对外贸易结构技术扩散效应比较研究(7)

好论文

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河北科技大学学报(社会科学版) 2010年

表2 最小二乘法回归结果

变量lnG1lnG2lnG3g1g2g3lnKlnLC

回归系数0.37463.62684.1727-0.1782-0.2105-0.21931.5789-7.961985.7414

R2=0.9975

统计量0.33770.31862.4957-0.3162-0.2928-0.96452.4246-1.68011.7432

P值0.74330.75730.03410.75900.77630.36000.03830.12720.1153

弹性系数较小,且不显著,这说明劳动力对经济增长的贡献率要低于资本和出口。这一结果与包群等(2003)的研究一致,我国是一个人口大国,劳动力资源相对过剩,而资本相对短缺,并且初始技术水平较低,因此,经济增长最重要的源泉是投资不断形成的资本积累,以及出口增加对国民经济增长的拉动效应。

进一步分析对外贸易促进经济增长的两条重要路径。表4显示!1、!2、!3值均为正,说明货物贸易、服务贸易与技术贸易部门的确对非进出口部门起到了技术扩散效应,提升了其他部门的要素生产率,进而促进了经济增长。其中,技术贸易引起的技术扩散效应最大,服务贸易次之,货物贸易最小;负的 1表明货物贸易对自身要素生产率的提高并没有起到作用,即货物贸易部门并没有比其他非对外贸易部门掌握使用更为先进的技术,对经济的长期增长产生了一定的负面影响。相反,正的 2、 3表明服务贸易和技术贸易均提升了自身部门的要素生产率,进而促进了经济增长。

由!1、!2、!3和 1、 2、 3的回归结果计算可得,货物贸易、服务贸易和技术贸易的要素边际产出差异分别为0.0776、1.6688、2.8506,即我国货物贸易、服务贸易和技术贸易部门的要素生产率比非进出口部门的要专业产率分别高出7.76%,166.88%和285.06%。由于 1值为负,导致在一定程度上抵消了货物贸易部门与非进出

P值0.01700.03910.08250.02180.03850.09140.01800.14060.0000

[17]

DW=1.1041

表3 方程残差ADF检验结果

序列名称Resid

检验形式(C,0,0)

ADF检验值-2.2351

10%的临界值-3.3103

表3显示残差检验结果未通过10%显著性检验水平,说明回归模型的残差序列至少存在一个单位根,即存在自相关性。因此,原方程揭示了因变量和自变量之间存在着内在依存关系,并非简单的线性回归关系。为了解决残差序列相关的问题,本文在原来简单线性回归方程中加入一阶自回归项AR(1)来消除一阶序列自相关。即:

lnYt=lnB+ 1g1t+ 2g2t+ 3g3t+!1lng1t+

2lnG2t+!3lnG3t+ !lnLt+ lnKt+AR(1)调整后模型的回归结果见表4。

(8)

表4 加入滞后变量的回归结果

变量G1G2G3g1g2g3lnKLnLAR(1)

回归系数0.20130.25310.3104-0.12930.37220.42990.40340.33090.8506

R2=0.9995

统计量3.0009-2.46331.9536-2.83962.47371.86751.33691.635614.0079

口部门的相对要素生产率的差别,从而减少了 的值。

五、结论及政策建议

本文通过构造一个用进出口内生技术进步增长模型,将进出口贸易对全要素生产率的促进作用分为进出口部门自身相对要素生产率的提高和对非进出口部门的技术外溢两类,考察比较货物贸易、服务贸易以及技术贸易对经济增长的影响。研究表明:货物贸易、服务贸易与技术贸易部门的确对非进出口部门起到了技术扩散效应,提升了其他部门的要素生产率,进而促进了经济增长;技术贸易引起的技术扩散效应最大,服务贸易次之,货物贸易最小;货物贸易对自身要素生产率的提高并没有起到作用,服务贸易和技术贸易均提升了自身部门的要素生产率,进而促进了经济增长。

DW=2.2316

表4显示加入滞后变量后,DW值处于2附近,表明已消除了残差序列项的序列相关。R2也进一步提高,大多数回归系数通过了显著性检验。因此,估计结果是有效的。估计模型结果表明资本弹性系数较高,说明20世纪90年代以来资本

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