雙渠道技術溢出、技術進步和我國經濟增長績效——基于四因素脈沖響應函數分析

歐陽秋珍,陳 昭

(1.湖南文理學院經濟與管理學院,湖南 常德 415000;2.廣東外語外貿大學國際經貿研究中心,廣東 廣州 510420)

廣義而言,國際技術外溢一般可以分為兩類:一類稱為物化技術溢出;另一類稱為非物化技術溢出。在物化渠道方面,國內外學者主要是集中在對FDI和進口的技術溢出效應的研究,對出口和對外直接投資的技術溢出效應的研究較少;在非物化渠道方面,由于資料的相對缺乏和計量的復雜性,此類研究較為有限。目前,有少量國內外學者以專利申請為代表研究非物化渠道的技術溢出,這主要是由于隨著國際知識產權保護制度的日趨完善,技術前沿國的科學發明和技術成果更多地體現為專利技術。此外,由于信息化時代的到來,知識和技術已經能夠通過計算機網絡、電話等更快更有效地傳播,信息化革命為國際技術溢出提供了第四條渠道——信息技術。本文選擇以進口和FDI代表物化渠道、國外在本國的專利申請和信息技術代表非物化渠道來研究技術溢出渠道的能效。

一、相關文獻綜述

國內外有關國際技術溢出的文獻較多,但相關研究比較集中,主要體現在以下幾個方面:

(一)基于單一渠道技術溢出效應的研究

Mcdougall研究FDI對東道國經濟福利的影響時發現了技術溢出效應[1]。然而,Aitken&Harrison選用委內瑞拉制造業的數據,發現在該國FDI存在負溢出效應[2]。潘益興發現浙江FDI對經濟不存在技術外溢效應[3]。而進口的技術溢出研究則主要建立在 Coe和Helpman、Coe&Helpman和Hoffmaister的基礎上[4][5]。他們都證明了國際貿易技術溢出的存在。Eaton和Kortum通過考察OECD國家專利申請的有關數據發現,越是技術落后的OECD國家,國外專利對其生產率增長就越重要[6]。Zhu比較了21個OECD國家在1981-1998年三種主要渠道的技術外溢效應,發現IT的發展在近幾年開始成為另一個技術溢出的重要渠道[7]。

(二)同時研究多種渠道

有學者從綜合使用進口、出口、FDI和ODI等多種渠道的技術外溢的角度進行研究。例如,Gwanghoon Lee對其研究的實證結果表明,通過內向型FDI和非實體的直接渠道的技術外溢是重要的和顯著的,但通過對外直接投資和中間產品進口的技術外溢并不明顯[8]。部分學者將FDI、進口、專利的技術溢出進行比較研究。例如,Bin Xu&Eric Chiang研究貿易和專利的國際技術溢出,結果表明中等收入國家從外國專利和進口中獲得技術溢出,窮國主要從國外專利中獲得技術外溢[9]。也有學者考慮FDI、進口和信息技術等多種溢出渠道。例如,韓民春和徐姍檢驗并比較了包括這三條途徑的綜合研究框架,結果表明:就水平數據而言,進口和FDI是我國獲得技術外溢的主要途徑,但從增長率來看,信息變量的增長率對于技術進步貢獻最大[10]。

由此可見,目前國內外有關國際技術溢出的研究主要集中在國際貿易和FDI兩條路徑,較少涉及到國外專利申請和信息技術的技術溢出效應,而且對單一技術溢出渠道研究的比較多,綜合考慮多種渠道的文獻較少,尚未有一個綜合的框架來研究和比較各種渠道的技術溢出效應。本文建立的國際技術溢出模型主要考慮四種渠道,以國外專利申請和信息技術作為非物化技術溢出渠道的代表、以FDI和進口作為物化技術溢出渠道代表加以系統研究這兩大渠道,拓展了有關國際技術擴散的理論研究,為今后的相關研究提供了新的思路。

二、模型構建與實證研究

(一)模型的建立

在開放經濟條件中,一個國家或地區的知識資本Sit來源于國內研發存量和通過國際技術擴散獲取的國外知識溢出。按照Coe&Helpman的理論分析模型 (以下簡稱CH模型),我們構建R&D溢出模型[4][5]。CH模型表達為TFP=θ(Sd,Sf),取對數后的CH模型的表達形式為lnTFPit=

然而,上式并沒有很好地將國際貿易的角色考慮進來,CH模型需要修正。

其二,我們需要對CH模型進行擴展,將技術溢出的另三種渠道也包括進來。

由于目前國內外研究中尚未有學者將國外專利申請所溢出的國外研發進行量化,我們按照LP的原理沿用李平等的方法提出其計算公式為[12]:

其中,VPijt表示j國第t年流入i國的專利申請的價值,為j國第t年每條專利申請的價值 (即RDjt/TPAjt)與PAijt的乘積;PAijt表示j國第t年向i國申請的專利數;TPAjt表示j國第t年擁有的國內專利申請總數。

本文最終建立的研發溢出模型的表達形式如下:

(二)變量的選取與數據的來源和處理

第一,研究涉及到的國家或地區的選取。樣本的選取主要考慮四個因素——對華的出口、FDI、專利申請量和信息技術。考慮數據的可得性和合理性及體現本國的經濟情況,本文選取日本、美國、德國、韓國、法國、英國、加拿大和澳大利亞等8個國家,樣本期為1990-2009年間。所有的數據來自中國統計局和歷年的 《中國信息年鑒》以及聯合國科教文組織數據庫等,整理后得出的國外數據按照購買力平價匯率換算成1990年為基期的美元計價,國內數據以1990年為基期。

第二,全要素生產率 (TFP)的確定。總產出Y用我國支出法計算的GDP來衡量,勞動投入用我國每年的從業人員數代表,資本存量K的估計我們采用Goldsmith1951年開創的永續盤存法[13]。其中,基年1990年的R&D存量可用公式計算,即K1990=I1990/(g+δ),K1990為1990年的資本存量,I1990為1990年的固定資本,g為固定資本形成對數形式增長率的平均數,本文根據統計年鑒的固定資本形成數據計算得出中國的g=2.13;δ為資本的折舊率,設為15%。其他年份的資本存量的估算公式為Kit=Kit-1(1-δ)+Iit。根據張軍所述,Kit表示第t年的資本存量,Iit表示第t年固定資本形成額[14]。

目前,我國尚未有權威的關于人力資本存量的計算方法。一般而言,人力資本水平與受高等教育高度相關,所以本文的人力資本存量計算借鑒Borensztein et al的研究成果[15]。

最后,本文計算得到中國的α=0.46。再根據TFP的計算公式,得到我國的TFP。

第四,根據前面公式計算各個渠道溢出的國外研發存量。

(三)實證研究與結果分析

根據計量經濟學的基本理論,實證分析之前要判定變量的平穩性,否則容易引起虛假回歸。變量平穩性常用的檢驗方法是ADF檢驗。變量的ADF單位根檢驗結果表明,理論模型中涉及的變量除了lnSf-fdiit是平穩變量以外,其余都是一階單整序列。非平穩變量之間的最小二乘回歸很可能為偽回歸,因為蒙特卡洛模擬已經表明單位根變量之間的回歸在很大程度上具有接受相關關系的更高的檢驗勢。因此,回歸之前要判斷變量之間的協整性,有協整關系才可直接利用OLS,否則需要另行處理,本文變量的JJ協整檢驗結果如表1所示。

表1 JJ協整檢驗結果

協整檢驗結果表明上述變量之間具有協整關系,因此可以直接回歸,結果如表2所示。

表2 協整關系式的回歸結果

圖1 模型變量間的脈沖響應函數

對上述結果的檢驗,克萊因判別法表明不存在嚴重共線性,異方差的White檢驗表明不存在異方差,自相關的LM檢驗表明不存在自相關,JB檢驗表明殘差正態。上述結果表明,對中國TFP貢獻度最大的是本國的研發存量,其次是FDI技術溢出,然后是專利技術溢出;進口溢出,通訊溢出效應為負,進口和專利技術溢出對我國TFP的作用不顯著。

本文在VAR模型的基礎上,我們嘗試做脈沖響應函數,觀察反應變量變化對沖擊變量的影響程度 (如圖1所示)。從脈沖響應函數可以看出,上述結果和協整關系式的回歸結果基本相同,兩者相互佐證。

三、結論與啟示

國內研發支出對我國技術進步的促進作用高于國外研發活動,這是因為創新活動需要一個循序漸進的過程。目前,我國與這些發達國家和地區存在一定的技術差距,內資企業對國外技術的消化吸收還需要一定的時間,導致國外研發溢出的作用相對較小。因此,自主研發始終是我國技術進步的最重要的源泉。

FDI作為國際間要素轉移的主要載體,它不僅轉移了資本要素,有效彌補了我國資金不足的缺口,而且還同時進行技術、管理、知識等無形資產的轉移,我國能通過其技術外溢效應及經營示范效應形成對本國技術與管理水平提高的直接推動。此外,對我國來說,引進FDI還有助于國內建立起公平的市場競爭機制,推動要素流動,促進社會資源有效配置。

國外專利申請也對我國產生了積極的技術溢出效應。一方面,國外專利申請溢出的技術信息極大的增加了我國的知識資本存量;另一方面,通過研究國外專利中包含的技術信息,可以掌握世界先進技術的發展趨勢,從而避免了自主創新的盲目性,促進我國的二次創新。然而,由于知識產權保護以及國內外技術差距,國外專利申請產生的技術溢出不顯著。

相反,進口貿易并沒有帶來正的技術溢出效應,這說明我國的進口貿易可能存在以下的問題:第一,我國進口增速太快,人力資本水平較低,對于技術的吸收能力未能跟上;第二,發達國家為維持在技術上的領先優勢,會對向我國的技術出口制定某些限制措施,使我國廠商無法獲得核心技術;第三,我國進口產品的方向選擇可能存在問題;等等。

信息技術溢出與我國技術進步反相關,這可能是由于有關信息技術的樣本容量太小,我國信息化程度與發達國家存在一定差距,消化和吸收這些技術溢出存在一定的 “門檻”。

[1]Macdougall G.D.A.The benefits and costs of private investment from abroad:a theoretical approach[J].Economic Record,1960,36(1),pp.13-35.

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