進口貿(mào)易對我國技術(shù)創(chuàng)新能力提升的影響效應(yīng)（上）

1、    進口貿(mào)易對我國技術(shù)創(chuàng)新能力提升的影響效應(yīng)（上）         內(nèi)容摘要本文利用我國19982007年的省際面板數(shù)據(jù)，采用動 態(tài)面板廣義矩估計計量方法就進口貿(mào)易對我國技術(shù)創(chuàng)新的影響進行了實證分析。研究發(fā)現(xiàn): 過去的創(chuàng)新積累對當(dāng)期的技術(shù)創(chuàng)新有重要影響；進口貿(mào)易對我國技術(shù)創(chuàng)新能力的提升有顯著 的促進作用，其中對高水平技術(shù)創(chuàng)新的影響存在人力資本“門檻”效應(yīng)；此外，進口貿(mào)易對 我國技術(shù)創(chuàng)新的影響存在區(qū)域差異性，即影響程度呈現(xiàn)出從東部地區(qū)向西部地區(qū)遞減的現(xiàn)象 。 關(guān)鍵詞進口貿(mào)易

2、，技術(shù)創(chuàng)新，動態(tài)面板數(shù)據(jù)，專利授權(quán)數(shù) 作者簡介: 毛其淋(1986)，男，南開大學(xué)國際經(jīng)濟研究所(天津，300071)，博士 生。研究方向:國際貿(mào)易理論與政策；國際投資。進口貿(mào)易是一國獲得技術(shù)進步的重要因素。特別是當(dāng)一國進口差異化的資本品時，進口國將 獲得更大的技術(shù)利益。1Coe 和Helpm an(1995)首次從實證的角度印證了進口貿(mào)易的技 術(shù)溢出是一國技術(shù)進步的重要來源，實證研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易伙伴國的研發(fā)投入對進口國的全要素 生產(chǎn)率(TFP)的提高有顯著的促進作用，并且這種促進作用隨進口國進口比例的提高而增 大。2Wang和Olarreage(2002)、3Blyde(2004)4 等的研究也

3、都支持了進口貿(mào)易對進口國的技術(shù)進步存在正向的促進作用的觀點。近年來， 進口貿(mào)易對我國技術(shù)創(chuàng)新的影響關(guān)系也日益引起國內(nèi)學(xué)者的關(guān)注。如方希樺等(20 04)基于我國19782000年的相關(guān)數(shù)據(jù)采用協(xié)整分析和誤差修正模型方法的實證研究發(fā)現(xiàn)通 過進口貿(mào)易傳導(dǎo)機制，貿(mào)易伙伴國R&D投入、國內(nèi)科技投入對我國技術(shù)進步(全要素生產(chǎn)率 )有顯著的促進效應(yīng)。5趙偉和汪全立(2006)、6張全紅(2008) 7等的研究也都發(fā)現(xiàn)進口貿(mào)易對中國具有顯著的技術(shù)溢出效應(yīng)。但現(xiàn)有的絕大部分 文獻在研究進口貿(mào)易與技術(shù)進步時，基本上將全要素生產(chǎn)率(TF P)作為因變量進行計量分析，而很少有人考慮內(nèi)生性問題，顯然這是不嚴(yán)謹(jǐn)

4、的。有鑒于此 ，本文嘗 試采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)廣義矩估計(GMM)計量方法就我國進口貿(mào)易對技術(shù)創(chuàng)新的影響進行實 證研究，同時還進一步分析了進口貿(mào)易對不同水平創(chuàng)新的影響以及對我國技術(shù)創(chuàng)新的區(qū)域差 異性。 一、計量模型與數(shù)據(jù) Griliches(1979)認為研發(fā)活動是創(chuàng)造新的科技知識的主要源泉。8按照他的觀點，創(chuàng)新產(chǎn)出可表示為: （1）式中，i表示各省市，t表示各年份，innov表示創(chuàng)新產(chǎn)出(本文用專利授權(quán)數(shù)來表示表示研發(fā)資金投入(本文用科技經(jīng)費內(nèi)部支出來表示)，A表示科研活動的技術(shù)水平。 其中技術(shù)水平主要受科技人員的數(shù)量、勞動者教育水平等因素的影響。在開放經(jīng)濟條件下，進口貿(mào)易也對技術(shù)水平產(chǎn)生重要影

5、響，綜合考慮這些因素，我們將A表示為:     （2）其中，sm為科技活動人員數(shù)，H為人力資本，im為進口貿(mào)易額。將方程式(2)代入方程 式(1)，取自然對數(shù)，并令得:     考慮到技術(shù)創(chuàng)新需要一個過程，當(dāng)前的技術(shù)創(chuàng)新能力很可能依賴于過去的水平，因此，我們將被解釋變量的滯后項引入模型，從而將其擴展為一個動態(tài)模型。我們遵循Arellano and B ond(1991)的方法，建立本文研究的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型: 其中，為被解釋變量的滯后變量，為非觀測個體固定效應(yīng)， 為隨機誤差項。 表1變量的定義與描述性統(tǒng)計變量定義最小值均值最大值 標(biāo)準(zhǔn)差Lnin

6、nov專利授權(quán)數(shù)4.1271347.63388310.941131.283088 Lnimmovh發(fā)明授權(quán)數(shù)0.69314725.0713428.4813591.374825 Lninnovm實用新型授權(quán)數(shù)3.4011977.0352889.9821141.251549Lninnovl外觀設(shè)計授權(quán)數(shù)2.6390576.4383810.3451.446036Lnsm科技人員數(shù)6.4707999.1942211.620160.9754558 Lnexp科技活動內(nèi)部經(jīng)費支出8.68782711.5075714.924081.222476 Lnm進口貿(mào)易額-0.21519485.247379.7982

7、361.989554 LnH高等教育在校生數(shù)2.4538574.3791576.5362570.8552297 注:數(shù)據(jù)來源見注釋。 表1顯示了各變量的定義及描述性統(tǒng)計，為了消除異方差的影響，我們對各變量進行自然對 數(shù)處理。各省市的專利授權(quán)數(shù)(包括發(fā)明、實用新型和外觀設(shè)計)、科技經(jīng)費內(nèi)部支出和科 技人員數(shù)等數(shù)據(jù)來自中國科技統(tǒng)計年鑒(19992008年)；各省市的進口貿(mào)易額、高等 教育在校生人數(shù)取自中國統(tǒng)計年鑒(19992008年)，其中進口貿(mào)易的原始數(shù)據(jù)以美元 為單位，因此我們將它用相應(yīng)年度的美元與人民幣的年平均匯率轉(zhuǎn)化為以人民幣為單位，同 時為了使數(shù)據(jù)更具可比性，我們根據(jù)1998年為基期的居

8、民消費價格指數(shù)對進口額進行縮減。 二、實證研究 (一)方法與程序 本文研究的基本模型的解釋變量中含有被解釋變量的滯后項，這樣即使假定it不存 在序列相關(guān)，模型中的被解釋變量的滯后項Lninnovi，t-1與非觀測固定效應(yīng)i也有可能存在相關(guān)性，此時若用標(biāo)準(zhǔn)的混合OLS方法、固定效應(yīng)方法或隨機效應(yīng)方法進行估計，得到的結(jié)果將是有偏的。同時考慮 到模型中的解釋變量可能存在內(nèi)生性問題，鑒于此，本文采用Arellano和Bond(1991)10的廣義矩方法(GMM)進行分析。Arellano和Bond的GMM估計的基本思想是: 首先對原模型進行一階差分，得到: 此外，為了增強回歸結(jié)果的可信度，我們有必要對

9、模型設(shè)定的合理性和工具變量的有效性進 行檢驗，這里主要采用Wald檢驗、Sargan檢驗和Arellano-Bond AR(2)檢驗。 (二)基于全國樣本的不同水平技術(shù)創(chuàng)新估計結(jié)果 我們使用Stata10.0軟件對我國30個省市的進口貿(mào)易對技術(shù)創(chuàng)新的影響進行GMM估計，回歸結(jié)果見表2。從檢驗統(tǒng)計量的角度看，系數(shù)聯(lián)合顯著性的Wald檢驗都拒絕了解釋變量系數(shù)為0的 原假設(shè)(檢驗值都在1%的水平上顯著)；Sargan檢驗的結(jié)果表明不能拒絕工具變量有效的原 假設(shè)(Sargan檢驗的P值均大于0.1)，即工具變量的選擇是有效的；最后Arellano-Bond A R(2)檢驗也顯示我們所設(shè)定的模型是合理

10、的(其P值均大于0.1，不能拒絕原假設(shè))。據(jù)此 ，我們認為估計得到的結(jié)果是可以信賴的。 表2 表2進口貿(mào)易對我國不同水平技術(shù)創(chuàng)新影響的GMM估計結(jié)果(續(xù)) 變量中等水平創(chuàng)新低水平創(chuàng)新 模型1.7模型1.8模型1.9模型1.10模型1.11模型1.12Lninnov-10.452 本文在研究進口貿(mào)易對我國技術(shù)創(chuàng)新影響的同時，也將技術(shù)創(chuàng)新水平劃分為高水平創(chuàng)新 、中等水平創(chuàng)新和低水平創(chuàng)新，用于研究進口貿(mào)易對我國三類不同水平創(chuàng)新的影響。從 回歸 結(jié)果來看，進口貿(mào)易對我國技術(shù)創(chuàng)新的影響顯著為正，系數(shù)為0.2 66，即進口貿(mào)易額每增加1個百分點，我國創(chuàng)新產(chǎn)出將增加0.266個百分點。進口貿(mào)易對我 國 三類

11、不同水平技術(shù)創(chuàng)新均有正向的影響，但影響程度不同，其中對高水平創(chuàng)新的影響最大， 彈性為0.543，而對中等水平和低水平創(chuàng)新的影響稍小，彈性分別為0.226和0.287。這說 明 ，通過從國外(尤其是發(fā)達國家)進口先進設(shè)備和技術(shù)對我國技術(shù)創(chuàng)新尤其是高水平創(chuàng)新產(chǎn) 生了積極的推動作用。為了考察進口貿(mào)易對我國技術(shù)創(chuàng)新的影響是否存在“門檻”效應(yīng)，我 們將進口和人力資本的交叉項納入模型進行分析。觀察模型1.3、模型1.6、模型1.9和模 型1 .12，我們發(fā)現(xiàn)交叉項的系數(shù)均在1%水平上顯著為正，而且僅有模型1.6中的系數(shù)顯著為 負 ，這就說明進口貿(mào)易只對我國高水平創(chuàng)新的影響存在“門檻”效應(yīng)，而對我國總體創(chuàng)新、中 等水平創(chuàng)新以及低水平創(chuàng)新不存在所謂的 “門檻”效應(yīng)。這說明進口貿(mào)易對我國技術(shù)創(chuàng)新 產(chǎn)生促進 作用 需要跨越一定的人力資本