貿易自由化、國際技術外溢與全要素生產率實證分析

溫馨

[提要] 根據廈門貿易自由化實際情況，運用索洛殘差法測算廈門全要素生產率，以之為被解釋變量，根據FFG方法基本原理建立計量經濟模型，以廈門研發經費、國外的技術外溢量、貨物貿易依存度、服務貿易依存度，以及實際利用外資等指標為解釋變量進行回歸分析，揭示在貿易自由化條件下廈門產業技術進步的主要影響因素，并基于計量分析結果提出促進廈門全要素生產率增長的政策建議。

關鍵詞：貿易自由化；技術外溢；全要素生產率

中圖分類號：F7 文獻標識碼：A

收錄日期：2016年1月21日

一、引言

在國際技術外溢的情形下，貿易自由化是否促進全要素生產率的增長是經驗研究的重要課題。現有的多數文獻都通過經驗研究表明，無論是對于發達國家還是發展中國家，貿易自由化背景下，多方因素均能通過包括技術外溢效應在內的多種渠道對全要素生產率產生積極作用。Coe、Helpman和Hoffmaister（1997）從彈性的角度分析發現R&D技術溢出對發展中國家TFP的作用更為明顯；Keller（1998）發現貿易伙伴國的加權平均R&D支出與本國全要素生產率呈正相關；Yeaple（2003）研究美國的生產率增長時發現，FDI在1987～1996年間拉動其經濟增長14個百分點，也就是說FDI在這一時期對美國全要素生產率的提高作用遠強于包括進口在內的其他因素。Melitz（2003）論證了貿易能夠通過優化產業內資源要素重新配置促進產業技術進步；Shepotylo和Vakhitov（2012）把服務貿易自由化作為外生變量研究其對烏克蘭TFP的影響，結果顯示服務貿易自由化程度每提高1%，企業全要素生產率就提高9%，并且這種促進關系顯著而穩健。

國內學者對全要素生產率的影響因素也有諸多理論和實證分析。李平、姜麗（2015）將貿易自由化納入國際R&D溢出模型，結果表明貿易自由化可以通過進口中間品來促進產業技術進步和技術創新。王琰、蔣先玲（2011）對我國1985～2009年的面板數據做動態檢驗，實證分析表明FDI確實能夠通過技術外溢效應推動我國經濟增長，但問題在于金融發展水平將制約這一途徑的有效性。陳景華（2014）基于新貿易理論視角采用非參數數據包絡分析法測算我國服務業分行業的TFP，結果表明服務貿易與服務業TFP有長期穩定且顯著正相關關系。

上述研究的角度各有側重，所研究的方法和參考資料也各有不同，這些都對本文的研究有重要的參考價值。本文以Eviews7.2為研究工具，以《廈門經濟特區年鑒》、國家統計局以及聯合國數據庫網站提供的2000～2012年的數據為基礎，建立相應的計量模型，研究國際技術外溢對廈門產業技術進步的影響關系。

二、模型設定以及變量處理

（一）計量模型。在貿易自由化過程中，現有大量的內生增長理論分析和經驗研究表明，影響TFP的主要因素包括國內的研發（R&D）、人力資本、制度、規模經濟效應以及貿易伙伴國的知識外溢、外國投資、貨物貿易開放度、服務貿易開放度等重要因素。根據廈門貿易自由化的實際情況，本文選取廈門自身的研發、發達國家貿易伙伴的知識外溢、FDI、貨物貿易開放度和服務貿易開放度五個主要因素建立與廈門市全要素生產率的計量模型，通過分析這些因素之間可能存在的相關關系，進一步對模型解釋變量進行優選，分析各因素對廈門全要素生產率的影響。首先建立（1）式所表示的基本計量經濟模型。

模型中的各解釋變量定義：RD（研發經費支出R&D/GDP）代表單位總產出的研發強度；SP（國外的技術外溢量SPILL/GDP）表示單位總產出接受的外國知識量；GT（貨物進出口總額/GDP）是貨物貿易依存度；ST（服務進出口總額/GDP）是服務貿易依存度；FD（實際利用外資額FDI/GDP）表示廈門資本市場的開放度。根據各解釋變量的定義可知，模型的各解釋變量都是單位GDP的數量，這樣定義是因為不具有量綱的解釋變量可使各解釋變量同被解釋變量TFP具有相同的量綱屬性，同時提高各變量的平穩性并降低模型的異方差特征。

（二）兩個重要變量的計算及各變量的數據處理。根據建立的計量模型（1），可見作為模型被解釋變量的廈門全要素生產率和發達國家貿易伙伴的技術外溢變量需要計算得出。

1、根據索洛殘差法測算廈門市全要素生產率。假設廈門整體經濟的生產函數為柯布-道格拉斯生產函數Y=AK？琢L？茁。Y為總產出，A為全要素生產率，K為資本存量，L為勞動力總量，α和β分別為資本和勞動對產出的貢獻份額，且規模報酬不變（α+β=1），則單位勞動產出為y=Y/L=Akα，單位勞動資本存量為k=K/L，對生產函數取對數整理得式（2）：

采用這一方法測算TFP的關鍵是計算資本存量K。近些年諸多國內學者給出各自的測量方法，一般都是在永續盤存法的基礎上加以改良。如式（3）：

式中，Kt表示第t年年末實際資本存量；It表示第t年名義投資；Pt為資本投資的價格指數，由于缺乏完整的固定資產投資價格指數序列，本文采用與固定資產價格指數具有較強的相關性和趨同性的居民消費價計算；δ為折舊率。由于廈門市的固定資產折舊和初始資本存量數據缺失等一些特殊情況，資本存量K的具體計算方法是借鑒黃巧敏（2011）的計算方法并加以修正。同樣選取1990年為基期，則有：

基期廈門資本存量=（基期廈門固定資產投資/基期全國固定資產投資）×基期全國資本存量

基期廈門資本存量=（基期廈門GDP/基期全國GDP）×基期全國資本存量

根據2015年版《廈門經濟特區年鑒》選取1990年廈門固定資產投資17.5567億元，基期廈門GDP為57.0860億元，根據國家統計局官方網站公布的數據，1990年全國固定資產投資和GDP分別為4，517億元和18，774.3億元。基期我國的資本存量數據（84，451.97億元）取自何楓、陳榮、何林（2003）的計算結果。結合廈門的實際情況設折舊率為9.6%。1990年廈門資本存量的計算結果292.518億元。再根據2015年《廈門經濟特區年鑒》提供的支出法地區生產總值（GDP）即總產出Y以及勞動力總量L（年末從業人員數）的數據折算成1990年為基期的數據建立4個AR模型以消除模型的自相關，模型估計結果見表1。（表1）比較發現模型C整體擬合效果更好且比較符合廈門的實際情況，因此采用模型C。相應的計算結果為：α=0.6629，？茁=0.3371。

2、技術外溢變量SPILL以及解釋變量SP的計算。根據Falvey、Foster和Greenway（2002）在綜合前人研究成果的基礎上，提出了6種度量知識外溢變量的方法，詳見表2。其中，下標d表示商品的出口國，r表示商品的進口國，t表示時間。Kdt為知識外溢國的R&D資本存量。Mdrt為知識接受國從溢出國進口的商品量，Mrt為知識接受國的商品進口總額；Qrt為知識接受國的總產出，Qdt為知識外溢國的總產出。上標***、**和*分別表示估計系數在1%、5%和10%的顯著性水平通過了t檢驗。研究結果表明：方法1、5存在缺陷，因為知識外溢效應為負值，這可能同現實不相符；無論知識在溢出國屬于公共品還是私人品，在接受國屬于公共品的知識比屬于私人品的知識具有更大的知識外溢效應。FFG方法同時表明，不同類型國家的經濟發展階段是不同的，不同方法測度的結果未必一定相同。因此，測算廈門技術外溢變量要結合廈門經濟實際情況，下面具體說明廈門技術外溢變量的測算方法選擇。（表2）

第一，選擇技術外溢國。技術外溢國一般是指發達國家貿易伙伴，因為只有發達國家才具有較高的研發投入和研發資本存量。本文綜合考慮2000～2012年廈門同貿易伙伴國的貿易量以及數據完整性，本文選擇了排在廈門進出口總額前列的11大發達國家作為技術外溢國，分別是美國、日本、德國、澳大利亞、英國、加拿大、荷蘭、法國、意大利、西班牙和新西蘭。

第二，計算技術外溢國和全世界的實際GDP。本文以1990年為基期，根據技術外溢國和全世界1990年的名義GDP以及各年的增長率，計算技術外溢國和全世界的實際GDP。

第三，計算技術外溢國各年的實際R&D經費支出。即用上一步所得各國實際GDP乘以1990年之后各國R&D經費占國民收入的比重。

第四，計算技術外溢國的實際R&D資本存量即Kdt。方法與計算廈門基期資本存量的方法類似，只是這里按照國際上的通行做法，令δ=5%，再帶入1990年各國的R&D資本存量和后面各年的R&D經費投入量的數據至式（3）。

第五，根據以當年美元價格計算的進口額，使用當年人民幣兌換美元的平均價格GDP價格指數，計算出以1990年為基期和以人民幣衡量的進口額。

第六，根據表2中的公式計算技術外溢變量SPILL的值。即分別帶入為廈門從各國的進口量Mdrt，廈門的進口總額Mrt，各國研發的實際資本存量Kdt，廈門的實際GDP Qrt以及為世界實際GDP Qdt。可以計算出6種方法下的技術外溢變量SPILL的值，如表3所示。（表3）

第七，計算解釋變量SP的值。SPILL的數據與廈門實際GDP的數據可以計算出解釋變量SP的值。為保持單位統一，使用1990年美元兌換人民幣的年平均價格4.7832元人民幣/美元將上述各變量換算為以人民幣為計價單位的數值。

3、其他解釋變量的數據來源和數據處理。解釋變量RD、GT、ST和FD的定義可參見前文具體闡述，這里只說明相應數據的來源和處理。本文在進行研發經費支出R&D的可比價格調整時，使用當前國內外大多數學者計算實際R&D經費支出的假設“名義R&D支出/名義GDP=實際R&D支出/實際GDP=θRD”來計算解釋變量RD、GT、ST和FD的數據，即利用GDP價格指數對各名義變量進行價格調整。原始數據來自歷年《廈門經濟特區年鑒》。將全部計算結果匯總于表4。（表4）

三、模型回歸分析

（一）各變量的簡單相關系數分析。如前所述，FFG模型的6種方法并非全部適用于廈門經濟，為確定各計算方法對廈門經濟的適用性以及消除各解釋變量間可能存在的多重共線性問題，現對各變量取自然對數，得到表5所示的相關系數矩陣。（表5）

該相關系數矩陣表明：（1）lnTFP分別同lnSP1、lnSP2、lnSP5和lnSP6的相關系數為負值，但技術外溢效應不可能是負值，說明上述衡量技術外溢效應的方法1、2、5和6不適合廈門市的情況，但lnTFP同lnSP4的相關系數小于0.1，因此舍棄方法4，使用方法3分析廈門接受發達國家貿易伙伴的技術外溢效應；（2）在包括lnSP3的全部解釋變量中，lnRD分別同lnST和lnFD之間具有較高的相關系數，lnGT分別同lnST、lnFD和lnSP3之間具有較高的相關系數。因此，如果將lnRD、lnGT、lnST、lnFD和lnSP3全部放入模型估計很可能會出現嚴重的多重共線性問題，需要對進入模型的變量做篩選。

（二）時間序列平穩性的單位根檢驗。對被解釋變量lnTFP以及解釋變量lnRD、lnGT、lnST、lnFD和lnSP3進行時間序列平穩性的ADF單位根檢驗，結果表明：（1）解釋變量lnRD、lnSP3和lnGT在5%的顯著性水平下是一階單整序列，lnST在1%的顯著性水平下是一階單整序列。而被解釋變量lnTFP一階差分的ADF值為-1.512857，其p值為0.1171，在比較接近10%的顯著性水平下能通過t檢驗，如果適當放寬顯著性水平，可以認為被解釋變量lnTFP也是一階單整序列。因此，被解釋變量lnTFP與解釋變量lnRD、lnSP3、lnGT和lnST等變量之間可進行協整分析；（2）解釋變量lnFD在5%的顯著性水平下是零階單整序列，不能同模型中的其他變量之間進行協整分析。分析廈門利用外資的規模同主要經濟增長指標之間的不協調性，可能是因為廈門利用外商直接投資在2001年之后較之前年度具有較大幅度的下降，并沒有同廈門經濟維持同步增長，而是具有更大的隨機性。此外，2003年開始廈門采用新口徑統計實際利用外資金額，這種統計口徑的調整可能也會有一定影響。同時，結合相關分析結果可見，廈門利用外資的因素lnFD同全要素生產率lnTFP這個因素之間具有負相關的特征，表明廈門利用外資對于其產業技術進步具有逆向的消極影響，即廈門利用外資對產業技術進步具有“擠出”效應，這一點同當前有關地區的部分研究結論是一致的。

（三）協整分析和Granger因果檢驗。將被解釋變量lnTFP分別同解釋變量lnRD、lnSP3、lnGT和lnST進行協整分析，結果如表6。可見，lnTFP與lnRD之間存在長期穩定的均衡關系，lnRD的系數達到了0.1688的較大值，而且通過了1%顯著性水平的t檢驗，這表明廈門自身單位總產出的研發（即廈門自身的研發強度）是促進其產業技術進步的一個重要因素，這同內生增長理論的結論完全一致。lnTFP與lnSP3之間也存在長期穩定的均衡關系，lnSP3的系數值相對較大，達到了0.4253，它通過了5%顯著性水平的t檢驗，這表明在廈門的貿易自由化過程中，廈門經濟通過接受發達國家貿易伙伴國的技術外溢對于促進其產業技術進步具有重要的影響，這同國際技術外溢理論的結論完全一致。同時，lnTFP與lnGT之間同樣存在長期穩定的均衡關系，lnGT的系數值相對較大，達到了0.5202，它也是通過了5%顯著性水平的t檢驗，這表明在廈門的貿易自由化過程中，廈門貨物貿易自由化程度和產品市場開放程度的提高能夠促進其產業技術進步，說明貿易自由化通過提高貿易國產品市場的競爭程度來促進產業技術進步的機制是一致的。

而lnTFP與lnST之間并不存在長期穩定的均衡關系，這表明廈門在貿易自由化過程中，雖然服務貿易的發展不會直接影響產業技術進步，但由于廈門自身的研發是其產業技術進步的重要促進因素，而服務貿易的發展會對其自身的研發帶來負面效應，因此間接給產業技術進步帶來負面影響。（表6）

由表6模型殘差檢驗結果可知，模型4不協整，在此基礎上做滯后期為2的Granger因果關系檢驗，結果表明，這些變量之間不存在Granger因果關系。綜合上述分析，經過變量優選后的模型（1）的解釋變量可以有3個：lnRD、lnSP3和lnGT，但因lnSP3和lnGT之間高度相關，如果這兩個變量同時進入模型，則必然會產生嚴重的多重共線性問題。因此，lnSP3和lnGT之間只能選擇一個作為解釋變量。模型（1）的估計結果如表7。（表7）

通過比較3個模型可見在模型（1C）中，由于該模型存在嚴重的多重共線性問題，解釋變量lnSP3的系數沒有通過10%顯著性水平的t檢驗，解釋變量lnGT的系數顯著性較模型（1A）相對下降，因此舍去模型（1C）。比較模型（1A）和模型（1B）可見，從R2、調整R2、F值和模型殘差的ADF單位根檢驗結果來看，模型（1A）比模型（1B）更好，因此選擇模型（1A）作為模型（1）的最終估計結果。回歸方程如下：

lnTFP=-2.7026+0.1766lnRD+0.5639lnGT （4）

（-7.1151） （8.2214） （7.8314）

R2=0.92 調整R2=0.91 F=60.06 D.W.=1.48

采用懷特檢驗得到模型懷特統計量nR2=13×0.1966=2.5558，它小于5%顯著性水平下自由度為4的？字2分布的臨界值？字20.05=9.49，故接受同方差性的原假設，即模型（1A）不存在異方差性。由于模型（1A）的解釋變量個數為2（不包括截距項），觀測值為13，查表得到，在1%顯著性水平上dL=0.616，dU=1.261，而D.W.=1.48，大于dU=1.261，說明模型（1A）不存在一階自相關性。各項檢驗結果均表明模型（1A）較為合理。

四、結論及政策建議

本文利用2000～2012年廈門對外貿易的時間序列數據，研究國際技術外溢對廈門全要素生產率的影響，結果表明：（1）廈門單位產出的研發經費支出即研發強度RD對全要素生產率TFP具有積極的影響，研發強度的增長率每提高1%，全要素生產率的增長率會平均提高大約0.17%；（2）代表廈門產品市場開放程度的貨物貿易依存度GT對全要素生產率TFP也具有積極的影響，貨物貿易依存度每增長1%，全要素生產率的增長率會平均提高大約0.54%，它的影響比研發強度的影響要大得多。而廈門服務貿易的發展會對其自身的研發帶來負面效應，其中的原因可能是廈門發展服務貿易過程中由于服務業向低技術水平方向擴張降低了經濟資源的有效利用程度，擠占了開展研發活動的經濟資源，從而給研發活動帶來較大負面影響。

基于對回歸結果的分析提出以下三點建議：第一，提高自身研發強度。研發投入對促進廈門全要素生產率提高有至關重要的作用，為此廈門應該加強自身研發強度，全方位提高自身的科研能力和技術水平，從而更好地同發達國家貿易伙伴的技術進行對接；第二，優化貿易開放結構。在高技術領域努力加強同發達國家之間的經貿關系，繼續通過擴大產品市場的開放度來促進產業技術進步，具體措施包括通過廈門自貿區建設來加強同技術先進貿易伙伴之間的高新技術（中間）產品貿易；第三，形成有利于促進產業技術進步的服務貿易格局。廈門服務貿易之所以對提高全要素生產率有很大的隨機性，是由于其此前一直處在成長的初級階段，本身技術水平較低，無法直接分享國際技術外溢效應的積極影響。制定相關政策促使服務貿易機構高端化，形成有利于促進產業技術進步的服務貿易格局具有實際價值，打造品牌效應。

主要參考文獻：

[1]Melitz.The Impact of Trade on Intra‐Industry Reallocations and Aggregate Industry Productivity[J].Econometrica，2003.71.6.

[2]王琰，蔣先玲.金融發展對FDI溢出效應的影響——基于人力資本流動視角的分析[J].財貿經濟，2011.5.

[3]陳景華.服務業全要素生產率與服務貿易出口——基于新新貿易理論的視角[J].山東財經大學學報，2014.1.