高技術(shù)產(chǎn)品出口對中國工業(yè)的外溢效應(yīng)研究

劉鳳芹 劉 蕊

高技術(shù)產(chǎn)品出口對中國工業(yè)的外溢效應(yīng)研究

劉鳳芹 劉 蕊

本文在菲德爾（Feder）經(jīng)典兩部門模型的基礎(chǔ)上，將其拓展為由工業(yè)非出口部門、工業(yè)中非高技術(shù)產(chǎn)品出口部門和工業(yè)中高技術(shù)產(chǎn)品出口部門組成的三部門模型，以中國2007—2012年省際面板數(shù)據(jù)為研究對象，實(shí)證分析了中國高技術(shù)產(chǎn)品出口對工業(yè)的外溢效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：在全國層面，中國高技術(shù)產(chǎn)品出口對工業(yè)非出口部門的存在外溢弱效應(yīng)；在區(qū)域?qū)用?，高技術(shù)產(chǎn)品出口部門的外溢效應(yīng)存在地區(qū)差異，東部地區(qū)和中部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)品出口對工業(yè)非出口部門不存在外溢效應(yīng)，在西部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)品出口對工業(yè)非出口部門存在外溢弱效應(yīng)。

高技術(shù)產(chǎn)品出口 外溢效應(yīng) Feder模型

一、引言

中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在過去的十幾年里迅猛增長，從2006年的41996億元人民幣增長到2012年的102284億元人民幣①數(shù)據(jù)來源：《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》2007—2013年。。另外，2007—2012年高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對工業(yè)總產(chǎn)值一直保持著10%以上的貢獻(xiàn)率②數(shù)據(jù)來源：《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》2007—2012年，《中國工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》2013年。。2006年中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口交貨值占高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值比重高達(dá)55.9%，這一比重到2012年一直保持在45%以上③數(shù)據(jù)來源：《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》2006—2013年。，這說明出口部門在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中具有舉足輕重的地位。

本文要對高技術(shù)產(chǎn)品出口對工業(yè)的外溢效應(yīng)進(jìn)行考察。外溢效應(yīng)的本質(zhì)是正的經(jīng)濟(jì)外部性④正的經(jīng)濟(jì)外部性是指某個(gè)經(jīng)濟(jì)實(shí)體（國家、企業(yè)、個(gè)人）的行為給其他經(jīng)濟(jì)實(shí)體帶來利益，卻不會因此得到補(bǔ)償。。工業(yè)是中國國民經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)是中國實(shí)現(xiàn)科技興國和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級過程中重點(diǎn)發(fā)展的產(chǎn)業(yè)。那么，高技術(shù)產(chǎn)品出口對中國工業(yè)具有外溢效應(yīng)嗎？如果有，外溢效應(yīng)是多少呢？外溢效應(yīng)在區(qū)域間存在差異嗎？因此，研究高技術(shù)產(chǎn)品出口對工業(yè)的外溢效應(yīng)有利于中國高技術(shù)產(chǎn)品出口可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略的進(jìn)一步完善，對中國工業(yè)和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展均具有積極的指導(dǎo)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

菲德爾（Feder，1983）首創(chuàng)性地提出了貿(mào)易出口對經(jīng)濟(jì)增長不僅有直接的促進(jìn)作用，還有間接的外部效應(yīng)［1］。通過構(gòu)建一個(gè)由出口部門和非出口部門組成的兩部門模型，并進(jìn)行實(shí)證研究得出結(jié)論：出口對經(jīng)濟(jì)增長的正向影響體現(xiàn)在兩個(gè)方面。第一，要素資源的優(yōu)化配置帶動經(jīng)濟(jì)增長。出口部門普遍比非出口部門擁有更高的要素生產(chǎn)率，生產(chǎn)要素從邊際生產(chǎn)率低的非出口部門流向邊際生產(chǎn)率高的出口部門，實(shí)現(xiàn)了資源的優(yōu)化配置。第二，出口對非出口部門具有正的外部性。出口部門在管理、生產(chǎn)和市場營銷方面與非出口部門相比都是比較成熟和先進(jìn)的，非出口部門通過在這些方面向出口部門學(xué)習(xí)可以提高全要素生產(chǎn)效率?？ㄎ炙梗↘avoussi，1984）把出口進(jìn)行了初級產(chǎn)品與工業(yè)制成品的細(xì)分，經(jīng)過實(shí)證檢驗(yàn)得出結(jié)論：第一，無論國家收入水平如何，高出口增長率都極大地促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長率的提高。第二，對相對發(fā)達(dá)的國家來說，工業(yè)制成品的出口對出口更具有擴(kuò)展效應(yīng)；在相對欠發(fā)達(dá)國家中，初級產(chǎn)品出口對經(jīng)濟(jì)的帶動作用更加明顯，但這種作用會隨著該國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的逐漸提高而呈現(xiàn)出遞減趨勢［2］。盧卡斯（Lucas，1988）第一次提出了貿(mào)易會帶來經(jīng)濟(jì)的非均衡增長，并據(jù)此觀點(diǎn)構(gòu)建了一個(gè)模型。他認(rèn)為，通過貿(mào)易一個(gè)國家的稀缺生產(chǎn)要素在技術(shù)水平不同的部門間進(jìn)行配置，從而影響一個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)增長率［3］。楊全發(fā)（1998）是首位運(yùn)用Feder模型對中國出口與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)的學(xué)者。他在29個(gè)省、市、自治區(qū)自1985—1994年數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，研究了中國出口與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，最后得出的結(jié)論基本支持了出口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長這個(gè)假設(shè)［4］?？死姿共āた淅姿柜R和沃茲（Crespo-Cuaresma＆Worz，2002）將菲德爾兩部門模型根據(jù)技術(shù)密集度發(fā)展為四部門模型。出口部門被進(jìn)一步細(xì)分為低技術(shù)出口部門、高技術(shù)出口部門以及非制造業(yè)出口部門，對不同技術(shù)程度的出口部門對非出口部門進(jìn)行生產(chǎn)率差異和外部性的實(shí)證檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，技術(shù)程度較高的出口部門對經(jīng)濟(jì)增長的正向作用主要源于生產(chǎn)率優(yōu)勢，并未對非出口部門有著較明顯的外部性效應(yīng)［5］。賴明勇、許和連、包群（2003）把Feder模型發(fā)展成由工業(yè)制成品出口部門、初級產(chǎn)品出口部門以及非出口部門組成的三部門模型，實(shí)證結(jié)論顯示：中國工業(yè)制成品出口對非出口部門具有技術(shù)外溢效應(yīng)［6］。賴明勇、周楊（2005）再次對Feder模型進(jìn)行了發(fā)展，把Feder模型拓展為由高技術(shù)產(chǎn)品出口部門、工業(yè)制成品出口部門、初級產(chǎn)品出口部門和非出口部門四部門組成的模型，通過對中國各省、市、自治區(qū)2000—2003年的數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析，得出結(jié)論：第一，高技術(shù)產(chǎn)品出口對經(jīng)濟(jì)的拉動效應(yīng)在中國東部十分顯著，但在中西部則不然。第二，高技術(shù)產(chǎn)品出口的外溢效應(yīng)在東部地區(qū)很微弱，而在中西部地區(qū)則基本不存在［7］。

以上學(xué)者通過對國內(nèi)外的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，基本證實(shí)了出口部門對非出口部門具有外溢效應(yīng)的假設(shè)，并且將出口部門按照技術(shù)密集程度進(jìn)行細(xì)分從而考察高技術(shù)產(chǎn)品出口部門對非出口部門的外溢效應(yīng)。但是以上文獻(xiàn)的研究僅局限于出口對整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)的外溢效應(yīng)，并未將國民經(jīng)濟(jì)進(jìn)行進(jìn)一步的行業(yè)劃分。因此，本文在以上文獻(xiàn)研究成果的基礎(chǔ)上，把高技術(shù)產(chǎn)品出口與國民經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究進(jìn)一步細(xì)化到高技術(shù)產(chǎn)品出口與國民經(jīng)濟(jì)的支出產(chǎn)業(yè)——工業(yè)之間的關(guān)系研究，重點(diǎn)考察高技術(shù)產(chǎn)品出口對工業(yè)的外溢效應(yīng)。

三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)變量說明

（一）模型的設(shè)定

本文在菲德爾（Feder）模型的基礎(chǔ)上，將整個(gè)工業(yè)分為工業(yè)非出口部門、工業(yè)中高技術(shù)產(chǎn)品出口部門和工業(yè)中非高技術(shù)產(chǎn)品出口部門，構(gòu)建三部門模型。

其中Y表示工業(yè)總產(chǎn)值，N表示工業(yè)非出口部門產(chǎn)出，X1和X2分別表示工業(yè)中非高技術(shù)產(chǎn)品出口部門和高技術(shù)產(chǎn)品出口部門的產(chǎn)出，KN、KX1和KX2分別表示工業(yè)中非出口部門、工業(yè)中非高技術(shù)產(chǎn)品出口部門和高技術(shù)產(chǎn)品出口部門的資本投入，LN、LX1和LX2分別表示上述三部門的勞動投入，F(xiàn)X1，F(xiàn)X2分別代表了工業(yè)中非高技術(shù)產(chǎn)品出口部門和高技術(shù)產(chǎn)品出口部門的外部經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。

現(xiàn)在假設(shè)工業(yè)中非出口部門、工業(yè)中非高技術(shù)產(chǎn)品出口部門和工業(yè)中高技術(shù)產(chǎn)品出口部門存在要素邊際生產(chǎn)率上的差異，且差異如下：

H、T、F分別代表了工業(yè)中非高技術(shù)產(chǎn)品出口部門、工業(yè)中高技術(shù)產(chǎn)品出口部門、工業(yè)中非出口部門的生產(chǎn)函數(shù)。

對本文所構(gòu)建模型中的等式之一Y＝N＋X1＋X2取微分，得到

假設(shè)工業(yè)中總資產(chǎn)增量＝工業(yè)總投資，即I＝IN＋I(xiàn)X1＋I(xiàn)X2＝dKX1＋dKX2＝dK，工業(yè)中總勞動增量為dL＝dLN＋dLX1＋dLX2，從而有

經(jīng)整理得到以下等式：

布魯諾（Bruno）在分析某一個(gè)給定部門與整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)關(guān)系時(shí)提出如下假設(shè)，整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)的人均國民產(chǎn)出與某一個(gè)給定部門的勞動邊際生產(chǎn)率存在線性關(guān)系，即FL＝γ×（Y／L），在本文中，同樣采用這一假設(shè)，再另FK＝δ，上試經(jīng)過整理為：

等式兩邊除以Y得到：

為了進(jìn)一步說明外溢效應(yīng)，本文假設(shè)工業(yè)中非高技術(shù)產(chǎn)品出口部門和工業(yè)中高技術(shù)產(chǎn)品出口部門對工業(yè)中非出口部門的產(chǎn)出影響的彈性均是不變的。

上式中，彈性系數(shù)φ，θ分別表示了工業(yè)中非高技術(shù)產(chǎn)品出口部門、工業(yè)中高技術(shù)產(chǎn)品出口部門對工業(yè)中非出口部門產(chǎn)出的影響，是衡量外部溢出效應(yīng)的重要指標(biāo)。

本文對式（15）進(jìn)行如下解釋：

在上文中提到的各種假設(shè)前提下，工業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長主要與以下幾個(gè)因素有關(guān)：工業(yè)中資本和勞動的投入、工業(yè)中非高技術(shù)產(chǎn)品出口部門和工業(yè)中高技術(shù)產(chǎn)品出口部門的發(fā)展。

工業(yè)非高技術(shù)產(chǎn)品出口部門和工業(yè)中高技術(shù)產(chǎn)品出口部門主要通過兩個(gè)渠道影響工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長：

（二）數(shù)據(jù)及變量的選取

為了對以上模型進(jìn)行實(shí)證分析，本文使用了不包括香港、澳門、臺灣在內(nèi)的31個(gè)省、市、自治區(qū)自2007—2012年的面板數(shù)據(jù)。工業(yè)總產(chǎn)出Y用工業(yè)總產(chǎn)值表示，工業(yè)中的投資I用各省、市全社會固定資產(chǎn)投資額表示。工業(yè)中的勞動力用各省、市的年底從業(yè)人數(shù)表示，X1用各省、市工業(yè)出口交貨值中非高技術(shù)產(chǎn)品出口交貨值表示，X2用各省、市工業(yè)出口交貨值中高技術(shù)產(chǎn)品出口交貨值表示。

各省、市工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)、全社會固定資產(chǎn)投資額數(shù)據(jù)及工業(yè)年底從業(yè)人數(shù)據(jù)均來源于《各省、市統(tǒng)計(jì)年鑒》2007—2013各期；各省市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口交貨值數(shù)據(jù)來源于《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》2007—2013年；各省市工業(yè)出口交貨值數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》2007—2012年與《中國工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》2013年。

（三）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在對模型進(jìn)行回歸分析之前，對所構(gòu)建三部門模型中的七個(gè)回歸變量進(jìn)行LLC和ADF-Fisher單位根檢驗(yàn)，來檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示：

表1中的檢驗(yàn)結(jié)果表明，無論是LLC檢驗(yàn)還是ADF-Fisher檢驗(yàn)，各變量的p值均小于顯著水平1%，存在單位根，數(shù)據(jù)不平穩(wěn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明模型中采用的面板數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，可以進(jìn)行下一步的回歸分析。

表1 模型中各變量的單位根檢驗(yàn)

表2 全國外溢效應(yīng)回歸估計(jì)結(jié)果

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）全國層面的實(shí)證結(jié)果

對模型（2）進(jìn)行OLS回歸估計(jì)考察全國范圍高技術(shù)產(chǎn)品出口對工業(yè)的外溢效應(yīng)，回歸估計(jì)結(jié)果如表2所示：

從表2中的模型（2）回歸結(jié)果中，可以得出：

（1）模型（2）中所有自變量對工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的回歸估計(jì)是顯著有效的。Ad.R2為0.4722，說明模型中所有的變量對工業(yè)增長的聯(lián)合影響為47.22%。

總體上看來，中國高技術(shù)產(chǎn)品出口對工業(yè)經(jīng)濟(jì)存在外溢效應(yīng)，但是外溢效應(yīng)比較弱。工業(yè)中高技術(shù)產(chǎn)品出口部門的外溢效應(yīng)要明顯小于工業(yè)中非高技術(shù)產(chǎn)品出口部門的外溢效應(yīng)。

（二）東中西部地區(qū)①東部地區(qū)包括北京、天津、上海、河北、山東、江蘇、浙江、福建、廣東、海南和遼寧；中部地區(qū)包括黑龍江、吉林、山西、河南、湖北、安徽、湖南和江西；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、新疆、寧夏、陜西、甘肅、青海、四川、重慶、西藏、廣西、貴州和云南。外溢效應(yīng)的實(shí)證結(jié)果

為了進(jìn)一步分析中國工業(yè)中高技術(shù)產(chǎn)品出口的外溢效應(yīng)是否存在區(qū)域差異，對東中西部地區(qū)分別進(jìn)行模型（2）的回歸分析，估計(jì)結(jié)果如表3所示：

從表3的估計(jì)結(jié)果中可以看出：

（1）東中西部三個(gè)地區(qū)的模型（2）回歸估計(jì)的F統(tǒng)計(jì)量分別為26.3803、9.9634和30.3205，且均通過了顯著水平為1%時(shí)的顯著性檢驗(yàn)，說明東中西部三個(gè)地區(qū)模型（2）的回歸估計(jì)整體上都是統(tǒng)計(jì)顯著的。

（2）中國東部地區(qū)和中部地區(qū)代表工業(yè)中非高技術(shù)產(chǎn)品出口對工業(yè)非出口部門外溢效應(yīng)的參數(shù)φ的估計(jì)值分別為0.2451和0.1737，且分別通過了1%和10%顯著水平的檢驗(yàn)，說明中國東部地區(qū)和中部地區(qū)工業(yè)中非高技術(shù)產(chǎn)品出口每增加1個(gè)百分點(diǎn)，通過外溢效應(yīng)帶動工業(yè)非出口部門經(jīng)濟(jì)增長0.2451和0.1737個(gè)百分點(diǎn)。西部地區(qū)參數(shù)φ的估計(jì)值是統(tǒng)計(jì)不顯著的，說明在中國西部地區(qū)工業(yè)中非高技術(shù)產(chǎn)品出口對工業(yè)非出口部門不存在外溢效應(yīng)。

（3）中國東部地區(qū)和中部地區(qū)代表工業(yè)中高技術(shù)產(chǎn)品出口對工業(yè)非出口部門外溢效應(yīng)的參數(shù)θ的估計(jì)值都是統(tǒng)計(jì)不顯著的，所以在中國東部地區(qū)和中部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)品出口對工業(yè)非出口部門不具有外溢效應(yīng)。西部地區(qū)的參數(shù)θ的估計(jì)值為0.0191，在1%的顯著水平下是統(tǒng)計(jì)顯著的，說明中國西部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)品出口對工業(yè)非出口部門的外溢弱效應(yīng)。

在區(qū)域?qū)用妫袊鴸|部地區(qū)和中部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)品出口對工業(yè)非出口部門不存在外溢效應(yīng)，在西部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)品出口對工業(yè)非出口部門的外溢效應(yīng)是顯著存在的。

表3 東中西部外溢效應(yīng)回歸估計(jì)結(jié)果

五、結(jié)論及政策建議

本文通過對高技術(shù)產(chǎn)品出口對工業(yè)的外溢效應(yīng)的實(shí)證研究得出以下結(jié)論：

（1）在全國層面中國高技術(shù)產(chǎn)品出口具有正的外溢效應(yīng)。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口部門在國際市場競爭過程中學(xué)習(xí)到的先進(jìn)管理經(jīng)驗(yàn)和市場營銷策略，自主研發(fā)或者引自國外的生產(chǎn)技術(shù)會通過技術(shù)的傳染效應(yīng)和示范效應(yīng)擴(kuò)散到國內(nèi)工業(yè)非出口部門，因此產(chǎn)生了正的技術(shù)溢出效應(yīng)。

（2）在全國層面中國高技術(shù)產(chǎn)品出口的外溢效應(yīng)較弱且小于工業(yè)中非高技術(shù)產(chǎn)品出口的外溢效應(yīng)。中國高技術(shù)產(chǎn)品出口部門中外資企業(yè)占主導(dǎo)地位。外資企業(yè)既有通過技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)引起的正的外溢效應(yīng)，也有因?yàn)楹蛧鴥?nèi)企業(yè)激烈競爭引起的負(fù)的外溢效應(yīng)，隨著中國國內(nèi)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展以及與國外發(fā)達(dá)國家技術(shù)水平差距的縮小，外資帶來的正的外溢效應(yīng)與負(fù)的外溢效應(yīng)之間的差距趨于收斂［8］。另外，由于外資企業(yè)大多建立在高新工業(yè)園區(qū)或技術(shù)開發(fā)區(qū)，且以加工貿(mào)易為主要貿(mào)易方式，技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)較弱，因此外溢效應(yīng)較弱［9］。

（3）中國高技術(shù)產(chǎn)品出口對工業(yè)的外溢效應(yīng)存在地區(qū)差異。高技術(shù)產(chǎn)品出口在東部地區(qū)和中部地區(qū)幾乎不存在外溢效應(yīng)，在西部地區(qū)顯著存在。這是因?yàn)橹袊鞑康貐^(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)起步晚，技術(shù)水平落后，高技術(shù)產(chǎn)品出口對西部地區(qū)的工業(yè)通過技術(shù)外溢帶來的邊際效益較高。中國東部地區(qū)和中部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)已經(jīng)得到了一定的發(fā)展，引進(jìn)技術(shù)的邊際效益下降，同時(shí)外資企業(yè)與國內(nèi)企業(yè)競爭日益激烈，導(dǎo)致了東中部地區(qū)技術(shù)外溢效應(yīng)不顯著。

針對以上問題，本文對高技術(shù)產(chǎn)品出口提出了以下建議：

第一，深化科技管理體制改革，逐漸加大市場需求對科技資源配置的導(dǎo)向作用［10］。第二，通過加大中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)力度和制定差別化貿(mào)易方式的高技術(shù)產(chǎn)品出口政策提高中國高技術(shù)出口產(chǎn)品的國際競爭力。第三，調(diào)整高技術(shù)產(chǎn)品出口部門的外資結(jié)構(gòu)。

［1］FEDER G.On exports and economic growth［J］.Journal of Development Economics，1983，12（1）：59－73.

［2］KAVOUSSIRM.Exportexpansion and economic growth：further empiricalevidence［J］.Journalof Development Economics，1984，14（1）：241－250.

［3］LUCASR Jr.On themechanics of economic development［J］.Journal of Monetary Economics，1988，22（1）：3－42.

［4］楊全發(fā).中國地區(qū)出口貿(mào)易的產(chǎn)出效應(yīng)分析.經(jīng)濟(jì)研究，1998（7）：22－26.

［5］CRESPO-CUARESMA J，WORZ J.On export composition and growth［Z］.Working Paper，2002.

［6］包群，許和連，賴明勇.貿(mào)易開放度與經(jīng)濟(jì)增長：理論及中國的經(jīng)驗(yàn)研究［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2003（2）：10－18.

［7］賴明勇，周楊.高新技術(shù)產(chǎn)品出口對中國經(jīng)濟(jì)增長的拉動效應(yīng)及外溢分析［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究，2005（8）：55－58.

［8］張同斌.中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展及其影響因素研究［D］，2012（9）：112－113

［9］陳凱華，官建成，寇明婷.中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)“高產(chǎn)出，低效益”的癥結(jié)與對策研究——基于技術(shù)創(chuàng)新效率角度的探索［J］.管理評論，2012，24（4）：53－66.

［10］李鵬飛.“十二五”時(shí)期的中國工業(yè)——“中國工業(yè)發(fā)展論壇”綜述［J］，中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2012（12）：83－88.

Research on Spillover Effect of High-Tech Products Export on Industry

LIU Feng-qin，LIU Rui
（School of Economics，Dongbei University of Finance and Economics，Dalian 116023）

According to Feder classic model，this paper develops a new three-sector model，consisting of industrial non-export sector，industrial non-high-tech products export sector and high-tech products export sector.Based on provincial panel data from 2007 to 2012，spillover effect of high-tech products export on industry economic growth is estimated by regression analysis of the model.Through empirical analysis，it can be found：at the national level，high-tech products export hasweak spillover effect on industrial non-export sector；at the regional level，spillover effect of high-tech products export on industrial non-export sector does not exist in eastern and central region，while it is obvious in western China.

High-tech Products Export；Spillover Effect；Feder Model

F224

A

1000－7636（2014）11－0019－07

責(zé)任編輯：張任之

2014－07－29

國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“特許經(jīng)營合約中的準(zhǔn)租金擠占和治理研究——以4S特許汽車經(jīng)營為例”（71272053）；東北財(cái)經(jīng)大學(xué)項(xiàng)目“縱向合作中的聲譽(yù)轉(zhuǎn)移和責(zé)任追索”（DUFE2014J03）

劉鳳芹 東北財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，大連市，116023；劉 蕊 東北財(cái)經(jīng)大學(xué)碩士研究生。