華廣敏

（天津機(jī)電職業(yè)技術(shù)學(xué)院 財(cái)經(jīng)與工商管理系，天津 300131）

近年來(lái)，經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程不斷加強(qiáng)，任何一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展都離不開(kāi)與其他國(guó)家的密切合作。在世界產(chǎn)業(yè)分工體系調(diào)整過(guò)程中，發(fā)達(dá)國(guó)家因成本快速上漲，將全球產(chǎn)業(yè)鏈中的低端環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)移到成本相對(duì)低廉的發(fā)展中國(guó)家，而將核心制造技術(shù)和核心產(chǎn)業(yè)技術(shù)留在國(guó)內(nèi)并實(shí)行對(duì)外嚴(yán)格控制。這些產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移是否促進(jìn)東道國(guó)技術(shù)效率的提高，需要重新測(cè)度。本文通過(guò)對(duì)OECD國(guó)家數(shù)據(jù)進(jìn)行考察，運(yùn)用隨機(jī)前沿技術(shù)實(shí)證分析服務(wù)業(yè)開(kāi)放對(duì)不同發(fā)展水平國(guó)家技術(shù)效率的影響。

一、文獻(xiàn)綜述

20世紀(jì)70年代后隨著西方國(guó)家服務(wù)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，一些學(xué)者開(kāi)始對(duì)服務(wù)業(yè)自由化與國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系進(jìn)行研究。Francois（1990）、Rivera-Batiz FL和Rivera－Batiz LA（1992）從分工和專業(yè)化的角度分析服務(wù)業(yè)FDI有助于促進(jìn)東道國(guó)分工，提高制造業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率。Markusen等（1989，1990）運(yùn)用比較靜態(tài)模型研究發(fā)現(xiàn)服務(wù)業(yè)FDI自由化提高了利用其作為中間投入的最終產(chǎn)品部門(mén)的生產(chǎn)力，有利于增加?xùn)|道國(guó)的福利。江靜、劉志彪和于明超（2007）分析了服務(wù)業(yè)促進(jìn)制造業(yè)效率提升的機(jī)理。這些研究為服務(wù)業(yè)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和技術(shù)效率提高機(jī)理研究打下了理論基礎(chǔ)。

在實(shí)證研究方面，目前文獻(xiàn)還相當(dāng)有限。OECD（2006）研究表明服務(wù)市場(chǎng)開(kāi)放所引起的技術(shù)轉(zhuǎn)移和擴(kuò)散效應(yīng)能促進(jìn)所有經(jīng)濟(jì)部門(mén)的生產(chǎn)率；Javorcik等（2006）認(rèn)為服務(wù)業(yè)FDI會(huì)促進(jìn)企業(yè)效率的提升；莊麗娟（2007）認(rèn)為，服務(wù)貿(mào)易可通過(guò)物質(zhì)資本積累效應(yīng)等途徑影響一國(guó)的技術(shù)進(jìn)步。江錦凡（2004）、陳景華（2010）、施永（2011）等學(xué)者實(shí)證分析了中國(guó)服務(wù)業(yè)利用外資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系。此外，Mary Amiti等（2004）、Egger（2001）、Fernandes Ana M.和Paunov Caroline（2008）、沈坤榮、耿強(qiáng)（2001）研究了服務(wù)業(yè)國(guó)際轉(zhuǎn)移對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。這些實(shí)證分析都充分證明了服務(wù)業(yè)開(kāi)放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及制造業(yè)效率的促進(jìn)作用。

綜上所述，雖然國(guó)內(nèi)外已有研究對(duì)服務(wù)業(yè)開(kāi)放問(wèn)題進(jìn)行了較多關(guān)注，但關(guān)于不同發(fā)展水平國(guó)家服務(wù)業(yè)開(kāi)放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及制造業(yè)效率影響的研究較少。本文嘗試使用隨機(jī)前沿模型，對(duì)服務(wù)業(yè)開(kāi)放水平對(duì)技術(shù)效率的影響進(jìn)行實(shí)證分析。

二、實(shí)證研究

（一）隨機(jī)前沿技術(shù)

隨機(jī)前沿方法從20世紀(jì)70年代末開(kāi)始被廣泛應(yīng)用于生產(chǎn)率分析，目前在實(shí)踐中應(yīng)用最廣泛的是由Battese等（1992，1995）發(fā)展起來(lái)的隨機(jī)前沿技術(shù)，根據(jù)研究時(shí)間和重點(diǎn)不同，可分為Battese等（1992）和Battese等（1995）兩個(gè)模型。

面板數(shù)據(jù)的隨機(jī)前沿模型的基本形式為：

其中，yit表示i國(guó)t時(shí)期的實(shí)際產(chǎn)出；xit表示i國(guó)t時(shí)期的投入要素；βi為待估參數(shù)；f（.）表示生產(chǎn)技術(shù)的確定性前沿，也即在現(xiàn)有技術(shù)水平下能實(shí)現(xiàn)的最大產(chǎn)出。該模型的特征是具有復(fù)合誤差結(jié)構(gòu)。vit為一般的隨機(jī)誤差項(xiàng)，假定vit～iidN（0，）；uit是一個(gè)非負(fù)隨機(jī)誤差變量，呈半正態(tài)分布，即uit～iidN＋（0，）；vit與uit相互獨(dú)立，且與解釋變量不相關(guān)。

Battese等（1977）根據(jù)誤差項(xiàng)的性質(zhì)設(shè)定了如下的方差參數(shù)：

用γ來(lái)檢驗(yàn)復(fù)合誤差項(xiàng)中技術(shù)無(wú)效項(xiàng)所占比例，作為判斷模型設(shè)定是否合理的參考指標(biāo)。

當(dāng)涉及較長(zhǎng)時(shí)期的面板數(shù)據(jù)時(shí)，需要適當(dāng)考慮時(shí)間因素對(duì)技術(shù)效率的影響。因此，Battese等（1992）在假定ui服從截?cái)嗾龖B(tài)分布的基礎(chǔ)上，將技術(shù)非效率隨時(shí)間變化的表達(dá)式表示如下：

其中，η反映時(shí)間變化對(duì)技術(shù)效率變遷的影響，而η＞0，η＝0和η＜0分別表示技術(shù)效率隨時(shí)間遞增、不變和遞減。該模型沿用了Battese等（1977）設(shè)定的參數(shù)γ來(lái)檢驗(yàn)技術(shù)非效率是否存在。

依據(jù)Battese等（1992）模型，可以計(jì)算出樣本的平均技術(shù)效率以及每個(gè)個(gè)體的技術(shù)效率，但卻無(wú)法解釋樣本個(gè)體之間的技術(shù)效率差異。為此，Battese等（1995）依據(jù)Kumbhakar等（1991）及Reifschneider等（1991）的思路及其提出的“一步法”估計(jì)技術(shù)做了進(jìn)一步改進(jìn)，使其能夠定量分析出外生因素對(duì)個(gè)體技術(shù)效率的影響。

Battese等（1995）模型設(shè)定技術(shù)非效率誤差uit服從均值mit的截?cái)嗾龖B(tài)分布，也就是uit～iidN＋（mit），且 mit由下式確定：

其中，mit表示技術(shù)非效率，Zit是一組用來(lái)解釋個(gè)體之間技術(shù)非效率的外生因素，δ為待估參數(shù)。該模型仍用參數(shù)γ來(lái)檢驗(yàn)技術(shù)非效率是否存在。

隨機(jī)前沿模型的一個(gè)重要方面是能夠計(jì)算出技術(shù)效率，也就是某個(gè)經(jīng)濟(jì)體實(shí)際所處的生產(chǎn)曲線同技術(shù)前沿之間的距離。依據(jù)Farrell（1957）給出的技術(shù)效率的含義，可以定義i國(guó)在t時(shí)期的技術(shù)效率為樣本中該國(guó)產(chǎn)出的期望與隨機(jī)前沿的期望的比值，即：

（二）模型設(shè)定

假設(shè)各國(guó)的生產(chǎn)函數(shù)為柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，根據(jù)1995年Battese和Coelli提出的模型，本文的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型可以表示如下：

其中，Y為產(chǎn)出，L為勞動(dòng)力，K為資本存量；a為相應(yīng)的彈性系數(shù)；vit～iidN（0，）；uit～iidN＋（mit，），其中mit＝Zitδ＋εit，且εit～N＋（0）。特別地，借鑒Battese等（1995）模型的做法，我們將進(jìn)一步分析代表服務(wù)業(yè)開(kāi)放程度的變量對(duì)技術(shù)非效率的影響，即：

其中，mit表示技術(shù)非效率，服務(wù)業(yè)開(kāi)放度變量用TRAit和FDIit表示（TRAit表示外貿(mào)依存度，F(xiàn)DIit表示外資依存度），CVit為控制變量，從而更為客觀地反映現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中服務(wù)業(yè)開(kāi)放與國(guó)家技術(shù)效率的關(guān)系。

將式（6）取對(duì)數(shù)，則得到：

其中，y為產(chǎn)出，l為勞動(dòng)力投入，k為資本投入，其余符號(hào)的含義同上。

將式（7）和式（8）結(jié)合起來(lái)，同時(shí)利用式（2）和式（5），就構(gòu)成了本文用于測(cè)算和分析各國(guó)技術(shù)效率的隨機(jī)前沿模型。

（三）變量說(shuō)明及數(shù)據(jù)處理

本文選取OECD19個(gè)國(guó)家作為樣本①，樣本區(qū)間為1995－2010年。產(chǎn)出Y選取以2005年不變價(jià)格和不變匯率進(jìn)行折算的實(shí)際GDP值，數(shù)據(jù)來(lái)源于UNCTAD Statistics數(shù)據(jù)庫(kù)；勞動(dòng)力投入L采用各國(guó)的全部從業(yè)人員數(shù)來(lái)衡量，數(shù)據(jù)來(lái)源于OECD數(shù)據(jù)庫(kù)。資本投入K采用資本存量來(lái)衡量，資本存量的估算采用常用的永續(xù)盤(pán)存法，其公式為：Kt＝（1－δt）Kt－1＋I(xiàn)t／Pt。其中，It／Pt為2005年不變價(jià)格平減的固定資本形成總額。在遞推計(jì)算時(shí)，采用單豪杰（2008）的做法：（1）1970年的資本存量用各國(guó)1970年的固定資本形成總額（2005年不變價(jià)）②除以折舊率與1971－1975年間的固定資本形成總額年平均增長(zhǎng)率之和得到③，固定資本形成總額數(shù)據(jù)來(lái)源于UNCTAD Statistics數(shù)據(jù)庫(kù)。（2）折舊率δt各國(guó)統(tǒng)一采用10.96%。

服務(wù)業(yè)開(kāi)放不僅會(huì)提高服務(wù)業(yè)自身效率，還可以直接促進(jìn)制造業(yè)效率的提高，進(jìn)而提高整個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)效率。服務(wù)業(yè)開(kāi)放程度包括了外貿(mào)依存度（TRA）和外資依存度（FDI）。本文采用各國(guó)當(dāng)年人均服務(wù)貿(mào)易額作為衡量服務(wù)業(yè)外貿(mào)依存度的指標(biāo)，數(shù)據(jù)來(lái)源于OECD數(shù)據(jù)庫(kù)。采用各國(guó)外商直接投資流入總量代替服務(wù)業(yè)FDI④，數(shù)據(jù)來(lái)源于UNCTAD Statistics數(shù)據(jù)庫(kù)。服務(wù)業(yè)開(kāi)放數(shù)據(jù)均平減為2005年不變價(jià)格。

控制變量采用國(guó)內(nèi)工業(yè)生產(chǎn)總值來(lái)表示，用來(lái)反映一國(guó)的工業(yè)發(fā)展水平和規(guī)模，數(shù)據(jù)來(lái)源于UNCTAD Statistics數(shù)據(jù)庫(kù)。工業(yè)是一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿椭匾d體，對(duì)一國(guó)技術(shù)效率的提高起著重要推動(dòng)作用。

（四）模型估計(jì)及評(píng)價(jià)

運(yùn)用Frontier4.1軟件對(duì)上述模型進(jìn)行估計(jì)，可得到參數(shù)的極大似然估計(jì)值，如表1。其中，模型一是在沒(méi)有考慮效率影響因素情形下的隨機(jī)前沿模型估計(jì)結(jié)果；模型二則是在考慮了服務(wù)業(yè)開(kāi)放水平對(duì)效率的影響之后得到的估計(jì)結(jié)果。

模型的檢驗(yàn)：判斷上述模型設(shè)定是否合理，可以考慮如下兩方面：（1）考察復(fù)合誤差項(xiàng)中技術(shù)無(wú)效項(xiàng)所占的比例，即γ的大小。當(dāng)γ接近于0時(shí)，說(shuō)明實(shí)際產(chǎn)出與可能最大產(chǎn)出的差距主要來(lái)源于純隨機(jī)因素，采用OLS法估計(jì)參數(shù)即可；當(dāng)接近于1時(shí)，說(shuō)明誤差主要來(lái)源于技術(shù)無(wú)效因素的影響，此時(shí)采用隨機(jī)前沿模型估計(jì)參數(shù)更合理。從表1知，兩個(gè)模型的g值分別為0.9929和0.9999，均在1%的顯著性水平上拒絕了g＝0的原假設(shè)，表明實(shí)際產(chǎn)出與可能最大產(chǎn)出的差距主要來(lái)源于技術(shù)無(wú)效因素。（2）采用基于模型的極大似然函數(shù)設(shè)計(jì)的廣義似然比（LR）檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，進(jìn)一步識(shí)別和檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，如?。LR檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算公式是：

其中，L（H0）和L（H1）分別是原假設(shè)和備擇假設(shè)下的模型似然函數(shù)值。在原假設(shè)成立的條件下，LR統(tǒng)計(jì)量服從混合卡方分布而非單個(gè)卡方分布（Coelli，1995），自由度為約束條件的個(gè)數(shù)。

表1 隨機(jī)前沿模型參數(shù)的極大似然估計(jì)結(jié)果

由表2對(duì)模型一中各參數(shù)的廣義似然比（LR）檢驗(yàn)結(jié)果得知，樣本數(shù)據(jù)存在技術(shù)無(wú)效性，說(shuō)明建立隨機(jī)前沿模型是合理的（原假設(shè)H0：γ＝μ＝η＝0被拒絕）；技術(shù)非效率是隨時(shí)間而發(fā)生變化的（原假設(shè)H0：μ＝η＝0和H0：η＝0都被拒絕）；技術(shù)無(wú)效項(xiàng)服從截?cái)嗾龖B(tài)分布是比較穩(wěn)健的（原假設(shè)H0：μ＝0被拒絕）?？傊?，技術(shù)無(wú)效項(xiàng)服從截?cái)嗾龖B(tài)分布在1%的顯著性水平上是穩(wěn)健的，技術(shù)非效率隨時(shí)間而變化在統(tǒng)計(jì)上高度顯著，有必要對(duì)技術(shù)非效率隨時(shí)間變化的原因作進(jìn)一步分析。因此，我們進(jìn)一步考慮了外生的服務(wù)業(yè)開(kāi)放度對(duì)技術(shù)非效率的影響，構(gòu)建了模型二。從表2對(duì)模型二的檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，LR檢驗(yàn)在1%的顯著性水平上拒絕了原假設(shè)H0：γ＝δ0＝δ1＝δ2＝0，說(shuō)明模型中包含外生的技術(shù)非效率影響因素是合理的，而且外生的服務(wù)業(yè)開(kāi)放程度對(duì)技術(shù)非效率的影響顯著（原假設(shè)H0：δ1＝δ2＝0被拒絕）。下面我們主要考察模型二所揭示的經(jīng)濟(jì)含義。

表2 模型的假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

從模型二的基本方程可以看出，勞動(dòng)力投入和資本投入的系數(shù)分別為0.4344和0.5307，說(shuō)明這兩項(xiàng)基本投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均有積極的作用。資本投入的系數(shù)大于勞動(dòng)力投入，說(shuō)明OECD國(guó)家是資本推動(dòng)型的，物質(zhì)資本在OECD國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中仍然具有不可替代的作用，對(duì)推動(dòng)技術(shù)前沿的正向移動(dòng)有積極的貢獻(xiàn)。資本和勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性之和略小于1，不具備規(guī)模報(bào)酬特征，可能由于OECD發(fā)達(dá)國(guó)家的產(chǎn)出一半以上是服務(wù)業(yè)，服務(wù)業(yè)一般不具備規(guī)模報(bào)酬特征。

模型二的技術(shù)無(wú)效方程中，外貿(mào)依存度和外資依存度變量的系數(shù)均為負(fù)，且在1%的水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明兩變量均對(duì)各國(guó)的技術(shù)效率有正向影響效應(yīng)。特別地，δ1＝－0.0418，意味著如果OECD國(guó)家內(nèi)進(jìn)行外商直接投資增加一個(gè)單位，在其他因素不變的情況下，該國(guó)的技術(shù)效率會(huì)提高4.18%。δ2＝－0.2490，意味著如果OECD國(guó)家服務(wù)貿(mào)易增加一個(gè)單位，在其他因素不變的情況下，相同條件下該國(guó)的技術(shù)效率會(huì)提高24.9%。δ3＝－0.1630，意味著如果OECD國(guó)家國(guó)內(nèi)工業(yè)生產(chǎn)總值增加一個(gè)單位，在其他因素不變的情況下，該國(guó)的技術(shù)效率會(huì)提高16.3%?？梢?jiàn)，服務(wù)業(yè)開(kāi)放對(duì)國(guó)家技術(shù)效率的提高具有明顯的促進(jìn)作用，特別是服務(wù)貿(mào)易的影響尤為明顯，原因是OECD國(guó)家之間的貿(mào)易往來(lái)較頻繁，特別是大部分OECD國(guó)家都是歐盟成員，國(guó)家間的貿(mào)易實(shí)行零關(guān)稅，所以進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響較大，特別是由貿(mào)易所帶來(lái)的先進(jìn)的技術(shù)和產(chǎn)品對(duì)國(guó)內(nèi)技術(shù)起到極大的促進(jìn)作用。此外，OECD成員國(guó)的工業(yè)基礎(chǔ)一般較強(qiáng)（如德國(guó)、美國(guó)等），工業(yè)發(fā)展對(duì)國(guó)家的技術(shù)效率的提高起著直接的推動(dòng)和促進(jìn)作用。δ0顯著為正，這說(shuō)明在服務(wù)業(yè)開(kāi)放度之外，仍有一些導(dǎo)致技術(shù)無(wú)效的因素存在，比如全球價(jià)值鏈分工的模式可能對(duì)技術(shù)效率的提升有一定的制約作用。

三、技術(shù)效率水平的測(cè)算結(jié)果及國(guó)家間差異分析

運(yùn)用Frontier4.1軟件，計(jì)算出各國(guó)每年的技術(shù)效率，其結(jié)果顯示各國(guó)每年的技術(shù)效率均小于1，說(shuō)明各國(guó)的生產(chǎn)點(diǎn)均位于生產(chǎn)前沿之下，生產(chǎn)過(guò)程存在技術(shù)無(wú)效性。下面將OECD國(guó)家分為最發(fā)達(dá)國(guó)家、中等發(fā)達(dá)國(guó)家、新興經(jīng)濟(jì)國(guó)家、發(fā)展中國(guó)家⑤，對(duì)不同發(fā)展水平國(guó)家間技術(shù)效率特征進(jìn)行分析。

（一）不同發(fā)展水平國(guó)家間技術(shù)效率特征分析

世界平均技術(shù)效率在1995－2010年間呈上升趨勢(shì)，1995年技術(shù)效率最低值為0.6882，2007年達(dá)到最高值0.7254，隨后由于經(jīng)濟(jì)危機(jī)出現(xiàn)下降，其間技術(shù)效率的平均值為0.7081，這和世界經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)基本一致（如圖1）。

圖1 不同發(fā)展水平國(guó)家間技術(shù)效率差異分析

從圖1看，不同發(fā)展水平國(guó)家的技術(shù)效率有所不同，最發(fā)達(dá)國(guó)家、中等發(fā)達(dá)國(guó)家、新興經(jīng)濟(jì)國(guó)家、發(fā)展中國(guó)家技術(shù)效率依次呈遞減狀態(tài)，技術(shù)效率均值分別為0.8279、0.6809、0.4778、0.4249。發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家的技術(shù)效率均值相差0.403，差距近1倍。

從時(shí)間上看，除了2009年由于受到經(jīng)濟(jì)危機(jī)的沖擊各國(guó)受到不同程度影響外，整體上各國(guó)技術(shù)效率呈上漲趨勢(shì)：最發(fā)達(dá)國(guó)家和中等發(fā)達(dá)國(guó)家的技術(shù)效率分別從1995年的0.8169和0.6507上升到2007年的0.8421和0.7022，上升幅度分別為5.41%和3.08%。新興經(jīng)濟(jì)國(guó)家從1998年亞洲金融危機(jī)時(shí)的最低值0.4173上升至2010年的最高值0.5391，上升幅度為26.3%。發(fā)展中國(guó)家的技術(shù)效率在波動(dòng)中呈緩慢上升態(tài)勢(shì)，在1995－2007年間增長(zhǎng)幅度僅為1.69%。這說(shuō)明世界技術(shù)效率不斷提高，而新興經(jīng)濟(jì)國(guó)家技術(shù)效率增長(zhǎng)幅度最大，發(fā)展中國(guó)家技術(shù)效率增長(zhǎng)幅度最小。

綜上，不同發(fā)展水平的國(guó)家技術(shù)效率存在較大差距，發(fā)達(dá)國(guó)家技術(shù)效率最高，發(fā)展中國(guó)家技術(shù)效率最低；從技術(shù)效率的增長(zhǎng)速度看，新興經(jīng)濟(jì)國(guó)家技術(shù)效率增長(zhǎng)最快，發(fā)展中國(guó)家技術(shù)效率增長(zhǎng)最慢。這說(shuō)明在新的國(guó)際分工體系下，新興經(jīng)濟(jì)國(guó)家技術(shù)效率得到了充分提高，而發(fā)展中國(guó)家技術(shù)效率卻發(fā)展緩慢，可能與發(fā)展中國(guó)家所處的價(jià)值鏈最低端的位置有關(guān)。

（二）不同發(fā)展水平國(guó)家間產(chǎn)業(yè)變化特征分析

為了能更清楚地說(shuō)明國(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移中，不同發(fā)展水平國(guó)家技術(shù)效率變化趨勢(shì)，我們?cè)谟?jì)算各國(guó)的產(chǎn)出變化率時(shí)（如圖2），發(fā)現(xiàn)新興經(jīng)濟(jì)國(guó)家產(chǎn)出增長(zhǎng)速度最快，其次是發(fā)展中國(guó)家，發(fā)達(dá)中國(guó)家產(chǎn)出增長(zhǎng)速度最慢。

這表明，隨著國(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的加快，新興經(jīng)濟(jì)國(guó)家積極參與國(guó)際分工，產(chǎn)出和技術(shù)效率都得到了快速增長(zhǎng)，新興經(jīng)濟(jì)國(guó)家擴(kuò)大對(duì)外開(kāi)放時(shí)，非常注重吸收發(fā)達(dá)國(guó)家的技術(shù)溢出，將國(guó)外的技術(shù)進(jìn)行轉(zhuǎn)化，注重再創(chuàng)新，積極有效地促進(jìn)了技術(shù)效率提升。發(fā)展中國(guó)家產(chǎn)出增長(zhǎng)較快，但技術(shù)效率增長(zhǎng)非常緩慢，主要由于發(fā)展中國(guó)家在進(jìn)行貿(mào)易和承接發(fā)達(dá)國(guó)家產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移時(shí)，大多進(jìn)口零部件或在產(chǎn)業(yè)鏈中承接簡(jiǎn)單加工和組裝等低附加值環(huán)節(jié)，在技術(shù)、管理等方面獲得的溢出效應(yīng)極少，因此盡管產(chǎn)出增長(zhǎng)較快，但技術(shù)效率增長(zhǎng)非常緩慢。發(fā)達(dá)國(guó)家進(jìn)行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移時(shí)，將產(chǎn)業(yè)鏈中的低端環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)移到發(fā)展中國(guó)家，產(chǎn)出增長(zhǎng)較慢；而服務(wù)貿(mào)易和轉(zhuǎn)移特別是高技術(shù)服務(wù)貿(mào)易和轉(zhuǎn)移大多在發(fā)達(dá)國(guó)家之間進(jìn)行，有效地促進(jìn)了發(fā)達(dá)國(guó)家技術(shù)效率的提高。

圖2 不同發(fā)展水平國(guó)家間產(chǎn)出增長(zhǎng)率變化

四、結(jié) 論

本文利用OECD面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用SFA研究方法測(cè)算了OECD19個(gè)國(guó)家的技術(shù)效率，分析服務(wù)業(yè)開(kāi)放對(duì)東道國(guó)技術(shù)效率的影響，得到以下結(jié)論：在新的國(guó)際分工體系下，由于發(fā)展中國(guó)家處在價(jià)值鏈的低端環(huán)節(jié)，并沒(méi)有為發(fā)展中國(guó)家?guī)?lái)更多的溢出效應(yīng)，隨著開(kāi)放程度特別是服務(wù)業(yè)開(kāi)放程度的擴(kuò)大，發(fā)展中國(guó)家技術(shù)效率增長(zhǎng)仍非常緩慢。新興經(jīng)濟(jì)國(guó)家由于充分吸收國(guó)外先進(jìn)技術(shù)，并積極進(jìn)行研發(fā)轉(zhuǎn)變，技術(shù)效率增長(zhǎng)速度非常迅速，這也是發(fā)展中國(guó)家特別是中國(guó)應(yīng)該借鑒和學(xué)習(xí)的地方。為此，本文提出如下建議：擴(kuò)大服務(wù)業(yè)開(kāi)放，提高利用服務(wù)貿(mào)易和投資的質(zhì)量，更好地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變與技術(shù)效率的提高。

我們應(yīng)把參與服務(wù)全球化與培育服務(wù)業(yè)內(nèi)生增長(zhǎng)創(chuàng)新能力有機(jī)結(jié)合，促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型，提高技術(shù)效率。重視服務(wù)業(yè)開(kāi)放，首先要大力發(fā)展服務(wù)貿(mào)易，適當(dāng)擴(kuò)大服務(wù)進(jìn)口，既為國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供高質(zhì)量的服務(wù)投入，又引入市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，促進(jìn)國(guó)內(nèi)服務(wù)業(yè)質(zhì)量的改善。在引進(jìn)服務(wù)產(chǎn)品和技術(shù)的過(guò)程中，加大對(duì)技術(shù)的消化和吸收，形成對(duì)引進(jìn)技術(shù)的系統(tǒng)集成和綜合創(chuàng)新，并在此基礎(chǔ)上形成我國(guó)具有獨(dú)立的技術(shù)體系。其次要進(jìn)一步加大服務(wù)業(yè)吸引外資的力度，以提高中國(guó)承接國(guó)際服務(wù)業(yè)向外轉(zhuǎn)移的速度，在鼓勵(lì)跨國(guó)公司在我國(guó)加大投資力度的同時(shí)，不斷提高承接轉(zhuǎn)移服務(wù)業(yè)的技術(shù)層次，迅速提升服務(wù)水平。由于服務(wù)產(chǎn)品的無(wú)形性和不可儲(chǔ)存性，有利于獲取技術(shù)外溢或者技術(shù)引進(jìn)，通過(guò)產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)促進(jìn)上下游產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率的提升，進(jìn)而促進(jìn)社會(huì)技術(shù)效率的提升。

注釋：

①由于數(shù)據(jù)的可得性，本文只選了OECD的19個(gè)國(guó)家，如果可選取更廣泛的國(guó)家，并將其分為發(fā)達(dá)國(guó)家、發(fā)展國(guó)家、新型國(guó)家進(jìn)行對(duì)比研究將更能說(shuō)明世界技術(shù)效率變化問(wèn)題。

②雖然本文的研究以1995年為初始年份，但為盡量降低估算誤差對(duì)實(shí)證研究的影響，永續(xù)盤(pán)存法基期的選取應(yīng)越遠(yuǎn)越好，因此，本文仍以1970年為基期遞推計(jì)算各年的資本存量，然后截取1995－2010年的數(shù)據(jù)做樣本。

③由于缺失德國(guó)1992年前的數(shù)據(jù)，以經(jīng)濟(jì)水平接近國(guó)家的數(shù)據(jù)均值近似估算。

④限于篇幅，文中未給出各國(guó)具體技術(shù)效率值，如有需要可與作者聯(lián)系獲取。

⑤發(fā)達(dá)國(guó)家主要從四個(gè)方面衡量：人均GDP高、工業(yè)技術(shù)先進(jìn)、科學(xué)技術(shù)先進(jìn)、社會(huì)福利高。本文最發(fā)達(dá)國(guó)家包括美國(guó)、日本、德國(guó)、法國(guó)、英國(guó)、意大利、加拿大7個(gè)國(guó)家（即G7）；中等發(fā)達(dá)國(guó)家包括澳大利亞、比利時(shí)、匈牙利、荷蘭、挪威、波蘭、西班牙、瑞典、瑞士、韓國(guó)；發(fā)展中國(guó)家包括智利、墨西哥（由于缺少中國(guó)和印度的數(shù)據(jù)，故未能列入）；鑒于數(shù)據(jù)可得性，新興經(jīng)濟(jì)國(guó)家只能用韓國(guó)來(lái)代表。

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