不同贸易方式技术溢出效应的比较

技术经济与管理研究２０１２年第１２期

不同贸易方式技术溢出效应的比较

———基于我国１９８７－２００８年数据的实证研究

李

有

南昌

３３００１３）

（江西财经大学国际经贸学院，江西

摘要：本文运用协整理论检验了我国1987-2008年间加工贸易进口和一般贸易进口的技术溢出效应。实证结果表明，加工贸易进口和一般贸易进口的技术溢出均对我国生产率起到了显著的促进作用，并且加工贸易进口的正向技术溢出效果远大于一般贸易进口的正向技术溢出效果。同时，加工贸易进口和一般贸易进口的技术溢出效应虽然长期显著地促进了我国生产率的增长，但这种正向技术溢出效应在短期内呈现出一定的滞后性。由于加工贸易进口在租金溢出效应、竞争效应与人力资本流动效应上的优势使得加工贸易进口的技术溢出效应大于一般贸易进口的技术溢出效应。

关键词：加工贸易；一般贸易；技术溢出；进出口贸易；贸易管理中图分类号：Ｆ７２７

文献标识码：Ａ

（２０１２）１２－０１１２－０４文章编号：１００４－２９２Ｘ

DifferentTradeModeTechnologySpilloverEffectComparison

———TheEmpiricalStudyinChinafrom1987-2008

LIYou

（SchoolofInternationalTradeandEconomics，JiangxiUniversityofFinance＆Economics，NanchangJiangxi330013，China）

Abstract：Thestudy，followingthecointegrationandvectorerrorcorrectionmodel，imposedanempiricalresearchonthetechno-logyspilloversofimportsforprocessingtradeandordinaryimportsinChinafrom1987-2008.TheresultsshowsthattheimportsforprocessingtradeandordinaryimportsbothsignificantlypromoteChina'totalfactorproductivityandthepositivespillovereffectsofimportsforprocessingtradeismoredistinctthanthatofordinaryimportsinthelongterm.Atthesametime，thepositivespillovereffectsofimportsforprocessingtradeandordinaryimportspresentsometagintheshortterm.Duetotheprocessingtradeimportinrentspillovereffect，thecompetitioneffectandhumancapitalfloweffectadvantagemakestheprocessingtradeimportoftechnologyspillovereffectisgreaterthanthegeneraltradeimportoftechnologyspillovereffect.

Keywords：Processingtrade；Generaltrade；Technologyspillovers；Importandexporttrade；Trademanagement

一、引言

外国Ｒ＆Ｄ通过各种形式的国际经济活动直接或间接地对本国的技术进步产生影响，外国并没有因此获得本国的补偿或完全的补偿，国际经济活动中这种Ｒ＆Ｄ的外部性被称为国际技术溢出。国际技术溢出渠道主要有：国际贸易、对外直接投资（ＦＤＩ）、专利流动、科学文献和国际会议等。国际贸易和对外直接投资的技术溢出又被称为物化形式的国际技术溢出，通过专利流动、科学文献和国际会议等传递的国际技术溢出被称为非物化形式的国际技术溢出。自从Ｃｏｅ和Ｈｅｌｐｍａｎ（１９９５）对国际贸易的国际技术溢出效应进行开创性的经验研究之后，有关国

际技术溢出效应的研究就一直大量的持续的进行着，从未间断。因为，一国的技术进步事关一国经济可持续增长的动力。后来学者对Ｃｏｅ和Ｈｅｌｐｍａｎ（１９９５）研究的一个重要拓展是对各种渠道的国际技术溢出效应的比较研究，这方面的研究主要集中在国际贸易和国际直接投资技术溢出效应的比较上；也有大量研究将非物化形式的国际技术溢出效应和物化形式的国际技术溢出效应进行了比较；不仅如此，有的研究还就不同形式的对外直接投资的技术溢出效应做了比较。目前，尚无人对不同形式的国际贸易的技术溢出效应进行比较分析。本文就我国对外贸易的两种重要形式———加工贸易和一般贸易的技术溢出效应

收稿日期：２０１２－０８－１６

１０ＹＪＪＣ７９０３５０）。基金项目：教育部人文社会科学研究资助项目（

１９７２－），男，四川通江人，博士，主要从事国际贸易理论研究。作者简介：李有（

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不同贸易方式技术溢出效应的比较

做了比较实证研究。

二、计量模型、变量测算及数据来源

型：ｌｎ（Yt／Lt）＝ｌｎA０＋γt＋βｌｎ（Kt／Lt）。因此可知，为了测算ＴＦＰ，需有Yt、Lt、Kt的数据序列。Yt我们用２０００年不变价格的实际ＧＤＰ表示，Lt用历年的就业人员数表示。其中，当年价ＧＤＰ和ＧＤＰ价格指数、历年就业人员数的数据序列可直接从中经网统计数据库处获得，但Kt的数据序列不能直接获得，需进一步估算。

估算资本存量的基本原理是永续盘存法。在资本服务效率呈几何递减的假设下，资本存量用式Kt＝It／Pt＋（１－δ）Kt－１来估算。

其中，Kt是第t期的实际资本存量；It是第t期以当期价格计价的投资额，Pt是第t期的价格指数，δ是折旧率。因此，估算资本存量涉及四方面的内容：初始年份资本存量K０的确定，历年投资流量指标的选取、价格指数的构造和选取及折旧率的设定。现有文献对折旧率的设定绝大多数处在５％￣１０％间，为了稳健性，本文分别计算了折旧率为５％、１０％和１５％的情况下的资本存量，但限于篇幅只报告国内外文献中常用的５％折旧率的结果，采用１０％和１５％的折旧率并不影响本文最终结论。为了准确性，我们将资本存量的估算追溯到１９５２年，初始资本存量根据李宾（２０１１）按１．６的资本产出比估计。固定投资价格指数

（１）

f

1.计量模型

Ｃｏｅ和Ｈｅｌｐｍａｎ（１９９５）（简称ＣＨ）将一国的全要素生产率与该国的国内研发资本及其贸易伙伴国的研发资本的加权和（称为该国的外国研发资本）相联系得到了国际上广泛使用的国际技术溢出回归方法。国内研发资本变量用一国的国内研发资本存量衡量，外国研发资本变量用一国的贸易伙伴国研发资本存量的加权和来衡量，权重取值为该国与其贸易伙伴国的双边进口份额。本文同样在ＣＨ的分析框架下构建我国国际Ｒ＆Ｄ溢出回归方程。在开放经济条件下，一个国家的生产率（用全要素生产率（TFP）表示）不仅依赖于国内的Ｒ＆Ｄ资本存量也依赖于国外的Ｒ＆Ｄ资本存量。因而，ＴＦＰ既是国内Ｒ＆Ｄ资本存量又是外国Ｒ＆Ｄ资本存量的函数，即：TFP＝θ（Sd，Sf）。

Sd表示国内Ｒ＆Ｄ资本存量，Sf表示外国Ｒ＆Ｄ资本存量。进一步假定它们之间存在线性关系，由此得到检验国际技术溢出效应的基本回归方程：

df

αfｌｏｇTFPit＝αi＋αd坌i，tiｌｏｇSit＋iｌｏｇSit＋εit

０

０

被普遍认为是价格指数最合适的指标，但我国统计年鉴自１９９１年起才开始公布固定资产投资价格指数。隐含的固定资本形成价格平减指数被认为是１９９１年以前最合适的替代指标。１９９１年以前的投资价格指数直接取自李宾（２０１１），将２０００年的投资价格指数设定为１００，由此得到以２０００年价格表示的各期实际资本存量（２０００年设为１００）。固定资本形成总额和全社会固定资产投资作为投资流量都被普通采用过，同样，为了稳健性，本文同时计算了固定资本形成总额和全社会固定资产投资分别作为投资流量情况下的各期实际资本存量，两种情况下本文的最终结论是一样的，但只报告文献中较全社会固定资产投资中使用更广泛的固定资本形成总额的计量结果。固定资本形成总额和全社会固定资产投资的数据来自于中经网统计数据库。

为了精确性，我们将测算全要素生产率的样本期间确定为１９７８－２００９年。根据以上方法和来源得到的Yt、Lt、Kt序列数据，使用Ｅｖｉｅｗｓ６运用ＯＬＳ方法估算上式得到的结果为：α＝０．３８２，β＝０．６１８。据此得到各期全要素生产率的值。

（）各类研发资本存量的测算2

本国国内Ｒ＆Ｄ资本存量的测算。自Ｇｒｉｌｉｃｈｅｓ（１９７９）建议采用永续盘存法估算Ｒ＆Ｄ资本存量后，用永续盘存法估算Ｒ＆Ｄ资本存量得到了广泛应用。在运用永续盘存法下，Ｒ＆Ｄ资本存量的估算公式为：Rt＝Et／RPt＋（１－σ）Rt－１。

其中，Rt是第t期的Ｒ＆Ｄ资本存量，Et是第t期Ｒ＆Ｄ支出，RPt表示第t期的支出价格指数，σ代表Ｒ＆Ｄ折旧率。由于Ｒ＆Ｄ支出可以通过中经网统计数据库直接获得，为了确定Ｒ＆Ｄ资本存量，需要解决三方面问题：Ｒ＆Ｄ支出价格指数的选择，Ｒ＆Ｄ折旧率σ的确定，基期Ｒ＆Ｄ资本存量的确定。为了与外国Ｒ＆Ｄ资本存量的测算相一致，我们用ＧＤＰ价格平减指数作为Ｒ＆Ｄ支出价格指数，并且以２０００年ＧＤＰ价格平减指数为１００，由此便可得到以２０００年不变价格衡量的各期实际Ｒ＆Ｄ资本存量。同时为了同类数据来源的一致性，我国ＧＤＰ平减指数来自国际货币基金组织数据库（ＷｏｒｌｄＥｃｏｎｏｍｉｃＯｕｔｌｏｏｋ

其中，i表示国家，t表示时间，αi＝ｌｏｇAi为特定国家常数项，αi表示国内Ｒ＆Ｄ资本存量的ＴＦＰ弹性，αi表示外国Ｒ＆Ｄ资本存量的ＴＦＰ弹性，εit为误差项。

进一步，我们将外国Ｒ＆Ｄ资本存量Sf区分为通过加工贸易进口渠道传导的外国Ｒ＆Ｄ资本存量Sfp和通过一般贸易进口渠道传导的外国Ｒ＆Ｄ资本存量Sfo，因此，得到本文检验国际技术溢出效应的方程为：

ｌｏｇTFPit＝αi＋αiｌｏｇSit＋αiｌｏｇSit＋αiｌｏｇSit＋εit坌i，t

０

d

d

fp

fp

fo

fo

d

（２）

fpfo

其中，αi表示加工贸易进口技术溢出的ＴＦＰ弹性，αi表示

一般贸易进口技术溢出的ＴＦＰ弹性，其余符号的含义同（１）式。

由于本文针对我国国家层次的时间序列数据进行实证分析，而时间序列数据可能存在非平稳性，如果仅对（２）式进行简单回归，就会产生“伪回归”现象；如果将时间序列数据差分后进行回归，又会丢失数据中包含的长期调整信息。因而本文对（２）式进行协整分析。协整分析从分析时间序列的非平稳性着手，将时间序列分析中短期动态模型和长期均衡模型的优点结合起来，为非平衡时间序列的计量分析找到了良好的解决办法。

2.变量测算及数据来源（）全要素生产率的测算1

本文使用索洛残差法测算ＴＦＰ。在具体的测算中，通常用柯布－道格拉斯生产函数作为总生产函数，即Yt＝AtLK。其中，Yt、Lt、Kt分别是第t期的产出、劳动投入数量、资本存量，At代表第t期的全要素生产率，α、β代表劳动的产出弹性和资本的产出弹性。因此，全要素生产率可用公式At＝Yt／（LtKt）来度量。很明显，只要知道α和β的值，就能得到各期的全要素生产率。为了方便地估计参数α和β，假定产出对投入要素一次齐次，即α＋β＝１，并假定全要素生产率A随初始值A０和固定的变化率γ变化。经过假定之后，对总量生产函数两边除以Lt然后取自然对数就得到估计总量生产函数中参数的计量模

α

β

α

t

βt

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同时，对各变量取自然对数，取对数是为了研究的方便，因为取对数后更容易得到平稳性，有助于消除时间序列中存在的异方差现象且不会改变时间序列的性质和相互关系。

Ｄａｔａｂａｓｅ）。Ｒ＆Ｄ折旧率的选择同样也很广泛，大多数文献将Ｒ＆Ｄ折旧率确定为５％。本文同样分别计算了Ｒ＆Ｄ折旧率为５％、１０％和１５％的情况下的Ｒ＆Ｄ资本存量，各种数值的折旧率并不影响本文的最终结论，但限于篇幅，同样只报告Ｒ＆Ｄ折旧率为５％的结果。借鉴ＣＨ（１９９５）及其后续研究中的做法，采用如下公式计算基期研发资本存量：R０＝E０／（g＋σ）。

其中，R０为基期Ｒ＆Ｄ资本存量，E０为基期的Ｒ＆Ｄ支出，g为Ｒ＆Ｄ支出的对数年平均增长率，σ为Ｒ＆Ｄ折旧率。由此可测算出基期研发资本存量，得到各期我国国内Ｒ＆Ｄ资本存量。为了与外国Ｒ＆Ｄ资本存量的单位保持一致，将得到的我国国内Ｒ＆Ｄ资本存量用年均汇率折算成以美元来计价。

外国Ｒ＆Ｄ资本存量的测算。世界Ｒ＆Ｄ资本主要集中在ＯＥＣＤ国家，而ＯＥＣＤ国家的Ｒ＆Ｄ资本相对集中在Ｇ－７国家（美国、日本、德国、法国、英国、意大利和加拿大），同时，Ｇ－７国家一直以来也是我国最主要的贸易伙伴国。因此，我们以Ｇ－７国家各国国内Ｒ＆Ｄ资本的加权和来测算外国Ｒ＆Ｄ资本存量。采用ＣＨ（１９９５）方法来计算我国的外国Ｒ＆Ｄ资本存量，

d计算公式如：Sft＝∑MSjt。

jM

1.平稳性检验

我们采用增广迪基－富勒（ＡＤＦ）单位根检验方法对变量的平稳性作检验，检验结果如表１所示。

表1各变量的单位根检验结果

变量序列ｌｎTFPDｌｎTFPｌｎSdDｌｎSｌｎS

dfp

检验形式（C，）T，P

（C，４）T，（C，１）N，（C，４）T，（N，１）N，（C，４）T，（N，１）N，（C，４）T，（N，１）N，

ＡＤＦ统计量－３．７５１－３．８４９－０．０９８５－２．１３９－２．２２３－３．１７２－１．８８３－２．６８１

临界值－４．４９８*－３．８３１*－４．４６８***－１．９５９**－３．２６１***－２．６８６*－３．２６９***－１．９５９**

平稳性不平稳平稳不平稳平稳不平稳平稳不平稳平稳

DｌｎSfpｌｎSfoDｌｎS

fo

注：变量序列中的D表示一阶差分；检验形式中的C和T表示常数项和趋势项，

P表示所采用的滞后阶数，滞后阶数由AIC和SC准则确定，N表示检验方

程中此处对应项不存在；*、**、***、分别表示1%、5%、10%显著性水平下的临界值；统计结果来自Eviews6.0。下同。

其中，St是第t年的外国Ｒ＆Ｄ资本，Mjt代表第t年我国从国家j进口的商品总额，Mt是第t年我国来自其余所有国家的总进口，Sjt是国家j在第t年的国内Ｒ＆Ｄ资本存量。即将外国Ｒ＆Ｄ资本存量定义为我国贸易伙伴国国内Ｒ＆Ｄ资本存量的加权和，权重取值为我国与其贸易伙伴的双边进口份额，权重的和为１。Sjt的测算方法同我国国内Ｒ＆Ｄ资本存量完全一样。其中各国Ｒ＆Ｄ支出数据是这样获得的：从我国的统计年鉴中获得Ｇ－７各国Ｒ＆Ｄ投入占ＧＤＰ的比重，然后各国ＧＤＰ（以美元计价）的数据又可从国际货币基金组织数据库得到，由此得到各国的Ｒ＆Ｄ投入；Ｇ－７国家各国ＧＤＰ平减指数同样取自国际货币基金组织数据库。这样，便可得到用２０００年不变价格衡量的以美元计价各国国内Ｒ＆Ｄ资本存量，Mjt的数据取自联合国商品贸易数据库（Ｃｏｍｔｒａｄｅ），以此得到外国Ｒ＆Ｄ资本存量。

加工贸易进口溢出的外国Ｒ＆Ｄ资本存量的测算。采用公式St＝pimtSt测算我国加工贸易进口溢出的外国Ｒ＆Ｄ资本存

t

fp

fdd

f

从ＡＤＦ检验结果可以看出，所有变量的水平序列都是非平稳的，而它们的一阶差分序列都是平稳的，即同属于一阶单整。

2.协整关系检验

如果所有变量都是同阶单整，并且这些变量的某种线性组合是平稳的，则称这些变量之间存在协整关系，即这些变量之间存在长期稳定的均衡关系。我们采用基于ＶＡＲ（向量自回归）模型的Ｊｏｈａｎｓｅｎ极大似然法来检验模型（２）各变量之间的协整关系。具体检验结果由表２给出。

表2模型(2)的Johansen协整检验结果（迹统计量）

特征值０．８５３０．７８２０．３９９

似然比统计量５％显著临界值

７９．０７３４０．６４９１０．２００

４７．８５６２９．７９７１５．４９５

相伴概率０．０００００．００１９０．２６６

零假设H０

r＝０*r燮１*r燮２

注：检验形式采取序列和协整方程都有线性趋势；最优滞后期的选择由AIC及

SC准则确定；*表示在5%的显著水平上拒绝零假设；r代表协整关系数量。

量。其中，pimt是我国第t年的加工贸易进口，imt是我国第t年的总进口。其余符号的含义见前文。

一般贸易进口溢出的外国Ｒ＆Ｄ资本存量的测算。采用公

f

式S＝oimtSt测算我国一般贸易进口溢出的外国Ｒ＆Ｄ资本存

t

fot

由表２可以看出，迹统计量检验表明ｌｎTFP、ｌｎSd、ｌｎSfp和ｌｎSfo相互之间至少存在１个协整关系。选取ｌｎTFP、ｌｎSd、ｌｎSfp和ｌｎSfo之间协整关系所对应的协整方程并进行标准化处理后，得到以ｌｎTFP为被解释变量的协整方程如下：

ｌｎTFP＝－４．４３７＋０．０７９６ｌｎSd＋０．４３５ｌｎSfp＋０．０８５４ｌｎSfo

（０．０３４３）

（０．０３９６）

（０．０５９５）

（３）

量。其中，oimt是我国第t年的一般贸易进口。其余符号的含义见前文。加工贸易进口、一般贸易进口、总进口的数据来自历年我国统计年鉴。由于我国对Ｒ＆Ｄ支出的统计是从１９８７年开始的，而Ｇ－７国家中个别国家２００９年的Ｒ＆Ｄ支出还没出来，因此，整个样本期间确定为１９８７－２００８年。

三、实证结果及分析

在对变量进行协整检验之前，需要对变量的平稳性作检验，所有变量同阶单整是变量之间存在协整关系的必要条件。

括号内的数字为相应回归系数的标准差。从式（３）可以看出：首先，国内研发显著地促进了国内生产率的增长，这与我国政府企业逐年加大研发投入与蓬勃发展的创新事实相符；其次，加工贸易进口与一般贸易进口的技术溢出效应都显著地促进了国内生产率的增长（Sfo的t统计量也通过了１０％的显著性检验）。这种结果既符合理论预期又与国际上绝大多数经验研究文

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不同贸易方式技术溢出效应的比较

献的结论一致。从理论上看，国际贸易可通过租金溢出效应、竞争效应、模仿和示范效应及人力资本流动效应显著地带来技术溢出，促进一国生产率的增长。从协整关系方程还可明显地看到，加工贸易进口的技术溢出效应大于一般贸易进口的技术溢出效应。通过加工贸易进口传导的外国研发每增加一个百分点，我国全要素生产率就会增加０．４３５个百分点；通过一般贸易进口传导的外国研发每增加一个百分点，我国全要素生产率会增加０．０８５４个百分点。加工贸易进口技术溢出效应远大于一般贸易进口技术溢出效应。由于我国加工贸易的主体是外商直接投资企业，使得外资企业投入引进的机器和设备高于从事一般贸易的我国国内同行业企业进口的机器和设备的水平，使得加工贸易进口的租金溢出效应和示范效应大于一般贸易进口。由于从事加工贸易进口的企业面临的是国际竞争，这种竞争强于一般贸易进口企业面临的国内竞争。同时，外资企业员工的流动性比起国有企业要高得多。这些种情况都使得加工贸易进口的技术溢出效应要大于一般贸易进口。

象。滞后一期国内研发变量前的系数虽为负，但不显著。滞后一期的加工贸易进口技术溢出变量和一般贸易进口技术溢出变量前的系数都为负且显著。这表明，虽然在长期通过进口贸易传导的国际研发溢出促进了我国的技术进步，但误差修正模型检验结果表明短期内进口贸易的技术溢出效应还存在一定的限制和时滞。技术溢出的获取伴随着一国对物化在进口产品中技术的模仿和吸收，这种模仿和吸收能力与一国人力资本投入、自主研发投入、金融投入等其它因素密切相关，这些投入不能够在短时间内迅速完成。因此，进口贸易的技术溢出效应必然存在一定的限制条件和时滞现象。

四、结论与启示

本文检验了１９８７－２００８年间通过加工贸易进口和一般贸易进口传导的外国研发对我国技术进步水平的影响。结果表明，加工贸易进口和一般贸易进口的技术溢出效应均对我国的技术进步起到了显著的促进作用，并且加工贸易进口的正向技术溢出效果远大于一般贸易进口的正向技术溢出效果。同时，加工贸易进口和一般贸易进口的技术溢出效应虽然在长期显著地促进了我国生产率的增长，但这种正向的技术溢出效应在短期受到一定的制约，呈现出一定的滞后性，这缘于一国吸收能力的高低。以上结论给了我们如下启示：

首先，加工贸易进口和一般贸易进口技术溢出效应的显著性表明，国际贸易是我国国际技术溢出的重要渠道，是我国生产率增长的重要源泉。因此，充分利用国际贸易的技术溢出效应是促进我国生产率增长的重要策略。

其次，加工贸易进口技术溢出效应远大于一般贸易进口表明，加工贸易已成为我国获取国际技术溢出的主要途径。实际上，在面临自身要素禀赋制约的情况下，通过参与加工贸易是

fo

3.误差修正模型(VECM)

协整检验结果仅仅表明我国全要素生产率与加工贸易进口技术溢出和一般贸易进口技术溢出之间存在一个长期均衡关系，但不能反映出它们之间的短期动态关系。为了考察它们的短期关系，可以通过建立误差修正模型作进一步的分析。任何一个协整系统可等价地由误差修正模型表示，这被称为戈氏表示定理。因此，我们可以建立基于协整方程的误差修正模型。根据Ｈｅｎｄｒｙ提出的一般到特殊的建模方法，基于协整方程（３）对应的误差修正模型的估计结果如下：

DｌｎTFP＝－０．０１５５－０．２９０RES（－１）＋０．５４０DｌｎTFP（－１）

（０．００８９）（０．１０１）

d

（０．２０４）

fp

－０．０１３５DｌｎS（－１）－０．０９３４DｌｎS（－１）－０．０７９９DｌｎS（－１）（０．０５４２）

（０．０６４４）

（０．０５４５）

其中，各系数下括号内的数字为相应系数的标准差。同时，误差修正模型残差序列的检验结果如表３。

利用我国资源比较优势低成本获取发达国家先进的技术、经营管理和制度等知识的有效途径。即使加工贸易出口的生产率效应是有限的、不显著甚至为负，也不难理解实证研究中的一致结论：加工贸易促进了我国经济增长。加工贸易进口显著的技术溢出效应是加工贸易促进我国经济增长的微观机制。

最后，加工贸易进口和一般贸易进口技术溢出效应的滞后

表3VECM残差序列检验

检验项目自相关检验异方差检验正态性检验

统计量LM＝２０．７８８WH＝１１３．２５１J－B＝４．２７６

相伴概率０．１８６０．１７２０．１１７

结论无自相关无异方差正态分布

性表明，加工贸易进口和一般贸易进口技术溢出的持续稳定的生产率增长效应有赖于一国的吸收能力。加大人力资本、研发和金融等与吸收能力密切相关的要素投入，尽可能创造好的条件变被动接收国际技术溢出为主动吸收国际技术溢出，加快我国外贸发展转型。要做到迅速模仿追赶并赶超外国技术，那就需要跟踪外国技术进步呈现出的新特点，增强相应的吸收能力，做到有的放矢。

【参考文献】

［１］Ｃｏｅ，Ｄ．Ｔ．ａｎｄＥｌｈａｎａｎＨｅｌｐｍａｎ．ＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＲ＆ＤＳｐｉｌｌｏｖｅｒｓ［Ｊ］．Ｅｕｒｏｐ－ｅａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，１９９５（３９）：８５９－８７．

［２］李宾．我国资本存量估算的比较分析［Ｊ］．数量经济技术经济研究，２０１１．［３］许罗丹，谭卫红，刘民权．四组外商投资企业技术溢出效应的比较研究［Ｊ］．管理世界，２００４（４）：１４－２５．

从表３可知，在５％的显著性水平上不存在自相关和异方差，而且满足正态性。因此该误差修正模型能够很好地表述变量的动态结构，模型质量较高。

对于误差修正方程，其中误差修正项系数为－０．２９０且显著，具有良好的反向修正机制，即滞后一期的非均衡误差以０．２９０较快的速度从非均衡状态向长期均衡状态调整，说明上述模型中经济变量的短期波动会以较快的速度回复到长期的均衡上去。从ＴＦＰ的滞后差分项的系数来看，ＴＦＰ差分项具有较大和显著的一期滞后效应，即上一期技术进步对本期技术进步存在十分明显的拉动作用，表明技术进步存在显著的自反馈现

（责任编辑：WD）

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