技術(shù)進(jìn)步與出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化的相關(guān)性研究

徐 姍

0 引言

出口商品結(jié)構(gòu)是一國(guó)對(duì)外貿(mào)易的重要內(nèi)容，它反應(yīng)了一國(guó)的比較優(yōu)勢(shì)和在國(guó)際分工的地位，以及獲取的貿(mào)易利益的大小。改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易無(wú)論在質(zhì)上還是量上都得到了實(shí)質(zhì)性的飛躍。我國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)大致經(jīng)歷了四次重要轉(zhuǎn)變：第一次是1980年，初級(jí)產(chǎn)品出口與工業(yè)制成品出口基本相當(dāng)，這時(shí)期紡織品和服裝取代石油成為我國(guó)第一大類出口產(chǎn)品，標(biāo)志著出口商品結(jié)構(gòu)由資源密集型為主向勞動(dòng)密集型為主的轉(zhuǎn)變；第二次是1985年，初級(jí)產(chǎn)品與工業(yè)制成品比重再一次出現(xiàn)交叉，之后差距逐漸增大；第三次是1995年出口商品開(kāi)始從勞動(dòng)密集型為主向資本密集型為主轉(zhuǎn)變，并使得中國(guó)工業(yè)制成品的出口比重由1980年的45%提升到了2002年的90%，超過(guò)了世界78%的平均水平；第四次是工業(yè)制成品中的高科技產(chǎn)品比重由1999年的12.7%提高到了2002年的25.2%，2004年又進(jìn)一步提高到27.4%，年平均提高率為3%。概括而言，我國(guó)的出口結(jié)構(gòu)正在實(shí)現(xiàn)從資源密集型—?jiǎng)趧?dòng)密集型—資本和技術(shù)密集型的轉(zhuǎn)變。

然而，關(guān)于我國(guó)技術(shù)進(jìn)步與貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間關(guān)系進(jìn)行的實(shí)證研究卻較少涉及。從歷史經(jīng)驗(yàn)來(lái)看，技術(shù)進(jìn)步不論是對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，還是對(duì)比較優(yōu)勢(shì)的動(dòng)態(tài)變化，都是最重要的決定因素之一。本文將運(yùn)用協(xié)整分析、Granger因果檢驗(yàn)和VAR方差分解法對(duì)我國(guó)1980～2010年出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)與技術(shù)進(jìn)步之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，從而為制定依靠自主創(chuàng)新推動(dòng)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化的政策提供依據(jù)。

1 樣本、數(shù)據(jù)和變量描述

本文選取了我國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)1980～2010年期間的數(shù)據(jù)作樣本，檢驗(yàn)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步與出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間的相關(guān)性，并判斷其因果關(guān)系。因此，在進(jìn)行實(shí)證分析之前，先對(duì)各變量的構(gòu)造和數(shù)據(jù)來(lái)源進(jìn)行說(shuō)明。

1.1 技術(shù)進(jìn)步

衡量技術(shù)進(jìn)步的方法主要有兩種：一種是基于生產(chǎn)函數(shù)的總量測(cè)算法，另一種是構(gòu)造一套反應(yīng)技術(shù)進(jìn)步狀況的指標(biāo)體系。由于第二種方法主觀性比較強(qiáng)，因此現(xiàn)有文獻(xiàn)大多數(shù)都采用了第一種衡量法。本文將使用第一種方法中的索洛余值法來(lái)測(cè)算技術(shù)進(jìn)步，即利用TFP（全要素生產(chǎn)率）來(lái)表示技術(shù)水平。根據(jù)科布-道格拉斯函數(shù)（C-D函數(shù)），我們可以得到TFP的測(cè)度：

其中，Y是總產(chǎn)出，K是資本存量，L則為勞動(dòng)力的數(shù)量，系數(shù)φ代表的是i國(guó)資本收入份額或資本彈性。假定我國(guó)資本產(chǎn)出彈性φ為0.6，勞動(dòng)產(chǎn)出彈性為0.4，帶入（1）式可以得到1980～2010年我國(guó)的TFP數(shù)值，其中，Y由GDP表示，Y、K、L的數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局出版的《新中國(guó)50年統(tǒng)計(jì)匯編》以及各期《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。求出各年TFP之后，再利用下式求出以1978年為基期的TFP各年指數(shù)：

1.2 出口商品結(jié)構(gòu)變化

由于商品是要素的集合，因此我國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)升級(jí)實(shí)質(zhì)上反映的是出口商品中生產(chǎn)要素密集度的變化。由于缺乏相應(yīng)的國(guó)內(nèi)數(shù)據(jù)，這里采用較密集使用資本來(lái)生產(chǎn)的出口商品占總出口商品的比重來(lái)替代出口商品中的資本密集度，同理，用較密集使用勞動(dòng)來(lái)生產(chǎn)的出口商品的比重來(lái)替代出口商品中的勞動(dòng)密集度。

貿(mào)易結(jié)構(gòu)的衡量主要采用聯(lián)合國(guó)發(fā)布的的標(biāo)準(zhǔn)國(guó)際貿(mào)易分類SITC一位碼下產(chǎn)品的出口份額。根據(jù)每年各種類別產(chǎn)品的出口額和總出口額，我們可以得到各類產(chǎn)品的年出口份額。繼而歸類加總算出每年的工業(yè)制成品的出口份額（FP）、初級(jí)產(chǎn)品的出口份額（PP）、資本密集型產(chǎn)品的出口份額（KP）和勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的出口份額（LP）。最后，將工業(yè)制成品的出口份額（FP）除以初級(jí)產(chǎn)品的出口份額(PP)，得出出口產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)比，記為F/P。將資本密集型產(chǎn)品的出口份額（KP）除以勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的出口份額（LP），得到我國(guó)出口商品內(nèi)含的資本與勞動(dòng)比，記為K/L。本文將出口商品結(jié)構(gòu)分成兩個(gè)層次進(jìn)行研究，第一個(gè)層次是F/P，即工業(yè)制成品和初級(jí)品的出口比例，另一個(gè)層次是工業(yè)制成品中資本和勞動(dòng)要素的出口比例K/L。倘若這兩個(gè)比例增加，則說(shuō)明我國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)在得到改善。

1.3 TFP與出口商品結(jié)構(gòu)變化的一致性

圖1 F/P、K/L和TFP的變化趨勢(shì)

根據(jù)以上對(duì)三個(gè)變量的描述，可以大致判斷其在樣本區(qū)間內(nèi)的發(fā)展趨勢(shì)，顯然，三個(gè)變量的變化趨勢(shì)一致（如圖1所示）。其中，工業(yè)制成品與初級(jí)產(chǎn)品之比（F/P）變化幅度最大，由1980年的0.99增長(zhǎng)到了2010年的24.12，實(shí)現(xiàn)了質(zhì)的飛躍。技術(shù)進(jìn)步與資本與勞動(dòng)力相對(duì)出口比率的變化相對(duì)緩慢，但仍然呈上升趨勢(shì)，TFP由1980年的1.04增長(zhǎng)到了2010年的2.96，K/L也突破了1的關(guān)口，增長(zhǎng)到了2.11。因此，圖1說(shuō)明我國(guó)在技術(shù)進(jìn)步的同時(shí)，還伴隨著出口商品結(jié)構(gòu)的升級(jí)，并且TFP與K/L的增長(zhǎng)速度相當(dāng)。然而，技術(shù)進(jìn)步與出口商品結(jié)構(gòu)升級(jí)之間究竟存在多大的相關(guān)性，是否存在顯著的因果關(guān)系？下面我們將對(duì)TFP和F/P、TFP和K/L分別做相關(guān)性檢驗(yàn)。

2 回歸分析與結(jié)果說(shuō)明

為消除異方差的影響，本文將對(duì)各變量取對(duì)數(shù)。又由于采用的均是經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通常都帶有明顯的時(shí)間趨勢(shì)，是非平穩(wěn)的，而對(duì)具有時(shí)間趨勢(shì)變量作回歸時(shí)可能存在“偽回歸”的問(wèn)題。因此，為了使我們的回歸結(jié)果更有意義，有必要對(duì)各變量的對(duì)數(shù)形式進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)（單位根檢驗(yàn)）和協(xié)整檢驗(yàn)。

2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

首先采用ADF檢驗(yàn)法對(duì)各個(gè)變量作單位根檢驗(yàn)，通過(guò)Schwarz信息準(zhǔn)則選擇適當(dāng)?shù)臏箝L(zhǎng)度，并通過(guò)多次嘗試確定檢驗(yàn)形式，最終得到表1的單位根檢驗(yàn)結(jié)果。

表1 三個(gè)變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

顯然，LnTFP、LnF/P和LnK/L的時(shí)間序列均存在單位根，都是非平穩(wěn)的，但對(duì)其一階差分△LnTFP、△LnF/P和△LnK/L進(jìn)行同樣的單位根檢驗(yàn)，卻發(fā)現(xiàn)其在5%的水平上都拒絕原假設(shè)。從而說(shuō)明各時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的，并且都有一個(gè)單位根，即均為I(1)。因此，若直接進(jìn)行OLS估計(jì)則有可能導(dǎo)致謬誤回歸，所以在接下來(lái)的分析中，我們將采用AEG兩步法對(duì)各變量之間進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，由此來(lái)判斷各非平穩(wěn)序列變量是否存在長(zhǎng)期均衡的關(guān)系。

2.2 AEG兩步法協(xié)整檢驗(yàn)

目前，最常用的協(xié)整檢驗(yàn)方法有EG、AEG兩步法與Johansen的多變量極大似然法。由于本文的目的是檢驗(yàn)兩兩變量之間的協(xié)整關(guān)系，因此這里選擇運(yùn)用AEG兩步法。即將LnF/P和LnK/L分別對(duì)LnTFP進(jìn)行OLS估計(jì)，再對(duì)兩個(gè)殘差項(xiàng)分別進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，若殘差項(xiàng)序列為I(0)，則說(shuō)明技術(shù)進(jìn)步與出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的升級(jí)有長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，反之則不然。

首先運(yùn)用OLS對(duì)（3）和（4）進(jìn)行回歸，結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 出口商品結(jié)構(gòu)與TFP相關(guān)性回歸結(jié)果

根據(jù)AEG兩步法，第二步就是對(duì)OLS回歸結(jié)果的殘差項(xiàng)ε1t和ε2t進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，與上面相同，滯后長(zhǎng)度仍然通過(guò)Schwarz信息準(zhǔn)則確定，結(jié)果由表3給出。結(jié)果表明，兩個(gè)殘差項(xiàng)在1%的水平上均拒絕有單位根的假設(shè)，因此說(shuō)明他們都是I(0)的時(shí)間序列，即在長(zhǎng)期，TFP與兩種形式表示的出口商品結(jié)構(gòu)均有穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。在后面的分析中，我們可以根據(jù)表2中的結(jié)果來(lái)判斷兩者的關(guān)系。

表3 殘差項(xiàng)的單位根檢驗(yàn)

2.3 回歸結(jié)果分析

表2中的回歸結(jié)果均用杜賓兩步法消除了序列自相關(guān)，并采用懷特檢驗(yàn)證明無(wú)異方差。因此，可以將這兩對(duì)變量之間的協(xié)整關(guān)系表達(dá)為：

從整體擬合優(yōu)度來(lái)看，TFP分別解釋了F/P和K/L的94%和79%，模型整體擬合良好，且F值非常顯著。從各變量的系數(shù)來(lái)看，回歸結(jié)果表明我國(guó)TFP水平的增加，與第一層次和第二層次的出口商品結(jié)果升級(jí)均有明顯的相關(guān)性。第一個(gè)回歸方程中，LnTFP的系數(shù)為正，表明技術(shù)進(jìn)步與第一層次的出口商品結(jié)構(gòu)（制成品/初級(jí)產(chǎn)品）存在正相關(guān)的聯(lián)系，TFP增加1%，將導(dǎo)致工業(yè)制成品與初級(jí)產(chǎn)品的比例（F/P）上升3.85%，且系數(shù)的t值也十分顯著。這是符合經(jīng)驗(yàn)的，因?yàn)橄鄬?duì)而言，工業(yè)制成品的生產(chǎn)比初級(jí)產(chǎn)品更加需要技術(shù)的支撐，因而技術(shù)的進(jìn)步對(duì)工業(yè)制造業(yè)的發(fā)展具有顯著的推動(dòng)作用。

第二個(gè)回歸方程中，LnTFP的系數(shù)也為正，且t值也非常顯著，表明技術(shù)進(jìn)步對(duì)于第二層次的出口商品結(jié)構(gòu)也存在明顯的正相關(guān)性。β的估計(jì)值說(shuō)明了TFP與K/L的彈性，即TFP提升1%將導(dǎo)致工業(yè)制成品中資本密集型產(chǎn)品的相對(duì)出口份額（K/L）上升2.03個(gè)百分點(diǎn)。同樣，這個(gè)結(jié)果也與預(yù)期一致，工業(yè)制成品中資本密集型產(chǎn)品與勞動(dòng)密集型產(chǎn)品相比，技術(shù)含量更高，因此技術(shù)進(jìn)步對(duì)于其的推動(dòng)力也就更加顯著。綜合而言，回歸結(jié)果有力的證明了技術(shù)進(jìn)步與出口商品結(jié)構(gòu)升級(jí)之間的正向的相關(guān)性。

3 進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)

確定了技術(shù)進(jìn)步與兩個(gè)層次出口商品結(jié)構(gòu)升級(jí)的相關(guān)性和具體的邊際影響系數(shù)，這部份我們將對(duì)其進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。協(xié)整關(guān)系的存在只能確定變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，但并不能因此確定因果關(guān)系的方向，因此這里我們首先將對(duì)各變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，確定變量之間的因果方向。方向確定后，再分別建立VAR模型，通過(guò)VAR模型的方差分解來(lái)說(shuō)明各變量之間的影響程度和貢獻(xiàn)度。

3.1 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

Granger指出，若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則這些變量至少存在一個(gè)方向的Granger因果關(guān)系。該檢驗(yàn)可以確定一個(gè)變量能否有助于預(yù)測(cè)另一個(gè)變量，基本原理為：給定信息集At，它至少包括(Xt,Yt)，若利用Xt的過(guò)去比不利用它時(shí)能更好的預(yù)測(cè)Yt，則說(shuō)明 Xt是Yt的Granger原因。因此，建立檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

模型中對(duì)于p和q滯后期的選擇遵循Akaike最終預(yù)測(cè)差標(biāo)準(zhǔn)，因此這里設(shè)定p=q=2，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

表4檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在1%的顯著水平上，工業(yè)制成品與初級(jí)產(chǎn)品之比是技術(shù)進(jìn)步的Granger原因，而反過(guò)來(lái)，技術(shù)進(jìn)步對(duì)第一層次的出口結(jié)構(gòu)升級(jí)的原因相對(duì)較弱，說(shuō)明兩者之間的因果關(guān)系為單向，即第一層次出口結(jié)構(gòu)升級(jí)導(dǎo)致了技術(shù)的進(jìn)步。而K/L與TFP之間，如表中所示，在10%的水平上呈現(xiàn)雙向的Granger因果關(guān)系，說(shuō)明技術(shù)進(jìn)步推動(dòng)了工業(yè)制成品中資本密集型產(chǎn)品的相對(duì)出口，同時(shí)，工業(yè)制成品的結(jié)構(gòu)升級(jí)又促進(jìn)了技術(shù)的進(jìn)步。

3.2 VAR模型的方差分解

在Granger檢驗(yàn)中我們已經(jīng)得到工業(yè)制成品與初級(jí)產(chǎn)品出口份額之比F/P對(duì)技術(shù)進(jìn)步有著引領(lǐng)作用，同時(shí)技術(shù)進(jìn)步與工業(yè)制成品中資本密集型產(chǎn)品的相對(duì)出口份額K/L之間又有雙向的促進(jìn)作用。然而格蘭杰因果檢驗(yàn)并沒(méi)有給出構(gòu)成因果關(guān)系的原因變量是多大程度上的原因，因此為了進(jìn)一步了解這種引領(lǐng)和相互促進(jìn)作用的程度，我們將對(duì)LnTFP與LnF/P、LnK/L分別建立VAR模型，采用VAR方差分解法來(lái)說(shuō)明變量之間的相互影響程度。

建立VAR模型之前首先確定滯后期K，同時(shí)考慮樣本容量與LR、AIC、SC和HQ等準(zhǔn)則的最小值，這里采用滯后期K=2，建立VAR(2)模型。模型形式與Granger因果檢驗(yàn)設(shè)立的模型在p=q=2時(shí)的情況相似。主要通過(guò)方差分解，來(lái)分析LnF/P、LnK/L與LnTFP之間影響程度，具體結(jié)果由圖2和圖3給出。

圖2 LnF/P與LnTFP的方差分解

圖2 是LnF/P與LnTFP的Cholesky10期的方差分解。如左圖，在第一期，LnF/P的所有變動(dòng)均來(lái)自本身的新息，所以為100%。隨著時(shí)間的推移，LnTFP變動(dòng)所引起的方差緩慢增大，但增長(zhǎng)有限，第八期的時(shí)候就趨于穩(wěn)定，貢獻(xiàn)率穩(wěn)定與約20%左右，仍不及LnF/P自身變動(dòng)引起的貢獻(xiàn)率大。而在LnTFP的Cholesky10期方差分解中，可以很明顯的看到與之前的區(qū)別。同樣在第一期，LnTFP的變動(dòng)有95.89%來(lái)自于自身的新息，因此貢獻(xiàn)率為95.89%，然而隨著t的增加，LnF/P的貢獻(xiàn)率越來(lái)越大，并且在六期中葉的時(shí)候超過(guò)LnTFP本身的變動(dòng)對(duì)方差的影響，并繼續(xù)上升，第十期的時(shí)候貢獻(xiàn)率為55.26%，而同時(shí)LnTFP自身的影響降為44.73%。說(shuō)明第一層次出口商品結(jié)構(gòu)的升級(jí)對(duì)于技術(shù)進(jìn)步有重要的促進(jìn)作用，而相反，技術(shù)進(jìn)步對(duì)于第一層次的結(jié)構(gòu)升級(jí)的作用相對(duì)較弱。這與之前的Granger檢驗(yàn)結(jié)果相符。

圖3是另一組變量LnTFP與LnK/L的10期方差分解。LnK/L的方差分解圖中，第一期自身的貢獻(xiàn)為100%，而LnTFP為0，但兩者的曲線逐漸相交，在第七期中葉的時(shí)候，LnTFP變動(dòng)的貢獻(xiàn)開(kāi)始超過(guò)LnK/L自身新息的作用，并且相交后兩者差距開(kāi)始拉大，第十期時(shí)，LnTFP貢獻(xiàn)率加至63.50%，而同期LnK/L將為36.50%。而LnTFP的方差分解圖則有些出人意料，圖中第一期，LnTFP新息對(duì)于自身變動(dòng)的貢獻(xiàn)是96.67%，LnK/L為3.33%，但經(jīng)過(guò)十期的發(fā)展，兩個(gè)變量變動(dòng)的貢獻(xiàn)率似乎沒(méi)有發(fā)生多大的變化，雖然仍然一個(gè)在增，一個(gè)在減，但兩者仍然差距很遠(yuǎn)，直到第十期，LnTFP自身新息對(duì)于其變動(dòng)的貢獻(xiàn)率仍有96.17%之高，而LnK/L還有3.82%。因此，通過(guò)這組方差分解的結(jié)果來(lái)看，技術(shù)水平的變化對(duì)工業(yè)制成品中資本密集型商品的相對(duì)出口有著重要的推動(dòng)作用，且隨著時(shí)間的發(fā)展，技術(shù)進(jìn)步的速度對(duì)于第二層次出口商品結(jié)構(gòu)升級(jí)的作用越來(lái)越強(qiáng)。而另一方面，雖然LnK/L也是LnTFP的Granger原因，但其對(duì)技術(shù)進(jìn)步的預(yù)測(cè)誤差的貢獻(xiàn)只有3.82%，因此，重要性相對(duì)較弱。

圖3 LnK/L與LnTFP的方差分解

4 研究結(jié)論與啟示

本文將出口商品的結(jié)構(gòu)分為工業(yè)制成品與初級(jí)品的出口之比、工業(yè)制成品中資本和勞動(dòng)要素的出口之比這兩個(gè)層次，通過(guò)對(duì)變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整分析，發(fā)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步與兩個(gè)層次的出口商品結(jié)構(gòu)升級(jí)均有長(zhǎng)期均衡的關(guān)系：從整體的擬合優(yōu)度來(lái)看，TFP分別解釋了F/P和K/L變化的94%和79%。從彈性系數(shù)來(lái)看，我國(guó)TFP的增加與我國(guó)第一層次和第二層次的出口商品結(jié)果升級(jí)均有顯著的正相關(guān)性：TFP增加1%，工業(yè)制成品與初級(jí)產(chǎn)品的比例（F/P）將上升3.85%，同樣幅度的變化會(huì)導(dǎo)致工業(yè)制成品中資本密集型產(chǎn)品的相對(duì)出口份額（K/L）上升2.03個(gè)百分點(diǎn)。說(shuō)明改革開(kāi)放以來(lái)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步與出口商品結(jié)構(gòu)的升級(jí)密切相關(guān)。

Granger因果檢驗(yàn)在協(xié)整的基礎(chǔ)上進(jìn)一步確定了變量之間的因果關(guān)系：技術(shù)進(jìn)步與第一層次的結(jié)構(gòu)升級(jí)存在單向的因果關(guān)系，第一層次的出口結(jié)構(gòu)升級(jí)帶動(dòng)了技術(shù)的進(jìn)步；而技術(shù)進(jìn)步與第二層次的結(jié)構(gòu)升級(jí)則存在雙向的因果關(guān)系，兩者之間相輔相成互相促進(jìn)。

通過(guò)對(duì)各變量建立的VAR（2）模型的方差分解，我們從更深層次研究了各變量之間這種因果關(guān)系的影響程度。第一層次的結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)技術(shù)進(jìn)步的引領(lǐng)作用隨時(shí)間逐漸增強(qiáng)。雖然技術(shù)進(jìn)步與第二層次的結(jié)構(gòu)升級(jí)之間呈雙向的因果關(guān)系，但從方差分解的結(jié)果來(lái)看，技術(shù)進(jìn)步對(duì)于第二層次的結(jié)構(gòu)升級(jí)具有更加明顯的影響。研究結(jié)論肯定了改革開(kāi)放以來(lái)我國(guó)技術(shù)變遷和貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化趨勢(shì)的一致性，并證明了技術(shù)進(jìn)步對(duì)于我國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)升級(jí)始終都具有重要的引導(dǎo)作用。

我國(guó)已經(jīng)將加快轉(zhuǎn)變對(duì)外貿(mào)易增長(zhǎng)方式、優(yōu)化進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)、擴(kuò)大具有自主知識(shí)產(chǎn)權(quán)、自主品牌的商品出口作為當(dāng)前的國(guó)策。實(shí)現(xiàn)這些目標(biāo)的關(guān)鍵就是要能夠通過(guò)加大對(duì)技術(shù)外溢的吸收和自主創(chuàng)新來(lái)實(shí)現(xiàn)社會(huì)整體的技術(shù)進(jìn)步。隨著我國(guó)傳統(tǒng)比較優(yōu)勢(shì)的逐漸喪失，技術(shù)進(jìn)步將會(huì)在優(yōu)化我國(guó)對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)方面起更為重要的作用。

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