國際貿(mào)易活動與全要素生產(chǎn)率關(guān)系的實證分析

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國際貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系是學(xué)界研究的一個熱點問題。大量的研究普遍認(rèn)為，家通過國際貿(mào)易與發(fā)達(dá)國家開展經(jīng)濟(jì)技術(shù)交流，學(xué)習(xí)發(fā)達(dá)國家的先進(jìn)技術(shù)和經(jīng)驗，吸收發(fā)達(dá)國家的技術(shù)擴(kuò)散和知識溢出，以此促進(jìn)本國的技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長。Andrew等基于美國行業(yè)數(shù)據(jù)，實證得出貿(mào)易成本下降，出口型的生產(chǎn)率明顯增長，并且進(jìn)出口活動對企業(yè)生產(chǎn)率的滯后影響顯著。李小平和朱鐘棣實證得出貿(mào)易途徑促進(jìn)了中國的TFP增長。李杏和Chan運用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)研究方法，考察外資和進(jìn)出口對中國整體技術(shù)水平的影響，結(jié)果表明FDI和技術(shù)進(jìn)步互為長期和短期因果關(guān)系，對外貿(mào)易是技術(shù)進(jìn)步的長期和短期原因。許禮生和高凌云以1978～2006年的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)實證分析表明，進(jìn)口競爭變化與TFP變化率之間具有正向關(guān)系，而且進(jìn)口競爭在國內(nèi)競爭程度較低時，對TFP的提升效應(yīng)較大。馬勝偉和何元貴采用DEA方法，運用廣東省21個地級市的投入和產(chǎn)出數(shù)據(jù)，對廣東省的TFP進(jìn)行測算，結(jié)果表明，技術(shù)進(jìn)步與出口貿(mào)易存在協(xié)整關(guān)系。

也有些學(xué)者得出了不同甚至相反的結(jié)論，認(rèn)為貿(mào)易活動并不能提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。Fu就中國制造業(yè)行業(yè)的出口和TFP增長的關(guān)系進(jìn)行了實證分析，發(fā)現(xiàn)出口并沒有顯著促進(jìn)各行業(yè)的TFP增長。何元慶運用DEA的方法，測算1986～2003年各省的技術(shù)效率、技術(shù)進(jìn)步和TFP增長，研究人力資本、進(jìn)出口及FDI對三者的影響。實證表明，人力資本和出口對技術(shù)效率的提高有正向作用,進(jìn)口負(fù)向影響技術(shù)效率，F(xiàn)DI對技術(shù)效率的影響不顯著，出口對技術(shù)進(jìn)步和TFP增長有輕微的負(fù)向影響。劉舜佳的實證結(jié)果表明,雖然短期內(nèi)FDI有助于TFP的提高,但從長期看，國際貿(mào)易和FDI弱化了我國的TFP增長。金成曉和王猛得出與劉舜佳相似但更為具體的結(jié)果，他們實證得出，F(xiàn)DI的技術(shù)溢出效應(yīng)呈倒U型，即在到達(dá)臨界點之前，外資進(jìn)入會帶來更多技術(shù)溢出，但如果超越這一臨界點更多的FDI流入反而會損害溢出的效果。

本文將國際貿(mào)易活動分為進(jìn)出口和FDI，選取中國20個省份2003~2008年數(shù)據(jù)，利用DEA方法測算各省的TFP，全面考察各個變量對TFP的影響。

二、模型設(shè)定

（一）全要素生產(chǎn)率的

全要素生產(chǎn)率(totalfactorproductivity,TFP)，是指總產(chǎn)出與綜合要素投入的比率，即每單位投入的產(chǎn)出。本文采用目前被廣泛使用的DEA方法計算所選省份的TFP。指數(shù)的計算結(jié)果代表了相對于上一年，本年TFP的增長(指數(shù)大于1)或下降(指數(shù)小于1)情況。結(jié)果如表1所示。

由表1可知，廣東省的TFP最高，6年間有5年均為1，即為最有效率的生產(chǎn)單位，其它省份以廣東省為對象，陜西、新疆、重慶等地區(qū)的TFP則相對較低，江蘇、上海、浙江的TFP一直保持較高水平。此外2005年全國生產(chǎn)率水平相對較高，黑龍江、上海、江蘇、廣東4個省份的TFP值均為1，即生產(chǎn)率水平均達(dá)到最有效狀態(tài)。

（二）模型設(shè)定和變量選擇

建立基期和滯后一期模型。基期模型是研究TFP與國際貿(mào)易即期的相互作用，通過比較知2005~2008年最有說服力，因而下文分析都以這個時間段為范圍。滯后一期模型用來研究TFP與分別滯后一期的進(jìn)口、出口、FDI的關(guān)系。為了降低截面數(shù)據(jù)可能具有的異方差，本文采用了自變量的對數(shù)形式。建立的基期模型如下：式中，i=1，2，……20；t表示年份；TFPit表示i地區(qū)t年的全要素生產(chǎn)率；IMit表示i地區(qū)t年的進(jìn)口量；EXit表示i地區(qū)t年的出口量；FDIit表示i地區(qū)t年的外商直接投資額；KRit表示i地區(qū)t年的扣除研發(fā)費用的資本存量，之所以扣除研發(fā)費用，是為了避免可能出現(xiàn)共線性；Lit表示i地區(qū)t年的是人力資本投入量；RDit表示i地區(qū)t年所投入的研發(fā)經(jīng)費；GDPit是i地區(qū)t年的生產(chǎn)總值；εit為殘差項。滯后一期的模型如下：式中，IMi(t-1)、EXi(t-1)、FDIi(t-1)分別是比TFP滯后一期的進(jìn)口額、出口額、外商直接投資，而物質(zhì)資本、人力資本、研發(fā)費用和GDP與各省TFP的即期關(guān)系密切，所以仍然采用即期數(shù)據(jù)形式。

本文所選取的20個省份的實際產(chǎn)出、進(jìn)口額、出口額、外商直接投資、資本存量和勞動力人數(shù)等數(shù)據(jù)來源于歷年的《統(tǒng)計年鑒》，R&D的數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

（三）模型檢驗——F檢驗

由于選擇的橫截面數(shù)據(jù)為20個省份，遠(yuǎn)大于時間跨度年份數(shù)，故排除隨機(jī)效應(yīng)模型。通過F檢驗確定應(yīng)選擇普通最小二乘模型還是固定效應(yīng)模型。SSEr,SSEu表示模型的殘差平方和。通過回歸得到，SSEr,=0.，SSEu=77.27561。N為20，T為4。F0.05(19,59)=1.75

F=3.07>F0.05(19,59)=1.75，故應(yīng)建立個體固定效應(yīng)模型。

三、實證研究與對比分析

（一）基期模型的結(jié)果與分析

1.基期模型回歸結(jié)果

采用可行的廣義最小二乘法(EGLS)對模型進(jìn)行回歸估計，發(fā)現(xiàn)ln(IMu)前的系數(shù)為正，ln(EXit)和ln(FDIit)前的系數(shù)為負(fù)，對2005~2008年的數(shù)據(jù)進(jìn)行基期模型的回歸，結(jié)果得出判決系數(shù)R2為0.977，說明模型的擬合優(yōu)度非常高，選擇的對數(shù)線性模型比較合適；DW統(tǒng)計量的值為1.864接近2，說明變量之間的自相關(guān)性小。此外，7個自變量除出口之外其余變量都通過了t檢驗和F檢驗，說明模型中這六個自變量與TFP均有顯著關(guān)系，而出口在此模型中與TFP關(guān)系不顯著，原因可能是選擇的時間跨度較大，出口在4年內(nèi)的變化幅度較大，因而與TFP的關(guān)系被弱化了。

2006~2008年的數(shù)據(jù)的基期模型估計結(jié)果表明：包括出口在內(nèi)的7個自變量均顯著，而且進(jìn)口、出口與TFP關(guān)系的顯著性水平明顯高于2005~2008年的回歸估計。

2.基期模型2005~2008年的回歸分析

通過上述回歸結(jié)果的比較，發(fā)現(xiàn)2005~2008年的結(jié)果最具有代表性和說服力，通過回歸得到的方程為：

TFPit=0.995+0.031ln(IMit)-0.011ln(EXit)-0.0221ln(FDIit)-0.444ln(KRit)-0.317ln(Lit)-0.007ln(R&Dit)+0.764ln(GDPit)+?茁*t其中?茁*1=-0.110，?茁*2=-0.129，?茁*3=0.080，?茁*4=0.159。

實證結(jié)果顯示進(jìn)口變量的系數(shù)為正，而出口和FDI兩個變量的系數(shù)為負(fù)，表明進(jìn)口促進(jìn)了TFP增長，在TFP增長中占有3.1%的貢獻(xiàn)率；但出口并不像Andrew等學(xué)者提出的那樣對TFP增長有促進(jìn)作用，相反與TFP呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，這可能是因為我國出口產(chǎn)品缺乏核心競爭力，也可能是由于我國尚缺乏完善的市場體系，不能夠產(chǎn)生相對完全有效的競爭機(jī)制，從而不能有效地激發(fā)提高生產(chǎn)效率的積極性；FDI弱化了TFP的增長，F(xiàn)DI的對數(shù)增加一個單位，會引起TFP下降2.2%個單位，這說明現(xiàn)階段對本國的FDI已經(jīng)超越金成曉等提出的倒U型臨界點，更多的FDI流入反而損害了技術(shù)溢出的效果。另外ln(Lit)的回歸系數(shù)是負(fù)值，這可能是由于我國各省的企業(yè)大多是勞動密集型的，勞動投入影響較小；資本投入對各省的TFP也有顯著的負(fù)相關(guān)影響，表明目前我國資本投入的質(zhì)量低、數(shù)量少，抑制生產(chǎn)率的提高；各省的生產(chǎn)總值與TFP有顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明越快的地區(qū)TFP越高。研發(fā)對TFP有一定程度的抑制作用，但二者關(guān)系較微弱，可能是由于本國的研發(fā)投入較少、研發(fā)能力不足，對技術(shù)水平的提高效果不明顯，也可能是由于人才流動等原因造成嚴(yán)重的研發(fā)溢出效應(yīng)。

（二）滯后一期模型與基本模型的比較

根據(jù)Andrew等提出的國際貿(mào)易行為對企業(yè)生產(chǎn)率的影響是一個長期過程，滯后模型采用了比TFP滯后一期的進(jìn)口、出口和FDI數(shù)據(jù)。滯后模型回歸結(jié)果顯示進(jìn)口、出口、FDI與TFP的相關(guān)性都被弱化了，不僅三個自變量的回歸系數(shù)變小，t檢驗也沒有基期模型顯著。說明貿(mào)易活動對TFP的基期影響比滯后一期影響顯著，因而通過調(diào)整貿(mào)易結(jié)構(gòu)、提高進(jìn)出口和外資引進(jìn)的質(zhì)量，較短的時間內(nèi)就可以對TFP起到顯著的促進(jìn)作用。四、結(jié)論與政策建議

通過對基期模型4個階段的實證研究，以及基期和滯后一期兩個模型的比較，發(fā)現(xiàn)進(jìn)口活動與TFP存在著顯著的正相關(guān)性，而出口和FDI則與TFP存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明國際貿(mào)易活動與全要素生產(chǎn)率之間有重要的關(guān)系。下面，就提高全要素生產(chǎn)率以促進(jìn)增長提出三方面建議：

第一，調(diào)整進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，改變長期以來的“三高一低”貿(mào)易模式。在出口方面，應(yīng)有節(jié)制地縮減勞動密集型產(chǎn)品出口,加大高新技術(shù)產(chǎn)品出口，由國際市場需要潮流來反饋本國自主創(chuàng)新的投入需求；在進(jìn)口方面，要優(yōu)化進(jìn)口關(guān)稅、配額等管制政策，對于不同的產(chǎn)品應(yīng)當(dāng)區(qū)別對待，對于奢侈品、不利于環(huán)境保護(hù)的商品、國際市場上已過專利期的落后技術(shù)等，應(yīng)提高管制力度、限制進(jìn)口。

第二，外資引進(jìn)應(yīng)由“量”向“質(zhì)”轉(zhuǎn)變，由境外投機(jī)者向戰(zhàn)略投資者轉(zhuǎn)變。重點轉(zhuǎn)向境外歐、美、日大型跨國公司，并采取優(yōu)惠政策鼓勵他們將自己的研發(fā)部門遷移到，特別是對于那些與中國有著長期合作意向的戰(zhàn)略投資者，更應(yīng)該積極地與他們達(dá)成合作意向，以充分利用他們的人力資本和創(chuàng)新資源。

第三，針對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)活動，應(yīng)該加大人力資本和研發(fā)投入。完善培訓(xùn)機(jī)制，全面提高勞動者素質(zhì)；完善研發(fā)投入機(jī)制，使得各地區(qū)研發(fā)投入發(fā)揮效用最大化；部分地區(qū)還應(yīng)當(dāng)采取相關(guān)措施減少人才流失、降低研發(fā)的溢出效應(yīng)。

(責(zé)任編輯：吳之銘）

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