进口贸易技术溢出效应的区域差异分析

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2008年第9期 总第171期 黑龙江对外经贸 HLJ Foreign Economic Relations&Trade No.9,2008 Serial No.171 

[经贸论坛] 

进口贸易技术溢出 

效应的区域差异分析 

孙宏菊 

(西南财经大学国际商学院,四川成都610074) 

[摘要]通过拓展CH模型,本文选用我国30个省市1997~2005年的面板数据,来考察进13'贸易技术溢 

出效应的区域差异。结果表明,从绝对水平上看,因为技术差距的存在,西部地区的进口溢出效应要大于东中 

部地区。但是对比国内研发对TFP的促进作用,从相对水平上看,东部地区的进口溢出效应明显大于中西部 

地区。综合考察上述两种指标,中部地区的进口溢出效应最小。 

[关键词]进1:7贸易;R&D溢出;面板数据 

[中图分类号]F746.11 [文献标识码]A [文章编号】1002—2880(2008)09—0008—03 

一、引言 

国际技术溢出问题一直是学者们关注的热点,但是 

国内学者偏向于研究FDI的技术溢出,关于进口贸易溢出 

效应的文章比较少。在全球贸易迅猛发展的今天,以中 间品和先进设备等商品进口为渠道的物化型技术溢出 

(emtx ̄ed spillovers)同样重要。国内学者赖明勇(2005)、 李小平、朱钟棣(2oo6)运用中国的数据进行了实证分析, 

结果表明:进口产生了比较显著的溢出效应。为了进一 

步深入考察进口技术溢出的影响机制,本文选用我国30 个省市1997 2005年的面板数据,对进口与FDI两种不同 

渠道的溢出效应进行了比较,并着重考察人力资本、国内 

研发和制度等因素对我国进口外溢效果的影响。 

二、文献综述与模型的设定 罗默(Romer,1986)、Grossman&Helpman(1991)为代表 

提出的新增长理论,认为知识和技术的溢出是经济实现 

持续增长的决定因素,而进口贸易又是技术外溢进而推 动经济增长的重要途径。Coe和Helpman(1995)借鉴 

Grossman和Helpman“技术创新”研究思想,首次建立实证 

模型证实了进口贸易“技术溢出”效应的存在。CH的实证 

文章引起了国内外经济学者对国际贸易技术溢出的广泛 

关注,并为其提供了分析框架,后继文献都是在CH模型 的基础上进行的拓展。主要表现在:1.对国外R&D资本 

计算方法的改进。LP(1998),FFG(2002)用不同的方法计 

算外国R&D资本,使关于进口溢出效应的研究结论更具 

有可靠性。2.研究视角的转变。学者从不同侧面来考察 

不同结构商品进口、不同贸易国的进口溢出效应的差异, 

对现有的文献进行了有益的补充。3.吸收能力的考察。 

学者们将贸易国的贸易开发度、人力资本、国内研发等因 

素纳入模型,考察了进口溢出效应的影响机制。 

本文在综合现有文献的基础上,对CH模型进行两方 

面的扩展。一是参照LP(1998)的方法来计算外国R&D资 

本;二是考虑到进口贸易技术溢出的滞后效应,在模型引 

一8一 入滞后期变量。利用我国3O个省市1997—2005年的省际 面板数据,专门就进口贸易促进经济增长的重要途径 

——“进口的技术外溢效应”进行建立如下的检验方程: 

inTFPn= 0+alinDRDn+ 2lnFRDnl+e (1) 其中,TFP。 为中国各省t期的全要素生产率;DRD.。为 

各地t期的研发资本存量;FRD 表示各省t一1期通过 

进口途径获得的国外研发资本存量。 三、变量数据来源及处理 

本文选取我国1997—2005年3O个省市(西藏和港澳 台除外)的面板数据来进行实证分析,同时为了考察我国 

进口技术溢出效应的区域差异,根据国发[2000]33号文件 

的区域划分方法,将其划分为东中西3个经济带:东部地 

区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山 东、广东、海南11个省、直辖市;中部地区包括山西、吉林、 

黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个省;西部地区包 

括重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、宁夏、青海、新 

疆、广西和内蒙古l2个省、直辖市、自治区。 

1.全要素生产率(TFP)的确定 假设中国各省市的生产函数符合Cobb—Oougl ̄形 

式,根据“索洛剩余”,得到: 

I_nTFPit=LnYil—aiInKiI— £ II (2) 

其中, 、 K L 分别为各地的国民生产总值、 

全要素生产率、资本和劳动; 。和.臼 分别为各地的资本 

和劳动的产出弹性,本文通过对 、K.、 的相关时间序 

列数据进行回归估算得到。我们参照Yah Wang and Y1,d. 

ong Yao(2003)的永续盘存法估算资本存量:KI=(1一 ) K一,+, ,其中 为资本的折旧率,取值为5%;,。为t期 

的实际固定资产投资额(按照1997年不变价格);K 和 

一。分别为t、t一1期的实际资本存量。其中,基期1997 

年的资本存量,由1996年全国资本形成总额乘以各省当 

年GDP在全国占比大致推算出。同时,采用文献中常用 

的各地从业人员数来代替劳动投入。国民生产总值、劳 维普资讯 http://www.cqvip.com 孙宏菊:进口贸易技术溢出效应的区域差异分析 

动投入、实际固定资产投资额的原始数据来源于“中经专 

网”。 

2.通过进口途径获得的国外研发存量(FRD ) 

关于国外研发的计算,国际上主要有CH(1995)和LP 

(1998)两种流行的做法,由于LP方法修正了CH法存在的 

“总量偏差”的缺陷,本文采用LP方法,来估算以进口贸易 为技术外溢渠道传递的国外研发存量,计算公式可表示 

为: Drtf FRD。.: *IMlJl (3) 一 jt 其中,/Mijt是中国i省市t期来自于贸易伙伴国家j的 

进口贸易额;no ̄f,、 分别为t期国家J的研发资本存量和 

国内生产总值。 OECD统计数据显示,1981~2006年间G7国研发资 

本存量平均占比高达84.O1%。因此,我们选取G7国样 

本期间的研发总量作为替代。中国各省市来自G7国的 

进口额,通过全国当年来自G7国的进口总额乘以各省市 

的进口额在全国的比重得到。c7国家历年研发投入原始 数据来自OECD,Main Science and Technology Indicators Data— 

base 2007(以2000年为基期的购买力平价换算,单位为百 

亿美元)。 

3.省内研发资本存量(DRD ) 

本文运用永续盘存法(Perpetual Inventory Method,P1M) 

来计算省内研发资本存量:DRD; :(1一 )DRD 。+RD 

其中,DRD 、RD 。分别为t期各省的研发资本存量和研发 

支出。对于基期研发资本存量DRD.。 ,我们借鉴Griliehes 

(1980)的方法来计算:DRD。l =RD 。 ,g+ 。根据Coe& 

Helpman(1995)的定义,g为1997~2005年我国每年R&D 

经费支出的对数形式增长率的平均数,即为2.85%。 为 

R&D资本存量的折旧率,参照现有文献,本文取15%。原 

始资料来源于各期的《全国科技经费投入统计公报》。 四、实证结果分析 本文选用的是我国3o个省市1997~2005年的面板数 

据,由于面板数据同时具有截面、时序的两维特性,模型 

设定直接决定了参数估计的有效性。这类模型对回归系 

数a 的处理方法有两种:固定效应(Fixed Effects)方法是 

将o 视为一组具体的常数,而随机效应(Random Effects) 

方法将a 视为一组随机变量。本文利用Eviews5.1软件 

提供的“Redundant Fixed Efect”检验和“Hausman”检验,来 

判断模型的设定形式。表l给出了1997~2005年我国30 

个省市进口贸易对技术进步的回归结果,对于“Hausman” 

检验结果,表中报告的是P值(P—value)。Hausman的检 

验结果表明,在1%的显著性水平,全国样本选择固定效 

应( ed effects)模型,东部、中部、西部等3组样本数据选 

择随机效应(random efects)模型。 

从全国的数据上看,调整后的可决系数(adj—R的平 方)为0.9593,拟合效果良好;从区域的数据来看,东中西 

部地区的adi—R的平方值分别为0.5029,0.3841,0.4487, 考虑到选用的是RE模型,拟合效果较好。 

从经济学意义上分析,表1的第二列显示了全国范围 内的进口溢出效应效果。在99%的置信水平下,进口贸 易的溢出效应值为0.0355,即通过进口贸易渠道传递的 

国外R&D资本存量每增加1个百分点,能带动我国的全 要素生产率(TVP)增长0.0355个百分点,这证明了我国进 

口贸易对技术进步的显著促进作用。从区域范围来看, 

进口溢出效应在我国存在着明显的区域差异。在99%的 置信水平下,区域的溢出效应值均高于全国的溢出效应 

水平。其中,西部地区的进口溢出效应值(0.1139)最大, 

大于东部的溢出值(0.0858)和中部的溢出值(0.0504)。 

这一结果符合李小平(2O04)提出的进口贸易存在“负门槛 效应”的结论,西部的经济发展水平远不及东中部地区, 

相比国际水平,其技术差距更为明显,技术差距的存在更 有利于进口溢出效应的发挥和吸收。 

表1 我国进口贸易技术外溢效应的地区差异 

全国 东部 中部 西部 

R urlrant 0.0000 0 0000 0 0000 o.oo13o 检验(P值) 

}IBLHTm检验 l3 1654 0.O2O42 1.4lO6 7.8798 

nm1.c/n/t/i检验(P值) 0.∞14 0.9898 0.4940 0 Ol95 模型的设定形式 FE RE RE RE 

0 3706… 一0 3087… 一0.3896… 一0.7229… C (一8.8426) (一3.5016) (一4.3O27) (一7.8116) 

0 0794… 0.O295 O.0584 0.0610… Ij1ⅨU) (5.0894) (1.6506) f1 9269) (4.9988) 

0.0355… 0.0858… 0.0504。 0.1139… IfRD(一1) (2.6125) (4.733S) (1.6878) (6.5716) 

adi—R的平方 0.9593 0.5o29 0.384l 0.4487 

注:***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。 同时,对比国内R&D资本的,I1 弹性,全国国外R&D 

资本的 弹性(O.0355)明显小于国内R&D资本的 

弹性;而区域内的国外R&D资本的TFP弹性均明显大于 

国内R&D资本的肿弹性,在东部地区最为明显,国外 R&D资本的1下P弹性将近于国内R&D资本的rI下P弹性的 

3倍,这一比值在中部只有0.8630,西部为1.8672。可见, 

区域范围内的溢出值均大于全国水平,这一结论与CH 

(1995)“贸易小国的溢出效应更为明显”的研究结论相一 

致。 

五、结论及启示 

本文拓展了CH模型,选用我国30个省市1997—2005 年的面板数据进行估计,得到如下实证结论: 第一,进口贸易是国际技术溢出的重要渠道。全国