創(chuàng)新水平對電信設(shè)備企業(yè)出口影響的實(shí)證研究

陸艷+劉天悅+李楠

摘要： 本文使用中國電信設(shè)備企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，首先運(yùn)用固定效應(yīng)模型與隨機(jī)效應(yīng)模型，實(shí)證檢驗(yàn)了影響中國電信設(shè)備企業(yè)出口的因素。然后考慮到企業(yè)出口決定和出口量是兩個(gè)相互聯(lián)系的過程，我們采用Heckman兩步選擇模型進(jìn)行估計(jì)發(fā)現(xiàn)：創(chuàng)新水平、人均工資、人均產(chǎn)出、以及宏觀經(jīng)濟(jì)政策對中國電信設(shè)備企業(yè)的出口增加決定和出口增加都存在顯著為正的影響。

Abstract： This article uses the panel data of 1998-2007 of Chinese telecom equipment companies to examine the factors that affect the exports of Chinese telecom equipment companies. After using the fixed effects model and random effects model， this article utilizes Heckman two-step selection model to estimate in order to get more reliable results for taking into account two interrelated processes between the export decision and export volume. The results have shown that： the change in the level of innovation， per capita wage， per capita output and macroeconomic policies have a significant positive impact on the exports increase decision and exports increase of Chinese telecom equipment companies.

關(guān)鍵詞： 創(chuàng)新水平；電信設(shè)備企業(yè)；赫克曼兩步選擇模型

Key words： the level of innovation； telecom equipment companies；Heckman two-step selection model

中圖分類號(hào)：F752.62 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1006-4311（2014）25-0008-03

0 引言

全球范圍內(nèi)，電信設(shè)備出口的增長率遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于全球經(jīng)濟(jì)和貿(mào)易的增長率。整個(gè)電信設(shè)備市場中出口約占三分之一，而且該比例還在繼續(xù)增長。中國要從貿(mào)易大國走向貿(mào)易強(qiáng)國行列，勢必要在電信設(shè)備出口上有所作為。面對全球電信設(shè)備市場的競爭，電信企業(yè)亟需將理論分析應(yīng)用到實(shí)踐中去。本文即是從企業(yè)層面探析影響電信設(shè)備出口的因素，以服務(wù)于電信設(shè)備制造商，使得經(jīng)濟(jì)個(gè)體效益最大化，進(jìn)而使得整個(gè)社會(huì)幸福最大化。

本文僅僅就筆者認(rèn)為重要的幾個(gè)影響電信設(shè)備出口的因素——?jiǎng)?chuàng)新水平是否與出口正相關(guān)進(jìn)行實(shí)證分析。

1 文獻(xiàn)綜述

1.1 世界電信產(chǎn)業(yè)體制和中國電信業(yè)現(xiàn)狀

世界電信產(chǎn)業(yè)體制依次經(jīng)歷了壟斷經(jīng)營、國內(nèi)競爭和全球競爭三個(gè)階段：

①從1878年電話技術(shù)投入商用至20世紀(jì)80年代初的百年期間，世界電信業(yè)處于壟斷經(jīng)營階段。

②20世紀(jì)80年代初期到90年代中期，電信業(yè)的體制改革首先在發(fā)達(dá)國家興起并逐步向世界范圍擴(kuò)展。

③20世紀(jì)90年代后期至今，發(fā)達(dá)國家電信運(yùn)營業(yè)開始嘗試將競爭由國內(nèi)引向國際。

我國電信產(chǎn)業(yè)的發(fā)展起步較晚。在20世紀(jì)80年代之前，電信產(chǎn)業(yè)長期落后于國際社會(huì)，也大大滯后于國民經(jīng)濟(jì)的其他部門；改革開放后，國民經(jīng)濟(jì)進(jìn)入了發(fā)展的新時(shí)期，同時(shí)電信產(chǎn)業(yè)也進(jìn)入了快速發(fā)展的階段。我國電信產(chǎn)業(yè)經(jīng)過80年代中后期的全面建設(shè)，90年代的持續(xù)高速增長，目前己經(jīng)成為國民經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)。

1.2 文獻(xiàn)回顧

絕大部分相關(guān)文獻(xiàn)認(rèn)為出口與創(chuàng)新存在顯著的正比例關(guān)系。如張杰等（2008）對大規(guī)模企業(yè)分析，得出創(chuàng)新研發(fā)使其出口動(dòng)機(jī)較強(qiáng)。謝勇（2011）研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新持續(xù)、強(qiáng)勁地推動(dòng)了出口商品結(jié)構(gòu)升級(jí)。吳啟、余官勝（2011）發(fā)現(xiàn)技術(shù)引進(jìn)額與出口總量之間呈正向關(guān)系，相互促進(jìn)；但是，當(dāng)期技術(shù)創(chuàng)新并沒有積極地促進(jìn)出口貿(mào)易。王勇（2007）提出從長期來看，技術(shù)創(chuàng)新后形成綠色產(chǎn)品，起到促進(jìn)產(chǎn)品出口的作用。賀佳敏（2008）指出在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)中，對出口影響最顯著的是科研創(chuàng)新。楊汝岱（2008）認(rèn)為技術(shù)升級(jí)積極影響行業(yè)出口增長。周叔蓮等（2003）認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新是影響高技術(shù)行業(yè)出口能力的重要因素。而郭晶等（2010）認(rèn)為高技術(shù)制造業(yè)出口復(fù)雜程度越來越高的主要?jiǎng)恿碓床皇羌夹g(shù)創(chuàng)新而是經(jīng)濟(jì)增長。羅芳（2010）研究結(jié)果表明，企業(yè)對外部知識(shí)（產(chǎn)品創(chuàng)新與工藝創(chuàng)新）的搜索深度和企業(yè)出口比重是負(fù)相關(guān)的。

2 實(shí)證研究

2.1 固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型

根據(jù)本文的研究目的，建立如下方程：

exportit=β0+β1 new_productratio +β2foreign_ratio+β3 state_ratio +β4wage+μit （1）

變量介紹與數(shù)據(jù)來源：

①創(chuàng)新水平變量。

用新產(chǎn)品產(chǎn)值在總產(chǎn)出的比重量度創(chuàng)新水平，為dnew_productratio。

②資本占比變量。

包括外資占比變量（foreign_ratio）與國有資本占比變量（state_ratio），反映資本占比對企業(yè)出口增加決定和擴(kuò)大出口的影響。

③企業(yè)特征變量——人均工資變量（wage）和人均產(chǎn)出變量。

Roberts and Tybout（1997）發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力質(zhì)量對企業(yè)出口行為也存在著重要影響。而本文的樣本中，缺少直接度量勞動(dòng)力質(zhì)量的良好指標(biāo)。因此，借鑒一般文獻(xiàn)的做法，我們采用企業(yè)勞動(dòng)力平均工資來代理其勞動(dòng)力質(zhì)量。因?yàn)椋话愣?，受教育程度越高，從而勞?dòng)力質(zhì)量越高的員工會(huì)獲得更高的工資。

另外，企業(yè)產(chǎn)出水平可能對其出口增加的行為存在著影響，因此我們引入了企業(yè)的人均產(chǎn)出改變量（output）反映企業(yè)產(chǎn)出能力的改變。

表1 FE和RE回歸結(jié)果

■

FE的估計(jì)結(jié)果顯示，除state_ratio變量外，其他解釋變量對電信設(shè)備出口都有顯著的影響，new_productratio、foreign_ratio和wage的系數(shù)符號(hào)都為正，表明創(chuàng)新水平越高、外資占比越高、工資水平越高的企業(yè)，電信設(shè)備出口水平也越高。聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)的瓦爾德（Wald）統(tǒng)計(jì)量也顯示了顯著性的結(jié)果。

隨機(jī)效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果顯示，new_productratio和wage兩個(gè)RE估計(jì)量與FE估計(jì)量基本上是一致的，而其他幾個(gè)變量的影響則與隨機(jī)效應(yīng)模型有了較大的差異。在不考慮樣本選擇偏誤的情況下，用豪斯曼檢驗(yàn)RE或FE方法較好。由卡方檢驗(yàn)可知，我們應(yīng)該拒絕原虛擬假設(shè)，這樣對電信設(shè)備出口的影響應(yīng)該采用FE模型。

2.2 赫克曼兩階段模型

2.2.1 赫克曼兩階段模型設(shè)定

由于回歸中所含的樣本中僅是那些因具有較高的生產(chǎn)率而在競爭中存活下來的，那些因有較低的生產(chǎn)率而倒閉或退出市場的企業(yè)并沒有包括在回歸樣本中。這樣，由于忽略了企業(yè)從市場的進(jìn)入和退出因素，樣本的選擇自然就是非隨機(jī)的，回歸得出的結(jié)果也就難免有偏。同時(shí)考慮到影響企業(yè)作出增加出口量的決策和出口量增加的因素是不相同的這個(gè)問題，選擇Heckman二階段模型。

第一步，根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論和相關(guān)文獻(xiàn)對中國電信設(shè)備企業(yè)作出出口增加決定的概率設(shè)計(jì)出一個(gè)模型，然后通過模型統(tǒng)計(jì)估算得出的結(jié)果預(yù)測考察企業(yè)出口增加決定的概率。

第二步，因差分掉僅有1年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的企業(yè)而導(dǎo)致的樣本選擇偏誤，修正自選擇行為，將企業(yè)出口增加決定的概率加到原來的模型中去，作為一個(gè)額外的解釋變量來估算企業(yè)出口量增加之間的相關(guān)關(guān)系。由此，建立如下兩個(gè)待估計(jì)的方程：

dy*it = dxit β + μit （出口強(qiáng)度的增量方程）（2）

dy* it =dzit γ + vit （出口增加的決策方程）（3）

其中：

dyit = dy* it if ddit = 1

dyit = 0 if ddit = 0 （4）

ddit= 1 if dd*it>1

ddit = 0 if dd*it？燮0 （5）

（i=1，2，…67609 t=1998，1999，…2007）

根據(jù)本文的研究目的，我們建立如下兩個(gè)具體的相互融合方程： 出口增加的決策方程（6）和出口增量方程（7）：

probability_exportit= α + β1 dnew_productratio + β2 dforeign_ratio + β3 dstate_ratio + β4dwage + β5doutput+d07+ d06+ d03+ d02+ d01 +d00+uit （6）

dExport it = α +β1 dnew_productratio + β2 dforeign_ratio + β3 dstate_ratioβ+ β4dwage + β5doutput+d07+ d06+ d03+ d02+ d01 +d00+νit （7）

其中，probability_exportit是一個(gè)虛擬變量，當(dāng)?shù)趇個(gè)企業(yè)在時(shí)間t出口增加時(shí)，它的值取1，否則則取0；dExportit代表第i個(gè)企業(yè)在時(shí)間t出口交貨值的增量，它用來衡量企業(yè)出口增量；uit和vit都是隨機(jī)干擾項(xiàng)。考慮到企業(yè)擴(kuò)大出口的行為還可能會(huì)受到宏觀政策的影響，本文引入了時(shí)間變量進(jìn)行控制。本文將使用一個(gè)兩步的Heckman選擇模型對式（6）和式（7）進(jìn)行估計(jì)，第一步估計(jì)出口增加決定的概率，建立Probit回歸模型；第二步估計(jì)各因素對企業(yè)出口增量的影響。式（6）和式（7）中的解釋變量可以歸納為三類：

①創(chuàng)新水平改變量；

②資本占比改變量；

③企業(yè)特征改變量；

④時(shí)間變量。

考慮電信重組對電信設(shè)備企業(yè)出口的影響，加入了d00、d01、d02、d03、d06、d07等時(shí)間變量。

2.2.2 具體步驟與實(shí)證結(jié)果

第一步，

①建立電信設(shè)備企業(yè)出口增加決策的選擇模型并進(jìn)行Probit回歸。對電信設(shè)備企業(yè)選擇增加出口的概率進(jìn)行估計(jì)。

②建立差分模型。

消除個(gè)體效應(yīng)，把不隨時(shí)間改變的因素消除，控制宏觀政策因素，除了上述Probit模型中的解釋變量之外，結(jié)合電信重組的現(xiàn)實(shí)情況，增加年份變量。

第二步，

計(jì)算lamda，建立企業(yè)出口增加模型，并將lamda作為其中的一個(gè)解釋變量。

Probit回歸結(jié)果：

截距項(xiàng)-0.418表示，一家創(chuàng)新能力沒有提高、未增加外資與國資的比重、人均工資與人均產(chǎn)出保持不變的企業(yè)，預(yù)計(jì)會(huì)做出增加出口決定的概率。創(chuàng)新水平的提升在所有正向影響增加出口決策的因素中，影響程度是最大的，創(chuàng)新水平每提高1%，企業(yè)作出增加出口的決策的可能性就增加19.4%。此外，不同年份對出口增加的決定有不同的影響，大體是正相關(guān)的關(guān)系。外資占比、國有資本占比的變化方向和企業(yè)作出增加出口決策的可能性呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)的關(guān)系，尤其是國有資本占比，如果國資占比增加1%，企業(yè)作出增加出口決策的可能性就減少26%。人均工資水平的改變對決策影響不大。人均產(chǎn)出水平的改變對決策的影響也不是很大。