我國進口貿(mào)易促進經(jīng)濟增長的實證分析

楊 春，李 箐，賈 嶠

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

一、引言及相關文獻綜述

1776年，亞當·斯密出版《國富論》。之后，國際貿(mào)易與經(jīng)濟增長關系問題一直都是經(jīng)濟學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)濟條件下，一國的技術進步不僅取決于本國已有的對技術R&D的資本存量和后期增量，而且也取決于與其有貿(mào)易關系的他國對技術R&D的資本存量和后期增量。通過進口貿(mào)易帶來的技術溢出效應，一國對技術R&D的資本存量和后期增量可以影響到他國的技術進步。一國的技術進步會體現(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)濟增長是否得益于進口貿(mào)易的突破性增加而帶來的技術溢出效應呢？在這個問題上進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的對外貿(mào)易戰(zhàn)略具有重大的現(xiàn)實意義。

新古典經(jīng)濟增長理論認為，資本、土地和勞動的投入并不能完全解釋經(jīng)濟增長的動力來源。索洛（SolowR）提出，經(jīng)濟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進步當時被假定為外生的，因此，長期經(jīng)濟增長無法用技術進步來加以解釋。阿羅認為技術進步是內(nèi)生的并由投資決定，技術進步的溢出效應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，從而提高全社會勞動生產(chǎn)率，進而促進經(jīng)濟增長。在世界經(jīng)濟一體化的情況下,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促進一國國內(nèi)的技術進步[3]。信息交流、人口遷移、勞務輸出、FDI及國際商品和服務貿(mào)易都是技術溢出的渠道[4]。

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

為證明經(jīng)濟增長的根本推動力是內(nèi)生的技術進步，新增長理論提出了技術溢出效應并進行解釋。首先，知識或技術進步不受邊際收益遞減效應的約束，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進步的要素投入所帶來的社會經(jīng)濟額外收益不會減少。經(jīng)濟的長期可持續(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進步永不歇止的追求。其次，個別廠商技術進步可以隨著時間通過技術溢出效應帶動整個行業(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溢出效應對直接或間接相關的行業(yè)產(chǎn)生正的外部性，帶動整個社會全要素生產(chǎn)率提高，從而促進經(jīng)濟增長。新貿(mào)易理論認為外商直接投資FDI(Foreign Direct Investment)、對外直接投資OFDI（Outward Foreign Direct Investment）、進口貿(mào)易和出口貿(mào)易都是一國的技術進步通過技術溢出效應傳導到他國的有效渠道。在世界經(jīng)濟一體化進程中，在開放經(jīng)濟條件下，一國用于技術研發(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)濟交流對他國因技術進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進步的要素投入而帶來的全要素生產(chǎn)率提高，還應該充分利用通過國際貿(mào)易獲得的跨國技術溢出效應。進口貿(mào)易可以帶來諸多形式的技術溢出，如出口商派人為進口商對進口的高科技含量設備或生產(chǎn)線進行操作演示并對進口國員工進行相關技術培訓帶來的演示和培訓效應；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進步對本國勞動生產(chǎn)率提高正外部性的傳染效用；通過對進口的設備或生產(chǎn)線進行研究、消化和模仿從而提高勞動生產(chǎn)率的“干中學”以及產(chǎn)品市場國際化帶來的規(guī)模效應等。因此，技術水平相對落后國家和發(fā)展中國家可以利用進口貿(mào)易帶來的技術溢出效應提升本國的技術水平，有效地提高社會經(jīng)濟中的全要素生產(chǎn)率，促進經(jīng)濟增長。盡管在實證研究中，不同的研究方法和模型設定導致了一些結(jié)果有差異，但是中外學者對于進口貿(mào)易帶來技術溢出效應可以促進經(jīng)濟增長的理論研究得到了后期實證研究的有力支持。

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)研究進口貿(mào)易如何能使外國R&D活動影響進口國的技術進步。在研究中，兩位學者通過一個計量經(jīng)濟學模型的數(shù)學表達式（1）巧妙地把進口國全要素生產(chǎn)率與進口國、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的貢獻度。分別代表p時期x國用于R&D的資本存量和通過進口貿(mào)易可能帶來技術溢出的外國R&D的資本存量的加權(quán)和，即：為p時期x國從y國進口的總額，εnt表示隨機擾動值。

Lichten-berg和Potterie用國外的出口加權(quán)替代了進口加權(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，高技術含量產(chǎn)品的出口國為保護自己的知識產(chǎn)權(quán)、防止技術外泄和維護超額壟斷利潤，通常會把技術盡量“物化”在產(chǎn)品中，增加進口國對外來先進技術的學習難度。通常，在通過進口貿(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口商品的使用或消費中了解和領悟。因此，能否通過進口貿(mào)易的技術溢出效應提高本國的全要素生產(chǎn)率關鍵在于吸收，而對國外先進技術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口貿(mào)易技術外溢的關鍵變量都沒有出現(xiàn)在模型中。因此，以上模型需要加以改進才能更科學地反映實際。

（二）數(shù)據(jù)的選取

我國經(jīng)濟發(fā)展1978—2016年的數(shù)據(jù)取自《2016年國民經(jīng)濟和社會發(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)設為平減指數(shù)基數(shù)100，然后對進口總額，出口總額和GDP進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)管精準治理新常態(tài)。實施全覆蓋監(jiān)管，積極消除監(jiān)管盲區(qū)。建立監(jiān)管檔案，推行風險分級監(jiān)管工作。強化重點環(huán)節(jié)重點業(yè)態(tài)治理。針對突出問題組織開展食品藥品專項整治。強化食品藥品檢驗檢測，采用政府購買服務的方式建立第三方數(shù)據(jù)庫，實行動態(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)營者落實主體責任，規(guī)范經(jīng)營行為，不斷加大食品藥品監(jiān)管整治力度。

歷年的實際資本存量在已知資本存量初始值和后續(xù)實際凈投資量的基礎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)中國科學技術進步網(wǎng)2001—2016年我國R&D投入，按照5%折價率，運用永續(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%設為折價率，運用永續(xù)盤存法計算得出1991—2016年數(shù)據(jù)。

在實際計算中，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、實證研究

（一）ADF單位根檢驗

運用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)進行ADF單位根檢驗，檢驗結(jié)果如表1。

表1 單位根檢驗的結(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)整關系可能存在于它們之間。

（二）協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗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階進行依次檢驗，發(fā)現(xiàn)赤池信息和施瓦茨準則值達到最小時，3顯示為滯后期。因此，確定以第三種協(xié)整形式進行協(xié)整檢驗。檢驗結(jié)果如表2。

表2 Johansen協(xié)整檢驗的結(jié)果

在1%顯著性水平下，最大特征根檢驗表明沒有協(xié)整關系，跡檢驗表明有一個協(xié)整關系。因此，唯一的協(xié)整關系存在于經(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，對應的協(xié)整方程為：

（系數(shù)的標準差用括號內(nèi)的數(shù)字表示）

實證分析表明：在方程式中，我國資本存量LNSxpd和我國進口來源國資本存量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。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%，可以通過進口貿(mào)易帶來的技術溢出效應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)率之間關系通過協(xié)整檢驗表明存在著長期穩(wěn)定均衡關系，但非均衡關系可能短期內(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)率之間關系從非均衡狀態(tài)向均衡狀態(tài)調(diào)整的過程進行進一步檢驗。將（4）式整理得誤差修正項（EC）：

其中，以誤差修正項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）進行檢測。結(jié)果為：

結(jié)果表明，模型中ECp-1是負數(shù)，反向修正機制得到滿足，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的非均衡比率進行的，說明模型成立。我國對技術R&D的資本存量的差分數(shù)是整數(shù)0.102，表明有一定的滯后效應存在于我國國內(nèi)對技術研發(fā)投入的資本存量和我國全要素生產(chǎn)率提高的關系中，符合我國相對于發(fā)達的貿(mào)易伙伴國對技術研發(fā)投入較晚，而且數(shù)量較少、有待大幅提高的現(xiàn)實。外國對技術R&D的資本存量LN滯后項的差分系數(shù)不顯著,經(jīng)數(shù)據(jù)檢驗排除了。這說明明顯的滯后效應沒有體現(xiàn)在我國主要貿(mào)易伙伴國家R&D的資本存量上，進口貿(mào)易產(chǎn)生的技術溢出效應使外國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%，通過進口貿(mào)易的技術溢出效應，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。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的資本存量通過進口貿(mào)易帶來的技術溢出效應提升了我國的勞動生產(chǎn)率，促進了經(jīng)濟增長。但是，我國長期以來對勞動力的教育和培訓投入較少，人力資本不夠雄厚。因此，進口貿(mào)易帶來的技術溢出沒有完全消化和吸收，對促進經(jīng)濟增長的促進作用不夠顯著。

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