遲旭蕾

摘 要：利用中國(guó)30個(gè)省際區(qū)域1998年至2012年的數(shù)據(jù)，采用門檻回歸分析方法檢驗(yàn)國(guó)際貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的門檻效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)正門檻效應(yīng)的存在，即對(duì)于經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)，國(guó)際貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率是顯著負(fù)相關(guān)，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，這種關(guān)系由負(fù)轉(zhuǎn)為無(wú)影響，然后由無(wú)影響轉(zhuǎn)為正影響，正影響又會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越過(guò)一個(gè)更高的門檻由小變大。

關(guān)鍵詞：國(guó)際貿(mào)易；技術(shù)溢出；全要素生產(chǎn)率；面板數(shù)據(jù)；門檻效應(yīng)

中圖分類號(hào)：F752 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-3890（2014）04-0080-05

一、引言

國(guó)際貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系一直是理論界研究的熱點(diǎn)問(wèn)題之一。自亞當(dāng)·斯密的動(dòng)態(tài)生產(chǎn)率理論和“剩余產(chǎn)品出口”模型開(kāi)始，對(duì)于兩者之間的關(guān)系，學(xué)者們紛紛提出自己的理論與見(jiàn)解，絕對(duì)利益論、比較利益論、要素稟賦論和“經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)動(dòng)機(jī)”學(xué)說(shuō)等眾多的研究都認(rèn)為對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用；但以普雷維什和辛格為代表的一些拉美經(jīng)濟(jì)學(xué)家提出了“中心—外圍”論，認(rèn)為當(dāng)今的國(guó)際經(jīng)濟(jì)體制是以發(fā)達(dá)資本主義國(guó)家為中心的，而廣大的發(fā)展中國(guó)家處于外圍地帶，中心控制外圍，發(fā)展中國(guó)家只能依附于中心國(guó)家，因此發(fā)展中國(guó)家的對(duì)外貿(mào)易不僅不能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，反而成為發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)的原因。

Maddison（1995）[1]發(fā)現(xiàn)1870—1913年和二戰(zhàn)后世界經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)過(guò)兩次高速增長(zhǎng)，伴之出現(xiàn)的是貿(mào)易全球化的浪潮；而在上世紀(jì)60年代后，日本和亞洲“四小龍”通過(guò)實(shí)施出口導(dǎo)向型戰(zhàn)略實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)的持續(xù)快速增長(zhǎng)，并且先后邁入新興工業(yè)化階段。這些都為對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供了有力的證據(jù)。80年代中期以來(lái)，以Romer、Lucas為代表的新增長(zhǎng)理論，把創(chuàng)新作為生產(chǎn)率增長(zhǎng)的核心因素，創(chuàng)新活動(dòng)與對(duì)外貿(mào)易之間有較為密切的聯(lián)系（熊賢良，1993）[2]。建立在新增長(zhǎng)理論基礎(chǔ)上的新貿(mào)易理論認(rèn)為，長(zhǎng)期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)只能來(lái)源于技術(shù)進(jìn)步，貿(mào)易影響增長(zhǎng)的關(guān)鍵在于貿(mào)易的動(dòng)態(tài)收益，即國(guó)際貿(mào)易存在技術(shù)溢出效應(yīng)（Grossman and Helpman，1990）[3]。根據(jù)新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，技術(shù)進(jìn)步既來(lái)自本國(guó)的研發(fā)投入，也來(lái)自國(guó)外研發(fā)對(duì)本國(guó)產(chǎn)生的直接或間接的技術(shù)溢出，這種溢出實(shí)現(xiàn)的途徑是包括國(guó)際貿(mào)易、國(guó)際直接投資、國(guó)際技術(shù)交流和國(guó)際勞動(dòng)力遷移等一系列國(guó)際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，使全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)突破單一國(guó)家的限制，國(guó)際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)出同步增長(zhǎng)的現(xiàn)象，或者說(shuō)國(guó)際貿(mào)易促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。國(guó)內(nèi)外許多學(xué)者從實(shí)證角度檢驗(yàn)了國(guó)際貿(mào)易、國(guó)際直接投資對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，這一類研究的經(jīng)典性文獻(xiàn)為Coe and Helpman（1995）[4]、Coe，Helpman and Hoffmaister（1997）[5]、Bayoumi，Coe and Helpman（1999）[6]，后續(xù)的相關(guān)研究絕大多數(shù)沿用了其模型與框架。

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)的對(duì)外貿(mào)易取得了舉世矚目的成就，1978—2013年，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易總額從206億美元增加到4.16萬(wàn)億美元（2013年首次超過(guò)美國(guó)，成為世界第一貨物貿(mào)易大國(guó)），年均增長(zhǎng)16.4%，幾乎每四年翻一番；近年來(lái)對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率達(dá)到17%～20%，直接和間接帶動(dòng)了國(guó)內(nèi)1.8億人就業(yè)，創(chuàng)造了18%的全國(guó)稅收。中國(guó)對(duì)外貿(mào)易奇跡般的增長(zhǎng)為研究國(guó)際貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系提供了廣闊的舞臺(tái)，國(guó)內(nèi)學(xué)者紛紛對(duì)我國(guó)貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)，絕大多數(shù)研究得出存在正向技術(shù)溢出的結(jié)論，比較有代表性的有：方希樺、包群、賴明勇（2004）[7]，喻美辭、喻春嬌（2006）[8]，馮會(huì)娟（2012）[9]；但也有學(xué)者在研究后得到了不一樣的結(jié)論，例如劉和東（2012）[10]研究得到國(guó)際貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)短期不顯著為負(fù)、中期顯著為正、長(zhǎng)期顯著為負(fù)。

無(wú)論從國(guó)內(nèi)研究，還是國(guó)外研究；無(wú)論從理論分析，還是從實(shí)證檢驗(yàn)，國(guó)際貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率之間關(guān)系的結(jié)論是不一致的，因此我們認(rèn)為二者之間的關(guān)系可能因經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平而異，或者說(shuō)國(guó)際貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響存在“門檻效應(yīng)”。李小平、朱鐘棣（2004）[11]用中國(guó)各地區(qū)的面板數(shù)據(jù)對(duì)國(guó)際貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)出口存在“正門檻效應(yīng)”、進(jìn)口存在“負(fù)門檻效應(yīng)”，但他們只是按東、中、西部進(jìn)行分組回歸。本文則采用Hansen（1999）[12]的門檻面板模型對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行再檢驗(yàn)，一方面可以用統(tǒng)計(jì)推斷方法確定與檢驗(yàn)門檻值，避免人為分組的主觀性；另一方面本文采用更長(zhǎng)的樣本，結(jié)論更加可靠。

二、研究設(shè)計(jì)

檢驗(yàn)國(guó)際貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的門檻效應(yīng)，主要涉及到三方面的問(wèn)題：一是全要素生產(chǎn)率的估計(jì)，二是門檻面板模型的設(shè)定，三是樣本和變量的確定。

（一）全要素生產(chǎn)率的計(jì)算

全要素生產(chǎn)率（TFP）的計(jì)算方法有多種，但大致可以分為兩類：一類是傳統(tǒng)的“索洛余值法”[13]，由索洛于1957年首次提出，全要素生產(chǎn)率是對(duì)Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行估計(jì)后的“殘差”，即資本投入與勞動(dòng)力投入貢獻(xiàn)之外的余值，這種方法簡(jiǎn)單易行，在早期的全要素生產(chǎn)率的研究中被廣泛使用，但假設(shè)條件過(guò)于苛刻，實(shí)際上難以滿足；另一類方法是數(shù)量經(jīng)濟(jì)法，即利用各種數(shù)量模型對(duì)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行估計(jì)，比較有代表性的是隨機(jī)前沿分析（SFA）和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）。其中基于DEA的Malmquist指數(shù)法近年來(lái)在全要素生產(chǎn)率的研究中被廣泛使用，作為一種非參數(shù)方法，它克服了索洛余值法要求過(guò)于苛刻的缺陷，不用對(duì)生產(chǎn)函數(shù)的形式和分布做出假設(shè)，而可以對(duì)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行分解，所以本文就采用這種方法來(lái)度量全要素生產(chǎn)率。

Malmquist指數(shù)測(cè)度的是從t時(shí)期到t+1時(shí)期的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率，其表達(dá)式為：

第一部分effch反映的是從t到t+1期技術(shù)效率的變化（如果放松規(guī)模報(bào)酬不變假設(shè)，在可變規(guī)模報(bào)酬下技術(shù)效率變化effch又可以進(jìn)一步分解為純技術(shù)效率變化pech和規(guī)模效率變化sech兩部分）。第二部分techch反映的是從t到t+1期技術(shù)進(jìn)步的變化率。計(jì)算出投入和產(chǎn)出的各種距離函數(shù)，需要通過(guò)解第i個(gè)地區(qū)DEA的問(wèn)題來(lái)完成（Fare et al.，1994）[14]。

對(duì)于基于DEA模型的Malmquist指數(shù)的計(jì)算，目前已經(jīng)有很多軟件可以實(shí)現(xiàn)，本文采用了DEAP2.1。

（二）門檻面板模型的設(shè)定

為了檢驗(yàn)國(guó)際貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用機(jī)理，分析這一作用是否受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，這里采用Hansen（1999）[12]提出的門檻面板模型。

單一門檻模型的設(shè)定如下：

當(dāng)然模型可能不止存在一個(gè)門檻，可以在第一個(gè)門檻基礎(chǔ)上，同樣利用殘差平方和最小化來(lái)估計(jì)第二個(gè)門檻值，乃至更多的門檻值。

（三）變量和數(shù)據(jù)的確定

本文采用的樣本為1998—2012年的全國(guó)30個(gè)省級(jí)區(qū)域的面板數(shù)據(jù)。因?yàn)橛行?shù)據(jù)最早可以找到的年份是1998年，因此選擇這一年為起始年份，2012年則是各變量所能獲得數(shù)據(jù)的最新一個(gè)年度；由于重慶市成立得比較晚，在測(cè)算資本存量的數(shù)據(jù)中學(xué)者們一直把它和四川省合并在一起，因此本文也把四川和重慶當(dāng)做一個(gè)地區(qū)來(lái)處理。

1. 計(jì)算Malmquist指數(shù)的變量和數(shù)據(jù)。Malmquist指數(shù)的計(jì)算需要確定投入產(chǎn)出變量。產(chǎn)出變量選用各地區(qū)的生產(chǎn)總值（GDP），采用1998年的不變價(jià)；投入變量則是資本和勞動(dòng)力的投入，一般勞動(dòng)力投入L采用歷年的社會(huì)從業(yè)人員數(shù)，考慮人力資本的異質(zhì)性，本文采用社會(huì)從業(yè)人員數(shù)與平均受教育年限的乘積；資本投入量K是資本存量，既包括直接構(gòu)成生產(chǎn)力的部分，也包括間接構(gòu)成生產(chǎn)力的部分，其計(jì)算采用“永續(xù)盤存法”，其表達(dá)式為：

（1）被解釋變量。利用基于數(shù)據(jù)包絡(luò)分析的Malmquist指數(shù)tfpch來(lái)測(cè)度全要素生產(chǎn)率，考慮到Malmquist指數(shù)描述的是生產(chǎn)率的相對(duì)變化（上一年度作為1），因此本文采用其自然對(duì)數(shù)值lntfpch作為被解釋變量。本文還分析了所考察因素對(duì)純技術(shù)效率、技術(shù)進(jìn)步的影響，此時(shí)被解釋變量就替換為這兩者的自然對(duì)數(shù)lneffch和lntechch。（2）門檻變量和門檻依賴變量。采用各地區(qū)進(jìn)出口總額占GDP比重的自然對(duì)數(shù)lntrade作為門檻變量，進(jìn)出口總額是把名義美元數(shù)據(jù)先根據(jù)當(dāng)年官方名義匯率轉(zhuǎn)換為人民幣，再根據(jù)GDP平減指數(shù)換算為按1998年價(jià)格計(jì)算的實(shí)際值；門檻依賴變量是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，用人均地區(qū)總產(chǎn)值pgdp度量，采用的是1998年不變價(jià)。（3）控制變量。研究對(duì)外貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)時(shí)，一般還會(huì)考慮外商直接投資（FDI），因此在控制變量中我們引入了各地區(qū)FDI占GDP比重的自然對(duì)數(shù)。

三、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）Malmquist指數(shù)的計(jì)算結(jié)果

把中國(guó)30個(gè)省級(jí)區(qū)域作為決策單元，以資本存量和社會(huì)從業(yè)人員數(shù)量作為投入要素，地區(qū)總產(chǎn)值作為產(chǎn)出，在DEAP2.1下計(jì)算出各地區(qū)的全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)，每一年度Malmquist指數(shù)及其分解各項(xiàng)的地區(qū)平均值見(jiàn)表1。

由表1可以看出，中國(guó)各地區(qū)的全要素生產(chǎn)率tfpch呈現(xiàn)逐漸下滑的趨勢(shì)，除了2007年之外，其他所有年份的生產(chǎn)率都要比上一年度低（這與胡兵、張明（2011）[16]的結(jié)論相似），平均每年下降4.4%，尤其是在近三年全要素生產(chǎn)率的下降幅度都在15%。從全要素的各個(gè)組成來(lái)看，技術(shù)效率effch兩頭的年份處于增長(zhǎng)狀態(tài)，而中間的年份是一半以上都是下降的，但下降幅度不大；而技術(shù)進(jìn)步的變化率在1999年至2002年是逐年下降的，2003年至2006年是逐年上升的，但自2007年以來(lái)大幅度下降，成為全要素生產(chǎn)率下降的主要原因。表1中還給出了純技術(shù)效率變化和規(guī)模效率變化，前者變化無(wú)明確的趨勢(shì)且變化幅度不大，后者呈逐年下降的趨勢(shì)。

（二）變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免“偽回歸”的出現(xiàn)，首先對(duì)變量進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)，考慮到各種檢驗(yàn)方法的使用條件和范圍，本文采用了Levin-Lin-Chu（2002）[17]檢驗(yàn)方法更為合適，檢驗(yàn)的結(jié)果見(jiàn)表2。由表2可以看出，所有有關(guān)的變量在5%的顯著性水平下拒絕了面板含有單位根的假設(shè)，即都是平穩(wěn)的。

（三）門檻面板模型的估計(jì)結(jié)果

利用門檻面板模型進(jìn)行回歸分析，一方面需要聯(lián)合估計(jì)門檻值？酌和參數(shù)？茲、？茁，另一方面還需要對(duì)門檻效應(yīng)進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)，估計(jì)和檢驗(yàn)在STATA11.0下進(jìn)行。以lntrade作為門檻變量的情況下，估計(jì)和檢驗(yàn)的結(jié)果見(jiàn)表3。

由表3可以看出，以lntrade作為門檻變量的情況下，被解釋變量為lntfpch時(shí)存在3個(gè)門檻（本文的樣本容量最多只能檢測(cè)3個(gè)門檻）；被解釋變量為lneffch時(shí)存在1個(gè)門檻；被解釋變量為lntechch時(shí)存在3個(gè)門檻。

我們首先分析對(duì)外貿(mào)易總額對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響。在人均GDP（1998年不變價(jià)，下同）低于11 793.935 6時(shí)，國(guó)際貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響是負(fù)的，且在1%的顯著性水平下顯著；人均GDP在11 793.935 6～15 246.762 7時(shí)，國(guó)際貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率無(wú)顯著的影響；而在人均GDP超過(guò)15 246.762 7時(shí)，國(guó)際貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率有著顯著的正影響，當(dāng)然中間還有一個(gè)門檻（門檻值為40 359.050 8），超過(guò)這一門檻值后這一影響就會(huì)更大（這一門檻值前后lntrade的系數(shù)分別為0.036 0和0.113 6，有著明顯的差異）。由此可見(jiàn)國(guó)際貿(mào)易的技術(shù)溢出存在門檻效應(yīng)，在經(jīng)濟(jì)不夠發(fā)達(dá)的地區(qū)，技術(shù)溢出是負(fù)的；隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展越過(guò)不同的門檻，技術(shù)溢出負(fù)效應(yīng)變?yōu)椴幻黠@，由不明顯變?yōu)檎?yīng)，正效應(yīng)也會(huì)由小變大。

全要素生產(chǎn)率可以分解為技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步。表3的第二欄給出了國(guó)際貿(mào)易對(duì)技術(shù)效率的影響，這種影響也存在門檻效應(yīng)，只不過(guò)只存在一個(gè)較高的門檻，門檻值為70 622.570 3，人均GDP低于這個(gè)數(shù)值，國(guó)際貿(mào)易對(duì)技術(shù)效率無(wú)顯著影響，超過(guò)這一數(shù)值則會(huì)產(chǎn)生正的顯著影響。

表3的第三欄給出了國(guó)際貿(mào)易對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響分析，這種影響同樣存在門檻效應(yīng)，同樣是3個(gè)門檻，門檻值也幾乎與全要素生產(chǎn)率完全相同，結(jié)果也類似，在經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)的地區(qū)，國(guó)際貿(mào)易會(huì)抑制技術(shù)進(jìn)步，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越過(guò)不同的門檻，國(guó)際貿(mào)易對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響會(huì)由負(fù)值變?yōu)椴幻黠@，由無(wú)顯著效應(yīng)變?yōu)檎?yīng)，正效應(yīng)又會(huì)在越過(guò)新的門檻會(huì)由小變大。

在進(jìn)行回歸時(shí)，還考查了外商直接投資（FDI）對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)全要素生產(chǎn)率和技術(shù)進(jìn)步都存在正的顯著性影響，而對(duì)技術(shù)效率無(wú)影響。

我們還分別考查了出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出的門檻效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩種情形下門檻的存在及對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響與對(duì)外貿(mào)易總體情況完全類似。其實(shí)這種門檻效應(yīng)完全在情理之中，先從出口來(lái)分析，出口貿(mào)易技術(shù)溢出的原理是“干中學(xué)”，但經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)出口的產(chǎn)品主要是勞動(dòng)密集或資源密集型，技術(shù)含量低，附加值也低，這些產(chǎn)品的出口不但沒(méi)能促進(jìn)本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)換代，出現(xiàn)Grossman、Helpman（1991）[3]所說(shuō)的全要素增長(zhǎng)率低的傳統(tǒng)部門地位與作用更加鞏固，因此技術(shù)溢出效應(yīng)受到抑制。隨著一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，其出口的產(chǎn)品技術(shù)含量與附加值也就變高，經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定的程度，出口對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響就不再是負(fù)的，再發(fā)展到一定水平這種影響就會(huì)變?yōu)轱@著的正影響，最后發(fā)展到一定水平，這種正的影響就會(huì)有個(gè)跳躍式的提升。從進(jìn)口的角度分析，一國(guó)可能進(jìn)口高質(zhì)量的外國(guó)最終制成品，也可能進(jìn)口先進(jìn)的中間產(chǎn)品進(jìn)行進(jìn)一步的加工生產(chǎn)，前者對(duì)進(jìn)口國(guó)的相關(guān)產(chǎn)品是一種競(jìng)爭(zhēng)和壓制，阻礙技術(shù)進(jìn)步，后者則會(huì)推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步。但對(duì)于經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)，由于技術(shù)落后，引入中間產(chǎn)品進(jìn)行后續(xù)生產(chǎn)的難度太大，只能引進(jìn)制成品，制成品的引入，對(duì)于當(dāng)?shù)氐募夹g(shù)創(chuàng)新有著抑制作用；隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，一個(gè)地區(qū)更可能通過(guò)引進(jìn)中間產(chǎn)品來(lái)促進(jìn)當(dāng)?shù)氐募夹g(shù)創(chuàng)新，因此進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出也會(huì)出現(xiàn)門檻效應(yīng)。

四、結(jié)論

本文利用中國(guó)省際區(qū)域的面板數(shù)據(jù)，研究了國(guó)際貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率的門檻效應(yīng)，結(jié)果驗(yàn)證了正門檻效應(yīng)的存在，即對(duì)于經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)，國(guó)際貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率是顯著負(fù)相關(guān)，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，這種關(guān)系由負(fù)轉(zhuǎn)為無(wú)影響，然后由無(wú)影響轉(zhuǎn)為正影響，正影響又會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越過(guò)一個(gè)更高的門檻由小變大。根據(jù)這一結(jié)論，發(fā)達(dá)省份可以大力促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大；欠發(fā)達(dá)的省份在出口方面應(yīng)該“重質(zhì)不重量”，提高出口產(chǎn)品的技術(shù)含量與附加值，在進(jìn)口上則要力所能及地多引進(jìn)一些中間產(chǎn)品。

參考文獻(xiàn)：

[1]Maddison A. Monitoring the World Economy 1820-1992[M].Paris：Organization for Economic Cooperation and Development，1995.

[2]熊賢良.對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)制和條件[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，1993，（7）：7-11.

[3]Grossman G and Helpman E.Innovation and Growth in the Globe Economy[M].Cambridge：the MIT Press，1991.

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[7]方希樺，包群，賴明勇.國(guó)際技術(shù)溢出：基于進(jìn)口傳導(dǎo)機(jī)制的實(shí)證研究[J].中國(guó)軟科學(xué)，2004，（7）：58-64.

[8]喻美辭，喻春嬌.中國(guó)進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出的實(shí)證研究[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2006，（3）：26-31.

[9]馮會(huì)娟.進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出與中國(guó)全要素生產(chǎn)率的實(shí)證研究[J].廣西社會(huì)科學(xué)，2012，（8）：58-62.

[10]劉和東.國(guó)際貿(mào)易與FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的實(shí)證研究──基于吸收能力與門檻效應(yīng)的分析視角[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2012，33（2）：30-37.

[11]李小平，朱鐘棣.國(guó)際貿(mào)易的技術(shù)溢出門檻效應(yīng)——基于中國(guó)各地區(qū)面板數(shù)據(jù)的分析[J].統(tǒng)計(jì)研究，2004，（10）：27-32.

[12]Hansen B E.Threshold Effects in Non-Dynamic Panels：Estimation，Testing，and Inference[J]Journal of Econometrics，1999，93：345-368.

[13]Solow R M. Technical Change and the Aggregate Production Function[J].Review of Economics and Statistics，1957，39（3）：312-320.

[14] Fare R， Grosskopf S， Norris M， and Zhang Z. Productivity Growth，Technical Progress，and Efficiency Change in Industrialized Countries[J].American Economic Review，1994，84：66-83.

[15]單豪杰.中國(guó)資本存量K的再估算：1952～2006年[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2008，（10）：17-31.

[16]胡兵，張明.加工貿(mào)易出口是否促進(jìn)了生產(chǎn)率增長(zhǎng)[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2011，（1）：82-88.

[17]Levin A， Lin C F，and Chu C S.Unit root tests in panel data：Asymptotic and finite-sample properties[J].Journal of Econometrics，2002，108（1）：1-24.

責(zé)任編輯、校對(duì)：曹華青

在進(jìn)行回歸時(shí)，還考查了外商直接投資（FDI）對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)全要素生產(chǎn)率和技術(shù)進(jìn)步都存在正的顯著性影響，而對(duì)技術(shù)效率無(wú)影響。

我們還分別考查了出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出的門檻效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩種情形下門檻的存在及對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響與對(duì)外貿(mào)易總體情況完全類似。其實(shí)這種門檻效應(yīng)完全在情理之中，先從出口來(lái)分析，出口貿(mào)易技術(shù)溢出的原理是“干中學(xué)”，但經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)出口的產(chǎn)品主要是勞動(dòng)密集或資源密集型，技術(shù)含量低，附加值也低，這些產(chǎn)品的出口不但沒(méi)能促進(jìn)本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)換代，出現(xiàn)Grossman、Helpman（1991）[3]所說(shuō)的全要素增長(zhǎng)率低的傳統(tǒng)部門地位與作用更加鞏固，因此技術(shù)溢出效應(yīng)受到抑制。隨著一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，其出口的產(chǎn)品技術(shù)含量與附加值也就變高，經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定的程度，出口對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響就不再是負(fù)的，再發(fā)展到一定水平這種影響就會(huì)變?yōu)轱@著的正影響，最后發(fā)展到一定水平，這種正的影響就會(huì)有個(gè)跳躍式的提升。從進(jìn)口的角度分析，一國(guó)可能進(jìn)口高質(zhì)量的外國(guó)最終制成品，也可能進(jìn)口先進(jìn)的中間產(chǎn)品進(jìn)行進(jìn)一步的加工生產(chǎn)，前者對(duì)進(jìn)口國(guó)的相關(guān)產(chǎn)品是一種競(jìng)爭(zhēng)和壓制，阻礙技術(shù)進(jìn)步，后者則會(huì)推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步。但對(duì)于經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)，由于技術(shù)落后，引入中間產(chǎn)品進(jìn)行后續(xù)生產(chǎn)的難度太大，只能引進(jìn)制成品，制成品的引入，對(duì)于當(dāng)?shù)氐募夹g(shù)創(chuàng)新有著抑制作用；隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，一個(gè)地區(qū)更可能通過(guò)引進(jìn)中間產(chǎn)品來(lái)促進(jìn)當(dāng)?shù)氐募夹g(shù)創(chuàng)新，因此進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出也會(huì)出現(xiàn)門檻效應(yīng)。

四、結(jié)論

本文利用中國(guó)省際區(qū)域的面板數(shù)據(jù)，研究了國(guó)際貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率的門檻效應(yīng)，結(jié)果驗(yàn)證了正門檻效應(yīng)的存在，即對(duì)于經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)，國(guó)際貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率是顯著負(fù)相關(guān)，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，這種關(guān)系由負(fù)轉(zhuǎn)為無(wú)影響，然后由無(wú)影響轉(zhuǎn)為正影響，正影響又會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越過(guò)一個(gè)更高的門檻由小變大。根據(jù)這一結(jié)論，發(fā)達(dá)省份可以大力促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大；欠發(fā)達(dá)的省份在出口方面應(yīng)該“重質(zhì)不重量”，提高出口產(chǎn)品的技術(shù)含量與附加值，在進(jìn)口上則要力所能及地多引進(jìn)一些中間產(chǎn)品。

參考文獻(xiàn)：

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[2]熊賢良.對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)制和條件[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，1993，（7）：7-11.

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[5]Coe D T， Helpman E and Hoffinaister W A. North-South R&D Spillovers[J].Economic Journal，1997，107：134-149.

[6]Bayoumi T， Coe D T and Helpman E. R&D Spillovers and Global Growth[J].Journal of International Economics，1999，47：399-428.

[7]方希樺，包群，賴明勇.國(guó)際技術(shù)溢出：基于進(jìn)口傳導(dǎo)機(jī)制的實(shí)證研究[J].中國(guó)軟科學(xué)，2004，（7）：58-64.

[8]喻美辭，喻春嬌.中國(guó)進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出的實(shí)證研究[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2006，（3）：26-31.

[9]馮會(huì)娟.進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出與中國(guó)全要素生產(chǎn)率的實(shí)證研究[J].廣西社會(huì)科學(xué)，2012，（8）：58-62.

[10]劉和東.國(guó)際貿(mào)易與FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的實(shí)證研究──基于吸收能力與門檻效應(yīng)的分析視角[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2012，33（2）：30-37.

[11]李小平，朱鐘棣.國(guó)際貿(mào)易的技術(shù)溢出門檻效應(yīng)——基于中國(guó)各地區(qū)面板數(shù)據(jù)的分析[J].統(tǒng)計(jì)研究，2004，（10）：27-32.

[12]Hansen B E.Threshold Effects in Non-Dynamic Panels：Estimation，Testing，and Inference[J]Journal of Econometrics，1999，93：345-368.

[13]Solow R M. Technical Change and the Aggregate Production Function[J].Review of Economics and Statistics，1957，39（3）：312-320.

[14] Fare R， Grosskopf S， Norris M， and Zhang Z. Productivity Growth，Technical Progress，and Efficiency Change in Industrialized Countries[J].American Economic Review，1994，84：66-83.

[15]單豪杰.中國(guó)資本存量K的再估算：1952～2006年[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2008，（10）：17-31.

[16]胡兵，張明.加工貿(mào)易出口是否促進(jìn)了生產(chǎn)率增長(zhǎng)[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2011，（1）：82-88.

[17]Levin A， Lin C F，and Chu C S.Unit root tests in panel data：Asymptotic and finite-sample properties[J].Journal of Econometrics，2002，108（1）：1-24.

責(zé)任編輯、校對(duì)：曹華青

在進(jìn)行回歸時(shí)，還考查了外商直接投資（FDI）對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)全要素生產(chǎn)率和技術(shù)進(jìn)步都存在正的顯著性影響，而對(duì)技術(shù)效率無(wú)影響。

我們還分別考查了出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出的門檻效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩種情形下門檻的存在及對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響與對(duì)外貿(mào)易總體情況完全類似。其實(shí)這種門檻效應(yīng)完全在情理之中，先從出口來(lái)分析，出口貿(mào)易技術(shù)溢出的原理是“干中學(xué)”，但經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)出口的產(chǎn)品主要是勞動(dòng)密集或資源密集型，技術(shù)含量低，附加值也低，這些產(chǎn)品的出口不但沒(méi)能促進(jìn)本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)換代，出現(xiàn)Grossman、Helpman（1991）[3]所說(shuō)的全要素增長(zhǎng)率低的傳統(tǒng)部門地位與作用更加鞏固，因此技術(shù)溢出效應(yīng)受到抑制。隨著一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，其出口的產(chǎn)品技術(shù)含量與附加值也就變高，經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定的程度，出口對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響就不再是負(fù)的，再發(fā)展到一定水平這種影響就會(huì)變?yōu)轱@著的正影響，最后發(fā)展到一定水平，這種正的影響就會(huì)有個(gè)跳躍式的提升。從進(jìn)口的角度分析，一國(guó)可能進(jìn)口高質(zhì)量的外國(guó)最終制成品，也可能進(jìn)口先進(jìn)的中間產(chǎn)品進(jìn)行進(jìn)一步的加工生產(chǎn)，前者對(duì)進(jìn)口國(guó)的相關(guān)產(chǎn)品是一種競(jìng)爭(zhēng)和壓制，阻礙技術(shù)進(jìn)步，后者則會(huì)推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步。但對(duì)于經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)，由于技術(shù)落后，引入中間產(chǎn)品進(jìn)行后續(xù)生產(chǎn)的難度太大，只能引進(jìn)制成品，制成品的引入，對(duì)于當(dāng)?shù)氐募夹g(shù)創(chuàng)新有著抑制作用；隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，一個(gè)地區(qū)更可能通過(guò)引進(jìn)中間產(chǎn)品來(lái)促進(jìn)當(dāng)?shù)氐募夹g(shù)創(chuàng)新，因此進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出也會(huì)出現(xiàn)門檻效應(yīng)。

四、結(jié)論

本文利用中國(guó)省際區(qū)域的面板數(shù)據(jù)，研究了國(guó)際貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率的門檻效應(yīng)，結(jié)果驗(yàn)證了正門檻效應(yīng)的存在，即對(duì)于經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)，國(guó)際貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率是顯著負(fù)相關(guān)，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，這種關(guān)系由負(fù)轉(zhuǎn)為無(wú)影響，然后由無(wú)影響轉(zhuǎn)為正影響，正影響又會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越過(guò)一個(gè)更高的門檻由小變大。根據(jù)這一結(jié)論，發(fā)達(dá)省份可以大力促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大；欠發(fā)達(dá)的省份在出口方面應(yīng)該“重質(zhì)不重量”，提高出口產(chǎn)品的技術(shù)含量與附加值，在進(jìn)口上則要力所能及地多引進(jìn)一些中間產(chǎn)品。

參考文獻(xiàn)：

[1]Maddison A. Monitoring the World Economy 1820-1992[M].Paris：Organization for Economic Cooperation and Development，1995.

[2]熊賢良.對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)制和條件[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，1993，（7）：7-11.

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[5]Coe D T， Helpman E and Hoffinaister W A. North-South R&D Spillovers[J].Economic Journal，1997，107：134-149.

[6]Bayoumi T， Coe D T and Helpman E. R&D Spillovers and Global Growth[J].Journal of International Economics，1999，47：399-428.

[7]方希樺，包群，賴明勇.國(guó)際技術(shù)溢出：基于進(jìn)口傳導(dǎo)機(jī)制的實(shí)證研究[J].中國(guó)軟科學(xué)，2004，（7）：58-64.

[8]喻美辭，喻春嬌.中國(guó)進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出的實(shí)證研究[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2006，（3）：26-31.

[9]馮會(huì)娟.進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出與中國(guó)全要素生產(chǎn)率的實(shí)證研究[J].廣西社會(huì)科學(xué)，2012，（8）：58-62.

[10]劉和東.國(guó)際貿(mào)易與FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的實(shí)證研究──基于吸收能力與門檻效應(yīng)的分析視角[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2012，33（2）：30-37.

[11]李小平，朱鐘棣.國(guó)際貿(mào)易的技術(shù)溢出門檻效應(yīng)——基于中國(guó)各地區(qū)面板數(shù)據(jù)的分析[J].統(tǒng)計(jì)研究，2004，（10）：27-32.

[12]Hansen B E.Threshold Effects in Non-Dynamic Panels：Estimation，Testing，and Inference[J]Journal of Econometrics，1999，93：345-368.

[13]Solow R M. Technical Change and the Aggregate Production Function[J].Review of Economics and Statistics，1957，39（3）：312-320.

[14] Fare R， Grosskopf S， Norris M， and Zhang Z. Productivity Growth，Technical Progress，and Efficiency Change in Industrialized Countries[J].American Economic Review，1994，84：66-83.

[15]單豪杰.中國(guó)資本存量K的再估算：1952～2006年[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2008，（10）：17-31.

[16]胡兵，張明.加工貿(mào)易出口是否促進(jìn)了生產(chǎn)率增長(zhǎng)[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2011，（1）：82-88.

[17]Levin A， Lin C F，and Chu C S.Unit root tests in panel data：Asymptotic and finite-sample properties[J].Journal of Econometrics，2002，108（1）：1-24.

責(zé)任編輯、校對(duì)：曹華青