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一、引言   新增長理論認為，技術進步是經(jīng)濟增長的最終源泉。進口貿(mào)易促進技術進步，從而促進經(jīng)濟增長。進口貿(mào)易帶動技術進步有三種運行方式：一是技術和機械設備的進口直接促進國內(nèi)生產(chǎn)的發(fā)展和生產(chǎn)率的提高；二是技術和機械設備的進口能提升進口國的區(qū)位優(yōu)勢，進而吸引FDI，在外商直接投資活動中通過技術外溢，推動進口國技術進步；三是進口國國內(nèi)已有消費品刺激國內(nèi)廠商為了生存而投資研發(fā)活動以改進技術，或生產(chǎn)過程中學習、消化、吸收進口設備和技術及外資企業(yè)的先進技術，并在此基礎上進行再創(chuàng)新，從而促進進口國的技術進步。改革開放后，我國的進口貿(mào)易發(fā)展迅速，基于技術進步視角研究我國各類進口商品對經(jīng)濟增長的影響，有利于進一步優(yōu)化我國進口貿(mào)易結構，提高進口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的促進作用。   二、文獻回顧   國外學者從不同角度對進口貿(mào)易進行分類，分析了進口貿(mào)易結構對經(jīng)濟增長的影響。Grossman和Helpman(1991)在《技術創(chuàng)新與全球經(jīng)濟增長》中，闡述了中間產(chǎn)品貿(mào)易和最終產(chǎn)品貿(mào)易對經(jīng)濟長期增長的影響。Zort(2004)則根據(jù)貿(mào)易品中技術密集程度的不同將貿(mào)易品分為高技術密集品、中等技術密集品和低技術密集品三類，強調這三類產(chǎn)品的貿(mào)易對經(jīng)濟的影響是不同的。我國學者也從貿(mào)易結構角度展開了進口貿(mào)易對經(jīng)濟增長影響的研究。各學者研究方法的不同主要在于用什么樣的指標來衡量貿(mào)易結構。李兵(2008)對1980-2005年我國工業(yè)制成品與初級產(chǎn)品進口與經(jīng)濟增長的關系進行了實證研究，研究表明：工業(yè)制成品進口對我國經(jīng)濟增長有長期穩(wěn)定的促進作用，初級產(chǎn)品進口則有抑制作用。許培源(2008)參考了Grossman和Helpman與Zort對貿(mào)易品的分類方法，在此基礎上通過構造資本品與消費品之比、高技術品與中低技術品之比作為貿(mào)易結構指標，并結合人力資本指標，通過基于ECM的Granger因果檢驗得出進口貿(mào)易產(chǎn)生的技術溢出，并且與貿(mào)易品的種類密切相關。按國際貿(mào)易標準分類(SITC)，進口商品分為初級產(chǎn)品和工業(yè)制成品兩大類，初級產(chǎn)品和工業(yè)制成品又分為五類。本文按照國際貿(mào)易標準分類(SITC)，基于技術進步視角，除了分析初級產(chǎn)品、工業(yè)制成品兩大類產(chǎn)品進口對經(jīng)濟增長的整體影響外，還將分析具體初級產(chǎn)品、工業(yè)制成品內(nèi)部各類產(chǎn)品進口對經(jīng)濟增長的影響。   三、實證分析   1.指標構建   （1）技術進步指標   本文采用索洛余值法計算的全要素生產(chǎn)率(TFP)作為衡量技術進步的被解釋變量。根據(jù)索洛余值法，TFP是從GDP中減掉勞動L和資本K的要素貢獻所剩下的“技術”要素。假設技術進步是希克斯(Hicks)中性技術進步，根據(jù)柯布-道格拉斯(Cobb-Dauglas)生產(chǎn)函數(shù)Yt=AtKαtLβt，得：At=YtKαtLβt其中，A是技術水平，即全要素生產(chǎn)率(TFP)，Y是產(chǎn)出，K和L是資本投入和勞動投入，t是時間，α、β分別為資本產(chǎn)出彈性和勞動產(chǎn)出彈性。對上式取對數(shù)，得全要素生產(chǎn)率的計算公式為：lnTFPt=lnYt-αlnKt-βlnLt在測算全要素生產(chǎn)率時，以年末就業(yè)人員數(shù)表示勞動投入(L)，以全社會固定資產(chǎn)投資額表示資本投入(K)，以國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)表示產(chǎn)出(Y)。為消除物價影響，以1980年為基期，對GDP使用商品零售價格指數(shù)進行價格處理、對固定資產(chǎn)投資額使用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行價格處理。由于《中國統(tǒng)計年鑒》上只有1991年之后的固定資產(chǎn)價格指數(shù)，文中1990年之前的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)用商品零售價格指數(shù)代替。利用1980-2008年的數(shù)據(jù)，對經(jīng)濟增長率模型進行回歸來估算資本，勞動產(chǎn)出彈性為0.6和0.4。   （2）進口貿(mào)易結構指標   本文按國際貿(mào)易標準分類(SITC)將進口貿(mào)易產(chǎn)品進行分類，以不同產(chǎn)品的進口依存度衡量進口貿(mào)易結構，即用不同產(chǎn)品進口值占GDP比重作為衡量進口貿(mào)易結構的指標。各類產(chǎn)品的進口值按當年的人民幣與美元的年均匯價折算成人民幣計。由于未分類的其他商品(SITC9)進口額較小，所以本文在分析不同種類商品進口對技術進步影響時，不考慮第9類商品。為消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，將各變量的實際值取自然對數(shù)，見表1。   （3）相關指標的變動趨勢   根據(jù)上述技術進步指標和進口貿(mào)易結構指標的計算方法和來自《中國統(tǒng)計年鑒》相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)，計算1980-2008年各個指標各個年份的值。從圖1可看出，1980-2008年我國的全要素生產(chǎn)率大都為正數(shù)，表明我國的技術水平呈上升趨勢。整體看來，技術變遷在不同時間段表現(xiàn)出不同的運動變化規(guī)律。1980-1991年間，技術變化呈反復震蕩狀態(tài)，并總體低于1980年的技術水平。自1992年開始，技術變化指數(shù)大幅度提升，由1992年的0.069提升到2008年的0.339。這與20世紀90年代以來我國加強對外開放趨勢，加大引進西方先進技術、設備是分不開的。由圖2可以看出，自1980年以來，我國的初級產(chǎn)品進口與工業(yè)制成品進口的波動幅度較大，但初級產(chǎn)品進口與工業(yè)制成品進口程度總體上是上升的。從理論上講，初級產(chǎn)品、工業(yè)制成品進口的增大會促進我國的技術進步。   2.實證檢驗   （1）研究方法本文運用協(xié)整檢驗   、Granger因果檢驗和誤差修正模型，實證分析我國進口貿(mào)易結構和技術進步之間的關系。協(xié)整檢驗是用來檢驗變量之間是否存在長期穩(wěn)定的動態(tài)均衡關系。Granger因果檢驗是用來檢驗存在協(xié)整關系的變量之間是否構成因果關系。誤差修正模型(ECM)是用來研究模型的短期動態(tài)特征，本文利用EVIEWS5.0軟件進行分析。   （2）單位根檢驗   運用ADF檢驗法對變量及它們的差分序列進行平穩(wěn)性檢驗。檢驗結果如表2所示。由表2可知，變量的一階差分序列為平穩(wěn)序列I(0)，而時間序列為一階單整序列I(1)。   （3）協(xié)整檢驗   根據(jù)數(shù)據(jù)的單位根檢驗結果，上述變量都是一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗的前提。采用Johansen協(xié)整檢驗方法來考察變量lnTFP與lnPG、lnMG間的長期均衡關系。根據(jù)本文的數(shù)據(jù)特征，協(xié)整方程CE和VAR模型含有截距項但無趨勢項，根據(jù)AIC準則確定VAR模型的最優(yōu)滯后階為2，檢驗結果如表3所示。表3表明，在1%顯著性水平下，變量lnTFP、lnPG和lnMG之間存在唯一的協(xié)整關系。估計出的協(xié)整關系所對應的長期方程為：上式表明，從長期看，初級產(chǎn)品、工業(yè)制成品的進口對技術進步均具有正向促進作用，工業(yè)制成品進口對技術進步的促進作用大于初級產(chǎn)品。初級產(chǎn)品進口每增長1個單位，可帶動全要素生產(chǎn)率增長0.054790個單位；工業(yè)制成品進口每增長1個單位，可促進全要素生產(chǎn)率增長0.208692個單位。#p#分頁標題#e#   （4）誤差修正模型   誤差修正模型表明：①初級產(chǎn)品、工業(yè)制成品的進口短期內(nèi)對技術進步影響顯著；②初級產(chǎn)品進口每增加1個單位，TFP增加0.006351個單位；工業(yè)制成品進口每增加1個單位，TFP增加0.077683個單位；③誤差修正項系數(shù)EC(-2)的符號為負，符合反向修正機制，其含義表示滯后二期的非均衡誤差以17.999%的速度從非均衡狀態(tài)向長期均衡狀態(tài)調整。   （5）因果檢驗   采用Granger因果檢驗來判斷變量lnTFP、lnPG、lnMG間的因果關系，檢驗結果見表4。由表4可知：①初級產(chǎn)品、工業(yè)制成品進口是技術進步的Granger原因。②技術進步不是進口貿(mào)易結構的Granger原因，即技術進步不是進口貿(mào)易結構改善的原因。我們引入先進技術、生產(chǎn)效率高的資本，不僅因為它能夠促進我國技術進步，有利于我國積累資本，最終促進我國經(jīng)濟增長，還希望隨著資本的積累、技術的進步，本國能夠提升自身的動態(tài)比較優(yōu)勢，使自己的貿(mào)易產(chǎn)品結構不斷升級，最終縮小自己與發(fā)達國家的差距。從Granger因果關系中我們可以看出lnTFP不是lnMG變化的原因，也不是lnPG變化的原因。技術進步還沒有整體上改善我國的進口貿(mào)易結構。③工業(yè)制成品和初級產(chǎn)品的進口互為Granger原因，即存在雙向的因果關系，這表明兩者之間存在互相帶動的關系，工業(yè)制成品的進口增加會引發(fā)初級產(chǎn)品進口增加，反之亦然。   （6）初級產(chǎn)品和工業(yè)制成品內(nèi)部各類產(chǎn)品對技術進步的影響分析   進一步分析初級產(chǎn)品和工業(yè)制成品內(nèi)部各類產(chǎn)品對技術進步影響。用兩步法，即先OLS估計、再判斷殘差平穩(wěn)性，分別求lnTFP～lnPG0、lnTFP～lnPG1、lnTFP～lnPG2、lnTFP～lnPG3、lnTFP～lnPG4、lnTFP～lnMG5、lnTFP～lnMG6、lnTFP～lnMG7、lnTFP～lnMG8的協(xié)整關系，變量間的協(xié)整分析結果見表5。由表5可知：①lnTFP與lnPG0、lnPG1、lnPG2、lnPG3、lnPG4、lnMG5、lnMG6、lnMG7、lnMG8存在協(xié)整關系；②lnPG0（食品及主要供食用的活動物）、lnPG1（飲料及煙草）、lnMG6（輕紡產(chǎn)品、橡膠制品礦冶產(chǎn)品及其制品）對技術進步具有阻礙作用；③lnPG3（礦物燃料、潤滑油及有關原料）、lnPG4（動、植物油脂及蠟）、lnMG5（化學品及有關產(chǎn)品）、lnMG7（機械及運輸設備）、lnMG8（雜項制品）對技術進步具有促進作用。   食品及主要供食用的活動物、飲料及煙草對技術進步具有阻礙作用，因為這兩類產(chǎn)品往往技術含量較低。這說明只有進口本國稀缺要素、技術含量高的產(chǎn)品才能促進技術進步。但這并不說明我們不需要進口此類生活必需品和消費品。適當進口生活必需品，如糧、油、糖、棉花等，保證糧油供應的充足，對于保證社會安定，有著舉足輕重的影響。某些消費品的進口對于改善人民的物質文化生活，提高消費水平、拓展消費領域和優(yōu)化消費結構有重要意義。輕紡產(chǎn)品、橡膠制品礦冶產(chǎn)品及其制品對經(jīng)濟增長有一定的抑制作用。這可能是因為輕紡產(chǎn)品、橡膠制品礦冶產(chǎn)品及其制品屬勞動密集型產(chǎn)品，這類產(chǎn)品是我國具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)品，對這類產(chǎn)品的進口造成與國內(nèi)產(chǎn)品的競爭，非但不能起到調劑余缺的作用，反而在一定程度上擠占了國內(nèi)市場，故而對經(jīng)濟增長起阻礙作用。對于這類產(chǎn)品的進口要仔細分析擠出效應和競爭效應，既不能因為進口會降低需求而抑制進口，也不能因為過分看重進口帶來的競爭效應而放縱進口，一定要把握好“度”。   四、結論與建議   在前文進口商品結構對經(jīng)濟增長影響的實證分析中，我們知道進口貿(mào)易對技術進步的積極作用來源于合理的進口產(chǎn)品結構，不同類別的進口商品會對技術進步起到不同程度的促進作用。顯而易見，大量初級產(chǎn)品的進口，緩解了我國資源短缺狀況，在一定程度上解除了資源對經(jīng)濟增長的制約作用，因而對技術進步起到促進作用。而資本品進口特別是含有大量高新技術的機械及運輸設備的進口促進了高新技術產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，加快了設備的更新和產(chǎn)業(yè)結構的調整，促進了技術進步。而某些勞動密集型產(chǎn)品的進口，會造成與國內(nèi)產(chǎn)品的競爭，不利于發(fā)揮我國的比較優(yōu)勢，從而阻礙了技術發(fā)展。   因此，我國目前應從以下幾個方面調整、優(yōu)化進口結構：①增加資源性產(chǎn)品的進口，如石油、天然氣等國內(nèi)短缺資源；②增加先進技術設備的進口，尤其是一些關鍵設備和主機，這也是我國一直堅持的政策；③適當進口國內(nèi)市場需要的一些消費品，滿足國內(nèi)市場對消費品的需求。同時應適當限制名牌跑車、服飾、工業(yè)品等奢侈消費品的進口，堅決禁止不符合國民經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的商品的進口，如廢舊電腦、電路板、電池等；④要重視進口市場的多元化，分散進口風險，保證進口安全；⑤要根據(jù)國家產(chǎn)業(yè)政策導向和國民經(jīng)濟的發(fā)展需要進口商品；⑥加大主要貿(mào)易伙伴的貿(mào)易促進力度，尤其要擴大從主要貿(mào)易逆差國的進口，促進外貿(mào)的平衡、協(xié)調發(fā)展。