影響S省高新技術(shù)產(chǎn)品出口因素的實(shí)證分析摘要文章以S省高新技術(shù)產(chǎn)品的出口為研究對(duì)象，選取了2000--2015年S省實(shí)際利用外商直接投資額（簡稱FDI）、高新技術(shù)產(chǎn)品研發(fā)與發(fā)展經(jīng)費(fèi)、研發(fā)人員數(shù)量等其他相關(guān)數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，分析了實(shí)際利用外商直接投資、技術(shù)創(chuàng)新能力、研發(fā)能力和人力資本等因素對(duì)S省高新技術(shù)產(chǎn)品出口的影響。模型檢驗(yàn)結(jié)果表明，F(xiàn)DI和高新技術(shù)產(chǎn)品的研發(fā)能力對(duì)S省高新技術(shù)產(chǎn)品的出口的作用較為顯著。隨著引進(jìn)的FDI金額的增長，S省高新技術(shù)產(chǎn)品的出口也會(huì)正向增長；隨著高新技術(shù)產(chǎn)品投入研發(fā)經(jīng)費(fèi)的增長，S省高新技術(shù)產(chǎn)品的出口也會(huì)正向增長。即長期來看兩因素對(duì)S省高新技術(shù)產(chǎn)品出口規(guī)模的擴(kuò)大具有明顯的促進(jìn)作用。文章最后為促進(jìn)S省高新技術(shù)產(chǎn)品的出口提出了加大高新技術(shù)產(chǎn)品的自主研發(fā)力度、增強(qiáng)對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)外商直接投資的引進(jìn)、改善和優(yōu)化S省內(nèi)的投資環(huán)境、合理規(guī)劃招商引資的區(qū)域，實(shí)現(xiàn)高新產(chǎn)業(yè)在全省布局的有效建議?！娟P(guān)鍵詞】FDI；高新技術(shù)產(chǎn)品；回歸檢驗(yàn)分析目錄一、引言1（一）研究背景 1（二）研究意義 1二、文獻(xiàn)綜述2三、S省高新技術(shù)產(chǎn)品的出口現(xiàn)狀3（一）高新技術(shù)產(chǎn)品出口的產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)逐漸加強(qiáng) 3（二）高新技術(shù)產(chǎn)品的出口規(guī)模逐漸增大 5（三）高新技術(shù)產(chǎn)品出口競爭力逐漸增強(qiáng) 5四、影響S省高新技術(shù)產(chǎn)品出口因素的實(shí)證分析7（一）模型的設(shè)定 7（二）數(shù)據(jù)的收集與整理 8（三）估計(jì)參數(shù) 9（四）模型檢驗(yàn) 10（五）實(shí)證結(jié)果分析 14五、促進(jìn)S省高新技術(shù)產(chǎn)品出口增長的建議14（一）加大高新技術(shù)產(chǎn)品的自主研發(fā)力度 14（二）增強(qiáng)對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)外商直接投資的引進(jìn) 15（三）改善和優(yōu)化S省內(nèi)的投資環(huán)境 15（四）合理規(guī)劃招商引資的區(qū)域，實(shí)現(xiàn)高新產(chǎn)業(yè)在全省布局 15參考文獻(xiàn) 16一、引言（一）研究背景高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)是建立在最高端的科學(xué)理論以及最先進(jìn)的工藝技術(shù)的發(fā)展基礎(chǔ)之上能夠產(chǎn)生非常大的經(jīng)濟(jì)效益和較高的增值效應(yīng)的產(chǎn)業(yè)，同時(shí)還可以向社會(huì)上的其他的生產(chǎn)領(lǐng)域?qū)崿F(xiàn)廣泛的滲透和擴(kuò)散。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)主要有以電子信息、計(jì)算機(jī)與通信、軟件、航空航天、生物醫(yī)藥、光電、新材料等相關(guān)產(chǎn)業(yè)。隨著我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展以及“科技興貿(mào)”戰(zhàn)略的進(jìn)一步推動(dòng)，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)正在逐漸成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主導(dǎo)力量。S省是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度最為迅速、經(jīng)濟(jì)總量整體規(guī)模較大、高新技術(shù)的發(fā)展水平最強(qiáng)的區(qū)域之一，電子信息技術(shù)、計(jì)算機(jī)與通信技術(shù)、軟件、光電、新材料以及生物技術(shù)和新醫(yī)藥等已然成為了S省的支柱產(chǎn)業(yè)。近幾年來，S省抓住了新一輪的以信息產(chǎn)業(yè)為代表的國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的機(jī)遇，支持S省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)群的聯(lián)動(dòng)發(fā)展。2015年S省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值達(dá)到了6.1萬億元，占S省規(guī)模以上工業(yè)總產(chǎn)值的40.1%；高新技術(shù)產(chǎn)的出口額達(dá)到了1310.9億美元，占外貿(mào)出口總額比重的38.7%。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)在S省的快速發(fā)展以及S省高新技術(shù)產(chǎn)品出口額的迅猛增長體現(xiàn)了S省的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)在國際市場中競爭力在逐漸的增強(qiáng)。（二）研究意義從2000年--2015年，S省的外貿(mào)出口迅猛發(fā)展，出口總額從2000年的257.7億美元增長到了2015年的3386.7億美元，15年間增長了3129億美元，相比2000年的總出口額增長了12.14倍。高新技術(shù)產(chǎn)品的出口額也在逐漸增大，從2000年的53.5億美元增長到了2015年的1310.9億美元，增長了1257.4億美元，增長幅度是相當(dāng)于2000年高新技術(shù)出口額的23.5倍。S省的高新技術(shù)產(chǎn)品的出口增長幅度遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于了S省總出口額的增長速度。從而使高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的出口逐漸成為了S省出口貿(mào)易的支柱產(chǎn)業(yè)。S省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，不僅帶動(dòng)了其他利用高新技術(shù)產(chǎn)品的產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，同時(shí)對(duì)S省整體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展起到了重要的作用。研究對(duì)S省高新技術(shù)產(chǎn)品出口的因素的一些影響，可以對(duì)S省的產(chǎn)業(yè)升級(jí)以及整體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有著較為重要的現(xiàn)實(shí)意義。二、文獻(xiàn)綜述對(duì)于高新技術(shù)產(chǎn)品出口的研究，國內(nèi)外有很多的學(xué)者都是關(guān)注于對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)品在出口存在的問題研究或者是就某一個(gè)單一因素對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)品出口的影響進(jìn)行分析。在分析高新技術(shù)產(chǎn)品出口時(shí)存在的問題的時(shí)，都曉巖（2004)[1]認(rèn)為我國的高新技術(shù)產(chǎn)品存在著各區(qū)域發(fā)展不平衡以及出口的產(chǎn)品存在質(zhì)量不高的問題，并從宏微觀兩個(gè)角度來探討深層原因是外商投資企業(yè)的出口量占主導(dǎo)地位、產(chǎn)品的出口結(jié)構(gòu)存在缺陷；焦習(xí)燕（2014)[2]從青島的高新技術(shù)出口的角度認(rèn)為存在技術(shù)性的貿(mào)易壁壘、缺少龍頭項(xiàng)目支撐加工貿(mào)易占比較大，出口產(chǎn)品技術(shù)含量不高等問題；許智云（2014)[3]通過對(duì)福建省的高新技術(shù)產(chǎn)品出口情況的分析，發(fā)現(xiàn)福建省的高新技術(shù)產(chǎn)品出口存在主要的進(jìn)出口地區(qū)來源和進(jìn)出口國別的分布、進(jìn)出口貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)以及產(chǎn)品進(jìn)出口結(jié)構(gòu)不合理等眾多方面的問題，并針對(duì)這些存在的主要問題提出了著重發(fā)展民營經(jīng)濟(jì)、均衡發(fā)展九個(gè)城市與地區(qū)的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)、增加科技研發(fā)的活動(dòng)經(jīng)費(fèi)、改變原有的生產(chǎn)的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)以及增強(qiáng)科技產(chǎn)品的成果轉(zhuǎn)化率，以此來促進(jìn)福建省高新技術(shù)產(chǎn)品的出口，并且提出了相應(yīng)的建議。對(duì)影響高新技術(shù)產(chǎn)品出口的因素分析中，傅素英（2010)[4]通過構(gòu)建一個(gè)計(jì)量模型，實(shí)證分析了企業(yè)規(guī)模等因素對(duì)我國高新技術(shù)產(chǎn)品出口額以及出口競爭力指數(shù)之間的關(guān)系，認(rèn)為企業(yè)規(guī)模等因素對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)品的出口都具有促進(jìn)作用，其中外商直接投資的作用最為顯著；劉邦正（2009)[5]以廣東省為研究對(duì)象，通過格蘭杰檢驗(yàn)方法研究了高新技術(shù)研發(fā)活動(dòng)經(jīng)費(fèi)的投入對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)品出口的影響，而且認(rèn)為高新技術(shù)產(chǎn)品的研發(fā)經(jīng)費(fèi)與高新技術(shù)產(chǎn)品的出口額之間存在持續(xù)穩(wěn)定的動(dòng)態(tài)變化關(guān)系；周熙文（2011)[6]以福建省為例，采用阿爾蒙多項(xiàng)式分布滯后模型進(jìn)行模擬，總結(jié)出FDI對(duì)福建省高新技術(shù)產(chǎn)品出口競爭力的影響彈性呈現(xiàn)先上升后衰減的趨勢這一結(jié)論；郭友群（2008)[7]通過構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的方法研究了高新技術(shù)產(chǎn)品研發(fā)活動(dòng)經(jīng)費(fèi)的投入與高新技術(shù)產(chǎn)品出口之間的關(guān)系，并認(rèn)為投入高新技術(shù)產(chǎn)品的研發(fā)費(fèi)用的增長能夠很好地促進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)品的出口。國外關(guān)于對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)品出口影響的研究也有很多。FabioMontobbioFrancescoRampa（2005)[8]運(yùn)用構(gòu)建計(jì)量模型，分析了亞洲和拉美具有體表性的9個(gè)大的發(fā)展中國家的技術(shù)及結(jié)構(gòu)的變化對(duì)出口的影響，表明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技活動(dòng)與出口收益存在一定的相關(guān)關(guān)系；MarcusG（2016)[9]通過對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)品的特征描述，得出加大對(duì)政策、資金、人才的培養(yǎng)以及技術(shù)的引進(jìn)和創(chuàng)新可以促進(jìn)高新技術(shù)差虐的發(fā)展，促進(jìn)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的加快升級(jí)；EiichiTomiura(2007)[10]日本橫濱國立大學(xué)校長助理分富浦英析了高新技術(shù)活動(dòng)經(jīng)費(fèi)的投入和網(wǎng)絡(luò)化對(duì)日本的企業(yè)出口決策的影響。綜上所述，部分學(xué)者通過高新技術(shù)產(chǎn)品出口中存在的問題以及某一單一因素對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)品出口的影響進(jìn)行分析，提出了促進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)品出口的相關(guān)建議。文章將會(huì)借鑒以上文獻(xiàn)的一些結(jié)構(gòu)，分析S省高新技術(shù)產(chǎn)品出口的多方面影響因素的影響程度，在探討影響高新技術(shù)出口因素的基礎(chǔ)上提出促進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)品出口的一些建議。S省高新技術(shù)產(chǎn)品的出口現(xiàn)狀（一）高新技術(shù)產(chǎn)品出口的產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)逐漸加強(qiáng)高新技術(shù)產(chǎn)品主要指電子信息技術(shù)、計(jì)算機(jī)與通信技術(shù)、生物技術(shù)、生命科學(xué)、光電、軟件、新醫(yī)藥、新材料以及航空航天等資金技術(shù)密集型和知識(shí)密集型的產(chǎn)業(yè)，屬于工業(yè)制品的一種形式，S省的出口貿(mào)易以工業(yè)制成品為主，而高新技術(shù)產(chǎn)品在工業(yè)制成品中的比重在逐漸增加。主要通過對(duì)S省高新技術(shù)產(chǎn)品的產(chǎn)值、出口現(xiàn)狀以及出口競爭力方面的分析從而更全面地認(rèn)識(shí)S省高新技術(shù)產(chǎn)品的出口情況，來尋找影響高新技術(shù)產(chǎn)品出口的因素，才能更加具體的分析這些因素的影響程度。近年來，S省的高新技術(shù)產(chǎn)品的產(chǎn)值在快速增長，由2004年的4105億元增長到了2015年的61000億元，12年間增長了56895億元，增長幅度是2004年高新技術(shù)產(chǎn)品生產(chǎn)總值的13.86倍，具體的增長趨勢由下圖所示：數(shù)據(jù)來源：2004--2015年S省統(tǒng)計(jì)年鑒、S省國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)整理所得圖1：2004--2015年S省高新技術(shù)產(chǎn)值情況變化數(shù)據(jù)來源：2004--2015年S省統(tǒng)計(jì)年鑒、S省國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)整理所得圖2：2004--2015年S省高新技術(shù)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值比重變化趨勢由上圖可以看出，S省高新技術(shù)產(chǎn)品的生產(chǎn)規(guī)模在不斷擴(kuò)大的同時(shí)，產(chǎn)值占規(guī)模以上的工業(yè)總產(chǎn)值的比重也在逐年的增加。由2004年的23.2%增長到2015年的40.1%，12年的增長幅度為16.9%，占比的不斷增加，不但可以說明高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模在不斷擴(kuò)大，同時(shí)也說明了高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)的增速要大于工業(yè)產(chǎn)品總生產(chǎn)值的增長速度。同時(shí)也就說明了，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)正在逐漸成為S省的支柱產(chǎn)業(yè)。高新技術(shù)產(chǎn)品的出口規(guī)模逐漸擴(kuò)大S省高新技術(shù)產(chǎn)品的出口總量在不斷的增長，由2004年的359.1億美元增長到2015年的1310.9億美元，11年間增長了951.8億美元，增長幅度是2004年高新技術(shù)產(chǎn)品出口總量的2.65倍，具體情況如表1所示：表1：2004年--2015年高新技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)出口情況一覽表單位：億美元年份高新技術(shù)產(chǎn)品出口額高新技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口額高新技術(shù)產(chǎn)品占出口總額比重2004359.10284.4041%2005524.72403.4342.70%2006699.60505.5043.60%2007831.40572.2040.80%20081040.50706.0043.70%2009928.40612.8046.60%20101256.90849.8046.50%20111294.40910.4041.40%20121315.60921.7040.00%20131279.70930.1038.90%20141293.60904.4037.80%20151310.90907.6038.70%數(shù)據(jù)來源：2004--2015年S省統(tǒng)計(jì)年鑒、S省國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)整理所得由表1可以看出，S省高新技術(shù)產(chǎn)品的出口額占S省總出口額的比重從2004年的41%逐漸增加到2009年的46.6%，之后雖又有所回落，減少到2015年的38.7%，比重雖有所降低，但從總體上來看，出口額度從2004年的359.10億美元增長到2015年的1310.90億美元，出口總規(guī)模依然在逐漸的增大。（三）高新技術(shù)產(chǎn)品出口競爭力逐漸增強(qiáng)貿(mào)易競爭力指數(shù)（TC）是衡量一個(gè)國家的某個(gè)行業(yè)產(chǎn)品在生產(chǎn)和貿(mào)易方面的整體的競爭優(yōu)勢，其計(jì)算公式為：貿(mào)易競爭指數(shù)=（出口額-進(jìn)口額）/（出口額+進(jìn)口額）貿(mào)易競爭力指數(shù)是一個(gè)相對(duì)值，它剔除了一些宏觀因素（如通貨膨脹等）對(duì)出口貿(mào)易的影響。貿(mào)易競爭指數(shù)的取值范圍是在-1到+1之間，取值的絕對(duì)值如果越大則就表示了出口的競爭力越強(qiáng)。當(dāng)取值范圍越趨近于0的時(shí)候，說明該產(chǎn)品的出口競爭力也越趨近于平均的水平；當(dāng)指數(shù)等于-1的時(shí)候，說明該產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品偏向于只進(jìn)口但卻不出口，數(shù)值越趨近于-1則表明該產(chǎn)品的競爭力也就越薄弱；當(dāng)指數(shù)的數(shù)值等于1的時(shí)候，說明該產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品是只出口而不進(jìn)口的，數(shù)值越趨近于1，則說明該產(chǎn)品的競爭力也是越強(qiáng)的。通過S省高新技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)出口額計(jì)算得出，2004年--2015年S省高新技術(shù)產(chǎn)品的TC指數(shù)如下表表2所示：表2：2004年--2015年S省高新技術(shù)產(chǎn)品TC指數(shù)一覽表單位：億美元年份進(jìn)出口總額凈出口額TC指數(shù)2004643.5074.700.122005928.15121.290.1320061205.10194.100.1620071403.60259.200.1820081746.50334.500.1920091541.20315.600.2020102106.70407.100.1920112204.80384.000.1720122237.30393.900.1820132209.80349.600.1620141293.60389.200.3020152218.50403.300.18數(shù)據(jù)來源：2004--2015年S省統(tǒng)計(jì)年鑒、S省國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)整理所得由表2可以看出，S省高新技術(shù)產(chǎn)品的出口競爭力指數(shù)呈現(xiàn)先增加后降低的趨勢，該指數(shù)由2004年的0.12逐漸增長，在2014年達(dá)到最大值0.3，高新技術(shù)產(chǎn)品出口競爭力也在此時(shí)達(dá)到了最強(qiáng)，數(shù)值之后又有所回落。但總體來看，2004年至2015年S省高新技術(shù)產(chǎn)品的TC指數(shù)一直為正值，說明S省的高新技術(shù)產(chǎn)品具有較高的出口競爭力，屬于出口導(dǎo)向型產(chǎn)品。四、影響S省高新技術(shù)產(chǎn)品出口因素的實(shí)證分析（一）模型的設(shè)定文章以高新技術(shù)產(chǎn)品的出口額（EXP）作為被解釋變量，以外商直接投資、技術(shù)創(chuàng)新、高新技術(shù)產(chǎn)品的研發(fā)能力和人力資本為解釋變量，為了保證序列的平穩(wěn)性，文章先對(duì)各個(gè)變量取對(duì)數(shù)，取對(duì)數(shù)之后的變量對(duì)原方程的解釋程度不會(huì)造成影響。利用多元線性回歸模型參數(shù)的最小二乘估計(jì)方法建立OLS回歸分析模型：LNY=β1+β2LNX2+β3LNX3+β4LNX4+β5LNX5+ξ(公式1)上述變量中Y是指S省歷年高新技術(shù)產(chǎn)品出口額（億美元）；X2是外商直接投資，以實(shí)際利用外資額表示；X3是技術(shù)創(chuàng)新，以專利授權(quán)量來表示；X4是高新技術(shù)產(chǎn)品的研發(fā)能力,用研究與開發(fā)R&D經(jīng)費(fèi)支出額表示；X5是人力資本，用研發(fā)人員數(shù)量表示。其中α表示常數(shù)項(xiàng)，β是自變量的系數(shù)，ξ是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。外商直接投資的因素。根據(jù)國際投資理論的研究，一部分國家或者世一些地區(qū)為了提高勞動(dòng)生產(chǎn)率和要素產(chǎn)出率，會(huì)通過降低產(chǎn)品的生產(chǎn)成本，來實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)要素在全世界范圍內(nèi)的重新組合和配置，這就需要通過國際直接投資這一國際資本得流通來實(shí)現(xiàn)，從而促進(jìn)了產(chǎn)品在全世界范圍內(nèi)的相互流通。除此之外，外商直接投資帶來的技術(shù)轉(zhuǎn)移和技術(shù)溢出效應(yīng)也會(huì)增強(qiáng)東道國的產(chǎn)品出口競爭力以及促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的整體增長。文章預(yù)期外商直接投資與高新技術(shù)產(chǎn)品的出口之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系；技術(shù)創(chuàng)新因素。技術(shù)創(chuàng)新是影響企業(yè)長期穩(wěn)定發(fā)展的一個(gè)重要因素，同時(shí)也影響著該企業(yè)高新技術(shù)產(chǎn)品出口的增長。發(fā)展中國家可以通過對(duì)發(fā)達(dá)國家的一些先進(jìn)技術(shù)的模仿、引進(jìn)和吸納之后，進(jìn)行改進(jìn)和創(chuàng)新，從而能夠長期的促進(jìn)發(fā)展中國家本國的高新技術(shù)產(chǎn)品出口額的增長。文章預(yù)期技術(shù)創(chuàng)新與高新技術(shù)產(chǎn)品出口之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系；高新技術(shù)產(chǎn)品的研發(fā)能力因素。企業(yè)是否能夠保持高新技術(shù)產(chǎn)品出口額的長期穩(wěn)定增長，企業(yè)本身對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)品的研發(fā)能力是非常重要的，借助高新技術(shù)產(chǎn)品技術(shù)開發(fā)的優(yōu)勢，企業(yè)可以制作出高新技術(shù)產(chǎn)品的生產(chǎn)成本更低而且質(zhì)量也是更高的產(chǎn)品，從而可以促進(jìn)企業(yè)高新技術(shù)產(chǎn)品出口的的長時(shí)期的增長。文章預(yù)期企業(yè)的高新技術(shù)產(chǎn)品的研發(fā)能力與高新技術(shù)產(chǎn)品出口額之間應(yīng)當(dāng)是正相關(guān)關(guān)系；人力資本因素。人力資本的長時(shí)期沉淀積累對(duì)提升企業(yè)的高新技術(shù)產(chǎn)品出口的提升有著非常重要的意義。人力資本是體現(xiàn)技術(shù)發(fā)展的科學(xué)知識(shí)的承載體，擁有了較多的人力資本的積累可以使該企業(yè)同高新技術(shù)的發(fā)展交融在一起，企業(yè)便可以通過提高生產(chǎn)率來得到更多的收益。所以，企業(yè)的人力資本和企業(yè)高新技術(shù)產(chǎn)品的出口貿(mào)易之間應(yīng)該會(huì)呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系。但是企業(yè)在儲(chǔ)備人力資本的同時(shí)也一定會(huì)在運(yùn)營成本上承擔(dān)較大的壓力，并且我國對(duì)人力資本要素的激勵(lì)制度還存在不著一些完善的缺陷。因此，人力資本和產(chǎn)品的出口貿(mào)易之間的關(guān)系并不能夠明確的確定。（二）數(shù)據(jù)的收集與整理年份高新技術(shù)產(chǎn)品出口額（億美元）Y實(shí)際利用外資億美元X2全年授權(quán)專利(個(gè)）X3研究與發(fā)展(R&D)活動(dòng)經(jīng)費(fèi)(億元)X4研究與發(fā)展人員(萬人)X5200053.5066642556.718.5200172.7073.5615882.317.82002121.10108.37595107.717.442003228.50158982913710.52004359.101211130019511.552005524.72131.81358027010.052006699.60174.31935233010.52007831.40218.93177043014.220081040.50251.24459554017.42009928.40253.28700068022.320101256.902851380008403820111294.40321.3200000107044.620121315.60357.6270000123052.2220131279.70332.6240000143060.9620141293.60281.7200000163068.9620151310.90242.7250000178874.6表3：自變量與因變量數(shù)據(jù)表數(shù)據(jù)來源：2000--2015年S統(tǒng)計(jì)年鑒、S省國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)整理所得文章的的主要數(shù)據(jù)來源于2000--2014的《S統(tǒng)計(jì)年鑒》年以及《S省國民經(jīng)濟(jì)個(gè)社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公告》，由于2015年數(shù)據(jù)在統(tǒng)計(jì)年鑒無法查詢，缺失的部分來自于2015年《S省國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公告》，通過對(duì)2000--2014年相關(guān)部分?jǐn)?shù)據(jù)的查找和對(duì)比發(fā)現(xiàn)，《S統(tǒng)計(jì)年鑒》與《S省國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公告》中的數(shù)據(jù)保持一致，從而確保來自《S統(tǒng)計(jì)年鑒與S省國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公告》中的2015年的數(shù)據(jù)準(zhǔn)確無誤。（三）估計(jì)參數(shù)利用EViews6.0軟件，生成LNY、LNX2、LNX3、LNX4、LNX5等數(shù)據(jù)，采用這些數(shù)據(jù)對(duì)模型進(jìn)行OLS回歸，回歸的結(jié)果如下圖所示：圖3：OLS回歸結(jié)果由上圖結(jié)果可知，模型估計(jì)的結(jié)果為：LNY=-0.352584+0.651491LNX2-0.237859LNX3+1.164417LNX4-0.404228LNX5(公式2）(0.7966)(0.2678)(0.2152)(0.3173)(0.4365)t=-0.44261.4926-0.74955.4096-1.5042R2=0.9783R2=0.9704F=124.113N=16（四）模型檢驗(yàn)1、經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)?zāi)Ｐ凸烙?jì)結(jié)果說明，在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)引進(jìn)的外商投資每增長1%時(shí)，高新技術(shù)產(chǎn)品的出口額就會(huì)增長0.65149%；當(dāng)技術(shù)創(chuàng)新每增加1%時(shí)，高新技術(shù)產(chǎn)品的出口額就會(huì)降低0.237859%；當(dāng)高新技術(shù)的研究發(fā)展活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出每增長1%時(shí)，高新技術(shù)產(chǎn)品的出口額就會(huì)增長0.290597%；當(dāng)從事高新技術(shù)研發(fā)的研究人員每增長1%時(shí)，高新技術(shù)產(chǎn)品的出口額就會(huì)降低0.404228%。技術(shù)創(chuàng)新、研發(fā)人員的數(shù)量與高新技術(shù)產(chǎn)品的出口額之間的關(guān)系與假設(shè)相悖，引進(jìn)外資與增加研發(fā)費(fèi)用的理論分析和實(shí)際判斷是相一致的。2、統(tǒng)計(jì)意義檢驗(yàn)（1）擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：R2=0.9783，修正的可決系數(shù)為=0.9704，說明模型對(duì)樣本的擬合很好。即利用外商直接投資金額和研發(fā)與發(fā)展經(jīng)費(fèi)對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)品出口作出了解釋。（2）F檢驗(yàn)：針對(duì)：，選用顯著性水平=0.05，在F分布表中查出自由度k-1=4和n-k=11的臨界值為=3.36，由于F=101.6266>=3.36，所以應(yīng)當(dāng)拒絕原假設(shè)，說明回歸方程顯著。也說明了利用外商直接投資、增加研究與發(fā)展經(jīng)費(fèi)、增加研發(fā)人員的數(shù)量等變量聯(lián)合起來確實(shí)對(duì)S省的高新技術(shù)產(chǎn)品的出口貿(mào)易額增長有著顯著的影響。t檢驗(yàn):顯著性水平選擇=0.05，查t分布表得出自由度為n-k=11可知臨界值為=2.201，從上圖可以得知，“科技研究與發(fā)展經(jīng)費(fèi)”（X4）變量參數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值為5.4096大于=2.201，這說明在顯著水平=0.05下，應(yīng)當(dāng)拒絕原假設(shè)，也就是說當(dāng)在其他解釋變量不變的情況下，解釋變量“科技研究與發(fā)展經(jīng)費(fèi)”（X4）對(duì)被解釋變量S省高新技術(shù)產(chǎn)品的出口總額有顯著的影響?！袄猛馍讨苯油顿Y額”（X2）所對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量為1.4926，從圖4中可以看出其P值為1.3668，表明在=0.05的條件下，“利用外商直接投資額”（X2）對(duì)“高新技術(shù)產(chǎn)品的出口額”Y的影響不顯著，但在下=0.10，可不拒絕“利用外商直接投資額”（X2）對(duì)“高新技術(shù)產(chǎn)品的出口額”Y有顯著影響。而其他變量對(duì)被解釋變量的作用不顯著，甚至符號(hào)相反，說明變量之間有可能存在著多重共線性，從而影響了實(shí)際的檢驗(yàn)結(jié)果。多重共線性檢驗(yàn)首先利用EViews6.0軟件生成各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，整理得到相關(guān)矩陣為：表4：相關(guān)系數(shù)矩陣變量LNX2LNX3LNX4LNX5LNX21.0000000.9189610.9372840.664441LNX30.9189611.0000000.9711530.889265LNX40.9372840.9711531.0000000.805753LNX50.6644410.8892650.8057531.000000由表4所示的相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)較高，說明確實(shí)存在著嚴(yán)重的多重共線性。采用逐步回歸的方法，去檢驗(yàn)和解決多重共線性的問題。先分別作LNY對(duì)LNX2、LNX3、LNX4、LNX5的一元回歸，結(jié)果如表5所示：表5：一元回歸估計(jì)結(jié)果變量LNX2LNX3LNX4LNX5參數(shù)估計(jì)值1.95440.65240.92700.8512t統(tǒng)計(jì)量11.34296.741611.08872.8109R20.90190.76450.89780.3608修正后的R20.89490.74770.89050.3151其中，加入LNX2的方程中的最大，則就以LNX2為基礎(chǔ)，依次的加入其他的解釋變量進(jìn)行逐步回歸?；貧w結(jié)果如表6所示：表6：加入新變量的回歸結(jié)果（一）變量LNX2LNX3LNX4LNX5修正后的R2LNX2,LNX31.9342(4.2664)0.0079(0.048283)0.8868LNX2,LNX41.0431(2.3903)0.4622(2.2289)0.9181LNX2,LNX52.0287(8.5515)-0.0771(-0.4715)0.8887經(jīng)過比較，新加入LNX4的方程=0.9181，改進(jìn)最大，而且各參數(shù)的t檢驗(yàn)顯著，則選擇保留LNX4；當(dāng)新加入LNX5時(shí)，值有所下降，且t檢驗(yàn)變得不顯著，甚至LNX5的符號(hào)也變得不合理。保留變量LNX4,然后再加入其它的新的解釋變量進(jìn)行逐步回歸，得到的結(jié)果如表7所示：表7：加入新變量的回歸結(jié)果（二）變量LNX2LNX3LNX4LNX5修正后R2LNX2,LNX3,LNX41.1749(4.2405)-0.6665(-4.5392)1.2522(5.7489)0.9673LNX2,LNX3,LNX50.7954(0.9967)0.7611(1.6101)-0.7983(-1.6899)0.9008LNX2,LNX4,LNX50.4082(1.4251)1.0701(6.2303)-0.5851(-5.0399)0.9715當(dāng)加入LNX3的時(shí)候，由0.9181增加到了0.9673，但其t檢驗(yàn)值不顯著，而且參數(shù)為負(fù)值不合理；新加入LNX5時(shí)，也有所增加，同樣其t檢驗(yàn)值也不顯著，且參數(shù)為負(fù)值不合理。從相關(guān)系數(shù)也可以看出LNX3、LNX5與其他變量之間高度相關(guān)，這說明主要是由LNX3、LNX5引起了多重共線性，所以應(yīng)當(dāng)予以剔除。只需留下LNX2實(shí)際利用外商直接投資、LNX4研究與發(fā)展活動(dòng)經(jīng)費(fèi)這兩個(gè)解釋變量。將剩余的解釋變量進(jìn)行重新定義，“實(shí)際利用外商直接投資”為X2，“研究與發(fā)展活動(dòng)經(jīng)費(fèi)”為X3，對(duì)新的變量進(jìn)行重新回歸的結(jié)果如下圖所示：圖4：OLS重新回歸結(jié)果圖由圖4可知模型估計(jì)的結(jié)果為：LNY=-153.29999+3.529689LNX2+0.290597LNX3(公式3）91.049190.6144560.098531t=-1.6837055.7444152.949309R2=0.9399R2=0.9306F=101.6266N=16修正以后的模型擬合優(yōu)度為R2=0.939885，修正以后的可決系數(shù)為R2=0.930637，說明模型對(duì)樣本的擬合很好。即實(shí)際利用外商直接投資金額和研發(fā)與發(fā)展經(jīng)費(fèi)投入對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)品的出口額作出了解釋。模型估計(jì)結(jié)果說明，在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)引進(jìn)的實(shí)際外商直接投資每增長1億美元時(shí)，高新技術(shù)產(chǎn)品的出口額就會(huì)增長3.529689億美元；當(dāng)高新技術(shù)產(chǎn)品的研究發(fā)展活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出每增長1億元時(shí)，高新技術(shù)產(chǎn)品的出口額就會(huì)增長0.290597億美元。即S省高新技術(shù)產(chǎn)品的出口額隨著引進(jìn)的外商直接投資的金額以及對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)品的研發(fā)投入的增加而增加。這一結(jié)果與理論分析和實(shí)際判斷相一致。（五）實(shí)證結(jié)果分析模型估計(jì)結(jié)果表明，在假定其他變量不變的情況下，實(shí)際利用外商直接投資和S省高新技術(shù)產(chǎn)品的出口額之間成正相關(guān)關(guān)系，高新技術(shù)產(chǎn)品的研究發(fā)展活動(dòng)經(jīng)費(fèi)投入也與S省高新技術(shù)產(chǎn)品的出口額之間存在正相關(guān)關(guān)系。因此增加實(shí)際利用外商直接投資和加大高新技術(shù)產(chǎn)品的研究與發(fā)展活動(dòng)經(jīng)費(fèi)時(shí)，都會(huì)帶動(dòng)S省高新技術(shù)產(chǎn)品的出口貿(mào)易的發(fā)展。當(dāng)減少實(shí)際利用外商直接投資額和降低高新技術(shù)產(chǎn)品的研發(fā)與發(fā)展活動(dòng)經(jīng)費(fèi)的時(shí)候，就會(huì)不利于S省高新技術(shù)產(chǎn)品出口貿(mào)易的發(fā)展。同增加高新技術(shù)產(chǎn)品的研究與發(fā)展活動(dòng)經(jīng)費(fèi)促進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)品的出口相比，擴(kuò)大實(shí)際利用外商直接投資的規(guī)模對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)品的出口促進(jìn)作用更大。促進(jìn)S省高新技術(shù)產(chǎn)品出口增長的建議由以上結(jié)論可以得知，S省高新技術(shù)產(chǎn)品的出口對(duì)外商投資的依賴性較大，在加大利用外商直接投資的同時(shí)，也應(yīng)增強(qiáng)國內(nèi)企業(yè)的自主研發(fā)能力，只有提升了企業(yè)自身的創(chuàng)新能力，才能保持企業(yè)的長期穩(wěn)定的發(fā)展，加大研發(fā)力度與利用外資相結(jié)合，才能更快更好地促進(jìn)S省高新技術(shù)產(chǎn)品的發(fā)展。（一）加大高新技術(shù)產(chǎn)品的自主研發(fā)力度通過上面的的理論和回歸分析得出，增加研發(fā)投入的能夠加大S省高新技術(shù)產(chǎn)品的出口規(guī)模，所以要擴(kuò)大S省高新技術(shù)產(chǎn)品的出口規(guī)模，需要加大研發(fā)的投入力度，引導(dǎo)企業(yè)實(shí)現(xiàn)自主創(chuàng)新，重視科學(xué)技術(shù)的研發(fā)，建立自主品牌。增加科研經(jīng)費(fèi)的投入力度能夠有效促進(jìn)S省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的出口。（二）增強(qiáng)對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)外商直接投資的引進(jìn)外商直接投資的引進(jìn)對(duì)S省高新技術(shù)產(chǎn)品的出口具有重要的促進(jìn)作用。當(dāng)前S省高新技術(shù)產(chǎn)品在加工貿(mào)易中占據(jù)著主導(dǎo)地位。在加工貿(mào)易的基礎(chǔ)上，應(yīng)當(dāng)適當(dāng)引進(jìn)跨國公司的核心研發(fā)團(tuán)隊(duì)，這對(duì)實(shí)現(xiàn)S省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的跨越式發(fā)展，有著非常重要的戰(zhàn)略意義。因此S省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)在引進(jìn)外商投資的時(shí)候，需要從一般意義上的高新技術(shù)向投資資金密集、技術(shù)水平較高的、高附加值的行業(yè)引進(jìn)。尤其是要以發(fā)展電子信息、生命科學(xué)、新材料以及生物醫(yī)藥等資金技術(shù)密集型的高新技術(shù)的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)為主。（三）改善和優(yōu)化S省內(nèi)的投資環(huán)境良好的省內(nèi)投資環(huán)境對(duì)擴(kuò)大外商投資的引進(jìn)具有一定的促進(jìn)作用，為了進(jìn)一步的增大利用外商投資的規(guī)模，省內(nèi)的投資環(huán)境的優(yōu)劣是最重要的原因之一。如今意義上的的投資環(huán)境已經(jīng)從傳統(tǒng)上的交通、運(yùn)輸和通信等硬環(huán)境變化為文化背景以及體制等方面的軟環(huán)境約束。S省可以利用其緊鄰上海的地理位置，充分的利用上海自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟(jì)輻射，加快形成自由的市場環(huán)境，政府也應(yīng)該出臺(tái)更多的政策優(yōu)惠，為外商企業(yè)在S省的投資創(chuàng)造更好的環(huán)境。（四）合理規(guī)劃招商引資的區(qū)域，實(shí)現(xiàn)高新產(chǎn)業(yè)在全省布局外商直接投資在S省內(nèi)存在著區(qū)域特征，從而使得高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的區(qū)域發(fā)展以及產(chǎn)業(yè)間的發(fā)展都存在不平衡的現(xiàn)象，并且差異相對(duì)較大，并形成了以蘇州、無錫、常州為龍頭的蘇南地區(qū)優(yōu)勢顯著和以淮安、鹽城為代表的蘇北地區(qū)處于弱勢的格局。為了能促進(jìn)S省內(nèi)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的全面發(fā)展，應(yīng)該采取一定的措施，尤其是各地方政府應(yīng)該加大對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)在當(dāng)?shù)匕l(fā)展減免稅收、降低土地使用費(fèi)用、加強(qiáng)高新技術(shù)人才引進(jìn)等優(yōu)惠政策，實(shí)現(xiàn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)在全省內(nèi)布局，促進(jìn)S省各地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的共同發(fā)展。參考文獻(xiàn)[1]都曉巖，王麗華.我國高新技術(shù)產(chǎn)品出口存在的問題及對(duì)策分析［J］．國際貿(mào)易問題，2004（8）:12-16[2]焦習(xí)燕.青島市高新技術(shù)產(chǎn)品出口問題及對(duì)策［J］．現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè)，2014（23）:41-42[3]許智云.福建省高新技術(shù)產(chǎn)品出口現(xiàn)狀及對(duì)策分析