国际进口贸易技术溢出效应、本国吸收能力与
经济增长互动*
———理论及来自中国的证据
何雄浪张泽义
内容提要本文通过构建开放经济的三部门内生经济增长模型，基于本国技术进步不仅取决于本国资本和技术还取决于外国研发投入的假定，推导出经济均衡增长路径并以此构建计量模型，分别从全国和地区层面检验进口贸易技术溢出效应的存在性以及技术吸收能力对溢出效应的影响，同时从时间维度运用Granger 因果检验和脉冲响应的方法对溢出效应进行再检验。研究发现: 从全国来看，进口贸易总体上对经济增长率有显著正向影响，二者存在双向Granger 因果关系; 国内研发投入不利于技术溢出，而对外开放对溢出产生积极影响。从地区来看，东、中、西部都存在技术溢出效应，且东部效应大于中、西部; 研发投入对东部的技术溢出起积极作用，而中、西部正向影响不明显; 东部地区由于过高的进口比重和进口渗透率导致对外开放对溢出呈现负效应，而中、西部通过对外开放从技术溢出获得较快经济增长。
关键词国际进口贸易技术溢出效应技术吸收能力经济增长作者单
位西南民族大学经济学院DOI:10.13516/jki.wes.2014.11.006
一、引言
经济增长率的变化主要是由技术进步而非人力资
本或物质资本的积累引起的( Easterly 和Levine，2001) ，在
经济全球化和一体化的今天更是如此。新增长理论将
技术进步内生化，这给我们提供了一个分析技术进步和
经济增长关系的理论框架，该理论虽然加深了我们对技
术进步与经济增长关系的理解，但很少关注国际技术溢出。在开放经济中，由于国家间水帄或垂直差异产品的
国际贸易，一国的技术进步不仅依赖于国内的研发资本，而且依赖于国外的研发资本。源于技术变革的生产力提
高的主要动力不是来源于国内，而是来源于国外
( Keller，2004) 。由于大量研发资本主要集中在发达国家，国际贸易特别是进口贸易给技术落后国提
供了实现模仿
即“干中学”的技术进步渠道。对外开放三十多年来，
外商投资和国际贸易是我国经济高速持续增长的两个驱
动力，我们在评价国际贸易对经济的贡献时，往往只关
注出口贸易和贸易顺差，而忽略了进口贸易对技术进步
和经济增长的影响。作为发展中的贸易大国，我国可以
通过进口贸易产品承载的先进技术和服务来实现技术
赶超和经济增长。同时由于我国各个地区在经济发展水帄、对外开放度、研发投入等方面存在差异性，进口贸易对经济增长的作用各不相同，因此有必要分析不同地区溢出效应的差异，这对各地区因地制宜地利用进口贸易促进经济发展有着重要的理论和现实意义。
Coe 和Helpman( 1995 ) 最早对进口贸易的技术效益进行了检验，他们认为，技术和货物的进口带来了进口国技术的进步，和工业化国家进行贸易显著地提高了欠发达国家的全要素生产率。Sorin( 2010)
对27 个经济转型国家和20 个发达国家进行研究发现，经济转型国家从进口贸易技术溢出中获得了较快的经济增长。技术模仿的最终成果取决于模仿者自身的技术能力、生产条件以及配套设施( Abramovitz，1986) 。一些学者试图从进口国的吸收能力来解释溢出的差异性。Abdoulaye ( 2012) 利用55 个发展中国家面板数据发现，拥有更多人力资本存量和对外活动频繁的国家往往获得的技术溢出红利更多。Bin 和Eric( 2005) 研究了48 个国家的国际技术扩散效应发现，在中低收入国家中存在技术溢出效应，且政府的知识产权保护政策和贸易开放度对技
* 本文得到教育部人文社会科学研究西部和边疆地区项目“空间相关性、区域融合与我国区域福祉统筹增进研究”(项目编号: 14XJA790001)和西
南民族大学研究生学位点建设项目(项目编号:2011XWD-S0202)的资助。
i
x X
∫ ∫ P
α β γ * γ * x
x
术溢出产生重要影响。国内学者在研究技术溢出方面 更侧重于对外商直接投资技术溢出的研究，较少关注进 口贸易的溢出效应。方希桦等( 2004) 通过误差修正模 型分析得出，以进口贸易作为传导机制，贸易伙伴国的 研发投入对我国全要素生产率有明显的促进作用，并且 具有一定的滞后效应。沈能、李富有 ( 2012 ) 构建门槛 模型实证分析了进口贸易技术溢出，结果表明，通过进 口贸易溢出的国外研发对我国全要素生产率的增长有 积极拉动作用，但是技术溢出存在技术势差门槛效应， 如果地区间技术势差过大，由于缺乏足够的吸收能力， 技术溢出效应不明显; 如果地区间技术势差很小，由于 量，x * 表示从国外购买的第 i *
种中间产品的数量。 假定国内整个经济中有无数个中间产品生产企业，
但是每个企业只生产一种中间产品，1 单位任一种类型 中间产品的生产正好耗费 1 单位的最终产品 Y 。为了 简便起见，我们遵循 Ｒomer( 1990) 的方法，假定一旦中 间产品的设计方案被研发部门发明出来，中间产品生产 部门就购买方案并投入到生产。假定生产中间产品设 计方案的研发部门的产出取决于人力资本、现有知识存 量以及通过国际贸易渠道获得的技术溢出，现有的知识 存量可以等同于已被开发出来的中间产品种类，因此研 发部门的生产函数形式定义如下:
通过进口贸易对当地技术转移的空间狭小，其溢出效应 ·n =
θH Ｒ
［n + T ( D ，O ) n
］ ( 2)
也不显著。
二、模型建立及分析
其中，·n 表示技术知识的增量，即 ·
n = d n ，n 和 n * d t
表示本国和外国现有的技术知识存量; θ 表示研发部门 的生产参数; H Ｒ 表示研发部门投入的人力资本量; T ∈
［0，1］表示技术吸收能力，是国内研发投入( D ) 和经济
1〃 模型基本假定
本文借鉴 Ｒomer( 1990) 的模型并作出两方面改进: 一方面，修改其封闭经济的假设，在开放经济背景下研 究; 另一方面，为了研究技术溢出，假定本国研发部门产 出不仅取决于本国人力资本和技术，
还取决于外国研发 投入。整个经济系统包括 3 个部门: 最终产品生产部 门、中间产品生产部门、研发部门。整个经济中非熟练 劳动 L 和人力资本 H 是固定不变的，非熟练劳动只投入 开放度( O ) 的函数，技术吸收能力通过影响研发部门的
产出从而间接影响经济增长率。其中，
D ＞ 0，D 越小表 示国内研发投入不足，
D 越大表示国内研发投入充足; O ∈( 0，+ ∞ ) ，O = 0 表示经济完全开放，O = + ∞ 表示 经济完全自给自足。因此， T / D ＞ 0， T / O ＜ 0。
2〃 均衡分析
( 1) 最终产品生产部门
为了方便 起 见，把最终产品的价格标准化为 1。 到最终生产部门，人力资本可以投入最终产品生产部门 W H
、W H
分别是最终产品生产部门和研发部门人力资本 ( H Y ) ，也可以投入研发部门( H Ｒ ) ，H = H Y + H Ｒ 。研发部 的工资，W L 是最终产品生产部门非熟练劳动力的工资，
门投入人力资本( H Ｒ ) 和现有技术进行技术开发和研 P 、P
分别表示国内中间产品和国外中间产品的价格
。 究，产出中间产品设计方案并将其出售给中间产品部 门。中间产品部门使用所购买到的设计方案生产中间 产品，将中间产品出售给最终产品生产部门。最终产品 生产部门使用从本国中间产品部门和国外中间产品部 由于最终产品生产部门处于完全竞争市场，因此最终产 品
生产企业的利润最大化表示为: n n
max π = Y － W L L － W H H Y －
P x x i
d i － 0
门购买的中间产品，连同非熟练劳动力( L ) 和人力资本 依据一阶条件可得:
x i d i 0
( 3)
( H Y ) 进行生产。
假定最终产品生产部门在完全竞争市场条件下生 W = αY
，W L L H
α β
= βY H Y
α β
( 4)
产单一同质产品，其生产函数采用扩展的 D -S 形式:
x = x = (
γAL H Y )
，x * = x * = (
γAL H Y )
( 5)
概括的英文张雨莲Y = AL H Y
( n
n ∫
x i d i +
∫ x
i
d i )
P i
P
α，β，γ ＞ 0; α + β + γ = 1
( 1) 其中，Y 表示最终产品生产部门的产量，A ＞ 0 表示 生产技术参数; L 表示最终产品生产部门投入的非熟练 劳动力总量，H Y 表示投入最终产品生产部门的人力资 本数
量; n 表示国内中间产品的种类，n *
表示国外中间 产品
的种类; x i 表示在国内购买的第 i 种中间产品的数
因为所有国内或国外的中间产品都对称地投到最 终产品部门，因此式中 x 的下标就可以去掉。
( 2) 中间产品生产部门
假定中间产品部门是可以自由进入和退出的，而且 当研发部门开发出一个新的设计方案后，这个方案便被 中间产品生产企业购买和垄断性生产。中间产品生产 部门设定其价格为 P x ，根据前面假设 1
单位任一种类
《世界经济研究》2014 年第 11 期·37·
*新义务教育法
*
*
i
M x M
x
H
H
*
H
H H H
型的中间产品的生产正好耗费 1 单位的最终产品 Y ，因
把( 4) 式、( 11) 式、( 15) 式代入( 14) 式，有:
此国内和国外中间产品生产企业的利润最大化式为:
H =
r β［1 + uF ( O ) ］ ( 16)
骑行川藏max π = P x － x ，max π*
= P x * – x *
( 6)
Y θγ ( 1 － γ) ［n + T ( D ，O ) ］
根据一阶条件可得到中间产品的定价:
P = P = 1
，P = P ( 7)
x x
γ x
x 在均衡增长路径上，产出投入关系有 g = g Y = g n ，把 ( 2) 式、( 16) 式代入整理得到:
θH ( 1 － γ) ［1 + uT ( D ，O ) ］－ r β［1 + uF ( O ) ］ g = γ
为了考虑经济开放程度对进口贸易的影响，我们遵
循 Samuelson( 1954) 的方法，本国进口了 x *
单位的中间 产品，但是由于对外开放程度 O 的影响，最终到达本国
的中间产品只有 x * e － O
单位，因此有:
γ( 1 － γ)
上式即开放经济条件下的稳态经济增长率。
3〃 模型结论与计量模型的建立
( 17) e
O
P x = P = ( 8) 从( 17) 式可以看出经济的稳态增长率取决于人力 x γ
将( 5) 式、( 7) 式、( 8 ) 式代入( 1 ) 式可得最终产品
生产部门的均衡产量为: 资本 H 和技术吸收能力 T ，即国内研发投入 D 和经济开 放程度 O 。对( 17) 式依次求偏导可得，随着人力资本的 增加，投入到研发部门的人力资源就越多，这会增加研
Y = AL α H β ( nx 珋γ
+ n * x 珋* γ ) = A
L H γ ［n
Y Y
发部门的产出，最终使得经济增长率提高。随着技术吸
+ F ( O ) n * ］
( 9)
收能力 T 的提高，根据式( 2) 、式( 11) ，研发部门产出的
其中，F ( O ) = e －
。 增长率 ·n 和
研发部门人力资本的工资 W
提高，从而提 ( 3) 研发部门
假定中间产品的专利价格为 P n ，则研发部门的总 利润 T Ｒ 为:
T Ｒ = P n ·n － W H H Ｒ = P n θH Ｒ［n + T ( D ，O ) n ］
– W H H Ｒ
( 10)
高经济的增长率。国内研发投入 D 的增加会提高研发
部门的技术吸收能力( T / D ＞ 0) ，进而提高稳态经济 增长率。但是开放程度 O 对经济增长率的影响是不确 定的。一方面，对外开放程度越高，本国的技术吸收能
力越强( T
/ O ＞ 0) ，增强了研发部门的产出增长率 ·n ， 研发部门可以自由进入和退出，因此 T Ｒ = 0，则:
*
使得 W
＞ W ，人力资本将向研发部门流动，从而促进
W = P n θ
［n + T ( D ，O ) n ］ ( 11) 经济增长; 另一方面，开放程度的提高有利于最终产品
由于中间产品部门可以自由进入和退出，因此均衡
北京外国语大学录取分数线
状态下中间产品的专利价格等于中间产品生产者各个 时期利润的贴现总值:
+ ∞
生产部门进口国外中间产品，增加产出水帄
( Y / O ＞ 0) ，提高最终产品生产部门人力资本的工资水帄，使得 W ＜ W ，本国人力资本往最终产品生产部门流动，从
P n =
∫
t
πM e – γ珔( s ，t ) ( s － t ) d s
( 12)
而降低经济的稳态增长率。
从理论模型可知进口贸易技术溢出的获得取决于 其中 r 珋
( s ，t ) 表示两个时刻之间的帄均利率。在均 衡状态下 r 为常数，整理后有:
本地的吸收能力。故本文在理论模型的基础上引入国 内研发投入和对外开放度因素作为衡量技术吸收能力 1 1 1 － γ
P n = r πM = r · γ
x 珋
( 13) 的指标，用国内研发投入 D 、对外开放程度 O 与 F Ｒ 的 交互项来分析国内研发投入和对外开放程度对进口贸 ( 4) 经济均衡增长路径
根据 Ｒomer( 1990) 的假定，人力资本在最终产品生 产部门和研发部门自由流动，因此人力资本在最终产品 生产部门和研发部门获得相同的工资，即:
易技术溢出的影响，建立线性回归模型如下:
g it = β0 + β1 F Ｒit + β2 D ·F Ｒit + β3 O ·F Ｒit
+ β4 X it + u it ( 18) 其中，g it 是经济增长率，用 人均 GDP 增长率来衡 W = W
* ( 14) 量; F Ｒit 是以进口贸易为渠道的技术溢出，用进口总额 假定 n W = n + n *
，且n = u 。其中 u 表示国内与国
n
来衡量; D it 为研发投入，采用政府研发支出来衡量; O it 外的技术差距，特别地，u = 0 表示自给自足的经济状
态，研发部门的产出只取决于本部门人力资本、现有技 术知识存量。因此:
是经济开放程度，选取进出口贸易额占经济活动总量的 比重来衡量; X it 是控制变量，选取各省区的投资率 v it ( 用固定资产投资总额占 GDP 的比重来衡量) 和失业率
，我们利用除
n = 1 n W ，n * = u n W
( 15)
T it 来衡量。由于西藏自治区各项数据缺失
1 + u 1 + u
了西藏自治区之外的 30 个省份 1998 ～ 2012 年的数据。
·38·《世界经济研究》2014 年第 11 期
H H
文章中的各种数据均来源于《新中国60 年统计资料汇编》、相应年份《中国统计年鉴》以及各省统计年鉴。
三、实证分析
1〃基于全国水平的进口贸易技术溢出效应与技术吸收能力
由于面板数据是横截面数据在时间维度上的展开，会带来异方差和序列相关性问题，所以本文利用1998 ～2012 年30 个省份的面板数据，运用似不相关回归( SUＲ) 对( 18 ) 式进行估计分析。为了减
10月有什么节日少数据的波数据的一阶差分广义矩阵法( GMM 法) 重新对( 18 ) 式进行估计，为了验证估计方法的有效性，我们对GMM 估计进行过度识别检验，结果表明，接受“所有工具变量均有效”的原假设。估计结果如表2 所示，ln T 的系数已经变为负且显著，其他变量的符号也符合预期，并
且回归的拟合优度得到了改善。因此GMM 估计成功地消除了模型的内生性，故我们将根据GMM 的估计结果来讨论进口贸易技术溢出对经济增长的影响以及技术吸收能力对进口贸易技术溢出效应的影响。
表2 进口贸易对经济增长的GMM 回归
回归4回归5回归6
动，我们对所有变量采取了对数的形式。回归结果如表1 所示。表1 显示，在回归1 中，我们未纳入交互项，估计显示ln FＲ的系数为正且通过显著性检验，这说明进口贸易促进了我国经济增长，进口贸易对我国存在明显常数项
2〃 179
( 0〃 032)
ln FＲ
0〃 239
( 0〃 000)
3〃 030 ＊＊
( 0〃 000)
0〃 630 ＊＊
( 0〃 000)
＊＊
1〃 125 ＊＊
( 0〃 016)
1〃 125
( 0〃 000)
的技术溢出效应。回归2 将国内研发投入 D 和进口贸易FＲ交互项纳入回归，结果显示交互项系数为负但不显著，这说明国内研发对进口贸易技术溢出表现出不显ln(D·FＲ)
－ 0〃 397
( 0〃 000)
ln(O·FＲ)
0〃 766
著的负向影响。回归3 将对外开放程度O 和进口贸易
FＲ交互项纳入回归，结果显示系数为正且显著，这说明
ln v 0〃 5620〃 428
＊＊
( 0〃 044)
0〃 401 ＊＊
对外开放程度对进口贸易技术溢出产生显著的积极影
响。在回归1 ～3 中，控制变量投资率和失业率的系数ln T
( 0〃 000)
－ 0〃 401 ＊＊
( 0〃 000)
( 0〃 000)
－ 0〃 391 ＊＊
( 0〃 000)
( 0〃 000)
－ 0〃 354 ＊＊
( 0〃 000)
都为正且显著，但是ln T 的符号与预期不符合，失业率应该和经济增长率呈负相关，造成这种结果的原因可能是模型的内生性导致估计结果出现偏差。
表1进口贸易对经济增长的SUＲ回归
回归1回归2回归3
Ｒ2 0〃 2320〃 4260〃 496 Sar g an 检验0〃 5450〃 6730〃 597第一，在GMM 估计方法中，回归4 只引入了进口贸易和控制变量，结果显示进口贸易在5% 的显著性水帄上对经济增长具有正向的影响，这说明进口贸易显著促
常数项2〃 179 ( 0〃 032)
ln FＲ0〃 41
( 0〃 000)
2〃 176 ＊＊
( 0〃 000)
0〃 434 ＊＊
( 0〃 008)
2〃 203 ＊＊
( 0〃 000)
0〃 323
( 0〃 138)
进了我国经济增长，存在显著的正向技术溢出效应。
ln v 的系数为正且显著，这说明固定资产投资的增加会带
来经济的快速增长，ln T 系数为负也显著，这说明降低
失业率将加快经济的增长。
ln(D·FＲ)
－ 0〃 0018
( 0〃 861)
ln(O·FＲ)0〃 006
第二，在回归5 中我们加入了国内研发投入与进口贸易的交互项，结果显示国内研发投入阻碍了进口贸易
的技术溢出。对这一结果可能有两个方面的原因: 一方
ln v 0〃 317 ( 0〃 000)
ln T 0〃 189
( 0〃 000)
0〃 318 ＊＊
( 0〃 000)
0〃 19 ＊＊
( 0〃 000)
( 0〃 046)
0〃 319 ＊＊
( 0〃 000)
0〃 191 ＊＊
( 0〃 000)
面，我国国内研发投入占GDP 的比重一直以来都相对
较低，基本上一直徘徊在1% 左右，最高在2012 年达到
了1〃87% ，但还是小于发达国家的2% ，研发投入的不
足无法对国外的先进技术和产品进行吸收、研究开发，
Ｒ2 0〃 3320〃 3220〃 343
注: ＊＊表示在5% 的显著性水帄上统计显著，括号外数字表示解释变量的系数，括号内数字表示t 值相对应的概率。下同。
为了解决变量内生性的问题，本文进一步使用面板从而阻碍了通过贸易传导的国外研究技术在我国的扩散; 另一方面，由于政府和企业在研发活动中的利益取向不同，我国的研究开发一直以来都是由政府和事业单位等公共部门主导，企业的研究开发活动较少，而政府
《世界经济研究》2014 年第 11 期·39·
＊＊
＊＊＊＊＊＊
＊＊＊＊
＊＊
＊＊＊＊
等公共部门行政化趋势严重，导致科研活动效率低下，从而阻碍了我国科研事业的正常发展。因此，研发投入不足以及以政府为主体的研发活动导致了我国对通过
进口贸易传导的技术扩散的技术吸收能力较低。
第三，在回归6 中将对外开放程度和进口贸易的交互项纳入模型，结果显示对外开放程度对进口贸易技术溢出产生积极显著的正向影响，这说明在经济对外开放的推动下，我国进口贸易对经济增长产生了显著的正影响。因此，我国应深化对外开放，扩大与各国的经济交往，积极参与国际活动。当前，中国技术进步、转型升级都离不开国际合作，要吸收各国先进科技成果，就必须继续扩大对外开放，包括实施促进进口的贸易开放政策。
2〃进口贸易与经济增长的关联性再检验
以上分析说明了进口贸易通过技术溢出对经济增长产生正向影响。为了进一步确定进口贸易与经济增长的关系以及影响的动态走向，本文利用1998 ～2012 年进口总额和人均GDP 增长率的时间序列数据，运用Granger 因果检验和脉冲响应的方法进行分析。首先检验变量的帄稳性，ADF 单位根检验结果表明ln g 和ln FＲ是非帄稳的，而两个变量的一阶差分是帄稳序列; 然后运用AEG 检验进行协整检验，结果显示ln g 对ln FＲ回归的残差u 是帄稳的，这表明进口额和经济增长之间存在长期均衡关系。因此我们就可以在此基础上进行Granger 因果检验，结果见表3。结果表明，1998 ～2012 年间全国进口贸易总额是人均GDP 的Granger 原因，并且进口贸易和人均GDP 存在双向的Granger 因果关系。
表3 进口额和人均GDP 增长率的Granger 因果检验结果
原假设 F 统计量P 值检验结果ln FＲ不是ln g 的
2〃 6480〃 0039拒绝原假设Granger 的原因
ln g 不是ln FＲ的
13〃 7250〃 043拒绝原假设Granger 的原因
在此基础上本文运用脉冲响应来分析进口贸易对经济增长的动态影响。脉冲响应分析结果如图1 所示。左图表示进口贸易对经济增长的影响，第1 期到第3 期表现为逐渐大幅度增加的正向影响，第3 期正向影响达到最大，之后开始下降，第4 期以后正向影响逐渐减弱，表现为相对较小的负向影响，因此总体上看呈现正向影响。右图表示经济增长对进口贸易的影响，初期显示正向，之后出现正负交替且变化幅度较小。综合Granger 因果检验和脉冲响应分析可知，进口贸易对经济增长存在技术溢出，这一结果与面板数据GMM 回归得出的结论是一致的，从而进一步确定了进口贸易与经济增长的正相关关系。
3〃进口贸易技术溢出效应的地区差异图 1 脉冲响应图
溢出效应存在差异性，即东部进口贸易的技术溢出效应
通过以上分析验证了进口贸易技术溢出的存在以及技术吸收能力对溢出效应的影响，但是我国在自然条件、经济发展等方面表现出较强的区域差异，而且进口
贸易和吸收能力也表现出不帄衡性。为了研究三大经
济区技术溢出效应的差异，我们分别就东、中、西3 个样
本对( 8) 式进行GMM 回归，回归结果见表4。
总体上来看，回归方程的解释能力良好，结果显示：第一，从回归7、回归10、回归13 看出，ln FＲ的系数都大于0 并通过显著性检验，这说明东、中、西部存在显
著的进口贸易技术溢出效应。但是东部的系数最大，西
部最小，中部次之，由于地区发展的不帄衡性，这一技术·40·《世界经济研究》2014 年第 11 期大于中、西部。技术溢出效应的差异性在一定程度上反
映了三大区域吸收能力的差异，正是吸收能力的不帄衡
才造成了进口贸易技术溢出效应的差异。
第二，从回归8、回归11、回归14 可知，东部ln( D·
FＲ) 为正且显著，中部为正但不显著，西部为负但不显著。这说明，东部地区研发投入对技术溢出起显著的积和女生聊什么话题
欧阳修散文
极作用，促进经济的增长; 中部地区的研发投入对技术溢
出效应呈现不显著的正向影响，而对于西部来说，虽然不
显著，但是研发投入阻碍了技术溢出效应的发挥。这是
因为东部比中、西部在研发投入方面具有较大优势，其
研发投入比中、西部地区要高。同时，东部地区研
