國際產業轉移對我國技術進步影響的實證分析

多淑杰

（中山職業技術學院，廣東 中山 528404）

隨著產業分工的深化，產業鏈分工成為當前國際分工的新型形態，并逐漸起著主導作用。伴隨著產業鏈分工的發展，國際產業轉移模式發生了深刻的變化，產業轉移不再局限于整體產業的轉移，可只轉移部分生產工序和環節。新型分工下產業轉移模式的轉變對發展中國家經濟發展產生了新的影響，一方面發展中國家通過承接部分環節嵌入全球產業鏈分工網絡體系，基于產業鏈關聯關系和發達國家建立更加緊密的分工合作關系，獲取信息技術的溢出。另一方面由于發達國家占據產業鏈高端和關鍵環節，具有強大的產業技術壟斷優勢，發展中國家容易形成技術鎖定，缺乏自主創新。改革開放以來，我國充分利用政策優勢和地理優勢以及勞動成本優勢承接了國際加工制造環節的轉移，嵌入到全球產業鏈分工體系中。產業鏈分工下國際產業轉移對我國技術進步具有什么的影響，是促進作用還是抑制作用？影響程度和影響方式如何等成為人們關注的重要問題。

1 中國及各區域技術進步的估算

1.1 模型建立

技術進步估算是一項比較復雜的事情。作為簡潔的方法，全要素生產率常被作為來衡量技術進步變化的主要指標。全要素生產率衡量的是單位投入的產出效率，是經濟增長的核心要素。比較有代表性的把全要素生產率作為衡量技術進步水平的為索洛，其在索洛經濟增長分析模型中，將產出增長中扣除資本、勞動力帶來的產出增長所得的“余值”看作技術進步對產出的貢獻，賦予其技術變化或技術進步的內涵。隨著一些學者利用這一指標對一國或區域技術進步進行衡量。平新喬在《市場換來技術了嗎？》一文中，比較外資和內資的全要素生產率差異來表明中國和世界先進技術的差異，這里外資的全要素生產率代表了世界先進技術水平。美國經濟學家Krugman認為東亞經濟增長完全可以用投入增長來解釋，全要素增長率比較小。因此，其推斷東亞經濟增長中沒有技術進步的成分。在全要素生產率的測度方面形成了不同的方法，林毅夫、任若恩將通用的全要素生產率估算方法分為兩種：增長核算方法和經濟計量學方法。前者不需要估計參數，而后者需要。本節根據經濟計量學方法通過回歸來估計索洛余值，計算全要素生產率。

采用參數回歸需設定生產函數形式，這里我們假定為柯布-道格拉斯生產函數為：

其中Y代表產出；K和L分別表示資本存量和就業勞動力數量；A0是基年綜合生產效率系數，它反映產出的增長扣除投入增長之外的全要素生產率的增長，被視作廣義的技術進步。由于技術進步具有時間趨勢，因此這里加上了時間趨勢項ert，A0ert反映的是第t年的全要素生產率；α1和α2為資本和勞動投入的產出彈性，假設生產函數規模報酬不變，則α1+α2=1。

借鑒李國章等做法，對公式（1）兩邊同時除以L，然后取對數，在加上誤差項，就可得到線性的生產函數計量模型：

由于一般的線性模型只能單獨處理橫截面數據或者時間序列數據，而不能同時分析和對比它們。面板數據模型相對于一般的線性回歸模型，其長處在于它既考慮到了橫截面數據存在的共性，又能分析模型中橫截面因素的個體特殊效應，因此本文采用面板數據分析的技術來具體分析各個省份之間的全要素生產率。建立面板數據模型如下：

其中，yit=Yit/Lit，kit=Kit/Lit，i表示不同的省份；t代表年份。

這里采用經濟計量法確定確定產出彈性系數。通過回歸便可以得到資本產出彈性系數α1。由此得到各省份考察時期的全要素生產率為

1.2 數據說明

本文采用了28個省市（重慶、云南和西藏由于數據的缺失，本文把這三個省市排除在外）1978～2008年的面板數據對上述模型進行回歸。在各指標數據的選取中，Y選擇各省份的實際地區生產總值，以1978年為基期。勞動投入選擇各省份歷年的從業人員。兩項數據均來源于《新中國60年統計資料匯編》。資本投入的度量不但是全要素生產率分析的難點，也是實證經濟研究領域的難點。目前經濟學界普遍采用的測量資本存量的方法是Goldsmith在1951年開創的永續盤存法，基本公式為：Kt=It+(1-δt)Kt-1。本文引用中國經濟增長與宏觀穩定課題組2010年發表在《經濟研究》上的各省份固定資本存量測算結果數據作為本模型資本存量投入。

1.3 變量平穩性和協整檢驗

一般來說，計量經濟模型應當建立在變量為平穩序列的基礎上。這里我們首先對人均產出和勞均資本的對數序列進行單位根檢驗。面板數據的單位根檢驗主要分為兩類：一類為相同根情形下的單位根檢驗，這類檢驗方法假設面板數據中的各截面序列具有相同的單位根，主要包括LLC檢驗、Breitung檢驗、Hadri檢驗。另一類為不同根情形下的單位根檢驗，這類方法允許各截面序列數據具有不同的單位根過程，主要包括Fisher-ADF檢驗、Fisher-PP檢驗等。為了節省篇幅，這里只分別給出相同根情形下的LLC檢驗和不同根情形下的Fisher-ADF檢驗結果，如表1。從各變量的單位根檢驗結果，變量log(yit)、log(kit)均為I（1），即變量本身不具有平穩性，但其一階差分后均為平穩序列。

表1 log（yit）、log（kit）、△log（yit）、△log（kit）的單位根檢驗

表2 Kao檢驗結果（滯后階數由SIC準則確定）

根據協整理論，不具有平穩特征的變量之間的某種線形組合卻有可能是平穩的。具有協整性意味著這些平穩變量之間可能具有某種長期均衡關系的存在。面板數據的協整檢驗方法也主要有兩類，一類是建立在Engle-Granger的“兩步法”檢驗基礎上的面板協整檢驗，具體方法有Pedroni檢驗和Kao檢驗；另一類建立在Johansen協整檢驗基礎上的面板協整檢驗。這里分別給出Kao檢驗和Jonansen面板協整檢驗結果，見表2、表3 。

表3 Johansen面板協整檢驗結果

從上表檢驗結果表明，在5%的顯著水平上人均產出和勞均資本的面板數據之間存在協整關系。

1.4 模型形式確定

面板數據模型通常包括三種類型：混合模型、固定效應模型和隨機效應模型。運用面板數據分析的時候，需要首先確定模型的設定形式，因為模型形式設定不正確，估計結果將與所要模擬的經濟現實偏離甚遠。因此我們運用面板數據分析技術的第一步是確定究竟采取哪種面板數據模型，從而避免模型設定的偏差，改進參數估計的有效性。我們使用的檢驗是協方差分析檢驗，即F檢驗。F檢驗的計算方法為：

其中，R2為判決系數，u為非約束模型（此處為固定效應模型），p表示合并或約束模型，n為樣本容量，T為樣本的期間，k為自由度，等于解釋變量的個數（不包含截距項）。將F統計量與F臨界值進行對比，如果F統計量大于臨界值，則拒絕原假設，選擇固定效應模型；反之，則選擇混合模型。通過計算分析，F統計量為96.178，在5%的水平上大于F的臨界值。因此，相比應選擇固定效應模型。我們采用用H統計量檢驗應該是建立固定效應還是隨機效應模型。計算H統計量為11.89，在5%的水平上大于H的臨界值，因此，模型存在固定效應，應選擇固定效應模型。

根據前面綜合比較，我們應選擇固定效應模型。為了消除異方差，這里選擇橫截面加權估計方法，并對模型進行序列自相關修正，得到方程估計結果：

據此，我們可以計算出全國范圍內資本與勞動的產出彈性，分別為α1=0.47，α2=0.53。

2 中國技術進步影響的實證分析

地區技術進步受到多種因素的影響。歸納起來包括技術進步來源于兩個方面：自主創新與學習模仿。承接地的學習模仿主要建立在國際產業技術擴散與溢出的基礎之上，而國際產業技術擴散與溢出主要通過產業轉移進行。在國際產業鏈分工下，我國尤其是東部沿海地區通過承接外包業務和吸收外商直接投資承接了大量的加工貿易，且具有“兩頭在外”的特征，即加工貿易進出口規模都比較高。自1981年以來，加工貿易出口和加工貿易進口所占總貿易值的比重在很長一段時間內呈明顯的上升趨勢，1995年加工貿易進出口所占比重超過一般貿易進出口所占的比重。并且在1996～2005年間加工貿易出口所占比重達到55%左右。加工貿易快速發展在很大程度上受到外商在中國投資的驅動。在中國加工貿易出口的企業中，外商直接投資企業加工貿易進口、出口占總加工貿易進口和出口比重均達到了80%左右。同時，外包也占有一定的份額。無論是在FDI下，還是在外包下，加工貿易成為中國承接產業鏈分工下國際產業轉移的直接衡量。以加工貿易為特征的國際產業轉移對承接地技術進步具有一定的影響，其中加工貿易出口對技術進步的影響主要來源于：一是基于產業鏈后向關聯所產生的技術溢出和擴散，即從采購商獲得相關技術信息的支持。二是通過市場規模的擴大提高國內生產的專業化程度和規模經濟，從而能夠提高產業生產效率。三是出口中學習。而加工貿易進口對技術擴散與溢出的渠道主要包括：一是通過中間產品尤其是技術密集型和高端中間產品或零部件的進口的學習，二是來自國際產業鏈供應商技術擴散和技術溢出。但同時還也存在著技術擠出效應和壓制效應。下面以加工貿易作為衡量中國承接國際產業鏈分工下國際產業轉移特征的指標，分析其對中國各區域技術進步的影響。

2.1 模型建立和數據說明

在對各省份全要素生產率進行估算的基礎上，從加工貿易進、出口兩方面建立面板計量經濟模型來考察國際產業鏈分工下的產業轉移對中國各地區技術進步的影響。由于除了加工貿易外，技術進步還受到研發投入、人力資本以及制度等因素的影響，因此在模型中還選擇了研發支出、政府財政支出和人力資本水平作為模型的控制變量。我們選取全國27個省、市（因為數據缺失，西藏、青海、重慶、云南除外）2002～2008年相關變量數據。數據來源于2003～2009年《中國區域經濟年鑒》、《中國經濟統計年鑒》、《中國工業經濟年鑒》、國研網數據庫等。本文建立如下面板數據模型形式：

其中，i表示各省或直轄市，t表示時間，α，β表示待估參數。εit為隨機擾動項，服從獨立同分布。T代表技術進步率，采用前面計算的全要素生產率表示；I為加工貿易進口，采用進口貿易量占GDP的比重表示；E代表加工貿易出口，采用出口貿易量占GDP的比重；R代表研發投入水平，用研發支出占GDP的比重表示；F代表制度變量，采用地方財政支出占GDP的比重表示。H代表地區人力資本水平，采用各地區受高中及以上學歷從業人員比重表示。

2.2 模型的估計與回歸結果分析

首先需要檢驗該采用混合模型還是采用固定效應模型。這里采用F統計量進行檢驗，通過計算F統計量為32.204,在5%水平上顯著，拒絕原假設，因此我們可以采用固定效應的模型。 采用Hansman檢驗判定是應建立固定效應模型還是隨機效應模型，通過計算H統計量為76.157,在5%的水平上顯著，拒絕原假設，因此，我們應采用固定效應模型。

采用橫截面加權估計法（Cross-Section Weights）對模型進行估計。估計結果如下：

從回歸的結果可以看出，總體顯著性水平比較高，擬合度比較高。除人力資本外，各變量系數都在1%的顯著水平上通過了檢驗。各變量對地區技術進步具有一定的影響，但影響程度存在著一定的差異,加工貿易進口與地區技術進步呈負相關，加工貿易出口、研發支出和人力資本對地區技術進步均呈正相關。其中研發支出影響程度相對最大，回歸系數為0.2476,意味著研發強度變化一單位，技術進步率將提高0.2476單位。加工貿易出口回歸系數為0.0207，意味著加工貿易出口比重增加一單位，技術進步率提高0.0207單位。而加工貿易進口對技術進步具有負影響，加工貿易進口所占比重每提高一單位，技術進步率則下降0.0325單位。而財政支出對地區技術進步具有正影響，而人力資本對地區技術進步影響則相對比較小。

2.3 實證結論

首先分析加工貿易對我國地區技術進步的影響。實證結果表明我國各地區加工貿易出口有助于促進地區技術進步，而加工貿易進口則在一定程度上阻礙了地區技術進步。這在一定程度上說明了我國嵌入國際產業鏈分工的后向關聯有助于實現技術的擴散和溢出。企業通過加工貿易出口可以獲得國際產業鏈中采購商或客戶的技術信息的支持或具有出口中學習效應，從而促進了地區技術進步的實現。張杰、李勇、劉志彪從微觀層面上通過分析中國制造業企業出口對其生產率提高的影響也證實了這一點，認為中國制造企業具有出口中學習效應，這種效應可以促進企業生產工業流程與組織管理方式的改善以及外部制度環境的改進，從而最終提高企業生產率。而加工貿易進口對地區技術進步呈現出負影響，表明了我國嵌入國際產業鏈分工中的前向關聯并沒有促進技術溢出。其可能原因在于，從國外引進技術含量較高的設備、零部件或中間產品往往以“物化”形式存在，這不能直接導致技術擴散和外溢，最重要的是有效消化、吸收，而忽視了對產品技術的消化吸收，則不能有效引進獲得國外先進的技術；和國家產業鏈上供應商技術合作交流的缺失也不利于中國地區技術的進步。同時定位于國際產業鏈的低端環節，而對高端先進設備和高端零部件的引進，相反在某種程度上可能還會抑制地區自主創新，形成低端技術鎖定，從而阻礙其技術進步。

其次，考察其他相關變量的影響。如研發支出、地方政府財政支出以及人力資本水平對地區技術進步具有正的影響。尤其是研發支出，在所有變量中其對地區技術進步的影響程度最高。研發支出、人力資本等這些因素是促進地區技術進步的重要保障和支撐，是促進地區自主創新的重要源泉。研發投入的加大、勞動力素質的提高和制度環境的改善都有助于提高知識技術的積累。因此，各地區在通過承接國際產業轉移促進技術進步的同時，更應注重本地區要素條件的改善和提高，增強自主創新能力。

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