FDI與出口貿(mào)易品技術(shù)含量關(guān)系的實(shí)證分析*
——高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)制造業(yè)的對(duì)比分析

李 媛， 楊 樂(lè)， 汪 偉

(沈陽(yáng)工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 沈陽(yáng) 110870)

FDI與出口貿(mào)易品技術(shù)含量關(guān)系的實(shí)證分析*
——高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)制造業(yè)的對(duì)比分析

李 媛， 楊 樂(lè)， 汪 偉

(沈陽(yáng)工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 沈陽(yáng) 110870)

以FDI與我國(guó)出口貿(mào)易品技術(shù)含量的關(guān)系作為切入點(diǎn)，選擇通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)作為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的代表，通用設(shè)備制造業(yè)、專用設(shè)備制造業(yè)作為傳統(tǒng)制造業(yè)的代表。根據(jù)這4個(gè)行業(yè)1997—2011年利用外資與出口貿(mào)易品技術(shù)含量的數(shù)據(jù)，基于面板數(shù)據(jù)模型對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和傳統(tǒng)制造業(yè)FDI與出口貿(mào)易品技術(shù)含量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系及相關(guān)性進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明:高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)利用外資與出口貿(mào)易品技術(shù)含量存在著長(zhǎng)期均衡穩(wěn)定關(guān)系，出口貿(mào)易品技術(shù)含量隨著高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)利用外資的增加而提高，并有明顯的促進(jìn)作用，而傳統(tǒng)制造業(yè)利用外資對(duì)出口貿(mào)易品技術(shù)含量的影響有限。

對(duì)外直接投資； 出口貿(mào)易品； 技術(shù)含量； 高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)； 傳統(tǒng)制造業(yè)； 面板數(shù)據(jù)； 實(shí)證分析

2012年，我國(guó)吸收FDI呈現(xiàn)兩大特點(diǎn):一是FDI流入規(guī)模下降，二是FDI的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和區(qū)域結(jié)構(gòu)加速調(diào)整。在全球FDI總體下降的態(tài)勢(shì)下，中國(guó)FDI的下降幅度高于發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體，雖然依然是全球第二大FDI吸收國(guó)，但實(shí)際使用FDI降為1 117.16億美元，較2011年減少42.95億美元[1]。雖然FDI的流入規(guī)模在下降，但不同產(chǎn)業(yè)的增速及比重卻不盡相同。在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)中，比重最大的通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)制造業(yè)也表現(xiàn)出較快的增長(zhǎng)速度，2012年實(shí)際利用外資額為106.03億美元，增長(zhǎng)為2.1%，所占比重為9.5%；而傳統(tǒng)制造業(yè)中的通用設(shè)備制造業(yè)與專用設(shè)備制造業(yè)則平穩(wěn)增長(zhǎng)。利用外資是否對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)制造業(yè)的技術(shù)水平起到提升作用?本文擬實(shí)證對(duì)比分析高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)、傳統(tǒng)制造業(yè)利用外資與出口貿(mào)易品技術(shù)含量之間的關(guān)系。

一、文獻(xiàn)綜述

隨著中國(guó)出口規(guī)模的不斷增加，中國(guó)出口產(chǎn)品的技術(shù)水平也在不斷提升。這不僅僅表現(xiàn)在工業(yè)制成品在出口中的比例上升到95%左右，而且表現(xiàn)在出口工業(yè)制成品的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)上。根據(jù)傳統(tǒng)的國(guó)際貿(mào)易理論，中國(guó)應(yīng)該生產(chǎn)和出口勞動(dòng)密集型產(chǎn)品，進(jìn)口資本和技術(shù)密集型產(chǎn)品，但中國(guó)的貿(mào)易結(jié)構(gòu)卻顯現(xiàn)相反的結(jié)果，是不是中國(guó)的出口貿(mào)易品技術(shù)含量提升了？因此，很多學(xué)者開(kāi)始對(duì)中國(guó)出口貿(mào)易品的技術(shù)含量進(jìn)行定義分析[2]。

1. 國(guó)內(nèi)外出口貿(mào)易品技術(shù)含量的相關(guān)研究

出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有拉動(dòng)作用，但真正關(guān)系到一國(guó)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素更多地決定于出口的質(zhì)量和技術(shù)結(jié)構(gòu)，而非數(shù)量。關(guān)于出口質(zhì)量和技術(shù)水平的研究一直缺乏研究方法，產(chǎn)業(yè)出口復(fù)雜度[3]概念的提出為研究出口貿(mào)易品技術(shù)含量提供了研究手段。

鄭昭陽(yáng)[4]等對(duì)杜修立等利用出口數(shù)據(jù)和貿(mào)易依存度轉(zhuǎn)換產(chǎn)出數(shù)據(jù)的環(huán)節(jié)進(jìn)行了改進(jìn)，增加了非貿(mào)易品服務(wù)業(yè)在GDP中的比重，發(fā)現(xiàn)在1992—2006年間中國(guó)的出口技術(shù)水平是穩(wěn)步上升的，并向世界平均水平微弱收斂，但在東亞地區(qū)的國(guó)際生產(chǎn)和分工中仍然處于相對(duì)低端的位置。

姚洋[5]等依據(jù)中國(guó)1992—1997年和2002年的投入產(chǎn)出表發(fā)展了一個(gè)剔除垂直化分工影響的測(cè)度產(chǎn)品國(guó)內(nèi)技術(shù)含量的方法，并考察了全國(guó)和江蘇、廣東兩省的具體變動(dòng)趨勢(shì)，發(fā)現(xiàn)1997—2002年全國(guó)及江蘇省的出口品國(guó)內(nèi)技術(shù)含量迅速下降，廣東省的出口品國(guó)內(nèi)技術(shù)含量在1992—2002年呈V型變化。

關(guān)于出口貿(mào)易品技術(shù)含量的相關(guān)研究為分析出口對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用提供了理論依據(jù)。

2. 國(guó)內(nèi)外FDI與出口貿(mào)易品技術(shù)含量關(guān)系的相關(guān)研究

王燕飛[6]認(rèn)為，我國(guó)外商直接投資能推動(dòng)技術(shù)、管理水平提升，提高研發(fā)能力及帶動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，從而提升我國(guó)產(chǎn)業(yè)整體競(jìng)爭(zhēng)力。李雪分析了我國(guó)外商直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的影響，認(rèn)為外國(guó)直接投資會(huì)推動(dòng)國(guó)內(nèi)技術(shù)進(jìn)步和豐富管理經(jīng)驗(yàn)，同時(shí)伴隨著擴(kuò)散和示范效應(yīng)，促進(jìn)了我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向好的方向轉(zhuǎn)變；隨后利用1983—2003年數(shù)據(jù)建立計(jì)量模型，得出外商直接投資對(duì)第二產(chǎn)業(yè)影響最大，其次是第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的結(jié)論。

孟華婷、邵海燕(2013)[7]通過(guò)對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)利用外資的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的產(chǎn)生機(jī)制進(jìn)行分析，得出應(yīng)加強(qiáng)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新分類并有效利用外資從而使裝備制造業(yè)的貿(mào)易品技術(shù)含量得到有效提升，出口的迅速擴(kuò)大使得中國(guó)出口品質(zhì)量和技術(shù)含量得到國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)注的結(jié)論。

蔣雪梅等(2012)[8]學(xué)者分析認(rèn)為，我國(guó)通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)制造業(yè)還處在全球價(jià)值鏈低端，知識(shí)創(chuàng)新能力不足，創(chuàng)新投入少，創(chuàng)新綜合水平發(fā)展不平衡。為了促進(jìn)通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)制造業(yè)價(jià)值鏈轉(zhuǎn)型升級(jí)，測(cè)算出口貿(mào)易品技術(shù)含量，分析出口貿(mào)易品技術(shù)含量與利用外資之間的相關(guān)關(guān)系，對(duì)利用外資最多的通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)制造業(yè)意義重大。

3. 相關(guān)文獻(xiàn)評(píng)述

國(guó)內(nèi)外已有研究對(duì)于產(chǎn)品技術(shù)含量的測(cè)度給出了3種不同修正方案，其中多利用一國(guó)的出口貿(mào)易數(shù)據(jù)與對(duì)外貿(mào)易依存度估算產(chǎn)出數(shù)據(jù)，并通過(guò)修正的出口技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)測(cè)算了中國(guó)近十年的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)，認(rèn)為雖然出口貿(mào)易的整體水平有很大的提高，但仍處于較低水平，僅表現(xiàn)出微弱的向世界平均水平收斂的趨勢(shì)。本文主要借鑒杜修立、王維國(guó)(2007)[9]的研究來(lái)測(cè)算我國(guó)出口貿(mào)易品的技術(shù)含量。近年來(lái)，我國(guó)利用外資的增多對(duì)GDP、勞動(dòng)力成本、貿(mào)易品技術(shù)含量等多方面產(chǎn)生了或多或少的影響，對(duì)于處在發(fā)達(dá)國(guó)家直接投資、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與外包主導(dǎo)下的全球價(jià)值鏈分工體系中比較低端位置的中國(guó)來(lái)說(shuō)，應(yīng)從持續(xù)生產(chǎn)低技術(shù)、低創(chuàng)新、勞動(dòng)密集型的產(chǎn)品向生產(chǎn)高技術(shù)含量貿(mào)易品轉(zhuǎn)移，因而對(duì)出口貿(mào)易品技術(shù)含量提升與我國(guó)利用外資實(shí)際情況之間關(guān)系的研究成為一個(gè)新興領(lǐng)域。我國(guó)高技術(shù)含量產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)制造業(yè)出口貿(mào)易品技術(shù)含量的提升受外資影響的程度，仍然需要通過(guò)由時(shí)間序列數(shù)據(jù)與不同產(chǎn)業(yè)之間的截面數(shù)據(jù)共同構(gòu)造的面板數(shù)據(jù)模型來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析。

二、出口貿(mào)易品技術(shù)含量的定義與測(cè)算

(1)

(2)

(3)

(4)

根據(jù)式(4)，首先計(jì)算出各國(guó)各個(gè)產(chǎn)業(yè)在該產(chǎn)品世界總產(chǎn)出中的份額作為權(quán)數(shù)；其次，在上一步基礎(chǔ)上對(duì)相應(yīng)商品的出口額進(jìn)行傾向調(diào)整；最后，結(jié)合樣本國(guó)家的人均收入數(shù)據(jù)和生產(chǎn)份額的相應(yīng)權(quán)數(shù)，分別計(jì)算出樣本時(shí)間段內(nèi)SITC三位碼水平下各產(chǎn)業(yè)出口貿(mào)易品的技術(shù)含量。本文用于分析的數(shù)據(jù)分別來(lái)自《中國(guó)貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)年鑒》、世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)、聯(lián)合國(guó)商品貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)(UN COMETRADE)。選取1997—2011年的樣本數(shù)據(jù)，其中TC1為醫(yī)藥制造業(yè)的出口貿(mào)易品技術(shù)含量，TC2為通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)制造業(yè)的出口貿(mào)易品技術(shù)含量，二者為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)；TC3為通用設(shè)備制造業(yè)的出口貿(mào)易品技術(shù)含量，TC4為專用設(shè)備制造業(yè)的出口貿(mào)易品技術(shù)含量，二者為傳統(tǒng)制造業(yè)。計(jì)算結(jié)果如表1所示。

表1 高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)、傳統(tǒng)制造業(yè)出口貿(mào)易品技術(shù)含量計(jì)算結(jié)果

三、實(shí)證分析

1. 模型的構(gòu)建

本文選取醫(yī)藥制造業(yè)、通信設(shè)備和計(jì)算機(jī)制造業(yè)、通用設(shè)備制造業(yè)以及專用設(shè)備制造業(yè)4個(gè)產(chǎn)業(yè)的貿(mào)易品技術(shù)含量面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，此面板數(shù)據(jù)能夠控制個(gè)體的異質(zhì)性，減少回歸變量之間的多重共線性，從而提高實(shí)證結(jié)果指標(biāo)的經(jīng)濟(jì)意義[18-20]。利用1997—2011年面板數(shù)據(jù)來(lái)判斷我國(guó)各產(chǎn)業(yè)利用外資與出口貿(mào)易品技術(shù)含量在行業(yè)中參與程度的相關(guān)關(guān)系，進(jìn)而得出FDI與我國(guó)出口貿(mào)易品技術(shù)含量的相關(guān)關(guān)系。因此，本文以各產(chǎn)業(yè)利用外資量FDI作為被解釋變量，以TC1作為解釋變量1說(shuō)明我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)的出口貿(mào)易品技術(shù)含量，以TC2作為解釋變量2說(shuō)明我國(guó)通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)制造業(yè)的出口貿(mào)易品技術(shù)含量，以TC3作為解釋變量3說(shuō)明我國(guó)通用設(shè)備制造業(yè)的出口貿(mào)易品技術(shù)含量，以TC4作為解釋變量4說(shuō)明我國(guó)專用設(shè)備制造業(yè)的出口貿(mào)易品技術(shù)含量，前兩者為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，后兩者為傳統(tǒng)制造業(yè)。最終的樣本回歸數(shù)為60個(gè)，建立FDI與我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)、傳統(tǒng)制造業(yè)出口貿(mào)易品技術(shù)含量的面板數(shù)據(jù)模型為

ln FDIit=αi+β1iln TC1it+β2iln TC2it+

β3ilnTC3it+β4ilnTC4it+ε

(5)

式中:i=1，2，…，N，表示本文所選的產(chǎn)業(yè)個(gè)數(shù)；t代表1997，1998，…，2011年。

2. 數(shù)據(jù)處理

本文用于分析的數(shù)據(jù)分別來(lái)自《中國(guó)貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)年鑒》、世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)、聯(lián)合國(guó)商品貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)(UNCOMETRADE)。選取1997—2011年的樣本數(shù)據(jù)。由于數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)變換不改變?cè)瓉?lái)的協(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢(shì)線性化，同時(shí)還可以消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，所以本文對(duì)FDI、TC1、TC2、TC3、TC4進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換，變換后的變量分別用lnFDI、lnTC1、lnTC2、lnTC3、lnTC4表示。

3. 模型的計(jì)量分析

(1) 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)。鑒于本文面板數(shù)據(jù)所選取的樣本僅包含4個(gè)產(chǎn)業(yè)，但包含15年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，在所有面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)的方法中，Im、Pesaran與Shin(1997)所提出的異質(zhì)面板數(shù)據(jù)(heterogenouspaneldata)單位根檢驗(yàn)方法(IPS)在此比較適用。表2給出了本文所研究的5個(gè)變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果。其中單位根檢驗(yàn)公式中滯后長(zhǎng)度的選擇是根據(jù)施瓦池信息準(zhǔn)則(SIC)來(lái)決定的，最大滯后長(zhǎng)度由軟件自動(dòng)選擇。

表2 面板數(shù)據(jù)的IPS單位根檢驗(yàn)

由于IPS單位根檢驗(yàn)是左側(cè)檢驗(yàn)，以上5個(gè)變量經(jīng)過(guò)二階差分后都通過(guò)了5%臨界值檢驗(yàn)，因此認(rèn)為這幾個(gè)變量是平穩(wěn)的，為了確保時(shí)間序列的平穩(wěn)性，進(jìn)一步對(duì)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

(2) 面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)。為了避免“偽回歸”或“虛假回歸”，本文將分兩步對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn):第一步，建立被解釋變量對(duì)解釋變量的面板數(shù)據(jù)回歸模型；第二步，對(duì)各截面回歸方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，若這些截面殘差序列是平穩(wěn)的，則表明解釋變量與被解釋變量序列之間存在協(xié)整關(guān)系。Eviews 6.0得出的檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 各截面方程回歸殘差序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從表3的檢驗(yàn)結(jié)果可以看到，LLC檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為-13.140 5，其概率值為0.000 0；IPS檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為-4.778 77，其概率值為0.000 0，而且Fish-ADF檢驗(yàn)和Fish-PP檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量也非常顯著，其概率值也非常小。因此，拒絕“所有截面回歸方程的殘差序列都有單位根”的原假設(shè)，即這些殘差序列是平穩(wěn)的，從而表明面板數(shù)據(jù)序列被解釋變量和解釋變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

(3) 面板數(shù)據(jù)的模型檢驗(yàn)。由于面板數(shù)據(jù)對(duì)截矩項(xiàng)和解釋變量系數(shù)的不同有限制，因此將面板數(shù)據(jù)分為混合回歸模型、變截矩模型和變系數(shù)模型3種類型。

①F檢驗(yàn)

由上文可知，對(duì)于面板數(shù)據(jù)模型，在正式回歸之前需要用F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)要采用哪種模型。本文作兩個(gè)假設(shè):

H0:模型(1)中的解釋變量對(duì)于所有的截面成員是相同的，但截矩項(xiàng)不同，即該模型形式為變截矩模型，因而有

ln FDIit=αi+β1ln TC1it+β2ln TC2it+

β3lnTC3it+β4lnTC4it+ε1

(6)

H1:模型(1)中的解釋變量系數(shù)和截矩項(xiàng)對(duì)所有的截面成員都是相同的，即該模型為混合回歸模型，因而有

lnFDIit=αi+β1lnTC1it+β2lnTC2it+

β3lnTC3it+β4lnTC4it+ε2

(7)

利用F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量對(duì)以上兩個(gè)模型進(jìn)行檢驗(yàn):

F[(N-1)(K+1)，NT-N(K+1)]

(8)

F[(N-1)K，NT-N(K+1)]

(9)

式中:N為截面成員個(gè)數(shù)；T為樣本觀測(cè)時(shí)期；K為非常數(shù)項(xiàng)解釋變量的個(gè)數(shù)；S1，S2，S3分別為式(5)～(7)的回歸殘差平方和。由Eviews6.0得出:S1=0.887 216，S2=4.702 425，S3=10.754 29。

將以上回歸結(jié)果代入式(8)、(9)，其中N=4，T=15，K=4，則

F1=2.256 4 F2=4.652 2

在Eviews中得到5%的檢驗(yàn)水平下統(tǒng)計(jì)量F的臨界值為

F2=(0.95，130，54)=1.546 541

F1=(0.95，104，54)=1.547 511

由于統(tǒng)計(jì)量F2大于臨界值，因此在5%的檢驗(yàn)水平下拒絕原假設(shè)H1。繼續(xù)檢驗(yàn)原假設(shè)H0，統(tǒng)計(jì)量F1也大于臨界值，因此拒絕原假設(shè)H0。綜上分析，本文采取固定效應(yīng)變系數(shù)模型是比較合適的。

②Hausman檢驗(yàn)

Hausman檢驗(yàn)用于確定樣本數(shù)據(jù)究竟應(yīng)該建立隨機(jī)效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型。用Eviews6.0進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)Hausman檢驗(yàn)，得到的結(jié)果如表4所示。

表4 截面隨機(jī)效應(yīng)Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

由Hausman檢驗(yàn)結(jié)果可知，P值在0.05的水平下拒絕原假設(shè)，因此本文選擇固定效應(yīng)模型；由F檢驗(yàn)結(jié)果可知，本文選擇變系數(shù)模型比較合適。由F檢驗(yàn)及Hausman檢驗(yàn)結(jié)果綜合可見(jiàn)，最終的面板數(shù)據(jù)分析模型應(yīng)該是固定效應(yīng)變系數(shù)模型。

(4) 面板數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果。由上文分析可知，本文將使用變系數(shù)的固定效應(yīng)模型對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)，通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)制造業(yè)，通用設(shè)備制造業(yè)以及專用設(shè)備制造業(yè)進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸分析，其回歸結(jié)果如表5所示。

表5 各產(chǎn)業(yè)面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果分析

四、結(jié) 論

根據(jù)對(duì)所選擇的4個(gè)產(chǎn)業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)的面板數(shù)據(jù)模型分析，本文得出如下結(jié)論:

1. 高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)利用外資與出口貿(mào)易品技術(shù)含量存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的正向相關(guān)關(guān)系

本文利用1997—2011年的年度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗(yàn)、誤差修正模型對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)利用外資與出口貿(mào)易品技術(shù)含量之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。可以看出，醫(yī)藥制造業(yè)和通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)制造業(yè)利用外資與出口貿(mào)易品技術(shù)含量之間存在較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系，各自的增長(zhǎng)是在原階協(xié)整關(guān)系上非平穩(wěn)的，但它們之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，通過(guò)對(duì)長(zhǎng)期數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，利用外資在長(zhǎng)期會(huì)對(duì)貿(mào)易品技術(shù)含量產(chǎn)生正向的單向影響。

醫(yī)藥制造業(yè)在利用外資與出口貿(mào)易品技術(shù)含量上有較強(qiáng)的相關(guān)性，然而又不及通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)制造業(yè)那樣有顯著的強(qiáng)相關(guān)關(guān)系，這主要是由于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及醫(yī)藥行業(yè)的行業(yè)特征推動(dòng)我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)出口貿(mào)易品技術(shù)含量的快速增長(zhǎng)。因此，要增強(qiáng)國(guó)內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)生推動(dòng)，利用外資鼓勵(lì)醫(yī)藥企業(yè)增加研發(fā)投入，從根本上提高我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)出口貿(mào)易品技術(shù)含量。對(duì)于通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)制造業(yè)，應(yīng)鼓勵(lì)外商投資，這有利于引進(jìn)技術(shù)、引進(jìn)人才，有利于中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，有利于提升中國(guó)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。

建議合理調(diào)整高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)，從而達(dá)到鼓勵(lì)更多的外商投資流向高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的目的，并有效利用短期的外資優(yōu)勢(shì)及經(jīng)濟(jì)環(huán)境與政策。我國(guó)技術(shù)水平的提高可能需要很長(zhǎng)的一段時(shí)間才能取得長(zhǎng)足的質(zhì)的進(jìn)步，因此，需要對(duì)我國(guó)的對(duì)內(nèi)和對(duì)外經(jīng)濟(jì)政策作出重大調(diào)整，對(duì)內(nèi)應(yīng)更重視科技創(chuàng)新，對(duì)外應(yīng)積極引入外資，減少不良因素對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易品技術(shù)含量的影響，不斷提高我國(guó)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的出口貿(mào)易品技術(shù)含量。

2. 傳統(tǒng)制造業(yè)利用外資對(duì)出口貿(mào)易品技術(shù)含量的影響有限

通過(guò)對(duì)1997—2011年的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行數(shù)據(jù)檢驗(yàn)、實(shí)證分析，結(jié)果表明傳統(tǒng)制造業(yè)利用外資與出口貿(mào)易品技術(shù)含量的相關(guān)性不強(qiáng)，利用外資對(duì)我國(guó)傳統(tǒng)制造業(yè)的影響有限。中國(guó)制造業(yè)的發(fā)展是在全球化背景下展開(kāi)的，除強(qiáng)調(diào)利用中國(guó)現(xiàn)有生產(chǎn)要素條件和產(chǎn)業(yè)政策來(lái)促進(jìn)我國(guó)制造業(yè)自主發(fā)展外，還可以利用外資來(lái)促進(jìn)中國(guó)制造業(yè)的發(fā)展。

中國(guó)利用外資已從增加外資數(shù)量向提高外資質(zhì)量的方向轉(zhuǎn)變，但是針對(duì)不同的產(chǎn)業(yè)類型要對(duì)外資適當(dāng)控制。具體來(lái)講就是重點(diǎn)吸引外資進(jìn)入電子及通信設(shè)備、電氣機(jī)械及器材、交通運(yùn)輸設(shè)備、紡織和服裝、普通機(jī)械行業(yè)，促進(jìn)中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級(jí)。通過(guò)大量吸收這些產(chǎn)業(yè)的外商投資，可以幫助我國(guó)解決制造業(yè)結(jié)構(gòu)不合理、裝備制造業(yè)薄弱的問(wèn)題，同時(shí)也可以調(diào)整中國(guó)低水平生產(chǎn)能力嚴(yán)重過(guò)剩、高水平生產(chǎn)能力不足的問(wèn)題。此外，也應(yīng)加大投入，注重技術(shù)創(chuàng)新，提高對(duì)外資的利用效率。

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EmpiricalanalysisonrelationshipbetweenFDIandtechnologicalcontentofexportproducts:acomparisonofhigh-techindustryandtraditionalmanufacturingindustry

LI Yuan, YANG Le, WANG Wei

(School of Economics, Shenyang University of Technology, Shenyang 110870, China)

Started from the relationship between FDI and technological content of export products in China, the communication equipment, computer manufacturing and pharmaceutical manufacturing industries are selected to represent high-tech industry, and the general-purpose equipment manufacturing and special-purpose equipment manufacturing industries are selected to represent traditional manufacturing industry. According to the data of FDI and technological content of export products of the four industries from 1997 to 2011, empirical study is produced on the long-term equilibrium relationship and correlation between FDI and technological content of export products in high-tech industry and traditional manufacturing industry based on panel data model. The results show that long-term equilibrium relationship exists between FDI and technological content of export products in high-tech industry, the technological content of export products increases along with the increase of FDI in high-tech industry, which has significant promoting effect, while the inflence of FDI on technological content of export products in traditional manufacturing industry is limited.

foeign direct investment; export product; technological content; high-tech industry; traditional manufacturing industry; panel data; empirical analysis

2013-05-20

沈陽(yáng)市科技計(jì)劃項(xiàng)目(F12-276-5-11)。

李 媛(1964-)，女，遼寧沈陽(yáng)人，教授，博士，主要從事國(guó)際直接投資與國(guó)際服務(wù)貿(mào)易等方面的研究。

* 本文已于2013-12-24 09∶36在中國(guó)知網(wǎng)優(yōu)先數(shù)字出版。 網(wǎng)絡(luò)出版地址: http://www.cnki.net/kcms/detail/21.1558.C.20131224.0936.008.html

10.7688/j.issn.1674-0823.2014.06.06

F 756.7

A

1674-0823(2014)06-0512-06

(責(zé)任編輯:吉海濤)