中國進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)的實(shí)證分析

1、中國進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)的實(shí)證分析重慶大學(xué)(社會(huì)科學(xué)版)2010年第16卷第l期JOURNALOFCHONGQINGUNIVERSITY(SocialScienceEdition)Vo1.16No.1201053中國進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)的實(shí)證分析黃凌云.,徐磊,陳明強(qiáng)(1.重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院,重慶400044;2.四川外語學(xué)院國際商學(xué)院,重慶400031)摘要:文章利用時(shí)間序列計(jì)量檢驗(yàn)方法實(shí)證分析進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出對(duì)中國技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用.協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明國內(nèi)研發(fā)投入,貿(mào)易伙伴國研發(fā)投入對(duì)于中國全要素生產(chǎn)率的提高具有顯著的促進(jìn)作用,然而國內(nèi)研發(fā)投入比外國研發(fā)投入對(duì)TFP的影響要更加突出;

2、誤差修正模型分析結(jié)果表明國內(nèi)研發(fā)投入對(duì)中國TFP的促進(jìn)作用具有一定的滯后效應(yīng),而貿(mào)易伙伴國研發(fā)投入對(duì)中國TFP的促進(jìn)不存在滯后效應(yīng);進(jìn)一步的Granger因果檢驗(yàn)表明國內(nèi)與貿(mào)易伙伴國的研發(fā)投入都是中國TFP變化的Granger原因.關(guān)鍵詞:進(jìn)口貿(mào)易;技術(shù)溢出;R&D;技術(shù)進(jìn)步中圖分類號(hào):F74文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A文章編號(hào):10085831(2010)O1-0053-06一,引言改革開放以來,中國進(jìn)口貿(mào)易獲得了飛速的發(fā)展.2001年中岡進(jìn)口貿(mào)易量達(dá)到2436.1億美元,是1990年的4.57倍,1995年的1.84倍.2001年12月中國正式加入世界貿(mào)易組織之后,中國對(duì)外貿(mào)易更進(jìn)入了迅猛發(fā)展的

3、階段.據(jù)海關(guān)提供的數(shù)據(jù)顯示,中國與前6大貿(mào)易伙伴的雙邊貿(mào)易額均超過千億美元規(guī)模,與歐盟,美國的雙邊貿(mào)易分別突破2000億美元.自2002年以來,中國對(duì)外貿(mào)易發(fā)展已經(jīng)連續(xù)4年保持20%以上高速增長,繼2004年首次突破1萬億美元后,2005年更是達(dá)到14221.2億美元,比上年增長(下同)23.2%,相當(dāng)于十五時(shí)期初2001年的2.8倍,其中進(jìn)口6601.2億美元,增長17.6%.種種數(shù)據(jù)表明,中國已經(jīng)成為一個(gè)經(jīng)濟(jì)比較開放且經(jīng)濟(jì)增長對(duì)同際貿(mào)易依賴度較高的國家.在中國技術(shù)基礎(chǔ)和創(chuàng)新能力不足而進(jìn)口規(guī)模較大的現(xiàn)階段國情下,充分利,I_fj進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng),促進(jìn)國內(nèi)技術(shù)進(jìn)步是中同對(duì)外開放政策和技術(shù)

4、進(jìn)步政策的一個(gè)重要目標(biāo).改革開放以來,中國飛速發(fā)展的進(jìn)口貿(mào)易對(duì)中國國內(nèi)的技術(shù)溢出程度如何,效果怎樣,又應(yīng)陔如何加以引導(dǎo)和改進(jìn)呢?在全球化這一大背景下,這些問題對(duì)于中國加速技術(shù)進(jìn)步和加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展都具有重要的現(xiàn).交意義.筆者擬采用LichtenbergandPotterie提出的方法對(duì)CoeandHelpmanl2模型進(jìn)行修正,利用時(shí)間序列計(jì)量檢驗(yàn)方法實(shí)證分析改革開放以來進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出對(duì)中國技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用.二,實(shí)證模型及其數(shù)據(jù)(一)進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)的實(shí)證模型在關(guān)于進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)的實(shí)證研究中,現(xiàn)有兩個(gè)主流的研究方法:其收稿日期:20090922基金項(xiàng)目:國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目圍際技術(shù)溢

5、出的動(dòng)態(tài)門檻模式及政策研究(70603035)作者簡(jiǎn)介:黃凌云(1971一),女,漢,重慶人,重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院副教授,博士,碩士研究生導(dǎo)師,主要從事國際技術(shù)溢出及區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究.本節(jié)中有關(guān)中國進(jìn)口貿(mào)易的數(shù)據(jù)主要摘自商務(wù)部網(wǎng)站( :/ roofcorn-gov.Clt)和中國海關(guān)網(wǎng)站( :/ ):54重慶大學(xué)(社會(huì)科學(xué)版)2010年第16卷第l期一是關(guān)注于貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行績(jī)效的影響.然而,在估計(jì)貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行績(jī)效的影響之前,有一個(gè)基本問題要解決,那就是進(jìn)口貿(mào)易的內(nèi)生性,為一般而言,進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)績(jī)效的回歸并不能準(zhǔn)確確定這二者之間的關(guān)系,有些同家南于進(jìn)口技術(shù)溢出以外的原

6、【大1增長更快,而隨著其經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng),這些國家會(huì)內(nèi)生地?cái)U(kuò)大進(jìn)口.所以,單純檢驗(yàn)收入和進(jìn)口之問的相關(guān)性并不能決定進(jìn)口在技術(shù)溢出中的角色,直接檢驗(yàn)與貿(mào)易相關(guān)的技術(shù)溢出對(duì)本國生產(chǎn)率的影響才是有效的方法.另一個(gè)頗有影響力的方法是以CoeandHelpman為代表,利用國際R&D擴(kuò)散回歸模型來研究國外R&D對(duì)國內(nèi)全要素生產(chǎn)率的影響j.他們采用一個(gè)直接的方法(下文簡(jiǎn)稱CH95方法)檢驗(yàn)進(jìn)口組成對(duì)技術(shù)溢出的作片=i.陔方法的假設(shè)是:在其他條件相同的情況下,那些大量從高技術(shù)國家進(jìn)口的國家平均比那些從低技術(shù)同進(jìn)口的國家獲得的技術(shù)更多更好,即存前一種情形下存在更大的技術(shù)溢出效應(yīng),相應(yīng)地,前一類閆

7、家較后一類同家廊該有著更高的全要素生產(chǎn)率.模型設(shè)定如下:lnTFP=6to+r上lInS+n2s+t其中,i代表斟家,t代表時(shí)間,.代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng),S代表國家i在t時(shí)的研發(fā)支出存量,表示用CH95方法計(jì)算出來的通過進(jìn)口貿(mào)易渠道擴(kuò)散的其他國家的研發(fā)支出存量,系數(shù).表示i圍同內(nèi)研發(fā)資本存量對(duì)該國全要素生產(chǎn)率的彈性,表示圈外研發(fā)擴(kuò)散對(duì)該國全要素生產(chǎn)率的彈性.通過下式來計(jì)算:s:式中表示i圉從困進(jìn)口的份額,M=M,MS是雙邊的權(quán)數(shù),反映了閏的研發(fā)塒罔生產(chǎn)率的相對(duì)重要性.通過檢驗(yàn)技術(shù)溢出是_否與從各貿(mào)易伙伴的進(jìn)口份額有關(guān),該模型l在一定程度上解決了前面提到的貿(mào)易內(nèi)生問題,此提供j一個(gè)對(duì)貿(mào)易是否成為國際技

8、術(shù)溢出渠道的更加直接而有利的方法,被廣泛用于進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)的檢驗(yàn).但是對(duì)于該模型采進(jìn)口份額作為權(quán)數(shù)的做法,許多學(xué)者提出了爭(zhēng)議和改造.LichtenbergandPotterie指出,CoeandHelpman的估計(jì)建立在未適當(dāng)指數(shù)化的數(shù)據(jù)之上,這種加權(quán)方法存在著總量偏差.例如,如果將兩個(gè)國家合并成一個(gè)國家,按照CH95方法進(jìn)行加權(quán)就會(huì)得出一個(gè)荒謬的結(jié)論,即合并后擴(kuò)散的研發(fā)資本遠(yuǎn)大于合并前兩國分別擴(kuò)散的研發(fā)資本存量之和.針對(duì)此,LichtenbergandPotterie提出新的加權(quán)方法(簡(jiǎn)稱為LP96方法)對(duì)CH95模型進(jìn)行了修正.他們采用貿(mào)易伙伴的GDP將進(jìn)口份額標(biāo)準(zhǔn)化,使用來源國的出

9、口占來源圉的比例作為權(quán)數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn),即:1:E,lI式中,可以看作是表現(xiàn)了一國產(chǎn)出的研發(fā)資j本密度.國內(nèi)部分研究也使用這種加權(quán)方法.經(jīng)過LP96方法修正后的CH95模型為:lnTFP=r上0+r上IInS+521n+l(1)筆者采用LP96方法計(jì)算國外研發(fā)存量的加權(quán),以(1)式為基本檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?來考察國外研發(fā)擴(kuò)散對(duì)中圍全要素生產(chǎn)率的影響,此時(shí)所考察的i國(進(jìn)口國)均為中國,閃此在下文的分析中,(1)式中的下標(biāo)i予以省略.(二)數(shù)據(jù)處理與來源1.全要素生產(chǎn)率(TFP)的確定假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)符合科布一道格托斯形式,即:Yt=A.對(duì)兩邊取對(duì)數(shù)形式,得到:InY,=lnAI+cdnKc+盧1nf從而全要素生產(chǎn)

10、率(TFP)的對(duì)數(shù)形式由下式得到:lnTFP=Iny1一ln.一/31nL其中,K,J分別代表t年的閏內(nèi)生產(chǎn)總值,資本存量和勞動(dòng)者人數(shù),Ot和分表為資本和勞動(dòng)力的產(chǎn)彈性.對(duì)于資本存量(K),論文參照YahWangandYudongYao_1的做法,1952年的資本存量為6l18.044L元(1995年不變價(jià)格),再依據(jù)每年的固定資產(chǎn)投資額,運(yùn)剛永續(xù)盤存法來計(jì)算中國每年的資本存量(1995年不變價(jià)格):K=(1一占)K+,.其中6為資本折舊率,取值為5%,.為每年的實(shí)際固定資產(chǎn)投資額(1995年不變價(jià)格).通過對(duì),K,J,的相關(guān)時(shí)序數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸可以估計(jì)出平均資本產(chǎn)出份額和平均勞動(dòng)力產(chǎn)出份額,p和

11、B約為0.7和0.3.各年同定資產(chǎn)投資額,勞動(dòng)者人數(shù)和國內(nèi)生產(chǎn)總值的原始數(shù)據(jù)來自于中國統(tǒng)計(jì)年鑒有關(guān)各期,其中各年實(shí)際同定資產(chǎn)投資額和實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值按YanWangandYudongYao論文中的價(jià)格指數(shù)(1995年不變價(jià)格)進(jìn)行平減.2.國內(nèi)研發(fā)資本存量的確定中國對(duì)研發(fā)支出進(jìn)行統(tǒng)計(jì)是從1987年開始的,因此論文分析所用的19872005年度國內(nèi)研發(fā)數(shù)據(jù)取自中華人民共和國科技統(tǒng)計(jì)網(wǎng)站( :/黃凌云,等中國進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)的實(shí)證分析55 ),并利用悶際貨幣基金組織(IMF)數(shù)據(jù)庫(WorldEconomicOutlookDatabase)中的價(jià)格平減指數(shù)轉(zhuǎn)化為用1985年購買

12、力平價(jià)衡量的研發(fā)投入金額.而論文分析中所用的19811986年度國內(nèi)研發(fā)投入取自趙偉,汗全立通過白回歸趨勢(shì)模型外推所得數(shù)據(jù)3.困外研發(fā)存量s的確定由于OECD國家的R&D支出占全球R&D支出的大部分份額,而OECD國家的R&D活動(dòng)又相對(duì)集中在G一7國家,同時(shí),從中國的對(duì)外貿(mào)易國別結(jié)構(gòu)可以看到,中國歷年的前卜位進(jìn)口來源地中,發(fā)達(dá)國家是主要部分,因此,筆者的實(shí)證分析主要選取G一7國家為樣本點(diǎn),來考察中同從G一7國家的進(jìn)口所產(chǎn)生的技術(shù)溢fH效應(yīng).淪文中所使用的數(shù)據(jù)來源于各年的中國統(tǒng)計(jì)年鑒,中國對(duì)外經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒,OECD網(wǎng)站( :/ )中MainSciencea

13、ndTechnoh)gyIndicators,Paris,2004,2006和NationalScienceFoundation,DivisionofScienceResources,NationalPatternsofR&DResources,annualseries.其中各國的R&D投入均按照OECD1995年為基84868Bg0g2949B04=LT唧J期的購買力平價(jià)換算;1991年以前的德國進(jìn)口數(shù)據(jù)僅指原聯(lián)邦德國;由于英閏1982與1984年的R&D數(shù)據(jù)無法獲得,故用其J:下兩年的均值代替.三,進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)的計(jì)量分析(一)單位根檢驗(yàn)傳統(tǒng)的時(shí)間序列分析在對(duì)

14、經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行研究時(shí),通常都是假設(shè)所分析的時(shí)序數(shù)據(jù)滿足平穩(wěn)性要求,并在此基礎(chǔ)上對(duì)經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型中的參數(shù)作估計(jì)和假設(shè)檢驗(yàn),而一系列的分析表明,許多的宏觀經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)并不滿足平穩(wěn)性要求,即數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的.對(duì)非平穩(wěn)時(shí)間序列使用傳統(tǒng)的估計(jì)方法來估計(jì)變量間的關(guān)系可能會(huì)導(dǎo)致錯(cuò)誤的判斷.大J此,論文要做的第一件事,就是對(duì)有關(guān)的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn),考察其平穩(wěn)性.從罔l中可知,LTFP,LSD和LSF均呈上升趨勢(shì),變量數(shù)據(jù)具有明顯隨時(shí)間遞增的特征,因此應(yīng)選取包含常數(shù)項(xiàng)和線性時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的檢驗(yàn)方程,檢驗(yàn)結(jié)果見表1.可以看到,lJrrFP,LSD和LSF的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均大于5%時(shí)的臨界值,即在5%的顯著性水平下,

15、所有變量序列都是非平穩(wěn)的.828486889092949698o00204E圖1LTFP,LSD和LSF時(shí)序圖表lADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果828486889092949698000204ILS日注:本表中的ADF檢驗(yàn)采用Eviews軟件計(jì)算,下文的統(tǒng)計(jì)計(jì)量結(jié)果均采用此軟件j對(duì)非平穩(wěn)的時(shí)間序列進(jìn)行普通最小二乘法這樣的數(shù)據(jù)論文采用協(xié)整的分析方法.(OLS)分析會(huì)產(chǎn)生偽回歸問題,為使回歸有意義,對(duì)非平穩(wěn)序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)有一個(gè)前提條件,可對(duì)其進(jìn)行平穩(wěn)化,然后對(duì)差分序列進(jìn)行回歸.但即要求這些非平穩(wěn)序列是同階單整的.通過進(jìn)一步是這樣又會(huì)忽略了原時(shí)間序列包含的有用信息,而對(duì)各變量的一階差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn),發(fā)

16、現(xiàn)檢這些信息對(duì)分析問題來說往往是必需的.岡此,對(duì)驗(yàn)結(jié)果均已平穩(wěn),即它們都是一階單整序列,(1).因56重慶大學(xué)(社會(huì)科學(xué)版)2010年第16卷第1期此,接下來可以進(jìn)行協(xié)整分析,來檢驗(yàn)各經(jīng)濟(jì)變量之間的長期關(guān)系.(二)協(xié)整檢驗(yàn)正如前面所提到的,很多時(shí)間序列是非穩(wěn)定的數(shù)據(jù)生成過程,那么由這些非穩(wěn)定變量組成的系統(tǒng)是否存在一種長期的穩(wěn)定關(guān)系?要研究這一問題,就必須借助以均衡分析為背景的協(xié)整理論.由于多數(shù)經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列都是一個(gè)I(1)的過程(即其本身是非平穩(wěn)的,但經(jīng)過一階差分后是平穩(wěn)的),因此可將協(xié)整關(guān)系定義如下:假定和y是兩個(gè)非平穩(wěn)的序列,且它們都是I(1)的過程,若存在一個(gè)非零的系數(shù),使Y.+n=

17、,且是I(0)的,就說變量和Y之間存在協(xié)整關(guān)系,(1,)稱為協(xié)整向量.這里是以兩個(gè)變量為例來進(jìn)行說明,以此類推,滿足協(xié)整關(guān)系的序列個(gè)數(shù)可推廣到多個(gè).由上述定義可以看到,協(xié)整關(guān)系所隱含的實(shí)質(zhì)含義是經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的長期穩(wěn)定關(guān)系,而要描述這一關(guān)系,就必須求出協(xié)整向量.下面將借助Johansen所提出的極大似然法來解決上述問題.在做LTFP與LSD,LSF的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)之前,先做協(xié)整方程中的內(nèi)生變量對(duì)外生變量的VAR回歸,由AIC,SC信息準(zhǔn)則可知VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2,并且根據(jù)圖1所示的數(shù)據(jù)特征,協(xié)整方程包含有截距項(xiàng)和確定性趨勢(shì),檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示.表2J0hansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果注:r

18、代表協(xié)整向量的個(gè)數(shù).在Johansen協(xié)整檢驗(yàn)中,原假設(shè)為最多存在r個(gè)協(xié)整關(guān)系,備選假設(shè)是模型有r+1個(gè)協(xié)整關(guān)系.從表2所示結(jié)果可以看出:首先,存不存在協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)下,似然比統(tǒng)計(jì)量為47.0446,大于1%臨界值35.65,兇而拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的零假設(shè),即表明變量之間存在至少一個(gè)協(xié)整關(guān)系.其次,在最多存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系的零假?zèng)]下,似然比統(tǒng)計(jì)量為12.6478,J-,于1%的臨界值20.04,不能拒絕零假設(shè).從而論文可以確定,變量之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系,對(duì)應(yīng)的協(xié)整方程為:LTFP:一1.6719+0.2690LSD+0.1952LSF(2)(0.0499)(0.0669)其中,括號(hào)內(nèi)的數(shù)字表

19、示系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差.上式表明國內(nèi)R&D資本存量和國外R&D資本存量對(duì)中國全要素生產(chǎn)率的提高都具有正向的促進(jìn)作用.國內(nèi)R&D資本存量每增長1個(gè)百分點(diǎn),可帶動(dòng)中國全要素生產(chǎn)率提高約0.2690個(gè)百分點(diǎn).通過進(jìn)口貿(mào)易渠道擴(kuò)散的國外R&D資本存量每增長1個(gè)百分點(diǎn),可促進(jìn)中國全要素生產(chǎn)率提高約0.1952個(gè)百分點(diǎn).因此通過基于進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出,國外研發(fā)活動(dòng)有效的促進(jìn)了中國全要素生產(chǎn)率的增長,這與CoeandHelpman和LichtenbergandPotterie等的分析結(jié)論是一致的.同時(shí)論文也注意到,LSF的系數(shù)小于LSD的系數(shù),說明中國全要素生產(chǎn)率對(duì)于國內(nèi)研發(fā)的彈性大

20、于國外研發(fā)擴(kuò)散的彈性,這說明對(duì)于中國全要素生產(chǎn)率的提升,本國研發(fā)活動(dòng)的影響大于國外研發(fā)活動(dòng)的影響,這是因?yàn)閲鴥?nèi)研發(fā)的增加不僅對(duì)中國全要素生產(chǎn)率的提升有直接貢獻(xiàn),而且有助于促進(jìn)國外先進(jìn)技術(shù)的吸收和利用.(三)誤差修正模型根據(jù)Engle定理,如果一組變量之間存在協(xié)整關(guān)系,則協(xié)整回歸方程總是能被轉(zhuǎn)換為誤差修正模型(ECM:ErrorCorrectionMode1).協(xié)整關(guān)系只是反映了變量之間的長期均衡關(guān)系,誤差修正模型的使用就是為了建立短期的動(dòng)態(tài)模型以彌補(bǔ)長期靜態(tài)模型的不足,它既能反映不同的時(shí)間序列間的長期均衡關(guān)系,又能反映短期偏離項(xiàng)長期均衡修正的機(jī)制.接下來論文用誤差修正模型來研究變量之間的短期動(dòng)

21、態(tài)特征.首先將協(xié)整關(guān)系式(2)寫成數(shù)學(xué)表達(dá)式,并令其為EC,得到:EC=rFP一0.2690LSD一0.1952LSF+1.6719(3)變量LTFP與LSD,LSF之間誤差修正模型的一般形式為:ALTFP=O/.-4-O/liALTFP+吒ALSD4-O/3iALSF一+4ecml+i=l其中,誤差修正項(xiàng)ecIn為協(xié)整方程的一階滯后殘差,其系數(shù)的大小表明了系統(tǒng)在短期內(nèi)從非均衡狀態(tài)向長期均衡狀態(tài)調(diào)整的速度.一階差分的滯黃凌云,等中國進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)的實(shí)證分析57后期與協(xié)整檢驗(yàn)相同,取滯后2階.論文根據(jù)一般到特殊的建模方法,從滯后2期開始逐漸排除不顯著的變量,以對(duì)誤差修正模型進(jìn)行估計(jì),估計(jì)結(jié)

22、果如下:I|TFP=0.2728ALTFPf-l+0.1924ALSD-_一n181eemH(4)(3.5886)(一2.2753)(一5.3885)R=0.8701,D.W.=1.9537,括號(hào)中的數(shù)值是系數(shù)的t統(tǒng)值.上述檢驗(yàn)結(jié)果中誤差修正項(xiàng)系數(shù)eem的符號(hào)為負(fù),符合反向修正機(jī)制,表示滯后一期的非均衡誤差以0.1819的速度從非均衡狀態(tài)向長期均衡狀態(tài)調(diào)整.變量LSF差分項(xiàng)的各階滯后項(xiàng)系數(shù)不顯著(已在誤差修正模型中被排除),說明通過中國進(jìn)口貿(mào)易渠道擴(kuò)散的圍外研發(fā)存量對(duì)中國全要素生產(chǎn)率的滯后效應(yīng)不明顯.TFP差分項(xiàng)具有一階滯后效應(yīng),且系數(shù)為正,表明全要素生產(chǎn)率的提高存在一定的狀態(tài)依賴和反饋現(xiàn)象.

23、國內(nèi)研發(fā)存量差分項(xiàng)也有一階滯后效應(yīng),且系數(shù)為正,說明國內(nèi)研發(fā)投入存量的增加值存在一定的時(shí)滯作用.(四)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系,但這種關(guān)系是否構(gòu)成l六1果關(guān)系還需要進(jìn)一步驗(yàn)證.Granger和Sims提出的夭】果關(guān)系檢驗(yàn)可解決此類問題,該檢驗(yàn)是為了確定一個(gè)變量能否有助于預(yù)測(cè)另一個(gè)變量.Granger【大j果關(guān)系檢驗(yàn)的基本思想如下:如果變量有助于預(yù)測(cè)變量y,即根據(jù)l,的過去值對(duì)y進(jìn)行自回歸時(shí),如果再加上的過去值,能顯著的增強(qiáng)回歸的解釋能力,則稱X是Y的Granger原因(記為Xjl,);否則,稱為非Granger原因(記為X>Y).下面,借助

24、Eviews軟件進(jìn)行Granger岡果關(guān)系檢驗(yàn),以考察存在協(xié)整關(guān)系的變量之間是否存在因果關(guān)系,檢驗(yàn)中涉及到滯后階的選取,在對(duì)殘差進(jìn)行正態(tài)獨(dú)立同分布診斷的基礎(chǔ)上,經(jīng)過反復(fù)試驗(yàn),確定最優(yōu)滯后階為2.在滯后2階的條件下,Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示.可知,ALTFP不是ALSF的Granger原因和ALTFP不是ALSD的Granger原因這兩條零假設(shè)不能被拒絕,而其他零假設(shè)都被拒絕,結(jié)合前面的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果,說明本國研發(fā)存量和外國研發(fā)存量增加分別是促進(jìn)一國全要素生產(chǎn)率的提高的原因,而全要素生產(chǎn)率的提高分別不是本國與外國的研發(fā)存量增加的Granger原【大J.表3Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

25、結(jié)果四,結(jié)論筆者采用LichtenbergandPotterie(1996)提出的方法對(duì)CoeandHelpnmn(1995)模型進(jìn)行修正,用從進(jìn)口來源同的進(jìn)口量占來源國GDP的比例作為權(quán)重對(duì)進(jìn)口來源圍的R&D存量進(jìn)行加權(quán),結(jié)合時(shí)間序列計(jì)量檢驗(yàn)方法對(duì)中國進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響進(jìn)行實(shí)證研究,得出以下結(jié)論.其一,國內(nèi)及貿(mào)易伙伴國的研發(fā)投入對(duì)中國技術(shù)進(jìn)步都有顯著的促進(jìn)作用,而且國內(nèi)研發(fā)投人對(duì)技術(shù)的促進(jìn)作用更為突ILJ.Johansen協(xié)整檢驗(yàn)顯示:中國R&D,外國R&D與中國TFP之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系,即他們之間存在長期的穩(wěn)定動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系;國內(nèi)與貿(mào)易伙伴國的研發(fā)投

26、入對(duì)于一圍全要素生產(chǎn)率的提高具有顯著的促進(jìn)作用,而且本國研發(fā)投入比外圍研發(fā)投入對(duì)TFP的影響要更突出一些,這其中的原因可能是國外先進(jìn)技術(shù)能否被中國吸收利用以提高本國全要素生產(chǎn)率在一定程度上取決于中國的技術(shù)需求與吸收能力;而國內(nèi)研發(fā)投入的增加不僅對(duì)中國全要素生產(chǎn)率的提升有直接貢獻(xiàn),而且有助于促進(jìn)國外先進(jìn)技術(shù)的吸收和利用.其二,國內(nèi)研發(fā)投入對(duì)中國TFP的促進(jìn)作用具有一定的滯后效應(yīng),而貿(mào)易伙伴國研發(fā)投入對(duì)中國TFP的促進(jìn)不存在滯后效應(yīng),且國內(nèi)及貿(mào)易伙伴國的研發(fā)投入都是中國TFP變化的Granger原因.誤差修正模型的檢驗(yàn)結(jié)果顯示:中國全要素生產(chǎn)率和國內(nèi)研發(fā)存量的差分項(xiàng)對(duì)中國的TFP有著正的一階滯后效

27、應(yīng),而國外研發(fā)存量差分項(xiàng)對(duì)中國TFP作用不顯著,這說明進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出對(duì)技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)很可能是只是即期的效應(yīng);中國自身的自主研發(fā)對(duì)技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)不僅存在即期效應(yīng)還存在滯后效58重慶大學(xué)(社會(huì)科學(xué)版)2010年第16卷第1期應(yīng).Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示,國內(nèi)及貿(mào)易伙伴國的研發(fā)投入都足本困TFP變化的Granger原兇.參考文獻(xiàn):1LICHTENBERGF,POTFERIEBP.InternationalR&Dspillovers:AreexaminationZ.NBERWorkingPapers,l996:5668.2COEDT,HEIPMANE,InternationalR&

28、amp;DspilloversJ.EuropeanEconomicReviews,1995(39):859887.3EATONJ,KORTUMS.TradeinideaspatentingandproductivitvintheOECDJ1.Journa1ofInternationalEeonomics,1996,40:251278.4FRANKEIJA,ROMERD.Doestradecausegrowth9J.TheAmericanEconomicReview,1999,89:379399.5COEDT,HEIPMANE,HOFFMAISTER.NorthSouthR&Dspill

29、oversJ.EuropeanEconomicReview,1997,l07:134149.6SCHIFFM,WANGY.Regionalintegrationandtechnologydiffusion:thecaseoftheNorthAmericaFreeTradeAgreementz.WorldBankPolicyResearchWorkingPaper,2003:3132.7方希樺,包群,賴明勇.國際技術(shù)溢出:基于進(jìn)口傳導(dǎo)機(jī)制的實(shí)證研究J.中國軟科學(xué),2004(7):5864.8賴明勇,袁媛.R&D,國際技術(shù)外溢及人力資本:一個(gè)實(shí)證研究J.科研管理,2005(7):6267.9黃先海,石東楠.對(duì)外貿(mào)易對(duì)中國全要素生產(chǎn)率影響的測(cè)度與分析J.世界經(jīng)濟(jì)研究,2005(1):2226.10喻美辭,喻春嬌.中國進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)的實(shí)證分析J.國際貿(mào)易問題,2006(3):2631.11趙偉,汪全立.人力資本與技術(shù)溢出:基于進(jìn)口傳導(dǎo)機(jī)制的實(shí)證研究J.中國軟科學(xué),2006(4):6674.12WANGYan,YAOYudong.SourcesofChinaSeconomicgrowth19521999:incorporatinghumancapitalaccumulationJ.ChinaEconomicReview,2003,14:3252.AnEmp