中国进口贸易的技术外溢效应测度与分析，本文主要内容关键词为：中国论文,效应论文,贸易论文,技术论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F74;F062.4 文献标识码：A 文章编号：1004-115X(2006)06-0033-04
1 相关研究综述
20世纪80年代初，新增长理论开始研究技术变动、进口贸易、经济增长三者之间的互动关系，认为进口贸易是技术进步的一项主要原因。Ethier(1982)认为，中间产品的自由贸易将导致更细致的劳动分工，这将有利于效率的提高。特别是当进口的产品是差异化资本品时，国内企业可以从这些产品中获得更大的利益。Rivera-Batiz & Romer(1991)将Eethier的模型进行了扩展，认为中间差异化产品贸易的开展，将在较长的时期内加快一国的技术革新与经济增长的步伐。Lee(1993)认为，对资本普遍缺乏的发展中国家而言，贸易自由化有利于降低资本品的价格，提高一国的资本积累速度，从而有利于技术进步。
进口贸易具有显著的技术溢出效应已经为大量的研究所证实。Eaton and Kortum(1996)通过对OECD数据的研究发现，一些OECD国家中有超过50%的经济增长来自于美国、德国、日本的技术革新。Coe,Helpman & Hoffmaister(1997)和Barba Navarett & Soloaga(2002)两项研究都认为发展中国家可以从与发达国家的进口贸易中获得技术外溢的好处。Schiff,Wang,Olarreaga(SWO,2002)认为，1976-1998年南北贸易模式中的R&D外溢效应极大的促进了发展中国家知识密集型产业的全要素生产率，而南南贸易中的知识外溢则带来了知识密集程度较低产业全要素生产率的提高。
入世后，伴随着我国进口贸易的快速增长，进口贸易能否对我国产生了技术外溢效应，技术外溢效益的程度如何等问题已经引起了人们的关注。国内学者如陈智远(2001)，尹翔硕(2001)，方希桦等(2004)，仇怡、方齐云(2004)，黄先海等(2005)，李平(2006)等都曾进行过该领域的研究。本文将在目前已有的国内外文献的基础上，建立中国进口贸易技术外溢的动态误差修正模型，并将对这一问题展开进一步的研究与探讨。
2 模型与数据选取
2.1 模型的建立
Coe和Helpman(1995)的贸易一技术溢出模型（以下简称CH模型）是建立在Grossman & Helpman的“创新驱动”的增长模型基础上的，其目的是评价国内的技术优势如何影响国内的生产增长。更确切地说，是评价来自于进口商品和服务的技术溢出效应。可以表述为：
量。
国外R&D资本存量：
(2)
RDK[,jt]表示贸易伙伴国R&D的存量；m[,it]表示i国的进口总额；Y[,it]表示i国的GDP;m[,ijt]表示i国从j国的进口额。由于这种方法在数据方面的限制，Lichtenberg和Pottelsberghe(1998)提出了另外一种检验技术外溢的方法，认为：
Jorge Crespoeta等(2002)认为公式(3)没有考虑国家规模大小，而现实中小国通常比大国有更高的贸易开放度。为此引入了一个修正因子M[*,it]以考虑每国根据其经济规模的进口值的实际与理论中的差异。这样，技术外溢的测度指标就变为：
公式(4)中M[*,it]是i国产品平均进口渗透率（进口／GDP）的实际与理论值之比。
综合以上相关方法，本文选取的测度模型中将引入实际进口渗透率变量（即我国实际进口值与GDP的比值），来考察我国进口贸易的技术外溢效果。因此对于技术外溢测度指标的选取不需要考虑国与国之间的规模差异。（见公式5）
2.2 数据的来源与处理
本文考察的样本数据区间为1981-2004年，主要来自于各年的《中国统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》、《中国商务部年鉴》、《中国对外经济贸易年鉴》等。
2.2.1 全要素生产率(F[,it])
2.2.2 国内R&D存量
中国对研发支出进行统计是从1987年才开始的，而长期以来政府财政科研拨款一直是我国研发投入的主要形式，因为为了保证数据的连续性与检验的可行性，本文采用国家财政科研拨款作为我国R&D投入的代理变量，并按照当年汇率折算成美元。
2.2.3 国外平均R&D资本存量
本文选取了1981-2004年8个主要的进口贸易伙伴，它们分别是美国、加拿大、澳大利亚、日本、韩国、法国、德国、意大利，从这些国家进口的贸易累计额占中国进口贸易累计总额的60%以上。
以上8国各年R&D占GDP的份额
的数据来自于Environmental and Social Statistics(OECD,2006)。其中有些国家的个别年份的数据缺少，就以前后两年计算出来的平均增长率进行估算。其他数据来自于各年《中国统计年鉴》、《中国商务部年鉴》和《中国对外经济贸易年鉴》整理得到。
3 实证结果与分析
3.1 平稳性检验
为了进行实证分析，首先应确定时间序列的平稳性及其单整阶数。本文采用ADF方法对时间序列进行协整性检验，检验结果见表1。
3.2 协整性检验
因为△lnF[,it],△lnS[d,it],△lnS[fm,it]都是一阶单整变量，所以可以按照Johansen协整检验方法来考察变量之间的长期均衡关系。由AIC定价准则，根据无约束VAR模型的残差分析可知最优滞后期为2。根据本文的数据特征，协整方程包含有截距项和线性趋势，数据生成为有线性趋势。检验结果如表2所示。
首先，在不存在协整关系的零假设下，似然比统计量为46.20587大于5%临界值42.91525，而拒绝原假设，即表明变量之间存在协整关系。其次，在最多存在一个协整关系的零假设下，似然比统计量为22.41851，小于5%的临界值25.32，从而确定变量之间存在唯一的协整关系。对应的协整关系长期方程为：
公式(6)表明国内R&D资本存量和国外平均资本存量对中国全要素生产率的提升均具有正向促进作用。国内R&D资本存量每增长1个百分点就可带动全要素增长率提高约增长0.055个百分点；通过进口溢出的贸易伙伴R&D资本存量每增长1个百分点，就可带动国内全要素生产率提升0.049个百分点。因此，中国目前技术水平提高的主力军仍然是国内研发的因素，而国外进口贸易带来的技术外溢的作用也占有重要的地位。
3.3 建立误差修正模型(ECM)
协整检验的结果说明我国进口贸易与全要素生产率之间存在唯一的长期均衡关系，但这种均衡关系短期调整过程如何，还需要进一步验证。本文选用动态分布滞后ADL(1,1,2)（含有2个外生变量，解释变量和被解释变量各滞后1期）。排除了t检验值不显著的变量后，最终确定的回归结果如下：
所以不存在异方差。上述的检验结果中误差修正项系数符号为负，符合反向修正机制，表示滞后一期的非均衡误差以0.341的速度从非均衡状态向长期均衡状态调整。变量lnS[d,it]的差分滞后项，lnS[fm,it]的差分和其滞后项系数不显著，已在误差修正模型中被排除。表明短期内，我国各年R&D投入的变动和贸易伙伴的R&D投入没有明显的滞后效应，对当期的技术进步的作用不大。而我国全要素生产率增长的本身具有很明显的1期滞后效应，表明技术进步存在白反馈现象，即上期技术进步的增长速度对本期的技术进步有明显的拉动作用。同时，国内R&D投入的增长也对当期的技术进步起到一定作用，不断加大国内R&D的投入将可以促进我国短期的技术进步。
4 结论与政策建议
4.1 对我国而言，自主研发始终是技术进步的主要源泉。
通过实证分析可以看到，无论是长期还是短期，国内研发的投入都对我国的技术进步都起到了直接的推动作用，并且超过了进口贸易的技术外溢效应。随着我国改革开放的深化，我国需要对外开放来学习、模仿、引进发达国家的先进技术，从而缩小与它们的技术差距。但是如果只是一味地学习和模仿，就会永远落后于别人，难以实现赶超。因此我国可以在大力引进国外先进技术的同时，继续增加研发经费和科技教育事业的投入，不断实现我国技术自主创新能力的提升。
4.2 技术进步存在自反馈现象，具有显著的滞后拉动作用
这是因为，国内研发投入和能力的加强提高了本国对国外溢出技术的吸收能力，也起到了间接促进技术进步的作用。一般来说，引进技术的消化、吸收和创新是一国技术进步的关键。作为一个发展中国家，充分利用国际先进科技成果，坚持在消化吸收国外先进技术基础上再创新，应该成为我国自主创新的一个非常重要的基本途径。应逐步建立起以“企业为主体、市场为导向、政府推动、科技支撑”的技术进步促进体系。
4.3 进口贸易的技术外溢效应更侧重于长期性
对于像我国这样的发展中大国，如果单纯依赖本国的自主创新体系、研发能力带来国内技术进步是不够的。通过前文的分析我们可以看到，长期而言，国外技术的提高可以通过进口贸易渠道对我国产生技术外溢效应。而我国正是通过进口发达国家的中间产品、机器、设备等产品，享受到了物化型技术溢出(embodied spillovers)的利益，也同时构成了我国技术进步的一项重要组成。为此，进一步优化进口商品结构应该成为我国今后外贸政策制订的一项重要目标。具体而言，一是要进一步改革完善进口体制，调动企业进口积极性，推动技术进步、产业发展与经济增长。二是要进一步调整、优化进口关税结构，鼓励企业及时合理增加国外先进适用技术、关键设备的进口。
收稿日期：2006-08-09