破壞。但是隨著我國經濟的發展，開始意識到可持續發展的重要性。于是要求這些行業采用先進的綠色技術改善環境，因此它們與知識技術關系很密切。又或者關閉高污染企業或將這些行業轉移到別的落后國家，從而這些產品的出口隨著經濟的發展減少了。“照相和醫療用儀器及設備等”出口額主要與資本投入有關，其次是勞動成本和知識增長，它們的系數分別為1.076、-0.975和0.892。從數值上來說，三者相差并不大，說明這些產品要素投入比較平均。這個情況與“機器、機械器具等”、“運輸設備”相似。這是因為這三個行業都需要巨大的資金投入、一定的知識技術水平和高成本的人工費用。“紡織品”、“賤金屬制品”、“礦產品”、“食品”的出口額與知識增長投入的關系并不顯著。其中，“紡織品”主要與勞動成本相關，這是符合實際情況的，因為紡織品屬于勞動密集型產品。而“賤金屬制品”除了受勞動成本影響之外，還受資本投入的影響，系數分別為-1.39和1.28，說明兩者對出口額的影響相近。“化學工業制品”主要與知識增長、資本投入與FDI引進相關，與勞動成本和GDP的關系并不顯著。

結論及建議

本文通過實證研究，可以得出以下結論：運用平穩性和協整檢驗方法，發現知識要素的確是影響出口的關鍵因素，知識增長與我國出口貿易額存在長期均衡關系；通過將知識增長、GDP、FDI、固定資產投資額、工資總額作為自變量，出口額作為自變量進行回歸，發現知識增長的系數在1%的顯著性水平高達0.707，即增加1單位知識投入，出口額就會上升0.707個單位；通過分行業進行的實證研究發現：紡織品、賤金屬制品、礦產品、食品的出口額與知識增長投入的關系并不顯著，而其他行業產品與知識增長呈正相關關系，其中玻璃、塑料及橡膠制品、儀器及設備、機械器具和運輸設備相對其他產品更加顯著。

因此，我國應該增加對知識密集型行業的教育投入，提高我國的知識積累和技術創新水平，從而在國際貿易中取得比較優勢。

通過以上的分析，本文為提高我國的知識積累和技術創新水平提出如下建議：增加我國各地教育投入，提高教育質量，為我國各行各業輸送高水平人才；刺激各企業、高校和科研機構的創新意識，加大R&D投入，促進知識產權化；加強信息與通信技術基礎設施建設，緊跟網絡時代的步伐，加快知識傳播。

本文將知識要素作為變量，研究其對我國出口額和各行業出口額的影響，在研究對象和方法上具有一定的創新意義。但是，由于知識太過抽象，本文將教育投入代表知識增長進行實證研究可能會存在些許偏差，這是本文的不足之處。因此，找到更權威、更準確的方法來量化知識，是本文擬要解決的問題，也是本文在研究方法上的改進。

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