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1、国际贸易与技术效率和技术进步思索国际贸易与技术效率和技术进步思索 1 引言改革开放以来，伴随着经济的快速增长，我国国际贸易总额日益增加，从 1978 年的亿美元增加到 2008 年的25616 亿美元，平均每年大概以%的速度递增;流入我国的外商直接投资(FDI)也日益增多，19792008 年，我国实际利用 FDI 累计达 8526 亿美元，平均每年以大概 30%的速度递增，1993 年开始，我国 FDI 流入量就在发展中国家位居第一，2002 年更是超过美国位居世界第一;在这样的背景下，国内学者对国际贸易和 FDI 促进技术进步的渠道和效应进行了较为详细的研究。关于国际贸易促进技术进步的渠道
2、，多数学者认为，技术落后国一方面通过国际贸易可以从技术先进国进口产品，设备以及仪器，给本国带来了更多的技术模仿与学习机会;另一方面国际贸易的竞争效应将迫使技术落后国政府和企业增加研发投入以提高技术水平增强国际竞争力。绝大部分实证文献支持此观点，但 Grossman和 Helpman(1991)也认为技术落后国通过国际贸易促进技术进步可能受到一定的限制，主要由于技术落后国的比较优势集中在技术含量低的非熟练劳动力从事的传统生产部门，技术落后国可能因为国际贸易而专门从事传统产品生产，产生锁定效应1 。此外，国际贸易促进技术进步效应的大小受到技术落后国的研发强度、人力资本水平、知识产权保护水平等因素的
3、制约(KellerandPisu，2005;李小平和朱钟棣，2004;许和连、王艳和邹武鹰，2007;王孝成和于津平，2010)25 。关于 FDI 促进技术进步的渠道，多数学者认为有以下几点:(1)跨国公司的培训效应，示范效应，竞争效应和联系效应促进了技术落后国的技术进步(JonathanMichie，2002)6;(2)跨国公司能提供稳定的收入流，有利于技术落后国研发投入增加，且 FDI 提供了稳定的资本投资，减少了技术落后国的人才外流，有利于技术落后国技术研发(Slaughter，2002)7;(3)FDI 导致技术落后国的技能劳动力相对需求上升，由于短期内技能劳动力的供给刚性，技能劳动
4、力的相对工资上升，使得更多的劳动者作出接受教育的选择，且 FDI流入标志着未来更快的经济增长，人们将预计这会提高受教育的预期收益，从而提高教育需求，增加人力资本积累，这有助于本国技术研发和有助于吸收 FDI 的技术溢出(DexterGittens，2006)8 。但技术落后国通过 FDI 促进技术进步也受到一定的限制，主要由于大量 FDI 的投资动机可能仅仅是利用技术落后国廉价的劳动力要素来进行低技术特性的生产以及占领其广阔的市场，可能仅仅是寻求低工资，这可能使得技术落后国陷入低技术水平的均衡陷进，此外，FDI 促进技术进步效应的大小受到技术落后国的经济发展水平、研发强度、金融发展水平、人力资
5、本水平、知识产权保护水平等因素的制约(Branststter，2006;赖明勇、包群、彭水军和张新，2005;蒋殿春和张宇，2008;崔喜君和欧志斌，2009;苏为华和孔伟杰，2010)913 。上述文献均没有对国际贸易和FDI 与技术效率和技术进步的关系进行实证研究。国内仅有的文献有李小平和朱钟棣(2006)利用我国 19982003 年 32个工业行业的面板数据，对贸易渠道技术外溢进行分析，得出国际 RD 通过贸易渠道促进了我国工业行业的技术效率、技术进步和全要素生产率的增长14;李景睿(2009)运用 19902007 年珠江三角洲 9 个城市的面板数据实证研究FDI 的技术溢出效应，发
6、现 FDI 显著地提高了前沿技术进步，扩大了技术效率提升的空间15;王滨(2010)则利用19992007 年我国制造业 27 个行业的面板数据，检验了FDI 的技术溢出效应，发现前向关联促进了技术效率和技术进步，后向关联仅促进技术进步，横向溢出效应对技术进步影响不显著16 。本文在上述研究文献基础上，基于DEA 的非参数方法测算了全要素生产率指数，并通过对其分解，计算出了东部、中部和西部地区的技术效率指数和技术进步指数，然后将国际贸易和 FDI 对技术效率和技术进步的影响分别纳入一个实证模型，并考虑到变量的内生性问题，利用 19872008 年省级动态面板数据，运用广义矩估计方法(GMM)对
7、国际贸易和 FDI 与技术效率和技术进步的关系进行实证研究。2 模型构建与数据来源和处理模型构建文章原始模型为柯布道格拉斯生产函数:Yit=f(Lit，Kit)=AitLitKit(1)其中，Yit 为第 i 个省(自治区、直辖市)第 t 年的产出，用各省 GDP 表示，Ait 表示技术水平，Lit 表示劳动力，用各省的从业人员来衡量，Kit 为资本存量。这里 Ait 取决于很多因素，本文借鉴LevinandRaut(1997)的思想，假设:Ait=Cit(1+Eit)XitMit(2)其中，Eit 表示进出口额占 GDP 的比例，Xit 表示出口额，Mit 表示进口额，Cit 则为影响 Ai
8、t 的其它因素，结合上述学者的研究以及本文需要，假设 Cit 包括 FDI、人力资本 H 和制度变量 Z，则:Cit=f(FDIit，Hit，Zit)=CFDIitHitZit(3)其中，C 为常数项。定义全要素生产率tfpit=Ait=YitLitKit，将(3)式代入(2)式，两边取对数得到:lntfpit=lnC+lnFDIit+lnHit+lnZit+ln(1+Eit)+lnXit+lnMit(4)当 Eit 很小时，ln(1+Eit)Eit，得到以下计量模型:lntfpit=0+1lnFDIit+2lnHit+3lnZit+4Eit+5lnXit+6lnMit+it(5)如果直接利用
9、(5)式进行实证研究，可能会丢掉一些其它影响全要素生产率的因素，因此，笔者加入被解释变量滞后一期，得到以下基本计量模型:lntfpit=0+1lntfpit1+2lnFDIit+3lnHit+4lnZit+5Eit+6lnXit+7lnMit+it(6)全要素生产率测算全要素生产率的测算主要包括基于柯布道格拉斯生产函数，通过索洛余值法测算和基于数据包络分析(DEA)的非参数方法两种，前者有诸多前提和假定条件，如完全竞争市场、资本与劳动任意替代、要素充分利用、技术中性等，而我国几乎不具备这些条件，所以通过索洛余值法测算的全要素生产率作为衡量技术水平指标难以说明我国的技术水平;而基于 DEA 方法
10、测算的非参数 Malmquist 生产率指数不需要引入较强的假设，能更好的衡量技术水平。本文采用 Fare 等人在 1994 年构建的基于 DEA 测算的Malmquist 生产率指数法对 Malmquist 生产率指数分解，计算出了各省的技术效率指数 effch 和技术进步指数 tech，并分别用这两个变量替代(6)式中的全要素生产率，得到如下最终计量模型:lneffchit=10+11lneffchit1+12lnFDIit+13lnHit+14lnZit+15Eit+16lnXit+17lnMit+1it(7)lntechit=20+21lntechit1+22lnFDIit+23lnH
11、it+24lnZit+25Eit+26lnXit+27lnMit+2it(8)数据来源和处理本文选择的样本时间是 19872008 年，29 个省(西藏和青海数据不全)，其中 19872004 年的原始数据来源于新中国 55 年统计资料汇编 ，20052008 年的原始数据来源于各年的中国统计年鉴 。为了保持研究口径的一致，1996 年以后的四川省包含重庆市。本文对数据进行了以下处理。为了消除统计数据中价格因素和汇率因素的影响，用各地区 GDP 指数(以 1987 年为 100)对 GDP 的数据进行了折算;又由于人民币汇率制度改革导致人民币对美元汇率大幅变动，因此，本文将各年 FDI(用实际
12、利用外资金额衡量)和进出口贸易额按当年时间加权平均汇率调整，分别得到了各年度的真实增加值。此外，为了计算 Malmquist 生产率指数，需要对资本存量计算，这里使用“永续盘存法”计算，具体公式为 Kit=Iit/Pit+(1)Kit1，其中 Iit 为第 i 个省第t 年的名义固定资产投资额，Pit 为固定资产投资价格指数(以 1987 年为 100)， 为资本折旧率，本文采用国际上惯常的做法，将其设定为 5%;至于初始年份 1987 年各省的资本存量，本文借鉴徐现祥(2007)的做法，通过下式求出:Ki，1985=Ii，1985/(+giy)，其中，giy 为 i 省 19872008 年
13、的 GDP 平均增长率。对于计量模型中的人力资本和制度变量，目前理论界还没有一个统一的标准。就人力资本变量，已有的研究主要有三种衡量方法:未来收益法，累计成本法和教育存量法。每种方法均有优缺点，但由于教育存量法直观，易于操作，基本上能反映出一国人力资本水平，数据也较容易获得。因此，笔者这里用各省 6 岁以上人口的平均受教育程度表示人力资本。首先将 6 岁以上人口划分为 5 个层次:文盲或半文盲(部分人受过一些教育)、小学(普小、成人小学)、初中(普通初中、职业初中、初中技工学校、成人初中)、高中(包括普高、普通中专、高中技工学校、成人高中和中专)、大专及以上。并依次将教育年限设定为 2年、6
14、年、9 年、12 年、16 年。因此，平均受教育程度=文盲半文盲人口比重2 年+小学文化程度人口比重6 年+初中文化程度人口比重9 年+高中文化程度人口比重12 年+大专及以上文化程度人口比重16 年。就制度变量而言，本文采取各省的国有及国有控股企业工业总产值占全部国有及规模以上非国有工业企业工业总产值的比值来衡量。3 实证研究全要素生产率 TFP 的测算与分析本文基于 DEA 的 Malmquist 指数法，利用软件计算了 19872008 年东部、中部和西部地区的技术效率指数effch、技术进步指数 tech 和全要素生产率指数 tfpch。如表1 所示，从中可看出，19872008 年，
15、东部地区的全要素生产率增长主要是依赖技术进步，技术效率对全要素生产率增长的贡献较小;中西部地区的全要素生产率增长主要是依赖技术效率的提高。本文下面将从国际贸易和 FDI 的视角来实证解释。国际贸易、FDI 对技术效率和技术进步的影响分析对于模型(7)和(8)的一般回归，可能会因解释变量的“内生性”而导致估计偏差。内生性来源于三种因素:一是引入了被解释变量的一阶滞后项作为动态项，该项易和随机误差项存在相关关系;二是进出口贸易额高的地区，技术水平原来就较高;三是 FDI 倾向于流入我国技术水平原来就较高的地区，即使回归结果表明技术效率和技术进步与进出口贸易和 FDI 关系显著，也不能断言后者对前者
16、有影响。因此，这里最小二乘法已经不能一致和无偏地估计系数。文章采用广义矩方法估计 GMM，在进行 GMM 估计时，文章运用一阶差分法对原估计方程进行转换，选择二阶滞后的因变量作为滞后因变量一阶差分项的工具变量，并以WhitePeriod 方式进行加权。又由于 GMM 估计的一致性取决于工具变量的有效性，因此，两个识别检验是必要的。首先是 Sargan 检验，它检验工具变量的有效性;其次是差分误差项序列相关检验，这里利用 ArellanoBond 统计量来检验，结果见表 2。从表 2 中可看出，AdjustedR2，Wald 检验和 Sargan 检验等统计量均无异常，ArellanoBondAR(1)值表明残差有一阶自相关性，ArellanoBondAR(2)值表明残差已没有二阶自相关性。从回归结果可知:(1)东部地区出口贸易促进了技术效率和技术进步，对技术进步的影响系数大
