基于國別差異的山東省進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)分析

1、基于國別差異的山東省進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)分析李成棟摘 要 進(jìn)口貿(mào)易是國際技術(shù)溢出的主要渠道之一，是一國或地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的重要源泉。本文在對(duì)CH模型進(jìn)行拓展的基礎(chǔ)上，采用2000-2008年面板數(shù)據(jù)對(duì)山東省從不同進(jìn)口來源國家和地區(qū)的進(jìn)口貿(mào)易對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響進(jìn)行實(shí)證分析，考察了山東省進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)。結(jié)果表明山東省進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的提高，并且不同國家和地區(qū)的進(jìn)口對(duì)山東省技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)度存在顯著的國別和地區(qū)差異。關(guān)鍵詞進(jìn)口貿(mào)易；技術(shù)溢出；全要素生產(chǎn)率一、引言隨著全球經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程的推進(jìn)，國際間的知識(shí)和技術(shù)得到了快速的傳播和應(yīng)用，加速了世界各國特別是發(fā)展中國家的技術(shù)進(jìn)步，為發(fā)展

2、中國家趕超發(fā)達(dá)國家創(chuàng)造了某種可能。國際貿(mào)易特別是進(jìn)口貿(mào)易是國際技術(shù)溢出的主要渠道之一，是一國或地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的重要源泉，這一結(jié)論已經(jīng)得到國內(nèi)外眾多學(xué)者實(shí)證研究結(jié)果的支持。Coe和Helpman（1995）考察了22個(gè)OECD國家，通過研究TFP與國內(nèi)外R&D的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)一國從高水平R&D國家進(jìn)口產(chǎn)品會(huì)促進(jìn)本國生產(chǎn)力的提高。Eaton andKortum（1996）通過對(duì)OECD數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，一些OECD國家中有超過50的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)來自于美國、德國、日本的技術(shù)革新。Bin Xu和Jianmao Wang（2000）通過運(yùn)用兩種不同的方法重新分析OECD工業(yè)化國家之間的R&D溢出再次證實(shí)了Coe和H

3、elpman的觀點(diǎn)，即OECD國家之間的貿(mào)易確實(shí)存在R&D溢出現(xiàn)象。Schiff、Wang &Olarreaga （SWO，2002）認(rèn)為，19761998年南北貿(mào)易模式中的R&D外溢效應(yīng)極大地促進(jìn)了發(fā)展中國家知識(shí)密集型產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步。還有一些學(xué)者從經(jīng)濟(jì)地理的角度進(jìn)行了研究，證明了地理距離對(duì)貿(mào)易開展具有限制作用。Keller （2002） 引入了地理距離指數(shù)化衰減函數(shù)對(duì)OECD成員間的國際技術(shù)溢出進(jìn)行了分析，結(jié)果表明國際技術(shù)溢出程度確實(shí)與地理距離成反向關(guān)系，拉丁美洲主要受美國影響，非洲則主要受歐洲影響，而亞洲則受日本影響最大。Bottazzi & Peri(2003)等也發(fā)現(xiàn)了國際技術(shù)溢出在空

4、間上的這種地區(qū)差異化特征。國內(nèi)學(xué)者黃先海和張?jiān)品?004）及方希樺等（2004）對(duì)中國進(jìn)行的實(shí)證研究都表明進(jìn)口產(chǎn)生了顯著的技術(shù)溢出效應(yīng)。李小平和朱鐘棣（2004）運(yùn)用面板數(shù)據(jù)分析的結(jié)果也顯示進(jìn)口和全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)顯著正相關(guān)。山東省作為我國東部沿海一個(gè)經(jīng)濟(jì)大省，一直把發(fā)展開放型經(jīng)濟(jì)作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略的重要內(nèi)容之一。2008年山東GDP為31072.06億元，僅次于廣東省，位居全國第二。自改革開放以來，山東省的對(duì)外貿(mào)易取得了蓬勃發(fā)展，技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度也逐步提高。為了實(shí)現(xiàn)提高山東省自主創(chuàng)新能力的目標(biāo)，充分發(fā)揮進(jìn)口貿(mào)易等渠道的溢出效應(yīng)是非常必要的。二、實(shí)證模型和數(shù)據(jù)處理（一）模型的設(shè)定假設(shè)技

5、術(shù)進(jìn)步為?？怂怪行?，有如下形式的柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)：其中，是一國在時(shí)間t的產(chǎn)出，表示技術(shù)水平，、分別表示勞動(dòng)力、實(shí)物資本和知識(shí)資本。將全要素生產(chǎn)率定義為，可得。Coe和Helpman（1995）的貿(mào)易溢出計(jì)量模型（以下簡(jiǎn)稱CH模型）中假設(shè)，即對(duì)一個(gè)開放經(jīng)濟(jì)體來說，取決于本國知識(shí)資本和國外的知識(shí)溢出。CH模型的表述形式如下： （1）其中，i=1,2,3n代表國家；為第i國在第t期的全要素生產(chǎn)率；為第i國在第t期的國內(nèi)R&D資本存量；表示用CH方法計(jì)算出來的通過貿(mào)易路徑溢出到第i國的國外R&D資本存量。為常數(shù)項(xiàng)，表示第i國的國內(nèi)R&D資本存量對(duì)本國TFP的彈性，表示國外溢出R&D對(duì)本國TFP的彈

6、性，表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。CH模型中將外國R&D溢出定義為：表示第i國在第t期從j國進(jìn)口的總額，。表示在第t期第j國的國內(nèi)R&D資本存量。Lichtenberg和Pottelsbergue（1996）（以下簡(jiǎn)稱LP）認(rèn)為CH方法存在較大誤差，他們提出了另一種測(cè)量方法：其中，表示用LP方法測(cè)算出來的在第t期通過貿(mào)易路徑溢出到第i國的國外R&D資本存量，表示在第t期第j國的GDP。本文采用LP方法來測(cè)度進(jìn)口產(chǎn)生的R&D溢出。我們構(gòu)建的對(duì)山東省進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)的實(shí)證分析模型可以表達(dá)為如下方程式:其中， 為山東省第t期的全要素生產(chǎn)率；為山東省在第t期的R&D資本存量；表示用LP計(jì)算出來的通過進(jìn)口貿(mào)易溢

7、出到山東省的j國的R&D資本存量。為常數(shù)項(xiàng)，表示山東省的R&D資本存量對(duì)本省TFP的彈性，表示j國溢出R&D對(duì)山東省TFP的彈性，表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。（二）數(shù)據(jù)的選擇、處理及來源 由山東省歷年統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)分析可知，近6年來山東省進(jìn)口貿(mào)易累計(jì)總額前10位的來源國和地區(qū)依次為韓國、日本、美國、澳大利亞、俄羅斯、巴西、印度、德國、中國臺(tái)灣地區(qū)和泰國，并且每年從韓國、日本和美國三個(gè)國家的進(jìn)口總額占全省總進(jìn)口額的50%左右，每年從前10位進(jìn)口來源國家和地區(qū)的進(jìn)口額占全省總進(jìn)口額的70%以上。因此本文采用2000-2008年山東省與這 10個(gè)國家和地區(qū)之間相關(guān)數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)，對(duì)山東省進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出做實(shí)證

8、分析。1.TFP的計(jì)算根據(jù)C-D生產(chǎn)函數(shù)可以得出全要素生產(chǎn)率 ，其中，、分別表示山東省在t年的總產(chǎn)出、資本和勞動(dòng)投入。，分別衡量了資本和勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性。在規(guī)模報(bào)酬不變的條件下，本文統(tǒng)一采用葉裕民（2002）按收入分額法計(jì)算的結(jié)果，即=0.389，=0.611。此外，我們采用支出法GDP衡量總產(chǎn)出，并按照商品價(jià)格零售指數(shù)折算成2000年不變價(jià)格表示。則采用山東省t年底就業(yè)人員數(shù)來衡量。測(cè)算資本存量的方法借鑒Goldsmith（1951）的永續(xù)盤存法，即 ?；趶堒姡?004）對(duì)中國省際資本存量的估算，對(duì)當(dāng)年投資I這一變量，本文采用固定資本形成額這一指標(biāo)，并采用山東省固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)將其折算

9、為2000年不變價(jià)格表示。經(jīng)濟(jì)折舊率直接取張軍（2004）計(jì)算得到的9.6%。而對(duì)基年2000年資本存量的估計(jì)上，本文亦直接采用張軍（2004）以各省市1952年的固定資本形成除以10作為山東省的初始資本存量，進(jìn)而推算得到的2000年山東省的資本存量作為本文的初始資本存量。具體各變量數(shù)據(jù)見表1。有表中數(shù)據(jù)可知，山東省全要素生產(chǎn)率呈持續(xù)快速增長(zhǎng)趨勢(shì)，平均增長(zhǎng)率為8.5%。表1 2000-2008年山東省全要素生產(chǎn)率及其計(jì)算變量統(tǒng)計(jì)表年份 （億元）（億元）（萬人）20008337.4714694.005441.8 1.04 20019195.0416753.055475.31.0920021039

10、9.8019234.475527.01.16200312199.6622299.225620.6 1.27200414757.2726245.355728.11.43200518084.5731276.895840.71.61 200621436.8237049.195960.01.77 200724341.5343041.356081.4 1.87200827767.6349548.816187.62.00數(shù)據(jù)來源：根據(jù)歷年山東統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)計(jì)算所得；均以2000年不變價(jià)格計(jì)算2.的度量運(yùn)用Griliches（1980）的方法來計(jì)算山東省2000年的研發(fā)存量：。其中, 為2000年山東省研發(fā)支

11、出。g為2000-2008年每年研發(fā)投資支出對(duì)數(shù)形式增長(zhǎng)率的平均數(shù)，本文計(jì)算為g=1.9%。為研發(fā)資本的折舊率，沿用Coe & Helpman（1995）采用研發(fā)數(shù)據(jù)進(jìn)行時(shí)間序列回歸所得的5。其余年份依據(jù)永續(xù)盤存法，。具體數(shù)據(jù)見表2。.表2 2000-2008年山東省研發(fā)存量統(tǒng)計(jì)表 （億元）年份200020012002200320042005200620072008752.90 776.19825.54 888.11984.51 1129.081306.76 1553.73 1911.23數(shù)據(jù)來源：根據(jù)歷年山東統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)計(jì)算所得3. 和的度量（即研發(fā)溢出國的國內(nèi)研發(fā)存量）的數(shù)據(jù)同上依據(jù)永續(xù)盤

12、存法來估算。其中各國每年的研發(fā)支出由各國每年GDP與各國每年R&D比重相乘所得；2000年初始研發(fā)存量依然運(yùn)用Griliches（1980）的方法來計(jì)算。本文采用LP方法來計(jì)算進(jìn)口貿(mào)易溢出的國外研發(fā)存量：，其中代表山東省從j國在t年的進(jìn)口量，表示在t年j國的GDP。具體數(shù)據(jù)見表3。由表中數(shù)據(jù)可知，各國和地區(qū)通過進(jìn)口溢出到山東省的資本存量多少基本與進(jìn)口額大小成相同趨勢(shì)，說明進(jìn)口額越大通過進(jìn)口溢出的資本存量就越大。表3 2000-2008年通過進(jìn)口貿(mào)易溢出到山東省的國外研發(fā)存量統(tǒng)計(jì)表 （萬美元）200020012002200320042005200620072008韓.39 .14.22 .40.

13、91 .57 .50.66.83日90214.10 .98.62 .58 .98.48 .97.02.85美61179.29 58422.9087142.788403.04 .98 .18澳3862.06 5876.997518.128049.7413179.4221801.38 26364.78 35217.48 59265.63俄2509.73 3456.554504.44 5437.466284.158553.259682.4811331.9811824.24巴2101.86 3833.73 6172.247809.9313099.27 11831.2014706.2

14、916837.88 20895.34印565.94 745.20 954.09 2614.125809.11 6646.19 8539.43 11554.5120350.00德12211.36 15798.5419769.7222191.2228886.67 36126.4438052.9333433.47 44209.41臺(tái)10828.53 12542.3418373.0119921.62 23486.9529326.44 36240.3647060.5349841.17泰1461.34 1731.97 1786.49 3380.72 3446.78 3495.594092.895620.2

15、78152.40數(shù)據(jù)來源：根據(jù)歷年國際統(tǒng)計(jì)年鑒、中國統(tǒng)計(jì)年鑒、山東統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)計(jì)算所得(三）數(shù)據(jù)來源TFP計(jì)算中所使用的山東省GDP、年末從業(yè)人員數(shù)、固定資產(chǎn)形成額、每年的研發(fā)投入、進(jìn)口貿(mào)易額 因?yàn)樯綎|省統(tǒng)計(jì)年鑒中沒有2000-2002年三年的印度和泰國進(jìn)口數(shù)據(jù)，本文采用（山東省進(jìn)口總額/全國進(jìn)口總額）*各國進(jìn)口額的方式估算得出。以及各種價(jià)格指數(shù)來源于歷年的山東省統(tǒng)計(jì)年鑒；各國每年的研發(fā)支出由各國每年GDP與各國每年R&D比重 國際統(tǒng)計(jì)年鑒各國R&D比重少數(shù)年份數(shù)據(jù)缺失，鑒于每年數(shù)據(jù)變化不大本文采用上一年數(shù)據(jù)代替。相乘所得，其中各國GDP以及R&D比重等數(shù)據(jù)來源于歷年的中國統(tǒng)計(jì)年鑒、國際統(tǒng)計(jì)年

16、鑒、中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒；另外一些較新數(shù)據(jù)來源于世界貨幣基金組織的World Economic Outlook Database, October 2009。三、實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析與傳統(tǒng)的截面數(shù)據(jù)或時(shí)間序列數(shù)據(jù)分析方法相比，作為兩者結(jié)合的PanelData模型是一類利用面板數(shù)據(jù)分析變量間相互關(guān)系并預(yù)測(cè)其變化趨勢(shì)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。模型能夠同時(shí)反映研究對(duì)象在時(shí)間和截面單元兩個(gè)方向上的變化規(guī)律以及不同時(shí)間、不同單元的特性。面板數(shù)據(jù)模型綜合利用樣本信息，使研究更加深入，同時(shí)可以減少多重共線性帶來的影響。面板數(shù)據(jù)模型形式檢驗(yàn)方法廣泛使用的檢驗(yàn)是協(xié)方差分析檢驗(yàn)。經(jīng)檢驗(yàn)本文選擇變參數(shù)模型面板數(shù)據(jù)協(xié)方差分析詳見：李

17、子奈，葉阿忠，(2000)高等計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)，清華大學(xué)出版社，147-151頁。本文運(yùn)用Eviews3.1軟件分析數(shù)據(jù)見表4。表4 2000-2008年面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.-4.0.-30.724120.0000.00.0030.0570.0000.0000.000033280.0000.000.057.0000.444.77500.0

18、.0.0.54.2030.00011730.008.099.006.00.2530R-squared0.Mean dependent var0.Adjusted R-squared0.96052S.D. dependent var0.S.E. of regression0.Sum squared resid0.F-statistic109.2666Durbin-Watson stat0.Prob(F-statistic)0.0000說明：表中，（j=1,2,310）分別表示山東省從

19、韓國、日本、美國、澳大利亞、俄羅斯、巴西、印度、德國、中國臺(tái)灣地區(qū)和泰國進(jìn)口時(shí)山東省R&D資本存量對(duì)TFP的彈性和進(jìn)口溢出的R&D對(duì)TFP的彈性。由實(shí)證回歸結(jié)果可知：第一，進(jìn)口貿(mào)易溢出的國外研發(fā)存量與山東省的技術(shù)進(jìn)步存在正相關(guān)性，即0。再一次從省級(jí)層面驗(yàn)證了進(jìn)口貿(mào)易存在技術(shù)溢出效應(yīng)。第二，山東省進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)存在明顯的國別（地區(qū)）差異性。通過進(jìn)口貿(mào)易國外研發(fā)溢出對(duì)山東省全要素生產(chǎn)率的彈性從大到小依次為中國臺(tái)灣地區(qū)、俄羅斯、德國、泰國、美國、巴西、韓國、澳大利亞、印度和日本。雖然韓國、日本、美國等對(duì)山東省進(jìn)口總額很大但是通過進(jìn)口貿(mào)易溢出的研發(fā)存量對(duì)山東省的技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)度相對(duì)較?。幌喾磁_(tái)灣

20、地區(qū)、德國、泰國等對(duì)山東進(jìn)口額較小但通過進(jìn)口貿(mào)易溢出的研發(fā)存量對(duì)山東省的技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)度相對(duì)較大。這說明山東省進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)與進(jìn)口額關(guān)系不大，原因是因?yàn)榧夹g(shù)溢出效應(yīng)受各國貿(mào)易開放度、技術(shù)異質(zhì)性、勞動(dòng)力素質(zhì)、吸收能力、地理位置等眾多因素的影響。另外，本文的回歸結(jié)果并沒有驗(yàn)證Keller （2002）“國際技術(shù)溢出程度確實(shí)與地理距離成反向關(guān)系”的觀點(diǎn)，說明山東省進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出效益與進(jìn)口國家和地區(qū)的地理位置關(guān)系不明顯。第三，從表中數(shù)據(jù)計(jì)算可知，的平均值為0.52，的平均值為0.12，總體來看遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于。這說明山東省的技術(shù)進(jìn)步主要受省內(nèi)研發(fā)投入的影響，說明了本地研發(fā)對(duì)技術(shù)進(jìn)步的重要性。四、結(jié)論與建

21、議在全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)背景下，我國特別是東部沿海省市的對(duì)外貿(mào)易受到了嚴(yán)重影響。主要由于是我國技術(shù)水平不高，長(zhǎng)期處于全球價(jià)值鏈底端，產(chǎn)品附加值低，國際競(jìng)爭(zhēng)力較弱造成的。因此通過進(jìn)口貿(mào)易溢出效應(yīng)快速提高我國技術(shù)水平有著舉足輕重的作用。本文以CH模型為基礎(chǔ)，采用2000-2008年相關(guān)面板數(shù)據(jù)，對(duì)山東省從累計(jì)進(jìn)口前10位國家和地區(qū)的進(jìn)口貿(mào)易溢出效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證研究，證實(shí)了技術(shù)溢出的存在性，分析了各國和地區(qū)對(duì)山東省進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出的差異性，對(duì)山東省的進(jìn)口貿(mào)易發(fā)展方向調(diào)整，促進(jìn)山東省技術(shù)進(jìn)步有著現(xiàn)實(shí)的指導(dǎo)意義，也對(duì)全國技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及有效抵御經(jīng)濟(jì)危機(jī)有著積極的貢獻(xiàn)意義。為促進(jìn)山東省技術(shù)進(jìn)步，本文結(jié)合實(shí)證分

22、析結(jié)果和現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r提出以下幾點(diǎn)政策性建議：（一）繼續(xù)擴(kuò)大進(jìn)口貿(mào)易，提高貿(mào)易依存度，完善進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)從實(shí)證結(jié)果看，通過進(jìn)口貿(mào)易溢出的國外研發(fā)存量與山東省的技術(shù)進(jìn)步存在正相關(guān)性，充分肯定了進(jìn)口貿(mào)易對(duì)技術(shù)進(jìn)步的積極影響。另外從長(zhǎng)期看，貿(mào)易保護(hù)不利于本國和地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、技術(shù)積累和人力資本積累。因此，一方面要繼續(xù)擴(kuò)大進(jìn)口，提高貿(mào)易依存度；另一方面要進(jìn)一步改革完善進(jìn)口體制，優(yōu)化進(jìn)口結(jié)構(gòu)，鼓勵(lì)本地企業(yè)及時(shí)合理增加對(duì)國外先進(jìn)適用技術(shù)和設(shè)備的引進(jìn)。（二）優(yōu)先選擇溢出研發(fā)存量對(duì)山東省技術(shù)進(jìn)步彈性大的國家作為貿(mào)易合作伙伴從實(shí)證模型看，在進(jìn)口額一定的前提下，進(jìn)口溢出的R&D對(duì)全要素生產(chǎn)率的彈性越大，越能促進(jìn)技術(shù)

23、的進(jìn)步。由實(shí)證分析結(jié)果可知，山東省一方面應(yīng)該加大與臺(tái)灣地區(qū)、俄羅斯、德國等比較發(fā)達(dá)國家和地區(qū)的貿(mào)易合作，另一方面也要加大與泰國、巴西等發(fā)展中國的貿(mào)易往來。（三）加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)，加大本地的研發(fā)投入由實(shí)證結(jié)果看，本地研發(fā)存量遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于國外溢出研發(fā)存量對(duì)技術(shù)的進(jìn)步。因此，在擴(kuò)大對(duì)外貿(mào)易的同時(shí)，更應(yīng)該加大本地的研發(fā)投入。知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)有利于鼓勵(lì)R&D活動(dòng)，增加R&D經(jīng)費(fèi)，創(chuàng)造出新產(chǎn)品從而降低產(chǎn)品價(jià)格。因此完善法律制度，加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)以促進(jìn)自主創(chuàng)新尤為重要。（四）完善社會(huì)法律法規(guī)制度，提高本地技術(shù)吸收能力 由實(shí)證分析結(jié)果可知，山東省對(duì)從美國、日本等發(fā)達(dá)國家進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出效益較小，說明本地對(duì)較發(fā)達(dá)國家的技術(shù)溢出吸收能力不足。一方面應(yīng)該發(fā)揮技術(shù)、國際環(huán)境等的“后發(fā)優(yōu)勢(shì)”，積極趕超發(fā)