司傳寧，付宏華

(1.山東大學(xué)博士后流動(dòng)站；2.山東英才學(xué)院，山東 濟(jì)南 250100)

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對(duì)外開(kāi)放、技術(shù)差距與全要素生產(chǎn)率
——基于我國(guó)制造業(yè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)的半?yún)?shù)估計(jì)

司傳寧1,2，付宏華2

(1.山東大學(xué)博士后流動(dòng)站；2.山東英才學(xué)院，山東 濟(jì)南 250100)

本文從技術(shù)差距的視角研究對(duì)外開(kāi)放對(duì)我國(guó)全要素生產(chǎn)率的影響。文章選取我國(guó)2002-2011年26個(gè)制造業(yè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，運(yùn)用半?yún)?shù)估計(jì)方法，考察經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度和技術(shù)差距對(duì)全要素生產(chǎn)率的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。實(shí)證研究表明對(duì)外開(kāi)放以及合理的技術(shù)差距會(huì)顯著促進(jìn)我國(guó)行業(yè)技術(shù)水平的提高，加入相關(guān)控制變量后，這種促進(jìn)作用明顯加強(qiáng)；人力資本水平與技術(shù)差距存在顯著的此消彼長(zhǎng)的關(guān)系；分樣本檢驗(yàn)結(jié)果表明，在人力資本水平較高和研發(fā)投入比例較大的行業(yè),對(duì)外開(kāi)放和合理的技術(shù)差距兩者對(duì)行業(yè)技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)效果更明顯。

對(duì)外開(kāi)放；技術(shù)差距；全要素生產(chǎn)率；半?yún)?shù)估計(jì)

一、引 言

世界各國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展經(jīng)驗(yàn)表明，國(guó)際貿(mào)易與FDI引致的技術(shù)外溢是促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高、推動(dòng)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)的重要因素。考察對(duì)外開(kāi)放與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系一直是國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究的熱點(diǎn)。研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易伙伴國(guó)的R&D投入有助于提高本國(guó)全要素生產(chǎn)率，并且其影響程度隨著本國(guó)貿(mào)易開(kāi)放度的提高而加強(qiáng)①；一國(guó)的對(duì)外開(kāi)放與全要素生產(chǎn)率存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，而且這種正相關(guān)不會(huì)因?yàn)檫x取開(kāi)放指標(biāo)和估計(jì)技術(shù)的不同而有所區(qū)別②。學(xué)者嘗試從出口與進(jìn)口視角分別考察貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響③④，結(jié)論是國(guó)際貿(mào)易確實(shí)能夠提高生產(chǎn)率水平⑤；除傳統(tǒng)的FDI產(chǎn)生的技術(shù)溢出外，伴隨著我國(guó)對(duì)外直接投資的增加，學(xué)者們開(kāi)始從考察OFDI對(duì)我國(guó)要素生產(chǎn)率的逆向溢出作用⑥。

在對(duì)外開(kāi)放促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提高的機(jī)制方面，學(xué)者們也作了有益的探索，得到許多有啟發(fā)性的結(jié)論。例如，對(duì)外開(kāi)放度的提高有利于中國(guó)全要素生產(chǎn)率的提高，其主要影響渠道是通過(guò)影響人力資本的積累水平、技術(shù)外溢、或者集聚水平而影響全要素生產(chǎn)率⑦⑧⑨。

通過(guò)對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的梳理可以看出，研究者們?cè)趯?duì)外開(kāi)放(表現(xiàn)為國(guó)際貿(mào)易和FDI)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)方面已基本上取得了較為一致的結(jié)論，即對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的提高，國(guó)際貿(mào)易或FDIOFDI引發(fā)的技術(shù)外溢是對(duì)外開(kāi)放影響全要素生產(chǎn)率主要渠道，技術(shù)外溢程度高低對(duì)全要素生產(chǎn)率影響顯著。但是，諸多學(xué)者的研究也表明，合理的技術(shù)差距是保證技術(shù)外溢能夠順利實(shí)現(xiàn)的關(guān)鍵條件⑩，也就是說(shuō)，內(nèi)外資技術(shù)差距這一關(guān)鍵變量對(duì)生產(chǎn)率提高起到關(guān)鍵作用。已有的研究大多局限于研究國(guó)際貿(mào)易、FDI，或技術(shù)外溢與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，而鮮有涉及技術(shù)差距和全要素生產(chǎn)率關(guān)系的分析。本文把對(duì)外開(kāi)放、技術(shù)差距與全要素生產(chǎn)率納入到統(tǒng)一分析框架之中，從技術(shù)差距的視角研究對(duì)外開(kāi)放對(duì)我國(guó)全要素生產(chǎn)率的影響，同時(shí)，考慮了人力資本對(duì)全要素生產(chǎn)率的復(fù)雜影響。

二、計(jì)量模型構(gòu)建與變量描述

(一)計(jì)量模型構(gòu)建

本文研究以新增長(zhǎng)理論為基礎(chǔ)，借鑒Miller和 Upadhyay(2000)以及賴(lài)明勇等(2005)的思想，假定一國(guó)技術(shù)水平(TFP)由本國(guó)經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度、內(nèi)外資技術(shù)差距及人力資本水平等決定。據(jù)此，將生產(chǎn)函數(shù)的形式設(shè)定為：

Y=A(open,gap,H,t)f(K,L)

(1)

(1)式中，Y表示產(chǎn)出，表示本國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度，gap表示內(nèi)外資技術(shù)差距，H表示人力資本，K、L分別表示生產(chǎn)中投入的資本及勞動(dòng)數(shù)量。A是?？怂怪行约夹g(shù)進(jìn)步函數(shù)，它表示除了勞動(dòng)、資本之外其它因素(如對(duì)外開(kāi)放度、技術(shù)水平、人力資本水平等)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，用(2)式可以表示為：

A(open,gap,H,t)=Ai,0openδigapφiHγieθi,t

(2)

將(2)式代入(1)式可得：

Y=Ai,0openδigapφiHγieθi,tf(K,L)

(3)

(3)式中，Ai,0表示地區(qū)的初始生產(chǎn)率水平，δi、φi及θi分別表示地區(qū)對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度、內(nèi)外資技術(shù)差距及人力資本對(duì)技術(shù)水平的貢獻(xiàn)參數(shù)。(3)式兩邊同時(shí)除以f(K,L)，然后取自然對(duì)數(shù)可得：

lnTFP=lnAi,0+δilnopen+φilngap+γilnH+θit

(4)

以式(4)為基礎(chǔ)，本文設(shè)立的初始計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型如下：

lnTFPi,t=α+β1lnopeni,t+β2lngapi,t+β3lnH+β4lnTFPi,t-1

(5)

(5)式為動(dòng)態(tài)計(jì)量模型，其中，i表示地區(qū)，t表示年份，TFP表示全要素生產(chǎn)率，CONTROL為控制變量，μi,t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。(5)式的解釋變量中包含了被解釋變量的滯后項(xiàng)，主要是因?yàn)榧夹g(shù)進(jìn)步在時(shí)間上是一個(gè)持續(xù)的過(guò)程，本期的技術(shù)水平應(yīng)該受前期技術(shù)積累的影響，加入滯后項(xiàng)能夠有效刻畫(huà)技術(shù)進(jìn)步隨時(shí)間變化。為了得到更為穩(wěn)健的估計(jì)結(jié)果，(5)式中包括了一些控制變量，包括人均資本占有率、政府支出水平及制度質(zhì)量。Ⅰ

Ⅰ 本文控制變量的選取參考了毛其淋等(2011)的做法。

Ⅱ 一般學(xué)者在計(jì)算對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度時(shí)往往忽視了對(duì)外直接投資這一項(xiàng)，考慮到我國(guó)近幾年對(duì)外直接投資力度及規(guī)模都發(fā)展很快，本文在計(jì)算時(shí)包括了對(duì)外直接投資這一項(xiàng)。

(二)變量說(shuō)明及數(shù)據(jù)來(lái)源

1.全要素生產(chǎn)率(TFP)

本文使用Olley和Pakes(1996)提出的非參數(shù)估計(jì)方法來(lái)計(jì)算全要素生產(chǎn)率，該方法的優(yōu)點(diǎn)是它可以有效避免傳統(tǒng)生產(chǎn)率估計(jì)方法可能帶來(lái)的同時(shí)性偏差和選擇性偏誤。該方法的思路是：假設(shè)C-D生產(chǎn)函數(shù)的形式為Y=ALαKβ，方程兩邊取自然對(duì)數(shù)可得y=α1nl+β1nk+μi。顯然取對(duì)數(shù)后的方程存在內(nèi)生性問(wèn)題。令則其中為隱性生產(chǎn)率。不失一般性越高，企業(yè)越會(huì)追加對(duì)當(dāng)期的投資。設(shè)投資額為則(i,k)，于是，y=α1nl+β1nk+h(i,k)+ei。令φ(k,i)=β1nk+h(i,k)，y=α1nl+φ(k,i)+ei+ei。估計(jì)上式即可得到α的估計(jì)值定義該式中，v(·)是一個(gè)包含φ和k滯后值的函數(shù)，可以通過(guò)非線性最小二乘法估計(jì)出來(lái)。所有系數(shù)被成功估計(jì)后，就可得到TFP的對(duì)數(shù)值。

上述計(jì)算中用到的產(chǎn)出值用各地區(qū)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值來(lái)代替，該數(shù)據(jù)來(lái)自于各地區(qū)的《統(tǒng)計(jì)年鑒》，本文用GDP平減指數(shù)對(duì)各年份的GDP數(shù)據(jù)進(jìn)行了平減得到其實(shí)際值。勞動(dòng)投入采用各地區(qū)全社會(huì)年底從業(yè)人員總數(shù)來(lái)表示，其數(shù)據(jù)來(lái)自于《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》及各年份的《中國(guó)制造業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。資本存量數(shù)據(jù)利用永續(xù)盤(pán)存法計(jì)算得出，其中，投資額包括地區(qū)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額與外商直接投資額之和，各年份的外商直接投資額根據(jù)當(dāng)年人民幣兌美元的平均匯率折算為人民幣。

2.經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度(OPEN)

一國(guó)經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度應(yīng)該包括出口水平、進(jìn)口水平、吸引外資水平及對(duì)外直接投資水平四個(gè)方面Ⅱ。若單一地用某一個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量，則難以全面、準(zhǔn)確地衡量本地區(qū)真正的經(jīng)濟(jì)開(kāi)放水平。鑒于此，本文借鑒楊永恒等(2005)主成分分析法思想并進(jìn)行適當(dāng)修正，即用外貿(mào)依存度指標(biāo)與外資依存度指標(biāo)進(jìn)行加權(quán)平均。其中，外貿(mào)依存度是用本年度的進(jìn)出口總額與GDP的比值表示，外資依存度是用某段時(shí)期吸引外商直接投資額與對(duì)外直接投資額之和與GDP的比值表示。為消除價(jià)格波動(dòng)的干擾，以上數(shù)據(jù)均作了平減處理。其中，對(duì)外貿(mào)易額、吸引外資額及GDP數(shù)值來(lái)自于各年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，對(duì)外直接投資額來(lái)自于相應(yīng)年份的《國(guó)際收支平衡表》。

3.技術(shù)差距(TGAP)

Ⅰ 關(guān)于技術(shù)差距的測(cè)算方法并不統(tǒng)一，方法一是基于數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)的技術(shù)差距測(cè)算方法；方法二是基于全要素生產(chǎn)率的測(cè)算法；方法三是基于人均收入指數(shù)的測(cè)算。本文采用第二種方法。

4.人力資本(HUM)

本文采用人均受教育年限法計(jì)算人力資本水平。首先需要計(jì)算人力資本存量，人力資本存量=∑制造業(yè)部門(mén)接受不同級(jí)教育的人數(shù)×權(quán)數(shù)，即：H=∑Hi×hi。其中H為年人力資本存量，Hi為第i學(xué)歷層次制造業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)，hi為第i學(xué)歷平均受教育年限。本文把勞動(dòng)力的學(xué)歷層次分為4組：小學(xué)文化程度的平均教育年限定為6年；初中文化程度9年；高中文化程度12年；大專(zhuān)以上(包括大學(xué)專(zhuān)科、本科、各種成人教育以及研究生)16年。因此，制造業(yè)部門(mén)人力資本存量：H=6H1+9H2+12H3+16H4。其次，根據(jù)人力資本總存量，除以接受不同級(jí)教育的人數(shù)，就得到勞動(dòng)者平均受教育年限。所用到的數(shù)據(jù)來(lái)自于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》以及中國(guó)教育網(wǎng)，并經(jīng)過(guò)整理所得。

5.控制變量(CONTROL)

本文選取的三個(gè)控制變量分別為人均資本占有率(PCAP)、政府教育支出規(guī)模(GEXP)及制度質(zhì)量(SYS)。一般來(lái)說(shuō)，人均資本占有率越高的行業(yè)其技術(shù)水平也應(yīng)越高；若政府教育支出比例越高，人力資本質(zhì)量會(huì)越高，因而越有利于行業(yè)整體技術(shù)水平的提高；一個(gè)地區(qū)制度越完善，制度執(zhí)行越有效率，其對(duì)專(zhuān)利及知識(shí)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)力度會(huì)越大，越有利于研發(fā)、創(chuàng)新活動(dòng)的實(shí)施，從而會(huì)有利于本地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步。其中，人均資本占有率是用某一行業(yè)的內(nèi)外資本存量總和與所有勞動(dòng)力數(shù)量的比值表示，政府教育支出規(guī)模指的是某個(gè)年度政府教育支出額占當(dāng)期GDP的比值，制度質(zhì)量指標(biāo)本文參考了蔣殿春、張宇(2008)的做法，從非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的角度度量某個(gè)地區(qū)制度的完善程度。在計(jì)算時(shí)，本文借鑒了毛其淋等(2011)的做法，選取了非國(guó)有職工比例和非國(guó)有工業(yè)增加值比例兩個(gè)指標(biāo)，用主成分分析法確定了各自的權(quán)重后進(jìn)行加權(quán)得到制度質(zhì)量指數(shù)。

三、實(shí)證分析

(一)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

本文選取2002-2011年中國(guó)制造業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)(GB/T4754-2002)把制造業(yè)分為30個(gè)分行業(yè),但考慮到有的制造業(yè)行業(yè)，如石油、天然氣開(kāi)采業(yè)及煙草制品業(yè)等，外資進(jìn)入受到嚴(yán)格管制導(dǎo)致外資所占份額極低，甚至可以忽略不計(jì)，需要把這些行業(yè)數(shù)據(jù)剔除。另外，木材及竹材采運(yùn)業(yè)、其它采礦業(yè)2大行業(yè)由于數(shù)據(jù)不全也予以剔除，這樣實(shí)際納入研究對(duì)象的行業(yè)共有26個(gè)行業(yè)。表1給出了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征及相關(guān)系數(shù)。

由表1可以看出，全要素生產(chǎn)率與技術(shù)差距、經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度等各解釋變量存在較強(qiáng)的正相關(guān)性，這與預(yù)期一致。但全要素生產(chǎn)率與人力資本的相關(guān)系數(shù)雖達(dá)到了0.267，但沒(méi)有通過(guò)統(tǒng)計(jì)上的顯著性檢驗(yàn)。由表1還發(fā)現(xiàn)，人力資本與經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度及技術(shù)差距兩個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)分別達(dá)到0.313、-0.702，且均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。這表明人力資本與后兩者之間均存在相關(guān)性。通過(guò)計(jì)算各解釋變量的方差膨脹因子Ⅰ后發(fā)現(xiàn)，人力資本項(xiàng)的方差膨脹因子VIF=10.17，該數(shù)值超過(guò)了10的上限。這說(shuō)明人力資本與其他解釋變量間確實(shí)存在顯著的相關(guān)性，計(jì)量方程(5)存在比較嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。這個(gè)問(wèn)題其實(shí)也在本文的預(yù)期范圍之內(nèi)，因?yàn)橹T多研究已經(jīng)證實(shí)，人力資本與技術(shù)差距間存在較強(qiáng)的此消彼長(zhǎng)的關(guān)系，即人力資本水平越高，吸收能力會(huì)越強(qiáng)，導(dǎo)致技術(shù)差距縮?。蝗肆Y本水平越低，技術(shù)吸收能力越弱，技術(shù)差距會(huì)變大。人力資本項(xiàng)與多個(gè)解釋變量存在顯著相關(guān)性也說(shuō)明人力資本對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響是復(fù)雜的，既有直接影響也有間接影響，在這種情況下用參數(shù)估計(jì)人力資本對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響是不合理的。但考慮到人力資本是影響全要素生產(chǎn)率的關(guān)鍵要素之一，不能隨意刪除該項(xiàng)，否則計(jì)量模型(5)會(huì)出現(xiàn)內(nèi)生性問(wèn)題。綜合以上分析，本文對(duì)計(jì)量模型(5)進(jìn)行修正，建立半?yún)?shù)計(jì)量模型，把人力資本項(xiàng)放入半?yún)?shù)模型的非參數(shù)部分，這樣既解決了模型存在的多重共線性問(wèn)題，又防止了模型內(nèi)生性問(wèn)題的發(fā)生。修正后的計(jì)量模型為：

(6)

(6)式為修正后的基準(zhǔn)計(jì)量模型，其中，g(H)為該半?yún)?shù)計(jì)量模型的非參數(shù)部分，它是一未知函數(shù)，用來(lái)描述人力資本對(duì)技術(shù)進(jìn)步的復(fù)雜影響。 圖1描繪了我國(guó)2002-2011年制造業(yè)26個(gè)分行業(yè)對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放水平與全要素生產(chǎn)率的相關(guān)狀況。由圖1的散點(diǎn)圖可以看出，對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放水平與全要素生產(chǎn)率之間存在正相關(guān)關(guān)系。圖2則描繪了我國(guó)2002-2011年制造業(yè)26個(gè)分行業(yè)技術(shù)差距與全要素生產(chǎn)率的相關(guān)狀況。由圖2可以看出，我國(guó)制造業(yè)普遍存在技術(shù)差距與全要素生產(chǎn)率負(fù)相關(guān)的情況。

(二)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果及分析

本文實(shí)證分析時(shí)首先對(duì)總體樣本進(jìn)行估計(jì)，然后對(duì)分樣本進(jìn)行估計(jì)。表2是對(duì)計(jì)量模型(6)的總體樣本實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果。

表2的第(1)列是不包含控制變量的檢驗(yàn)結(jié)果，第(2)-(4)列是逐漸增加一個(gè)控制變量后的檢驗(yàn)結(jié)果。從表中可以看出，加入控制變量后，對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放水平指標(biāo)的系數(shù)顯著為正，并且取值均大于沒(méi)有加入控制變量時(shí)的取值。這表明對(duì)外開(kāi)放確實(shí)顯著地帶動(dòng)了制造業(yè)各分行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，同時(shí)也表明控制變量的選取是合理的。技術(shù)差距項(xiàng)前的系數(shù)為負(fù)值并且均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)(與圖2的散點(diǎn)圖結(jié)果一致)，這表明技術(shù)差距會(huì)反向推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步。這是因?yàn)榧夹g(shù)差距越小，吸收外來(lái)技術(shù)更容易，因此越有利于制造業(yè)行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步；而技術(shù)差距越大會(huì)導(dǎo)致吸收外來(lái)技術(shù)變得更加困難，因而技術(shù)進(jìn)步提升越小。被解釋變量的滯后項(xiàng)系數(shù)顯著為正，也表明了技術(shù)進(jìn)步是一個(gè)動(dòng)態(tài)連續(xù)的過(guò)程，它依賴(lài)于前期的技術(shù)積累水平。人均資本占有率系數(shù)在第(2)(3)列的模型中未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，而在第(4)列的模型中卻通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)。這說(shuō)明，單純的人均資本占有量的提高并不必然帶來(lái)行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，在制度質(zhì)量更高(即非國(guó)有職工比例和非國(guó)有工業(yè)增加值所占比重更高時(shí))以及政府教育支出比例更高時(shí)人均資本占有量才會(huì)顯著地推動(dòng)行業(yè)技術(shù)進(jìn)步。而教育支出及制度質(zhì)量都能顯著地推動(dòng)行業(yè)技術(shù)進(jìn)步。

從理論上講，人力資本水平及研發(fā)力度都與行業(yè)技術(shù)進(jìn)步存在很密切的關(guān)系，但剛才的總體樣本回歸卻沒(méi)有充分考慮這一點(diǎn)。因此，有必要分別按照人力資本水平及R&D投入比例兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)對(duì)大樣本進(jìn)行細(xì)分，人力資本水平的高低以表1中統(tǒng)計(jì)出的人力資本的均值為標(biāo)準(zhǔn)劃分，人力資本水平高于0.8710的放在較高組，其余的放在較低組。研發(fā)投入比例是用研發(fā)費(fèi)用占銷(xiāo)售收入的比例來(lái)表示，本文在此參考陳仲常等(2007)的做法，以4%作為劃分行業(yè)研發(fā)投入比例高低的標(biāo)準(zhǔn)。表3是按照此標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行的分樣本檢驗(yàn)結(jié)果。

表3第1、2列是根據(jù)人力資本水平劃分的分樣本檢驗(yàn)結(jié)果；第3、4列是根據(jù)研發(fā)投入高低劃分的分樣本檢驗(yàn)結(jié)果。由表3可以看出，在人力資本水平較高的行業(yè)，經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度及技術(shù)差距兩項(xiàng)對(duì)行業(yè)技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)率較高(分別達(dá)到35.06%及-39.27%)，而在人力資本水平較低的行業(yè)，經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度及技術(shù)差距兩項(xiàng)對(duì)行業(yè)技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)率較低(分別達(dá)到32.42%及-28.66%)并且后者沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。這表明人力資本水平確實(shí)會(huì)通過(guò)影響經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度及技術(shù)差距來(lái)間接影響全要素生產(chǎn)率。這與本文第三部分的分析結(jié)論是一致的，即人力資本質(zhì)量提高有助于行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，但有時(shí)是通過(guò)影響其他因素而最終實(shí)現(xiàn)的。表3第3、4列是根據(jù)R&D投入比例高低分組檢驗(yàn)的結(jié)果?？梢员容^明顯的看出，在研發(fā)投入較高組，無(wú)論是對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放水平項(xiàng)還是技術(shù)差距項(xiàng)對(duì)技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)要高于研發(fā)投入較低組。這是因?yàn)闁|道國(guó)研發(fā)水平的提升會(huì)更加容易地消化、吸收外來(lái)技術(shù)，增強(qiáng)技術(shù)的外溢效果。這一結(jié)論與Coe和 Helpman(1995)及Keller(2000)等的研究結(jié)論一致。

四、結(jié)論

本文以Miller 和 Upadhyay(2000)的模型為基礎(chǔ)，通過(guò)加入技術(shù)差距項(xiàng)進(jìn)行適當(dāng)修正，構(gòu)建了關(guān)于經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度、內(nèi)外資技術(shù)差距、人力資本與全要素生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)半?yún)?shù)計(jì)量模型，運(yùn)用2002-2011年26個(gè)制造業(yè)行業(yè)的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證研究。研究結(jié)果表明，我國(guó)的對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放水平及合理的技術(shù)差距都會(huì)顯著地促進(jìn)行業(yè)技術(shù)水平的提高，通過(guò)逐步加入一系列控制變量后發(fā)現(xiàn)，這種促進(jìn)作用得到了明顯的加強(qiáng)。這說(shuō)明我國(guó)制造業(yè)行業(yè)整體的技術(shù)進(jìn)步不單純依賴(lài)于經(jīng)濟(jì)開(kāi)放的力度、合理的技術(shù)差距，還受行業(yè)人均資本占有率水平、教育支出比例高低及制度質(zhì)量等的影響。分樣本檢驗(yàn)結(jié)果表明，更高的人力資本水平及更大的研發(fā)投入比例都會(huì)顯著地幫助促進(jìn)行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步。

同時(shí)，本文的分析還表明，人力資本水平與技術(shù)差距存在顯著地此消彼長(zhǎng)的關(guān)系，因此兩者不應(yīng)放入同一計(jì)量模型中，否則會(huì)產(chǎn)生嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。此外，人力資本水平對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響是復(fù)雜的，它本身可以對(duì)全要素生產(chǎn)率起到直接促進(jìn)作用，但更多情況下是通過(guò)影響其他因素(如對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放的質(zhì)量、技術(shù)差距)而間接推動(dòng)行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步。而這正是本文建立半?yún)?shù)計(jì)量模型的原因所在。

因此，要提高我國(guó)制造業(yè)行業(yè)的整體技術(shù)水平，必需注重對(duì)諸多因素的培育與發(fā)展。在繼續(xù)保持較高層次的經(jīng)濟(jì)開(kāi)放水平基礎(chǔ)上，引進(jìn)適宜的先進(jìn)技術(shù)、加強(qiáng)對(duì)研發(fā)的投入力度至關(guān)重要；除此之外，注重培育高質(zhì)量人力資本，改善行業(yè)制度質(zhì)量等也是提高我國(guó)全要素生產(chǎn)率不可或缺的因素。

[注釋]

①Coe, David T. & Helpman, Elhanan, 1995. "International R&D spillovers," European Economic Review, vol. 39(5), pages 859-887.

②Edwards, Sebastian, 1998. "Openness, Productivity and Growth: What Do We Really Know?," Economic Journal, vol. 108(447), pages 383-98.

③陳媛媛，王海寧：《出口貿(mào)易、后向關(guān)聯(lián)與全要素生產(chǎn)率》，《財(cái)貿(mào)研究》，2011年第1期。

④錢(qián)學(xué)鋒，王勝，黃云湖，王菊蓉：《進(jìn)口種類(lèi)與中國(guó)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率》，《世界經(jīng)濟(jì)》， 2011年第5期。

⑤Keller, Wolfgang, 2000. "Do Trade Patterns and Technology Flows Affect Productivity Growth?," World Bank Economic Review, vol. 14(1), pages 17-4.

⑥劉宏，張磊：《中國(guó)ODI逆向技術(shù)溢出對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響程度研究》，《財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)》，2012年第1期。

⑦魏下海：《貿(mào)易開(kāi)放、人力資本中國(guó)全要素生產(chǎn)率》，《經(jīng)濟(jì)研究》，2009年第7期。

⑧黃凌云，吳維瓊：《FDI 技術(shù)外溢與技術(shù)差距的門(mén)檻效應(yīng)》，《財(cái)經(jīng)科學(xué)》，2013年第3期。

⑨王麗麗：《集聚、貿(mào)易開(kāi)放與全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)-基于中國(guó)制造業(yè)行業(yè)的門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)》，《產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究》，2012年第1期。

⑩賴(lài)明勇，包群，彭水軍，張新：《外商直接投資與技術(shù)外溢：基于吸收能力的研究》，《經(jīng)濟(jì)研究》，2005年第8期。

國(guó)家社科基金項(xiàng)目：異質(zhì)需求、空間集聚與我國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)內(nèi)生動(dòng)力研究(13CJY063)；山東省高校人文社科項(xiàng)目：出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度與技術(shù)升級(jí)問(wèn)題研究( J13WF55) 的階段性研究成果。

司傳寧(1977-)，男，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，山東大學(xué)博士后流動(dòng)站研究人員，山東英才學(xué)院商學(xué)院副教授；付宏華(1979-)，男，博士研究生，山東英才學(xué)院商學(xué)院講師。

F403.6

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1003-8353(2015)05-0075-06