高新技術(shù)產(chǎn)品貿(mào)易與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究

摘要：文章通過對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)出口與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究，可以得到：高新技術(shù)產(chǎn)品貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在穩(wěn)定的長(zhǎng)期均衡關(guān)系；在長(zhǎng)、短期中，高新技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)出口均對(duì)GDP起著積極的促進(jìn)作用，而且模型結(jié)果顯示，高新技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口彈性大于出口，進(jìn)口的溢出效應(yīng)明顯。

關(guān)鍵詞：高新技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)出口；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；協(xié)整分析；誤差修正模型

一、 引言

有關(guān)對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究，學(xué)術(shù)界一直十分關(guān)注，但至今仍無定論。對(duì)兩者關(guān)系的實(shí)證研究，Balassa（1978）、Feder（1983）采用最小二乘法（OLS）對(duì)一些國(guó)家的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，論證了出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正相關(guān)關(guān)系，但并不能說明是否有因果關(guān)系。由于直接用OLS方法對(duì)時(shí)間序列分析可能會(huì)造成“虛假回歸”（Supurious regression），Chow（1987）、Karunaratne（1994）等采用雙變量模型和Granger因果檢驗(yàn)論證了出口和產(chǎn)出之間是否存在因果關(guān)系。Dhawan和Biswal（1999）利用自回歸模型（VAR）及JJ協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)短期內(nèi)出口對(duì)產(chǎn)出的正向拉動(dòng)，但在長(zhǎng)期內(nèi)這種關(guān)系不明顯。

在對(duì)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究中，沈程翔（1999）、董秘剛（2000）、周申（2001）等人的研究結(jié)果表明對(duì)外貿(mào)易是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因，孫焱林（2000）的研究顯示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與出口沒有顯著統(tǒng)計(jì)性。趙陵、宋少華和宋泓明（2001）的檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)短期內(nèi)出口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但長(zhǎng)期效應(yīng)不明顯。

國(guó)內(nèi)相關(guān)研究中，專門以高新技術(shù)產(chǎn)品貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系為對(duì)象的實(shí)證分析不多，賀驍?shù)龋?002，2004）曾對(duì)二者關(guān)系進(jìn)行了簡(jiǎn)單的因果分析。本文作者采用相關(guān)性檢驗(yàn)、單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、因果檢驗(yàn)，建立誤差修正模型來對(duì)此進(jìn)行實(shí)證研究。

二、實(shí)證分析

本文采用在1991年~2004年的相關(guān)變量的時(shí)間序列進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析。時(shí)間序列數(shù)據(jù)具有記錄經(jīng)濟(jì)關(guān)系、影響延續(xù)效應(yīng)的作用，能夠反映經(jīng)濟(jì)關(guān)系中的動(dòng)態(tài)特征。由于相關(guān)模型建立的前提是探知變量序列的平穩(wěn)性，故將首先進(jìn)行序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，繼而通過構(gòu)造VAR模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)以找出序列之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系；然后通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)來判斷序列間的Granger因果關(guān)系；最后建立VEC模型在已知序列長(zhǎng)期均衡關(guān)系的基礎(chǔ)上分析序列之間的短期效應(yīng)。

1． 計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。作者選取GDP（國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值），EX（高新技術(shù)產(chǎn)品出口），IM（高新技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口）三個(gè)變量進(jìn)行計(jì)量分析，初步設(shè)定模型為：

簡(jiǎn)單變換后易知?茁即為EX對(duì)GDP的產(chǎn)出彈性，經(jīng)濟(jì)意義明顯。

表1ADF單位根檢驗(yàn)

注：括號(hào)內(nèi)的c，t，n表示ADF檢驗(yàn)有無常數(shù)項(xiàng)c和趨勢(shì)項(xiàng)t和變量的滯后階數(shù)，*、**分別表示在5%和10%的顯著水平下拒絕零假設(shè)。

2． 數(shù)據(jù)處理。本文分析中選取的3個(gè)變量GDP，EX，IM的樣本容量——15個(gè)觀察值（1991年~2005年）均由各期中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒整理得到，其中高新技術(shù)產(chǎn)品的種類來自《中國(guó)高新技術(shù)出口目錄》規(guī)定。對(duì)相關(guān)變量的具體處理如下：

GDP=國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值/居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)×年均匯價(jià)

EX=高新技術(shù)產(chǎn)品出口額/居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)

IM=高新技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口額/居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)

同時(shí)為消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差問題，對(duì)平減過的各變量進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，變換后不改變?cè)蛄械膮f(xié)整關(guān)系。對(duì)數(shù)化的變量形式為：LNGDP，LNEX，LNIM。

3． 單位根檢驗(yàn)。通過ADF檢驗(yàn)LNGDP，LNEX，LNIM，LNEX及其差分序列的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果（見表1）表明各變量的水平序列均在10%水平上非平穩(wěn)，而各變量的一階差分序列在5%或10%水平上顯示平穩(wěn)，表明各變量均為I（1）一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)前提。

4． 協(xié)整檢驗(yàn)。考慮到采用EG兩步法作協(xié)整檢驗(yàn)的樣本容量要求必須充分大，否則得到的協(xié)整參數(shù)估計(jì)量是有偏的；而且樣本容量越小，偏差越大，為克服小樣本條件下EG兩步法參數(shù)計(jì)的不足，本文采用Johansen極大似然估計(jì)法對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)：

對(duì)LNGDP與LNEX、LNGDP與LNIM進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。

檢驗(yàn)結(jié)果表明：LNGDP與LNEX、LNGDP與LNIM在5%的顯著水平上存在唯一協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果同時(shí)給出標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整向量，于是分別得到如式（3）和式（4）的協(xié)整關(guān)系：

LNGDP=0.079 6*LNEX+8.078 9（3）

（6.335 1）

式（3）表明從長(zhǎng)期來看中高新技術(shù)產(chǎn)品出口的出口彈性為0.079 6。

LNGDP=0.107 9*LNIM+7.882 3（4）

（4.978 1）

式（4）給出了從長(zhǎng)期來看中國(guó)高新產(chǎn)品的進(jìn)口彈性是0.107 9。

以上對(duì)LNGDP和LNEX及LNIM的協(xié)整分析表明：中國(guó)高新技術(shù)產(chǎn)品貿(mào)易與中國(guó)GDP的增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。中國(guó)的GDP與進(jìn)出口額之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，可以相信高新技術(shù)產(chǎn)品貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著積極的促進(jìn)效應(yīng)；且由協(xié)整關(guān)系可以看出，長(zhǎng)期里高新技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口彈性比出口彈性要大，說明高新技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口對(duì)GDP的正向推動(dòng)作用較高新技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口大，這一點(diǎn)可能是因?yàn)楝F(xiàn)階段中國(guó)的技術(shù)創(chuàng)新能力有限，高技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口所帶來的技術(shù)外溢效應(yīng)較為明顯，有利于培養(yǎng)國(guó)內(nèi)的技術(shù)創(chuàng)新能力，繼而推動(dòng)GDP增長(zhǎng)。

5． Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)證明了LNGDP和LNEX、LNGDP和LNIM存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，本文借助Granger（1969）因果分析對(duì)變量間的因果關(guān)系進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)。

因果關(guān)系檢驗(yàn)中涉及到滯后階的選取，本文根據(jù)AIC信息準(zhǔn)則確定各變量的滯后階數(shù)為2，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

從表3的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了LNEX不是LNGDP的Granger原因的零假設(shè)，但接受了LNGDP不是LNEX的Granger原因的零假設(shè)，表明高新技術(shù)產(chǎn)品出口貿(mào)易是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)的Granger原因，而國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值推動(dòng)高新技術(shù)產(chǎn)品出口并沒有得到檢驗(yàn)結(jié)果數(shù)據(jù)的支持。這一檢驗(yàn)結(jié)果支持了出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)的假說。

同時(shí)，從檢驗(yàn)結(jié)果中發(fā)現(xiàn)，LNIM和LNGDP存在雙向因果關(guān)系，說明高新技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動(dòng)力，而國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展又促進(jìn)了高新技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口。

對(duì)于LNIM與LNEX之間的Granger因果關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果傾向于支持高新技術(shù)產(chǎn)品的出口將促進(jìn)其進(jìn)口的增長(zhǎng)，但高新技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口對(duì)其出口的推動(dòng)作用沒有得到數(shù)據(jù)支持。

6． 誤差修正模型。根據(jù)Granger定理（1987），如果非平穩(wěn)的變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則可以建立誤差修正模型，表明變量之間長(zhǎng)期均衡關(guān)系的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整。本文分別建立LNGDP和LNEX以及LNGDP和LNIM的誤差修正模型，結(jié)果分別如式（5）和式（6）所示。

△LNGDP=0.017 3+0.019 5△LNEX-1.211 1ECM1（-1）（5）

（1.621 5） （2.126 8） （-4.166 8）

拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)LM（?著1）=0.906 5＜X20.05（1）=3.841

△LNGDP=0.009 1+0.078 0△LNIM-0.917 4ECM2（-1） （6）

（2.318 4） （3.576 8）（-2.982 5）

拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)LM（?著2）=0.8513＜X20.05（2）=5.991

其中△LNGDP、△LNEX、△LNIM為原對(duì)數(shù)化序列的一階差分序列，ECM1為L(zhǎng)NGDP與LNEX長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系的誤差項(xiàng)，ECM2為L(zhǎng)NGDP與LNIM協(xié)整關(guān)系的誤差項(xiàng)， ECMi（-1）為誤差項(xiàng)的一階滯后項(xiàng)，?著1是方程（5）的殘差項(xiàng)，?著2是方程（6）的殘差項(xiàng)。由于方程中含有滯后項(xiàng)，所以采用拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)對(duì)方程的殘差序列做自相關(guān)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)量服從?字2分布，結(jié)果顯示兩方程的殘差序列均不存在自相關(guān)現(xiàn)象。在誤差修正模型中，各變量的系數(shù)都通過了t檢驗(yàn)（括號(hào)中為t檢驗(yàn)值）。誤差修正項(xiàng)（ECM）的回歸系數(shù)均為負(fù)值，符合反向修正機(jī)制。

從誤差修正模型可以看出：在短期變動(dòng)中，變量系數(shù)符號(hào)表明LNEX和LNIM的變化將引起LNGDP的同方向變化；高新技術(shù)產(chǎn)品相對(duì)于國(guó)內(nèi)總產(chǎn)出的短期出口彈性是0.019 5，意味著在短期里高新技術(shù)產(chǎn)品出口每增加1個(gè)百分點(diǎn)，總產(chǎn)出就會(huì)增加0.019 5個(gè)百分點(diǎn)；ECM1系數(shù)為-1.211 1；高新技術(shù)產(chǎn)品相對(duì)于國(guó)內(nèi)總產(chǎn)出的短期進(jìn)口彈性是（下轉(zhuǎn)第52頁(yè)）0.077 9，ECM2系數(shù)為-0.917 4。從長(zhǎng)期來看，如果本期的變量偏離長(zhǎng)期的均衡值，滯后一期的非均衡誤差（ECM1（-1），ECM2（-2））將以1.211 1、0.917 4的力度從非均衡向均衡調(diào)整。

三、 結(jié)論及政策含義

1． 結(jié)論。本文進(jìn)行的計(jì)量分析結(jié)果表明并給出以下兩項(xiàng)結(jié)論。

（1）分析結(jié)果給出高新技術(shù)產(chǎn)品貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，協(xié)整系數(shù)表明了高新技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口與出口對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)起到了不同程度的推動(dòng)作用。誤差修正模型的建立描述了高技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)出口的短期彈性，支持了高新技術(shù)產(chǎn)品貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)效應(yīng)。關(guān)于高新技術(shù)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展對(duì)促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)制可以從以下幾個(gè)方面來考察：①中國(guó)經(jīng)濟(jì)要擺脫粗放型的增長(zhǎng)模式必然要相適應(yīng)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)作為支撐；在世界經(jīng)濟(jì)一體化的環(huán)境中通過發(fā)展具有高附加值的高新技術(shù)產(chǎn)品出口貿(mào)易達(dá)到改善國(guó)家的對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)，是開放條件下中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要途徑。本文的協(xié)整分析也證明了這一論斷，實(shí)證結(jié)果顯示了在長(zhǎng)期里高新技術(shù)產(chǎn)品出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)效應(yīng)，但這一促進(jìn)作用在現(xiàn)階段并不明顯，原因是在轉(zhuǎn)型期，中國(guó)的科技水平還相對(duì)較低，自主創(chuàng)新能力不足，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中還是幼稚產(chǎn)業(yè)，在中國(guó)的對(duì)外貿(mào)易中高新技術(shù)產(chǎn)品出口所占比例在相當(dāng)一段時(shí)間里較小，因而在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究中表現(xiàn)出的力度有限。②高新技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到積極的推動(dòng)作用。計(jì)量分析結(jié)果顯示高技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口在長(zhǎng)短期中都與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正向相關(guān)，Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果表明至少在95%的顯著水平上前者是后者的Granger原因。高技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)效應(yīng)主要是通過物化在高技術(shù)產(chǎn)進(jìn)口品中的高新技術(shù)的擴(kuò)散機(jī)制實(shí)現(xiàn)的。高新技術(shù)進(jìn)口品中相當(dāng)部分被用于生產(chǎn)性投資，它直接促進(jìn)了高技術(shù)在相關(guān)行業(yè)的應(yīng)用，提升了行業(yè)的技術(shù)水平；與此同時(shí)，在一定程度上使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)中的技術(shù)瓶頸問題得到解決，促進(jìn)了新經(jīng)濟(jì)條件下國(guó)民經(jīng)濟(jì)的結(jié)構(gòu)性增長(zhǎng)。另一方面，高新技術(shù)消費(fèi)品的進(jìn)口在緩解了高新技術(shù)產(chǎn)品供需缺口的基礎(chǔ)上，刺激了投資需求，直接推動(dòng)了產(chǎn)出的增長(zhǎng)。

（2）高新技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用大于出口。從協(xié)整分析和誤差修正模型可以得到，無論從長(zhǎng)期來看還是在短期中，進(jìn)口彈性都大于出口，表明現(xiàn)階段高新技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口在更大程度上刺激著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，原因可能是多方面的。首先，中國(guó)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力相對(duì)較弱，科技轉(zhuǎn)化生產(chǎn)力的機(jī)制不完善，相關(guān)產(chǎn)品的生產(chǎn)尚不能滿足國(guó)內(nèi)需求，從而出口能力受到限制；我國(guó)高新技術(shù)產(chǎn)品出口以加工貿(mào)易為主，由于缺乏核心技術(shù)，出口商品真實(shí)附加值少，加之出口主要集中在三資企業(yè)，經(jīng)營(yíng)主體單一，導(dǎo)致相對(duì)進(jìn)口而言對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)較少。

2． 政策建議。（1）加強(qiáng)我國(guó)技術(shù)利用吸收能力，充分利用高新技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口外溢效應(yīng)，以提升我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。（2）加強(qiáng)自主創(chuàng)新，提高高新技術(shù)出口產(chǎn)品的價(jià)值增殖，改善相對(duì)意義上出口總量大而利潤(rùn)小的現(xiàn)狀。基于加工貿(mào)易出口是高新技術(shù)產(chǎn)品的主要貿(mào)易方式，具體地應(yīng)從以下兩個(gè)方面入手：①發(fā)展核心技術(shù)，培育我國(guó)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的自主開發(fā)能力；②鼓勵(lì)跨國(guó)公司在我國(guó)建立研發(fā)中心。

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作者簡(jiǎn)介：江可申，南京航空航天大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)系系主任、教授、博士生導(dǎo)師；秦允勝，南京航空航天大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院碩士生。

收稿日期：2007-01-13。

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