技術創新能使經濟更穩定嗎？

李芳 練丹丹 盧逸揚

摘要：新興市場國家一直是國際資本青睞的對象，然而頻發的資本流動突然中斷對新興市場國家產出的影響也不容忽視。對30個新興市場國家1996—2015年的數據進行實證研究，發現資本流動突然中斷對經濟增長具有顯著的負向產出效應，技術創新則能夠有效地吸收突然中斷的負效應，而且收入更高的國家技術創新的吸收作用更強。我國應該提前掌握風險敞口，有針對性地制定監管行動計劃，分配監管資源，實現動態監管。一方面應該優化外貿結構，抓住發達國家產業轉移的機遇，注重涉及高新產業的高質量外資引進，推動提升外貿結構所需的設施建設與完善。另一方面，在發揮比較優勢的基礎上，根據我國要素稟賦結構的變化，適時推進產業結構調整，發展資本密集型和技術密集型貿易，實現貿易強國的追求。

關鍵詞：資本流動；技術創新；經濟增長；優化外貿結構

基金項目：國家社會科學基金一般項目“國際資本流動與中國資本輸出的長效戰略研究”（項目編號：15BJL069）；國家社會科學基金重大項目“經濟發展新常態下貨幣政策的結構調整功能及其有效性研究”（項目編號：16ZDA034）

中圖分類號：F403 文獻標識碼：A 文章編號：1003-854X（2018）03-0029-09

一、引言與文獻綜述

新興市場國家一直是國際資本青睞的對象，然而頻發的資本流動突然中斷（Sudden Stop，以下簡稱“突然中斷”）對新興市場國家產出的影響也不容忽視。相較發達國家，新興市場國家受突然中斷影響持續的時間更長、程度更嚴重（韓劍等，2015）①。學術界早期對突然中斷的研究側重于突然中斷的原因分析、產出效應和預警機制的建立，但似乎并沒有有效的方法能避免突然中斷的發生，于是一些研究者開始關注突然中斷背后的國家個體因素，探求哪些經濟特征能夠更好地吸收突然中斷的影響。

現代經濟學理論認為，技術創新是推動經濟持續增長的重要因素，激烈的國際競爭環境中，新興市場國家紛紛投身于技術創新以謀求新的增長機會，我國也已將“創新驅動經濟增長”作為國家發展戰略之一，黨的十九大報告明確提出要“加快建設創新型國家”，因為“創新是引領發展的第一動力，是建設現代化經濟體系的戰略支撐”。那么在發生突然中斷危機時，技術創新是否能有效地吸收突然中斷產生的負面沖擊，維持更穩定的經濟增長？如果答案是肯定的，那么這種吸收機制在不同的經濟環境下效果是否有差異？怎樣才能更好地發揮技術創新的吸收作用？對這些問題的研究顯然能為我國的政策制定和穩定的經濟增長提供重要參考。

關于突然中斷與經濟增長之間的關系，現有文獻一般認為資本流動可通過增加資本積累、促進技術傳播、提高金融效率等方式推動經濟增長，然而一旦發生資本流動突然中斷，則會對發生國的經濟增長造成負面影響。Reinhart和Calvo（2000）的研究表明，突然中斷的發生會使國內信貸額度顯著下降、外部融資升水，經“金融加速器”的作用，引起產出下降②。Calvo、Izquierdo和Talvi（2006）運用1980—2004年間31個新興市場國家的數據進行研究，發現有67%的突然中斷使得產出跌幅超過4.4%，其余的中斷也引起產出的溫和衰退③。Edwards（2004）對1970—2001年全球主要國家經常賬戶發生逆轉事件進行研究，發現突然中斷的發生會提高經常賬戶逆轉的概率④；在后續的研究中，他還發現與突然中斷相關的經常賬戶逆轉導致的GDP增長率下降達4%左右⑤。Calvo、Izquierdo和Mejía（2008）則發現系統性的突然中斷可以導致產出下降約10%，同時還伴隨著大量的匯率貶值和失業率上升等現象⑥。Kehoe和Ruhl（2009）運用多部門模型，以墨西哥1994—1995年的經濟危機為例研究發展中國家在面臨突然中斷后的市場反應，結果是貿易逆差迅速轉為盈余，實際匯率貶值，產出和全要素生產率下降⑦。而Hutchison 和Noy（2006）通過對1975—1997年間24個新興市場國家的數據進行了實證研究，發現不同類型的經濟沖擊對經濟增長的影響相差較大，突然中斷會導致產出下降13—15%，遠高于貨幣危機的影響⑧。

在肯定突然中斷對經濟增長具有負面影響的文獻中，部分學者進一步研究了哪些因素的存在會使突然中斷的產出效應減弱。如Calvo（2001）指出突然中斷引發一國金融危機的概率與該國經濟發達程度密切相關，當突然中斷發生時，新興市場國家發生金融危機的概率高達63%，與之形成對比的是發達國家爆發危機的可能性只有17%⑨。鄭璇和羅明銘（2016）發現有的新興市場國家在發生突然中斷后發生了貨幣危機，而有的國家沒有，他們的實證研究結果表明，突然中斷的發生確實會在一定程度上促使貨幣危機的發生，但是，促進一國經濟基本面良好、提升經常賬戶余額、刺激出口等措施能夠減少突然中斷對經濟的負面影響⑩。李芳和盧璐（2017）基于擴展的IS—MP模型對國際資本結構進行分析后發現，在發生突然中斷后，一國對外負債中FDI的占比與經濟增長之間呈現倒U型關系，因此新興市場經濟體可以通過調整投資對利率的敏感度和凈出口對收入的敏感度來提高自身應對突然中斷帶來的負面影響{11}。

創新是經濟增長的重要推動力。Romer（1986）認為研發（R&D;）是技術進步存在的必要條件，根據內生增長模型，一國通過知識積累和人力資本積累，在研發中產生技術進步，從而使經濟保持長期增長{12}。隨后他通過實證研究證實了技術進步是大多數發達國家經濟增長的決定因素{13}。Grossman和Helpman（1991）{14}，Aghion和Howitt（1992）{15}的研究也強調了創新對經濟的驅動作用，他們認為R&D;和技術創新才是驅動經濟增長的引擎，廠商為獲得壟斷利潤不斷增加R&D;支出，這又增加了知識存量從而推動了技術創新，技術創新又進一步推動了新產品和新方法的實現，進而促進了經濟增長。Rosenberg（2004）在總結了美國不同經濟學家的研究后得出結論：在美國19世紀后期到20世紀中葉的經濟發展中，資本和勞動的投入僅能解釋美國經濟產出增長的15%，其他不能解釋的85%主要來自于技術創新，因此，技術創新是高度工業化國家中產出增長的最主要驅動因素{16}。Dhouha和Ghazi（2014）對1995—2006年的17個地中海國家的研究也得出了相同的結論，即創新投入和創新產出對經濟增長具有正面效應{17}。國內學者龔六堂和嚴成樑（2013）研究了中國的經濟增長{18}，在肯定了創新與經濟增長的正向關系后提出中國應該減少物質資本投資，增加R&D;投資，尤其是增加對基礎研究的投入，加快經濟由投資驅動向創新驅動轉型{19}。

后來有少數學者開始關注危機或者經濟沖擊背景下技術創新與經濟增長的關系，但是這些研究一般都是針對微觀經濟主體或單個國家，從國際角度來考察技術創新與長期經濟增長關系的文獻還比較少。如Archibugi、Filippetti和Frenz（2013）通過對2500家英國企業2005—2008年數據的研究發現，為應對經濟沖擊的不利影響，企業應該將經營戰略的重點放在產品開發和市場發展上，以維持自身發展的穩定{20}。

通過文獻梳理，我們可以得出兩點結論：第一，對新興市場國家來說，突然中斷是一種頻繁出現的經濟沖擊，其發生會導致經濟衰退。第二，技術創新對經濟增長具有正面效應，在經濟下行時期，創新水平更高的企業能夠更好地維持自身的發展。那么，是否可以推論：當發生突然中斷時，技術創新水平更高的國家能維持更穩定的經濟增長呢？現有研究尚未對此給出答案，本文將嘗試回答此問題。

二、突然中斷與技術創新的產出效應

本文擬從四部門國民收入構成角度來分析突然中斷和技術創新的產出效應。現有文獻對突然中斷產出效應的理論分析主要是基于Reinhart 和Calvo（2000）提出的凱恩斯效應 {21}和債務——通縮效應{22}，這兩種效應都是從企業投資和生產角度進行闡釋，忽略了經濟體中的其他參與者，也無法納入技術創新的影響。關于技術創新對產出的影響，Romer（1990）、Grossman 和Helpman（1991）、Aghion和Howitt（1992）等經濟學家提出了“R&D; 驅動的經濟增長理論”，但其理論前提是封閉經濟，本文探討的是開放經濟條件下突然中斷與技術創新的產出效應，它與封閉經濟下的影響渠道并不完全一致。在開放經濟的宏觀經濟學中，一個經濟體的產出由消費（C）、投資（I）、政府購買（G）和凈出口（CA）構成，因此，本文擬基于此框架并結合突然中斷的基礎效應，從消費、投資、政府支出和對外貿易四個渠道來分析突然中斷和技術創新對產出的影響。

1. 消費渠道

突然中斷產出效應的消費渠道可以簡單地描述為：發生突然中斷→消費者的收入下降或預期收入下降→消費需求下降→經濟總產出下降。

消費與人們的可支配收入（Yd）相關，消費函數的表達式可以簡寫成：

C=C（Yd）（1）

突然中斷會對家庭收入及人們的收入預期造成影響，進而影響家庭部門的消費決策。突然中斷的發生使家庭實際財富受損和預期工作收入減少，而實際財富和工作收入的減少降低了消費需求，消費需求的收縮引起經濟產出的下降，從而給經濟增長帶來負面影響。當考慮技術創新這一因素后，技術創新對收入和消費行為都會產生影響。技術創新通過提高勞動生產率降低單位產品價格，使產品和服務的可獲得性較之前有所提升，特別是非必需品的技術創新，大大降低了非必需品的價格，為廣大消費者帶來更高水平的效用。技術創新提高了生產力水平，同樣的生產要素投入能夠帶來更多更好的產品與服務，創造出更多財富，提高人們的實際收入水平，進而對居民的消費能力產生巨大的影響。

技術創新通過產生新產品、新消費的方式促進消費創新。在一定程度上，檢驗技術創新是否成功的標志就是產品或者新的生產模式是否為消費者所接受。在市場競爭日益激烈的情況下，創造出符合消費潮流、提升消費者滿意度的產品是企業投資創新活動的重要動因。因為創新型產品在市場中相對更具有競爭力，需求的價格彈性相對較小，當發生突然中斷，人們的實際收入或預期收入下降而不得不削減消費時，首先會減少對價格彈性大的產品的需求，保持對價格彈性較小產品的需求。因此，創新型產品能維持更穩定的國內外市場份額，從而使本國受到的產出影響更小。

2. 投資渠道

投資是為未來使用而購買的產品，突然中斷最顯著的表現就是流通中的貨幣資金變少，流動性收縮引起利率上升，投資減少，進而造成產出下降，這就是前文所述的突然中斷的“凱恩斯效應”。

企業增加或減少固定資產投資的決策取決于資本的邊際成本和邊際收益之間的差額，當資本的邊際收益大于邊際成本，企業認為追加投資是有利可圖的，便會加大對固定資產的投資；反之，則會減少投資。本文用利率（r）和托賓q值分別代表資本的邊際成本和邊際收益，投資函數可以寫為：

I=I（r，q）（2）

突然中斷使得流通中的貨幣減少，利率上升，增加企業的借款成本。企業在面臨重大的債務壓力時會減少對固定資產的投資，擱置大量的在建項目和計劃投資項目的投入，以及調整企業在日常經營和投資項目上的投資權重來維持企業在面臨資金緊缺情況下的正常運營，從而對實體經濟造成負面影響。根據托賓q理論，企業根據q值與1的大小對比來作出投資決策。q值的計算如式（3）所示，當q值大于1時，股市對已安裝資本的估值大于其重置成本，企業會增加投資以提高自身的市場價值；反之，則不再投資，產出下降。

q = ■ （3）

從經濟周期角度來看，技術創新具有周期性特征。對創新投資主體來說，創新投入主要受現金流和機會成本的制約，現金流通常與經濟周期正相關，機會成本可以用投資的邊際收益與邊際成本的差額來衡量。現金流效應導致研發投入具有順周期特點{23}，機會成本效應則使研發投入呈現逆周期特征{24}。因為研發投入的投資周期較長，未來收益不明確，但是一旦成功，可以通過專利保護來獲得一段時期的壟斷收益和專利使用收入，并有可能迅速擴大市場份額。

突然中斷發生前，大量的國際資本涌入使得市場呈現供需兩旺的狀態，企業進行生產性投資將快速產生回報，進行研發投資的機會成本則較高。突然中斷發生后，由于貨幣供給減少和社會總需求下降，如果企業仍進行生產，得到的回報將較低，而投資于研發活動的機會成本則相對變小。因此，企業對技術創新活動的投資將呈現逆周期關系，即在經濟低迷時期進行研發投入，以提高企業未來的核心競爭力，這種逆周期特點可以對沖突然中斷的部分負向產出效應。

3. 政府支出渠道

政府支出不僅指政府購買的產品和服務，還包括政府投資和轉移支付。在經濟低迷期，政府支出作為拉動需求的有效手段已經得到了驗證，但是，政府支出也要受限于政府收入和融資能力。突然中斷產出效應的政府支出渠道可以概括為：發生突然中斷→政府稅收收入和出售國債收入均減少→政府不得已削減支出→經濟總產出下降。

然而，與傳統經濟理論普遍倡導的“小政府”不同，新興市場國家的政府大多具有“有為政府”的特征，政府支出除了維持政府日常運轉外，還以推動和維持經濟的穩定增長為目標。為了提高一國的綜合競爭力，政府部門在促進技術創新能力提高方面是責無旁貸的，政府部門介入技術創新活動的方式有稅收刺激、政府采購政策以及專利保護政策等等。如前所述，企業的創新投入與經濟周期的關系既可以是逆周期的也可以是順周期的，實證研究發現那些現金流充裕的企業其創新投資是逆周期的，而對于大多數企業來說因為受融資約束，創新投資一般都是順周期的。發生突然中斷后，私人部門面臨融資約束，如果政府部門可以對研發投入進行補貼，就可以在一定程度上緩解企業創新投入的順周期，熨平經濟波動。對于創新程度更高的國家來說，政府的財政狀況往往更好，內外部融資能力也更強，更有可能進行這種逆周期的操作，這既有利于培養經濟的持續增長能力，也有利于維護短期的宏觀經濟穩定。

4. 對外貿易渠道

一國經常賬戶余額（CA）可以看作是一國出口（EX）與進口（IM）的差額，它主要與兩個因素相關：本國貨幣的實際匯率和本國居民的可支配收入。用E代表名義匯率，P*和P分別表示外國和本國的價格水平，本幣的實際匯率是名義匯率經兩國的價格指數調整后的值，表達式可以寫為：

CA=EX-IM=CA（E■，Yd）（4）

假定馬歇爾—勒納條件成立且進出口商品的供給具有充分彈性，出口除了與外國居民的可支配收入相關外，還與本幣實際匯率相關，外國價格水平P*越高（或本國價格水平P越低），名義匯率E越高（本幣貶值），出口越多，越有利于本國經常賬戶的改善；進口則與本國居民的可支配收入正相關，與實際匯率負相關。

在發生突然中斷前，經濟體吸收了大量的國際資本流入，金融賬戶有巨額凈流入，在不考慮誤差與遺漏的情況下，本幣升值，本國價格水平上升，經常賬戶出現逆差；當發生突然中斷時，國際資本凈流入減少，金融賬戶的盈余大量減少，本幣貶值，經常賬戶逆差收窄。經常賬戶的狀況反映了國內總需求的狀況，經常賬戶逆差減少主要是源于國內總需求的下降，或者說產出的下降。

技術創新對進出口的影響表現在影響貿易品的規模和結構上，對規模的影響主要表現在技術創新提高了生產力，降低了單位產品的成本，能為國際市場提供更多的出口產品。假定外國價格水平不變，本國價格水平下降，這有利于增加出口，改善經常賬戶狀況。對結構的影響則是技術進步可以提高出口品的附加值，或者為市場提供全新的產品。Leontief（1953）首次在理論上揭示了貿易品的結構等同于要素的貿易結構{25}，Helpman（1999）在此基礎上納入了除資本和勞動以外的技術要素的研究，肯定了國家間的技術差異在解釋貿易結構中的重要性{26}。當發生突然中斷時，技術創新水平更高的國家其生產力水平也更高，即使資金投入減少，在規模經濟條件下產品的邊際成本很小，突然中斷對貿易品部門的產出影響不大；而且技術含量高的出口品的可替代性小，即使在進口國收入下降的情況下依然可以維持比較穩定的出口。對實行浮動匯率制度的國家而言，突然中斷帶來的本幣貶值可以提高該國產品在國際市場上的競爭力，有利于出口，可以彌補突然中斷給國內非貿易品部門帶來的產出侵蝕效應。

三、實證分析

1. 基本研究假設

前文已從消費、投資、政府支出和對外貿易四個渠道對突然中斷的產出效應進行了分析。突然中斷反映了國內外投資者對該國經濟現狀和預期的悲觀態度，會從不同渠道對經濟產生不利影響。因此，本文對突然中斷產出效應的基本假設是：

H1：突然中斷對經濟增長有顯著的負面影響。

從索洛增長理論開始，學者們對經濟增長源泉的認定逐步從資本、勞動力的增長轉向了對技術進步的研究，技術進步依賴技術創新。突然中斷作為一種短期的經濟沖擊，給各國經濟增長帶來的影響并不一致，技術創新水平更高的國家其經濟基本面更為穩定。據此，本文提出技術創新吸收突然中斷產出效應的基本假設是：

H2：技術創新能夠吸收突然中斷的負面影響，維持更穩定的經濟增長。

不同收入水平的國家所處經濟發展階段不同，收入水平較高的國家通常其研發投入占國民收入的比例較高，專利水平相應也較高。專利水平更高的國家其應對經濟沖擊的能力也可能更高，這種專利水平上的差距會導致對應國家在發生突然中斷時受到的影響也不一致。因此本文提出假設是：

H3：收入水平更高的國家其技術創新吸收突然中斷產出效應的能力更強。

2. 樣本及變量選取

本文的實證研究以新興市場國家為對象，因為委內瑞拉的技術創新指標缺失嚴重，故剔除該國，實證研究的樣本國家為30個{27}。樣本區間設定為1996—015年，一方面是考慮到從20世紀90年代中后期突然中斷型的金融危機發生次數逐漸增多；另一方面是因為多數新興市場國家的技術創新數據從1996年開始才有完整的統計。

（1）被解釋變量。對于突然中斷產出效應的衡量主要是實際GDP增長率和實際人均GDP增長率。實際GDP增長率作為衡量一國經濟增長的代理變量，包含了一個國家總的經濟業績的基本情況，并且剔除了隱含的物價水平變化，在進行跨國比較時比名義GDP增長率更為科學。實際人均GDP增長率也具有實際GDP增長率的上述優點，而且能從人均角度對一國經濟增長的個體福利水平進行衡量。比如在中國、印度這樣的人口大國，經濟增長的速度很快，但這并不代表居民的生活水平得到了相應的提高。為保證實證結果的穩健性，本文同時使用實際GDP增長率和實際人均GDP增長率作為被解釋變量。

（2）解釋變量。突然中斷（SS）：虛擬變量，若發生突然中斷，取值為1；不發生則為0。

本文參考Calvo、Izquierdo和Mejia（2004）的標準，將突然中斷的判斷標準確定為：一國國際資本凈流入占名義GDP比重的降幅在1年內超過樣本均值的1個標準差以上；同時，國際資本凈流入的減少量超過名義GDP的5%{28}。假設某國i在第t年的資本凈流入為Fi，t，則該國在第t年的資本凈流入變化量為ΔFi，t=Fi，t-Fi，t-1，用Δfi，t=ΔFi，t/GDPi，t表示該國第t年國際資本凈流入占名義GDP的比重。當Δfi，t滿足式（5）時，判斷為突然中斷發生；當兩個判定標準中任意一個不滿足時，認為突然中斷未發生。其中，μ和σ分別為各國在樣本區間的Δfi，t的均值和標準差。

Δfi，t×（1-μ+σ）<0Δfi，t+0.05<0（5）

根據上述標準，基于數據的可得性，計算30個新興市場國家1996—2015年共20年時間內發生的突然中斷，有效數據為599條，其中共發生了50次突然中斷，比例約為8.35%。按世界銀行的收入標準，高收入和中高收入國家一共發生了41次突然中斷，占比82%{29}。

技術創新水平（Inn）：用衡量技術創新水平的產出指標——每億美元GDP的居民專利申請量作為代理變量。選擇該指標主要有三點理由：一是因為投入指標存在較長時期的滯后效應，有研發投入并不意味著一定有成功的研發產出，故選擇產出指標；二是考慮到專利授權量受政府專利部門人為因素的影響較大，故選擇專利申請量；三是因為各國的經濟規模也會影響技術創新水平，故選擇更具有可比性的相對量指標。

（3）控制變量。參考Edwards（2004）、梁權熙和田存志（2011）的研究，對影響新興市場國家經濟增長的以下變量進行控制。

通貨膨脹水平（Inf）：用消費者價格指數來衡量。消費者價格指數的變化率代表了消費者每年為獲得同樣的商品和服務所付出的不同價格之間的變化率，即購買力水平的變化。

固定資本形成水平（CF）：以固定資本形成總額占GDP的比重表示。固定資本形成作為新興市場國家經濟增長的重要推動力之一，代表了一國的資本形成情況。

貿易開放水平（IO）：用進出口總額占GDP的比重表示。這一比率代表了一國參與國際貿易程度的高低，新興市場國家與世界貿易的發展緊密相連，國際貿易在新興市場國家經濟增長中的貢獻度不容忽視。

外商直接投資水平（FDI）：以外商直接投資額占GDP的比重衡量。外商直接投資水平一定程度上代表了國際投資者對該國經濟走勢的看法，也是影響新興市場國家經濟增長的一股重要力量。

政府消費水平（GC）：用政府最終消費占GDP的比重衡量。政府支出通過政府支出乘數對經濟增長起作用，適度的政府支出有利于經濟增長，過度的政府支出則可能會妨礙經濟增長。

上述解釋變量和控制變量均為名義值，數據分別來自國際貨幣基金組織的國際金融統計數據庫（IFS）、世界銀行的世界發展指標數據庫（WDI）與世界知識產權組織數據庫（WIPO），具體見表1。

表1 變量列表示

3. 構建實證模型

本文數據類型為面板數據，借鑒前人在驗證突然中斷產出效應時所選取的固定效應模型，本文將基本計量模型突然中斷的產出效應模型設定如下：

Yi，t=α0+α1SSi，t+rXi，t+μi+θt+εi，t（6）

式（6）中，Yi，t為被解釋變量，SSi，t為突然中斷虛擬變量；Xi，t表示所有控制變量；μi用來控制各個國家的個體效應；θt用來控制時間效應；εi，t為隨機誤差項。

為考察技術創新對突然中斷產出效應的吸收作用，在式（6）中引入技術創新的代理變量Inni，t該變量與突然中斷的交互項SSi，t×Inni，t，用于捕捉技術創新的吸收作用。模型如式（7）：

Yi，t=α0+α1SSi，t+α2Inni，t+α3SSi，t×Inni，t+rXi，t+μi +θt +εi，t（7）

本文的數據處理均采用stata14.0進行。

4. 全樣本實證結果及分析

表2報告了各變量的描述性統計結果，變量中除Inf（通貨膨脹水平）和IO（貿易開放水平）外，其他變量的標準差均不超過10，而Inf和IO的標準差達到了44.920和42.065，在進一步研究前將對這兩個變量進行縮尾處理，以降低離群值對實證結果的影響。

為避免偽回歸，本文還計算各變量的Pearson相關系數和方差膨脹因子（Variance Inflation Factor，VIF），Pearson系數較大的為0.400和0.344，其余都在0.1左右，VIF均小于2，說明各變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

表2 變量的描述性統計

（1）突然中斷的產出效應。表3為控制了影響經濟增長的一些因素后突然中斷的產出效應結果，為了增強實證結果的有效性和可信度，在普通固定效應模型的基礎上，本文還加入了穩健標準誤的固定效應模型以進一步減少異方差和自相關；并將被解釋變量換成人均實際GDP增長率。

從回歸結果看，突然中斷（SS）的系數在1%的水平上顯著為負，數值分別達到4.267和4.169。這說明對于新興市場國家而言，發生突然中斷后，實際GDP增長率下降了4.267個百分點，人均實際GDP增長率下降了4.169個百分點，這一實證結果與研究假設H1相符。

表3 突然中斷的產出效應

注：***、**和*分別表示顯著水平為1%、5%和10%，括號內為t值；“fe”表示固定效應模型，“fe_r”表示加入了穩健標準誤的固定效應模型。

表4 技術創新吸收突然中斷產出效應的結果

注：***、**和*分別表示顯著水平為1%、5%和10%，括號內為t值；“fe”表示固定效應模型，“fe_r”表示加入了穩健標準誤的固定效應模型。

從控制變量的結果看，通貨膨脹水平（Inf）與經濟增長呈現顯著負相關關系，說明物價上漲會對經濟增長造成負面影響，物價水平的攀升反映了該國貨幣實際購買力的下降，購買力下降使得人均實際財富下降，經濟增長減緩甚至衰退。固定資本形成水平（CF）和外商直接投資水平（FDI）都與經濟增長顯著正相關，說明投資拉動經濟增長的效果對新興市場國家較為顯著。政府消費水平（GC）對經濟增長的促進作用不但不存在，甚至顯著為負，這一結果可能是因為新興市場國家的政府消費水平過高，對經濟增長產生了“擠出效應”。貿易開放水平（IO）雖然不顯著，但也顯示對一國經濟增長具有正向影響，與期望基本相符。

（2）技術創新對突然中斷產出效應的吸收作用。表4報告了技術創新吸收突然中斷產出效應的結果。從回歸結果看出，突然中斷變量（SS）的系數顯著為負，技術創新水平系數顯著為正，技術創新水平與突然中斷的交互項系數顯著為正，證明假設H2是成立的。交互項的系數方向與預期相符，在發生突然中斷時，每億美元GDP對應的專利申請量增加1件，對吸收突然中斷產出效應從而促進經濟增長的作用達到0.618個百分點，說明在發生突然中斷時，技術創新確實可以在一定程度上吸收突然中斷對經濟增長的負面影響。各控制變量的結果與前文基本一致，不再重復解釋。

5. 分樣本實證結果及分析

為驗證假設H3，需先將全部樣本分為低收入樣本國和高收入樣本國。世界銀行按照人均收入水平將各個國家劃分為四個類別：低收入國家、中低收入國家、中高收入國家和高收入國家。因為本文樣本中不存在低收入國家，統計顯示中低收入國家和中高收入國家的創新強度均值非常接近，故將中低收入和中高收入國家合并為低收入國，高收入國家單列。

表5是分組回歸的結果，全部樣本國在遭遇突然中斷時經濟增長的表現幾乎沒有差別，低收入國SS的系數為-4.257，高收入國SS的系數為-4.292，僅相差0.035，均在1%的水平下顯著，可見突然中斷對新興市場國家的產出影響整體較為平均。技術創新水平的系數均為正，在0.2左右，說明對于新興市場國家而言，不管國家收入水平如何，技術創

表5 分樣本回歸結果

注：***、**和*分別表示顯著水平為1%、5%和10%，括號內為t值；“fe”表示固定效應模型，“fe_r”表示加入了穩健標準誤的固定效應模型。

新對經濟增長的促進作用是一致的。但是，技術創新與突然中斷交互項的系數卻差距較大，高收入樣本國的交互項系數為1.096，低收入樣本國的系數僅為0.395，系數差異基本符合假設H3的預期，說明技術創新水平更高的國家有更強勁的經濟增長，其應對負向經濟沖擊的能力也更強。

四、結論與政策建議

本文運用30個新興市場國家1996—2015年的數據，使用面板模型分析了突然中斷的產出效應和技術創新吸收突然中斷產出效應的作用，并將新興市場國家分為高收入國家和低收入國家進行了分組回歸，得出以下三點結論：第一，突然中斷對經濟產出具有顯著的負面影響。突然中斷通過消費、投資、政府購買以及對外貿易渠道對整體經濟造成負面影響，突然中斷的發生會導致新興市場國家當年的經濟增長下降約4.2%，產出效應不容忽視。第二，技術創新可以吸收突然中斷的負向產出效應。在發生突然中斷時，每億美元GDP對應的專利申請量增加1件，對吸收突然中斷產出效應從而促進經濟增長的作用達到0.618個百分點。第三，技術創新對突然中斷產出效應的吸收作用在高收入國家表現得更好。通過對不同收入水平國家的分組回歸分析發現，在發生突然中斷時，高收入國家的技術創新對突然中斷產出效應的吸收作用要大大高于低收入水平國家。

2014年以來，我國國際收支平衡表中金融賬戶下的各子賬戶經常出現逆差，而且變化幅度較大，反映出我國國際資本流動形勢多變，發生突然中斷的可能性一直存在。我國已是全球第二大經濟體，宏觀經濟的穩定對全球亦有舉足輕重的意義，突然中斷作為一種貨幣危機會對一國經濟增長造成負面影響，而技術創新對該負面沖擊具有吸收作用，各國除采取措施預防突然中斷外，還可以通過對技術創新的投入與支持，來維持經濟的穩定增長。創新活動是企業降低經營成本、提高核心競爭力的關鍵，決定企業經營發展的成敗{30}。針對我國資本流動現狀以及技術創新熱潮的背景，本文提出以下三點建議：

第一，配合資本開放進程設立監督和預警機制，實現動態監管，必要時進行資本管制。不管從國際環境還是我國自身發展需求來看，資本賬戶的開放進程均不可逆轉，然而，資本賬戶的開放也使得我國更易遭受別國或者國際經濟、金融危機的傳染，尤其是短期國際流動資金，這些資金主要參與證券市場、外匯市場和房地產市場，給監管帶來很大的挑戰。這些資金頻繁地流入流出，給流入國的宏觀經濟穩定造成極大的負面影響。因此，建立科學合理的資本賬戶監管和預警機制能夠從源頭上把控風險，在不能幸免于難時，我國應該提前掌握風險敞口，有針對性地制定監管行動計劃，分配監管資源，實現動態監管。

第二，加強與主要發達經濟體在貨幣政策方面的交流，維持我國宏觀經濟穩定。雖然我國暫時還沒有發生年度的突然中斷，但是，從其他新興市場國家發生突然中斷的歷史經驗來看，國際資本流動方向的頻繁變動與主要發達經濟體推行的貨幣政策緊密相關。一般來說，當發達經濟體醞釀退出量化寬松政策時，新興市場經濟體會遭遇國際資本的大幅流出。由三元悖論可知，一個經濟體不可能同時擁有自由的資本流動、獨立的貨幣政策和固定匯率，在受到發達經濟體貨幣政策吸引資本回流的情況下，新興市場經濟體不能坐以待斃，需制定相應的貨幣政策或提前搭配其他政策以應對這一沖擊。

第三，提高技術創新水平，加強科技供給，堅定科技強國的發展目標，推動我國從貿易大國向貿易強國轉變。具體來說，我國首先應該優化外貿結構，抓住發達國家產業轉移的機遇，注重涉及高新產業的高質量外資引進，推動提升外貿結構所需的設施建設與完善。在發揮比較優勢的基礎上，根據我國要素稟賦結構的變化，適時推進產業結構調整，發展資本密集型和技術密集型貿易，實現貿易強國的追求。

注釋：

① 韓劍、陳繼明、李安娜：《資本流入激增會誘發突然中斷嗎？——基于新興市場國家的實證研究》，《金融研究》2015年第3期。

② C. M. Reinhart and G. A. Calvo， When Capital Inflows Come to a Sudden Stop： Consequences and Policy Options， MPRA Paper， 2000， pp.175-201.

③ G. A. Calvo and E. Talvi， Sudden Stop， Financial Factors and Economic Collapse in Latin America： Learning from Argentina and Chile， NBER Working Papers， 2005，

pp.119-150.

④ S. Edwards， Financial Openness， Sudden Stops and Current Account Reversals，American Economic Review， 2004， 94（2）， pp.59-64.

⑤ S. Edwards， Crises and Growth： A Latin American Perspective， Journal of Iberian and Latin American Economic History， 2007， 25（1）， pp.19-51.

⑥ G. A. Calvo， A. Izquierdo and L. F. Mejía， Systemic Sudden Stops： The Relevance of Balance-Sheet Effects and Financial Integration， NBER working paper， 2008， No.14026.

⑦ T. J. Kehoe and K. J. Ruhl， Sudden stops， Sectorial Reallocations and the Real Exchange Rate， Journal of Development Economics， 2009， 89（2）， pp.235-249.

⑧ M. M. Hutchison and Noy， Ilan， Sudden stops and the Mexican Wave： Currency Crises， Capital flow Reversals and Output Loss in Emerging Markets， Journal of Development Economics， Elsevier， 2006， 79（1）， pp.225-248.

⑨ G. A. Calvo， Capital Markets and the Exchange Rate： With Special Reference to the Dollarization Debate in Latin America， Journal of Money Credit & Banking， 2001， 33（2）， pp.312-34.

⑩ 鄭璇、羅明銘：《國際資本流動突然中斷與貨幣危機——基于新興市場國家的證據》，《財經科學》2016年第4期。

{11} 李芳、盧璐：《資本流動突然中斷對不同負債結構國家的經濟影響》，《國際金融研究》2017年第3期。

{12} P. Romer， Increasing Returns and Long-run Growth， Journal of Political Economy， 1986， 94， pp.1002-1037.

{13} P. Romer， Endogenous Technological Change， Journal of Political Economy， 1990， 98， pp.71-102.

{14} G. M. Grossman and E. Helpman， Endogenous Product Cycles， Economic Journal， 1991， 101（408）， pp.1214-1229.

{15} P. Aghion and P. Howitt， A Model of Growth Th-rough Creative Destruction， Econometrica， 1992， 60， pp.323-51.

{16} Rosenberg， Nathan， Innovation and Economic Gro-wth， 2004， OECD， pp.1-6.

{17} G. B. Dhouha and Melliti Ghazi， The Impact of Technological Innovation on Economic Growth： The Case of Mediterranean Countries， The Marcotheme Review， 2014， 3（1）， pp.84-126.

{18} 嚴成樑、龔六堂：《R&D;規模、R&D;結構與經濟增長》，《南開經濟研究》2013年第2期。

{19} 龔六堂、嚴成樑：《我國經濟增長從投資驅動向創新驅動轉型的政策選擇》，《中國高校社會科學》2014年第2期。

{20} D. Archibugi， A. Filippetti and M. Frenz， The Impact of the Economic Crisis on Innovation： Evidence From Europe， Technological Forecasting & Social Change， 2013， 80（7）， pp.1247-1260.

{21} 凱恩斯效應實際是一種利率傳導機制。突然中斷的直接表現是國內貨幣供給減少引起利率升高，利率提高導致投資減少，進而產出減少。貨幣供給減少還會導致證券價格下跌，上市公司q值下降，公司減少投資；也會使銀行存款和可貸資金減少，融資約束上升，投資下降。突然中斷通過利率、資產價格和銀行信用這三大渠道影響總需求，最終導致產出下降。

{22} 債務——通縮效應是歐文·費雪為解釋美國20世紀30年代的經濟蕭條而提出的，也可以用來解釋突然中斷的經濟影響。對于發生突然中斷的國家來說，危機前的資本流入熱潮將該國經濟推向過熱，企業出現“過度負債”和“過度投資”等非理性繁榮。一旦突然中斷發生，利率上升導致企業債務負擔加重，債務違約率上升造成信用緊縮，企業只能低價拋售其商品或資產，從而引發經濟衰退。

{23} Barlevy， Gadi， On the Cyclicality of Research and Development， American Economic Review， 2007， 97（4）， pp.1131-1164.

{24} P. Aghion， M. Angeletos， A. Banerjee and K. Manova， Volatility and Growth： Financial Development and the Cyclical Composition of Investment， Journal of Monetary Economics. 2010， （57）， pp.246–265.

{25} W. Leontief， Studies in the Structure of the American Economy， Oxford University Press， 1953， p.561.

{26} Helpman， Elhanan， The Structure of Foreign Trade， Journal of Economic Perspectives， 1999， 13（2）， pp.121-144.

{27} 30個新興市場國家為：阿根廷、埃及、愛沙尼亞、巴基斯坦、巴西、保加利亞、波蘭、俄羅斯、菲律賓、哥倫比亞、韓國、捷克、拉脫維亞、立陶宛、羅馬尼亞、馬來西亞、秘魯、摩洛哥、墨西哥、南非、斯諾伐克、泰國、土耳其、烏克蘭、匈牙利、以色列、印度、印度尼西亞、智利、中國。委內瑞拉雖為新興市場國家，但因數據缺失不在樣本中。

{28} G. A. Calvo， A. Izquierdo and L. F. Mejía， On the Empirics of Sudden Stops： The Relevance of Balance-sheet Effects， NBER working paper， 2004， No.10520.

{29} 因篇幅所限，未列示突然中斷發生國家名稱及年份，讀者如需詳細數據可聯系作者索取。

{30} 谷豐、張林、張鳳元：《生命周期、高管薪酬激勵與企業創新投資——來自創業板上市公司的經驗證據》，《中南財經政法大學學報》2018年第1期。

作者簡介：李芳，中南財經政法大學金融學院副教授，湖北武漢，430073；練丹丹，中南財經政法大學金融學院，湖北武漢，430073；盧逸揚，美國范德堡大學文理學院數學系，美國田納西州納什維爾市，37235。

（責任編輯 陳孝兵）