我國進(jìn)口貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析

楊 春，李 箐，賈 嶠

（1.沈陽師范大學(xué) 國際商學(xué)院，遼寧 沈陽 110034；2.遼寧大學(xué) 亞澳商學(xué)院，遼寧 沈陽 110036）

一、引言及相關(guān)文獻(xiàn)綜述

1776年，亞當(dāng)·斯密出版《國富論》。之后，國際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系問題一直都是經(jīng)濟(jì)學(xué)家們廣泛討論的話題。2018年是我國改革開放40周年。數(shù)據(jù)顯示：截至2017年底，國內(nèi)生產(chǎn)總值突破80萬億人民幣，約合12.8萬億美元，位居世界第二。貨物進(jìn)出口額突破27.8萬億人民幣，約合4.3萬億美元，我國成為全球第一貿(mào)易大國。在開放經(jīng)濟(jì)條件下，一國的技術(shù)進(jìn)步不僅取決于本國已有的對技術(shù)R&D的資本存量和后期增量，而且也取決于與其有貿(mào)易關(guān)系的他國對技術(shù)R&D的資本存量和后期增量。通過進(jìn)口貿(mào)易帶來的技術(shù)溢出效應(yīng)，一國對技術(shù)R&D的資本存量和后期增量可以影響到他國的技術(shù)進(jìn)步。一國的技術(shù)進(jìn)步會體現(xiàn)在其全要素生產(chǎn)率的提高，而全要素生產(chǎn)率的提高是經(jīng)濟(jì)增長的根本保證。那么，我國因全要素生產(chǎn)率的提高而獲得的高速經(jīng)濟(jì)增長是否得益于進(jìn)口貿(mào)易的突破性增加而帶來的技術(shù)溢出效應(yīng)呢？在這個問題上進(jìn)行深入研究并得出合理結(jié)論不但有重要的理論價值而且也對我國制定符合科學(xué)的對外貿(mào)易戰(zhàn)略具有重大的現(xiàn)實(shí)意義。

新古典經(jīng)濟(jì)增長理論認(rèn)為，資本、土地和勞動的投入并不能完全解釋經(jīng)濟(jì)增長的動力來源。索洛（SolowR）提出，經(jīng)濟(jì)增長并不只取決于資本，土地和勞動的積累速度，還取決于“索洛剩余”[1]。但遺憾的是由于技術(shù)進(jìn)步當(dāng)時被假定為外生的，因此，長期經(jīng)濟(jì)增長無法用技術(shù)進(jìn)步來加以解釋。阿羅認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步是內(nèi)生的并由投資決定，技術(shù)進(jìn)步的溢出效應(yīng)就是來自知識的正外部性[2]。羅默1986年提出了知識溢出模型。資本、土地和勞動等生產(chǎn)要素受邊際收益遞減規(guī)律的影響，但知識卻是邊際收益遞增的。其他廠商會受益于單個廠商的知識溢出效應(yīng)，從而提高全社會勞動生產(chǎn)率，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。在世界經(jīng)濟(jì)一體化的情況下,國內(nèi)對R&D投入以及其他國家對R&D的投入都可以通過知識溢出效應(yīng)促進(jìn)一國國內(nèi)的技術(shù)進(jìn)步[3]。信息交流、人口遷移、勞務(wù)輸出、FDI及國際商品和服務(wù)貿(mào)易都是技術(shù)溢出的渠道[4]。

進(jìn)口貿(mào)易對于一國來說是獲得技術(shù)外溢促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的最直接、最重要的渠道之一。通過進(jìn)口貿(mào)易為本國購入高科技含量的外國制成品和中間產(chǎn)品，進(jìn)而通過技術(shù)溢出效應(yīng)分享外國R&D投入帶來的知識成果可以加速本國的技術(shù)進(jìn)步，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。Coe、Helpman和Hoffmaister對1970—1990年的77個發(fā)展中國家的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)這些發(fā)展中國家通過進(jìn)口貿(mào)易獲得了發(fā)達(dá)國家研發(fā)投入的成果，促進(jìn)了技術(shù)進(jìn)步，提高了全要素生產(chǎn)率[5]。Abdoulaye基于55個欠發(fā)達(dá)國家的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，外國研發(fā)存量增加10%可以提高2%以上的進(jìn)口國全要素生產(chǎn)率。在擴(kuò)散渠道角度看，進(jìn)口似乎更有利于R&D溢出[6]。Ramiro采用動態(tài)均衡（CGE）模型對國際貿(mào)易中技術(shù)溢出的跨期和空間維度進(jìn)行了評估，由于貿(mào)易進(jìn)口的傳導(dǎo)機(jī)制，進(jìn)口貿(mào)易對技術(shù)溢出效果顯著[7]。Andrea對24個發(fā)達(dá)國家1971—2004年的相關(guān)數(shù)據(jù)對進(jìn)口貿(mào)易與技術(shù)溢出關(guān)系做了研究，結(jié)果表明，進(jìn)口貿(mào)易對國家間的技術(shù)溢出有積極影響[8]。謝子遠(yuǎn)和項(xiàng)燕發(fā)現(xiàn)，國外研發(fā)資本對提高我國全要素生產(chǎn)率有較顯著影響[9]。雙向Granger因果關(guān)系存在于進(jìn)口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長之間，進(jìn)口貿(mào)易顯著正向影響經(jīng)濟(jì)增長[10]。范方志和李琪發(fā)現(xiàn)，進(jìn)口貿(mào)易帶來的技術(shù)溢出促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但僅與國內(nèi)財政政策支持的產(chǎn)業(yè)有關(guān)[11]。

為證明經(jīng)濟(jì)增長的根本推動力是內(nèi)生的技術(shù)進(jìn)步，新增長理論提出了技術(shù)溢出效應(yīng)并進(jìn)行解釋。首先，知識或技術(shù)進(jìn)步不受邊際收益遞減效應(yīng)的約束，即在其他條件不變的情況下，額外增加一個單位知識或技術(shù)進(jìn)步的要素投入所帶來的社會經(jīng)濟(jì)額外收益不會減少。經(jīng)濟(jì)的長期可持續(xù)發(fā)展依賴于社會全要素生產(chǎn)率的提高，而全要素生產(chǎn)率的提高正是源于人類社會對知識和技術(shù)進(jìn)步永不歇止的追求。其次，個別廠商技術(shù)進(jìn)步可以隨著時間通過技術(shù)溢出效應(yīng)帶動整個行業(yè)勞動生產(chǎn)率提高；個別行業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高也同樣可以通過技術(shù)溢出效應(yīng)對直接或間接相關(guān)的行業(yè)產(chǎn)生正的外部性，帶動整個社會全要素生產(chǎn)率提高，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。新貿(mào)易理論認(rèn)為外商直接投資FDI(Foreign Direct Investment)、對外直接投資OFDI（Outward Foreign Direct Investment）、進(jìn)口貿(mào)易和出口貿(mào)易都是一國的技術(shù)進(jìn)步通過技術(shù)溢出效應(yīng)傳導(dǎo)到他國的有效渠道。在世界經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程中，在開放經(jīng)濟(jì)條件下，一國用于技術(shù)研發(fā)的資本（此處指廣義的資本，包括人力資本、資金成本、土地資本和制度資本等）存量和后續(xù)增量通過國際經(jīng)濟(jì)交流對他國因技術(shù)進(jìn)步而獲得的全要素生產(chǎn)率提高具有正向影響。一國不能只依賴于本國對技術(shù)進(jìn)步的要素投入而帶來的全要素生產(chǎn)率提高，還應(yīng)該充分利用通過國際貿(mào)易獲得的跨國技術(shù)溢出效應(yīng)。進(jìn)口貿(mào)易可以帶來諸多形式的技術(shù)溢出，如出口商派人為進(jìn)口商對進(jìn)口的高科技含量設(shè)備或生產(chǎn)線進(jìn)行操作演示并對進(jìn)口國員工進(jìn)行相關(guān)技術(shù)培訓(xùn)帶來的演示和培訓(xùn)效應(yīng)；對外開放程度越高，國際貿(mào)易越活躍的國家越容易獲得他國技術(shù)進(jìn)步對本國勞動生產(chǎn)率提高正外部性的傳染效用；通過對進(jìn)口的設(shè)備或生產(chǎn)線進(jìn)行研究、消化和模仿從而提高勞動生產(chǎn)率的“干中學(xué)”以及產(chǎn)品市場國際化帶來的規(guī)模效應(yīng)等。因此，技術(shù)水平相對落后國家和發(fā)展中國家可以利用進(jìn)口貿(mào)易帶來的技術(shù)溢出效應(yīng)提升本國的技術(shù)水平，有效地提高社會經(jīng)濟(jì)中的全要素生產(chǎn)率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。盡管在實(shí)證研究中，不同的研究方法和模型設(shè)定導(dǎo)致了一些結(jié)果有差異，但是中外學(xué)者對于進(jìn)口貿(mào)易帶來技術(shù)溢出效應(yīng)可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的理論研究得到了后期實(shí)證研究的有力支持。

二、模型構(gòu)建及數(shù)據(jù)選取

（一）模型的構(gòu)建

Coe和Helpman（1995）利用21個經(jīng)合國家的面板數(shù)據(jù)研究進(jìn)口貿(mào)易如何能使外國R&D活動影響進(jìn)口國的技術(shù)進(jìn)步。在研究中，兩位學(xué)者通過一個計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式（1）巧妙地把進(jìn)口國全要素生產(chǎn)率與進(jìn)口國、出口國的R&D活動聯(lián)系了起來。

其中，Txp為p時期x國的全要素生產(chǎn)率。αxp為p時期x國的截距。分別表示在p時期x國投入R&D的資本存量和外國投入R&D的資本存量溢出對本國全要素生產(chǎn)率T的貢獻(xiàn)度。分別代表p時期x國用于R&D的資本存量和通過進(jìn)口貿(mào)易可能帶來技術(shù)溢出的外國R&D的資本存量的加權(quán)和，即：為p時期x國從y國進(jìn)口的總額，εnt表示隨機(jī)擾動值。

Lichten-berg和Potterie用國外的出口加權(quán)替代了進(jìn)口加權(quán)其中，為p時期y國R&D的資本存量[12]。Yyp表示p時期y國的GDP。Mxyp代表p時期x國從y國進(jìn)口的總額。為p時期y國產(chǎn)出用于R&D的資本密集度。改造后的Coe和Helpman（1995）模型即Lichtenberg和 Potterie（1998）模型為：

在國際貿(mào)易中，高技術(shù)含量產(chǎn)品的出口國為保護(hù)自己的知識產(chǎn)權(quán)、防止技術(shù)外泄和維護(hù)超額壟斷利潤，通常會把技術(shù)盡量“物化”在產(chǎn)品中，增加進(jìn)口國對外來先進(jìn)技術(shù)的學(xué)習(xí)難度。通常，在通過進(jìn)口貿(mào)易為本國購入的高科技含量外國制成品和中間品中，很多技術(shù)訣竅是依附于商品中隱性存在的，只有較高素質(zhì)的人員才能在這些進(jìn)口商品的使用或消費(fèi)中了解和領(lǐng)悟。因此，能否通過進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)提高本國的全要素生產(chǎn)率關(guān)鍵在于吸收，而對國外先進(jìn)技術(shù)吸收的能力依賴于具有主觀能動性的人力資本。但在 Coe和 Helpman（1995）模型或 Lichten-berg和Potterie（1998）模型中，人力資本這一決定進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)外溢的關(guān)鍵變量都沒有出現(xiàn)在模型中。因此，以上模型需要加以改進(jìn)才能更科學(xué)地反映實(shí)際。

（二）數(shù)據(jù)的選取

我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展1978—2016年的數(shù)據(jù)取自《2016年國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》和《2016中國統(tǒng)計年鑒》，并把1978年的零售商品價格指數(shù)設(shè)為平減指數(shù)基數(shù)100，然后對進(jìn)口總額，出口總額和GDP進(jìn)行平減以消除價格因素影響。同時，為了消除時間序列數(shù)據(jù)可能帶來的異方差現(xiàn)象，對上述三個變量數(shù)據(jù)進(jìn)行了自然對數(shù)化處理。

1.全要素生產(chǎn)率

其中，Kp和Kp-1分別為p年和p-1年的實(shí)際資本存量。Ip表示p年的名義投資。Pj為固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)。δp為p年的固定資產(chǎn)的折舊率[13]。

注重手段創(chuàng)新，形成食品藥品監(jiān)管精準(zhǔn)治理新常態(tài)。實(shí)施全覆蓋監(jiān)管，積極消除監(jiān)管盲區(qū)。建立監(jiān)管檔案，推行風(fēng)險分級監(jiān)管工作。強(qiáng)化重點(diǎn)環(huán)節(jié)重點(diǎn)業(yè)態(tài)治理。針對突出問題組織開展食品藥品專項(xiàng)整治。強(qiáng)化食品藥品檢驗(yàn)檢測，采用政府購買服務(wù)的方式建立第三方數(shù)據(jù)庫，實(shí)行動態(tài)跟蹤管理，加大快檢篩查力度，發(fā)現(xiàn)并治理問題隱患。全面推動經(jīng)營者落實(shí)主體責(zé)任，規(guī)范經(jīng)營行為，不斷加大食品藥品監(jiān)管整治力度。

歷年的實(shí)際資本存量在已知資本存量初始值和后續(xù)實(shí)際凈投資量的基礎(chǔ)上可以通過上式獲得。

名義投資數(shù)據(jù)采用社會固定資產(chǎn)投資，假定5%為固定資產(chǎn)折舊率。以1980年為基期（1980=100）計算全國固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，構(gòu)造出1980—2016年完整的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)序列。L使用歷年就業(yè)人數(shù)。H用人均受教育年限法計算得出。同時，假設(shè)和值均采用0.5。

2.國內(nèi)R&D資本存量

1980—2000年的R&D資本存量采用黃先海、石東楠的數(shù)據(jù)，并依據(jù)中國科學(xué)技術(shù)進(jìn)步網(wǎng)2001—2016年我國R&D投入，按照5%折價率，運(yùn)用永續(xù)盤存法計算得出2001—2016年數(shù)據(jù)[14]。

3.外國R&D資本存量

利用Coe和Helpman（1995）的論文中1980—1990年國外研發(fā)資本存量的數(shù)據(jù)，其余年份數(shù)據(jù)依據(jù)OECD網(wǎng)站和《中國統(tǒng)計年鑒》，5%設(shè)為折價率，運(yùn)用永續(xù)盤存法計算得出1991—2016年數(shù)據(jù)。

在實(shí)際計算中，對全要素生產(chǎn)率T，國外R&D資本存量和國內(nèi)R&D資本存量進(jìn)行自然對數(shù)變換，以防止異方差現(xiàn)象出現(xiàn)在時間序列中。

三、實(shí)證研究

（一）ADF單位根檢驗(yàn)

運(yùn)用EViews6.1，對經(jīng)自然對數(shù)變換后的全要素生產(chǎn)率T,國外R&D資本存量和國內(nèi)R&D資本存量數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

表1 單位根檢驗(yàn)的結(jié)果

由表1可知，在95%的顯著性水平下，經(jīng)自然對數(shù)變換后的全要素生產(chǎn)率T,國外R&D資本存量和國內(nèi)R&D資本存量數(shù)據(jù)的水平序列存在一階單位根，都是I（1）序列。協(xié)整關(guān)系可能存在于它們之間。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)采用基于向量自回歸的Johansen多變量系統(tǒng)極大似然估計法。先選擇該向量自回歸模型的滯后期，從第5至第1階進(jìn)行依次檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)赤池信息和施瓦茨準(zhǔn)則值達(dá)到最小時，3顯示為滯后期。因此，確定以第三種協(xié)整形式進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果

在1%顯著性水平下，最大特征根檢驗(yàn)表明沒有協(xié)整關(guān)系，跡檢驗(yàn)表明有一個協(xié)整關(guān)系。因此，唯一的協(xié)整關(guān)系存在于經(jīng)自然對數(shù)變換后的全要素生產(chǎn)率T,國內(nèi)和國外的R&D資本存量之間，對應(yīng)的協(xié)整方程為：

（系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差用括號內(nèi)的數(shù)字表示）

實(shí)證分析表明：在方程式中，我國資本存量LNSxpd和我國進(jìn)口來源國資本存量LNSxpf-LP的系數(shù)都是正數(shù)，即與我國的全要素生產(chǎn)率LNT成正相關(guān)。因此，我國全要素生產(chǎn)率的提高得益于我國和國外R&D資本存量的增加。其中，國內(nèi)R&D資本存量每增長1%就可帶來我國全要素生產(chǎn)率0.627384的提高。國外R&D的資本存量每增長1%，可以通過進(jìn)口貿(mào)易帶來的技術(shù)溢出效應(yīng)提高我國全要素生產(chǎn)率0.30527%。

（三）誤差修正模型

我國和國外R&D資本存量和全要素生產(chǎn)率之間關(guān)系通過協(xié)整檢驗(yàn)表明存在著長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，但非均衡關(guān)系可能短期內(nèi)出現(xiàn)在三者之間。依照誤差修正模型（ECM）對短期內(nèi)我國和國外R&D資本存量和全要素生產(chǎn)率之間關(guān)系從非均衡狀態(tài)向均衡狀態(tài)調(diào)整的過程進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。將（4）式整理得誤差修正項(xiàng)（EC）：

其中，以誤差修正項(xiàng)ECp-1為協(xié)整方程的一階滯后殘差，系數(shù)的大小可以反映短期內(nèi)從非均衡狀態(tài)向均衡狀態(tài)系統(tǒng)調(diào)整的速度。把不顯著的變量從滯后2期開始逐漸排除，對誤差修正模型（ECM）進(jìn)行檢測。結(jié)果為：

結(jié)果表明，模型中ECp-1是負(fù)數(shù)，反向修正機(jī)制得到滿足，即從短期向長期，從非均衡狀態(tài)到均衡狀態(tài)的轉(zhuǎn)換是以滯后一期0.194的非均衡比率進(jìn)行的，說明模型成立。我國對技術(shù)R&D的資本存量的差分?jǐn)?shù)是整數(shù)0.102，表明有一定的滯后效應(yīng)存在于我國國內(nèi)對技術(shù)研發(fā)投入的資本存量和我國全要素生產(chǎn)率提高的關(guān)系中，符合我國相對于發(fā)達(dá)的貿(mào)易伙伴國對技術(shù)研發(fā)投入較晚，而且數(shù)量較少、有待大幅提高的現(xiàn)實(shí)。外國對技術(shù)R&D的資本存量LN滯后項(xiàng)的差分系數(shù)不顯著,經(jīng)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)排除了。這說明明顯的滯后效應(yīng)沒有體現(xiàn)在我國主要貿(mào)易伙伴國家R&D的資本存量上，進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng)使外國R&D的資本存量在短期內(nèi)對我國全要素生產(chǎn)率的提高產(chǎn)生了較直接的影響。

四、結(jié)論

外國投入R&D的資本存量增長1%，通過進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)，我國全要素生產(chǎn)率將獲得0.30527%的提高，并且，沒有明顯的滯后效應(yīng)。國內(nèi)投入R&D的資本存量增長1%，我國全要素生產(chǎn)率將獲得0.627384%的提高。數(shù)據(jù)說明，外國和國內(nèi)投入R&D的資本存量都會提高國內(nèi)的全要素生產(chǎn)率。外國投入R&D的資本存量通過進(jìn)口貿(mào)易帶來的技術(shù)溢出效應(yīng)提升了我國的勞動生產(chǎn)率，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。但是，我國長期以來對勞動力的教育和培訓(xùn)投入較少，人力資本不夠雄厚。因此，進(jìn)口貿(mào)易帶來的技術(shù)溢出沒有完全消化和吸收，對促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用不夠顯著。

中國制造2025，從制造大國向制造強(qiáng)國轉(zhuǎn)變離不開技術(shù)進(jìn)步帶來的全要素生產(chǎn)率的提高。我國的技術(shù)進(jìn)步不但需要自力更生去掌握核心科技，而且也需要學(xué)會利用國際貿(mào)易帶來的技術(shù)溢出效應(yīng)迅速提高我國的科技水平和全要素生產(chǎn)率，實(shí)現(xiàn)彎道超車，借力打力。無疑，我國要下好進(jìn)口貿(mào)易這盤大棋，就要盡可能地提高進(jìn)口商品的技術(shù)門檻，擴(kuò)大進(jìn)口貿(mào)易帶來的技術(shù)溢出效應(yīng)。同時，國內(nèi)也應(yīng)當(dāng)加大對人才培養(yǎng)和技術(shù)研發(fā)的投入，有效地加強(qiáng)對外來技術(shù)的消化能力。