國際貿易與全要素生產率

遲旭蕾

摘 要：利用中國30個省際區域1998年至2012年的數據，采用門檻回歸分析方法檢驗國際貿易對全要素生產率影響的門檻效應，結果發現正門檻效應的存在，即對于經濟不發達地區，國際貿易與全要素生產率是顯著負相關，隨著經濟發展水平的提高，這種關系由負轉為無影響，然后由無影響轉為正影響，正影響又會隨著經濟發展水平越過一個更高的門檻由小變大。

關鍵詞：國際貿易；技術溢出；全要素生產率；面板數據；門檻效應

中圖分類號：F752 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2014）04-0080-05

一、引言

國際貿易和經濟增長之間的關系一直是理論界研究的熱點問題之一。自亞當·斯密的動態生產率理論和“剩余產品出口”模型開始，對于兩者之間的關系，學者們紛紛提出自己的理論與見解，絕對利益論、比較利益論、要素稟賦論和“經濟增長發動機”學說等眾多的研究都認為對外貿易對經濟增長具有促進作用；但以普雷維什和辛格為代表的一些拉美經濟學家提出了“中心—外圍”論，認為當今的國際經濟體制是以發達資本主義國家為中心的，而廣大的發展中國家處于外圍地帶，中心控制外圍，發展中國家只能依附于中心國家，因此發展中國家的對外貿易不僅不能促進經濟增長，反而成為發展中國家經濟不發達的原因。

Maddison（1995）[1]發現1870—1913年和二戰后世界經濟出現過兩次高速增長，伴之出現的是貿易全球化的浪潮；而在上世紀60年代后，日本和亞洲“四小龍”通過實施出口導向型戰略實現了經濟的持續快速增長，并且先后邁入新興工業化階段。這些都為對外貿易促進經濟增長提供了有力的證據。80年代中期以來，以Romer、Lucas為代表的新增長理論，把創新作為生產率增長的核心因素，創新活動與對外貿易之間有較為密切的聯系（熊賢良，1993）[2]。建立在新增長理論基礎上的新貿易理論認為，長期的經濟增長只能來源于技術進步，貿易影響增長的關鍵在于貿易的動態收益，即國際貿易存在技術溢出效應（Grossman and Helpman，1990）[3]。根據新經濟增長理論，技術進步既來自本國的研發投入，也來自國外研發對本國產生的直接或間接的技術溢出，這種溢出實現的途徑是包括國際貿易、國際直接投資、國際技術交流和國際勞動力遷移等一系列國際經濟活動，使全要素生產率的增長突破單一國家的限制，國際貿易與經濟增長呈現出同步增長的現象，或者說國際貿易促進了經濟增長。國內外許多學者從實證角度檢驗了國際貿易、國際直接投資對全要素生產率的影響，這一類研究的經典性文獻為Coe and Helpman（1995）[4]、Coe，Helpman and Hoffmaister（1997）[5]、Bayoumi，Coe and Helpman（1999）[6]，后續的相關研究絕大多數沿用了其模型與框架。

改革開放以來，中國的對外貿易取得了舉世矚目的成就，1978—2013年，我國對外貿易總額從206億美元增加到4.16萬億美元（2013年首次超過美國，成為世界第一貨物貿易大國），年均增長16.4%，幾乎每四年翻一番；近年來對外貿易對經濟增長的貢獻率達到17%～20%，直接和間接帶動了國內1.8億人就業，創造了18%的全國稅收。中國對外貿易奇跡般的增長為研究國際貿易與全要素生產率的關系提供了廣闊的舞臺，國內學者紛紛對我國貿易的技術溢出效應進行了檢驗，絕大多數研究得出存在正向技術溢出的結論，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]，馮會娟（2012）[9]；但也有學者在研究后得到了不一樣的結論，例如劉和東（2012）[10]研究得到國際貿易技術溢出效應短期不顯著為負、中期顯著為正、長期顯著為負。

無論從國內研究，還是國外研究；無論從理論分析，還是從實證檢驗，國際貿易與全要素生產率之間關系的結論是不一致的，因此我們認為二者之間的關系可能因經濟發展水平而異，或者說國際貿易對全要素生產率的影響存在“門檻效應”。李小平、朱鐘棣（2004）[11]用中國各地區的面板數據對國際貿易技術溢出效應進行了檢驗，發現出口存在“正門檻效應”、進口存在“負門檻效應”，但他們只是按東、中、西部進行分組回歸。本文則采用Hansen（1999）[12]的門檻面板模型對這一問題進行再檢驗，一方面可以用統計推斷方法確定與檢驗門檻值，避免人為分組的主觀性；另一方面本文采用更長的樣本，結論更加可靠。

二、研究設計

檢驗國際貿易對全要素生產率影響的門檻效應，主要涉及到三方面的問題：一是全要素生產率的估計，二是門檻面板模型的設定，三是樣本和變量的確定。

（一）全要素生產率的計算

全要素生產率（TFP）的計算方法有多種，但大致可以分為兩類：一類是傳統的“索洛余值法”[13]，由索洛于1957年首次提出，全要素生產率是對Cobb-Douglas生產函數進行估計后的“殘差”，即資本投入與勞動力投入貢獻之外的余值，這種方法簡單易行，在早期的全要素生產率的研究中被廣泛使用，但假設條件過于苛刻，實際上難以滿足；另一類方法是數量經濟法，即利用各種數量模型對全要素生產率進行估計，比較有代表性的是隨機前沿分析（SFA）和數據包絡分析（DEA）。其中基于DEA的Malmquist指數法近年來在全要素生產率的研究中被廣泛使用，作為一種非參數方法，它克服了索洛余值法要求過于苛刻的缺陷，不用對生產函數的形式和分布做出假設，而可以對全要素生產率進行分解，所以本文就采用這種方法來度量全要素生產率。

Malmquist指數測度的是從t時期到t+1時期的全要素生產率增長率，其表達式為：

第一部分effch反映的是從t到t+1期技術效率的變化（如果放松規模報酬不變假設，在可變規模報酬下技術效率變化effch又可以進一步分解為純技術效率變化pech和規模效率變化sech兩部分）。第二部分techch反映的是從t到t+1期技術進步的變化率。計算出投入和產出的各種距離函數，需要通過解第i個地區DEA的問題來完成（Fare et al.，1994）[14]。

對于基于DEA模型的Malmquist指數的計算，目前已經有很多軟件可以實現，本文采用了DEAP2.1。

（二）門檻面板模型的設定

為了檢驗國際貿易對全要素生產率的作用機理，分析這一作用是否受經濟發展水平的影響，這里采用Hansen（1999）[12]提出的門檻面板模型。

單一門檻模型的設定如下：

當然模型可能不止存在一個門檻，可以在第一個門檻基礎上，同樣利用殘差平方和最小化來估計第二個門檻值，乃至更多的門檻值。

（三）變量和數據的確定

本文采用的樣本為1998—2012年的全國30個省級區域的面板數據。因為有些數據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據的最新一個年度；由于重慶市成立得比較晚，在測算資本存量的數據中學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做一個地區來處理。

1. 計算Malmquist指數的變量和數據。Malmquist指數的計算需要確定投入產出變量。產出變量選用各地區的生產總值（GDP），采用1998年的不變價；投入變量則是資本和勞動力的投入，一般勞動力投入L采用歷年的社會從業人員數，考慮人力資本的異質性，本文采用社會從業人員數與平均受教育年限的乘積；資本投入量K是資本存量，既包括直接構成生產力的部分，也包括間接構成生產力的部分，其計算采用“永續盤存法”，其表達式為：

（1）被解釋變量。利用基于數據包絡分析的Malmquist指數tfpch來測度全要素生產率，考慮到Malmquist指數描述的是生產率的相對變化（上一年度作為1），因此本文采用其自然對數值lntfpch作為被解釋變量。本文還分析了所考察因素對純技術效率、技術進步的影響，此時被解釋變量就替換為這兩者的自然對數lneffch和lntechch。（2）門檻變量和門檻依賴變量。采用各地區進出口總額占GDP比重的自然對數lntrade作為門檻變量，進出口總額是把名義美元數據先根據當年官方名義匯率轉換為人民幣，再根據GDP平減指數換算為按1998年價格計算的實際值；門檻依賴變量是經濟發展水平，用人均地區總產值pgdp度量，采用的是1998年不變價。（3）控制變量。研究對外貿易的技術溢出效應時，一般還會考慮外商直接投資（FDI），因此在控制變量中我們引入了各地區FDI占GDP比重的自然對數。

三、實證結果及分析

（一）Malmquist指數的計算結果

把中國30個省級區域作為決策單元，以資本存量和社會從業人員數量作為投入要素，地區總產值作為產出，在DEAP2.1下計算出各地區的全要素生產率變化指數，每一年度Malmquist指數及其分解各項的地區平均值見表1。

由表1可以看出，中國各地區的全要素生產率tfpch呈現逐漸下滑的趨勢，除了2007年之外，其他所有年份的生產率都要比上一年度低（這與胡兵、張明（2011）[16]的結論相似），平均每年下降4.4%，尤其是在近三年全要素生產率的下降幅度都在15%。從全要素的各個組成來看，技術效率effch兩頭的年份處于增長狀態，而中間的年份是一半以上都是下降的，但下降幅度不大；而技術進步的變化率在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年以來大幅度下降，成為全要素生產率下降的主要原因。表1中還給出了純技術效率變化和規模效率變化，前者變化無明確的趨勢且變化幅度不大，后者呈逐年下降的趨勢。

（二）變量的平穩性檢驗

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

（三）門檻面板模型的估計結果

利用門檻面板模型進行回歸分析，一方面需要聯合估計門檻值？酌和參數？茲、？茁，另一方面還需要對門檻效應進行相關檢驗，估計和檢驗在STATA11.0下進行。以lntrade作為門檻變量的情況下，估計和檢驗的結果見表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時存在3個門檻（本文的樣本容量最多只能檢測3個門檻）；被解釋變量為lneffch時存在1個門檻；被解釋變量為lntechch時存在3個門檻。

我們首先分析對外貿易總額對全要素生產率的影響。在人均GDP（1998年不變價，下同）低于11 793.935 6時，國際貿易對全要素生產率的影響是負的，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，國際貿易對全要素生產率無顯著的影響；而在人均GDP超過15 246.762 7時，國際貿易對全要素生產率有著顯著的正影響，當然中間還有一個門檻（門檻值為40 359.050 8），超過這一門檻值后這一影響就會更大（這一門檻值前后lntrade的系數分別為0.036 0和0.113 6，有著明顯的差異）。由此可見國際貿易的技術溢出存在門檻效應，在經濟不夠發達的地區，技術溢出是負的；隨著經濟發展越過不同的門檻，技術溢出負效應變為不明顯，由不明顯變為正效應，正效應也會由小變大。

全要素生產率可以分解為技術效率和技術進步。表3的第二欄給出了國際貿易對技術效率的影響，這種影響也存在門檻效應，只不過只存在一個較高的門檻，門檻值為70 622.570 3，人均GDP低于這個數值，國際貿易對技術效率無顯著影響，超過這一數值則會產生正的顯著影響。

表3的第三欄給出了國際貿易對技術進步的影響分析，這種影響同樣存在門檻效應，同樣是3個門檻，門檻值也幾乎與全要素生產率完全相同，結果也類似，在經濟不發達的地區，國際貿易會抑制技術進步，隨著經濟發展水平越過不同的門檻，國際貿易對技術進步的影響會由負值變為不明顯，由無顯著效應變為正效應，正效應又會在越過新的門檻會由小變大。

在進行回歸時，還考查了外商直接投資（FDI）對全要素生產率的影響，結果發現FDI對全要素生產率和技術進步都存在正的顯著性影響，而對技術效率無影響。

我們還分別考查了出口貿易、進口貿易技術溢出的門檻效應，結果發現兩種情形下門檻的存在及對全要素生產率的影響與對外貿易總體情況完全類似。其實這種門檻效應完全在情理之中，先從出口來分析，出口貿易技術溢出的原理是“干中學”，但經濟不發達地區出口的產品主要是勞動密集或資源密集型，技術含量低，附加值也低，這些產品的出口不但沒能促進本地產業結構的升級換代，出現Grossman、Helpman（1991）[3]所說的全要素增長率低的傳統部門地位與作用更加鞏固，因此技術溢出效應受到抑制。隨著一個地區經濟發展水平的提高，其出口的產品技術含量與附加值也就變高，經濟發展到一定的程度，出口對全要素生產率的影響就不再是負的，再發展到一定水平這種影響就會變為顯著的正影響，最后發展到一定水平，這種正的影響就會有個跳躍式的提升。從進口的角度分析，一國可能進口高質量的外國最終制成品，也可能進口先進的中間產品進行進一步的加工生產，前者對進口國的相關產品是一種競爭和壓制，阻礙技術進步，后者則會推動技術進步。但對于經濟不發達地區，由于技術落后，引入中間產品進行后續生產的難度太大，只能引進制成品，制成品的引入，對于當地的技術創新有著抑制作用；隨著經濟發展水平的提高，一個地區更可能通過引進中間產品來促進當地的技術創新，因此進口貿易的技術溢出也會出現門檻效應。

四、結論

本文利用中國省際區域的面板數據，研究了國際貿易對全要素生產率的門檻效應，結果驗證了正門檻效應的存在，即對于經濟不發達地區，國際貿易與全要素生產率是顯著負相關，隨著經濟發展水平的提高，這種關系由負轉為無影響，然后由無影響轉為正影響，正影響又會隨著經濟發展水平越過一個更高的門檻由小變大。根據這一結論，發達省份可以大力促進對外貿易規模的擴大；欠發達的省份在出口方面應該“重質不重量”，提高出口產品的技術含量與附加值，在進口上則要力所能及地多引進一些中間產品。

參考文獻：

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[16]胡兵，張明.加工貿易出口是否促進了生產率增長[J].財經科學，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.

責任編輯、校對：曹華青

在進行回歸時，還考查了外商直接投資（FDI）對全要素生產率的影響，結果發現FDI對全要素生產率和技術進步都存在正的顯著性影響，而對技術效率無影響。

我們還分別考查了出口貿易、進口貿易技術溢出的門檻效應，結果發現兩種情形下門檻的存在及對全要素生產率的影響與對外貿易總體情況完全類似。其實這種門檻效應完全在情理之中，先從出口來分析，出口貿易技術溢出的原理是“干中學”，但經濟不發達地區出口的產品主要是勞動密集或資源密集型，技術含量低，附加值也低，這些產品的出口不但沒能促進本地產業結構的升級換代，出現Grossman、Helpman（1991）[3]所說的全要素增長率低的傳統部門地位與作用更加鞏固，因此技術溢出效應受到抑制。隨著一個地區經濟發展水平的提高，其出口的產品技術含量與附加值也就變高，經濟發展到一定的程度，出口對全要素生產率的影響就不再是負的，再發展到一定水平這種影響就會變為顯著的正影響，最后發展到一定水平，這種正的影響就會有個跳躍式的提升。從進口的角度分析，一國可能進口高質量的外國最終制成品，也可能進口先進的中間產品進行進一步的加工生產，前者對進口國的相關產品是一種競爭和壓制，阻礙技術進步，后者則會推動技術進步。但對于經濟不發達地區，由于技術落后，引入中間產品進行后續生產的難度太大，只能引進制成品，制成品的引入，對于當地的技術創新有著抑制作用；隨著經濟發展水平的提高，一個地區更可能通過引進中間產品來促進當地的技術創新，因此進口貿易的技術溢出也會出現門檻效應。

四、結論

本文利用中國省際區域的面板數據，研究了國際貿易對全要素生產率的門檻效應，結果驗證了正門檻效應的存在，即對于經濟不發達地區，國際貿易與全要素生產率是顯著負相關，隨著經濟發展水平的提高，這種關系由負轉為無影響，然后由無影響轉為正影響，正影響又會隨著經濟發展水平越過一個更高的門檻由小變大。根據這一結論，發達省份可以大力促進對外貿易規模的擴大；欠發達的省份在出口方面應該“重質不重量”，提高出口產品的技術含量與附加值，在進口上則要力所能及地多引進一些中間產品。

參考文獻：

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[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.

責任編輯、校對：曹華青

在進行回歸時，還考查了外商直接投資（FDI）對全要素生產率的影響，結果發現FDI對全要素生產率和技術進步都存在正的顯著性影響，而對技術效率無影響。

我們還分別考查了出口貿易、進口貿易技術溢出的門檻效應，結果發現兩種情形下門檻的存在及對全要素生產率的影響與對外貿易總體情況完全類似。其實這種門檻效應完全在情理之中，先從出口來分析，出口貿易技術溢出的原理是“干中學”，但經濟不發達地區出口的產品主要是勞動密集或資源密集型，技術含量低，附加值也低，這些產品的出口不但沒能促進本地產業結構的升級換代，出現Grossman、Helpman（1991）[3]所說的全要素增長率低的傳統部門地位與作用更加鞏固，因此技術溢出效應受到抑制。隨著一個地區經濟發展水平的提高，其出口的產品技術含量與附加值也就變高，經濟發展到一定的程度，出口對全要素生產率的影響就不再是負的，再發展到一定水平這種影響就會變為顯著的正影響，最后發展到一定水平，這種正的影響就會有個跳躍式的提升。從進口的角度分析，一國可能進口高質量的外國最終制成品，也可能進口先進的中間產品進行進一步的加工生產，前者對進口國的相關產品是一種競爭和壓制，阻礙技術進步，后者則會推動技術進步。但對于經濟不發達地區，由于技術落后，引入中間產品進行后續生產的難度太大，只能引進制成品，制成品的引入，對于當地的技術創新有著抑制作用；隨著經濟發展水平的提高，一個地區更可能通過引進中間產品來促進當地的技術創新，因此進口貿易的技術溢出也會出現門檻效應。

四、結論

本文利用中國省際區域的面板數據，研究了國際貿易對全要素生產率的門檻效應，結果驗證了正門檻效應的存在，即對于經濟不發達地區，國際貿易與全要素生產率是顯著負相關，隨著經濟發展水平的提高，這種關系由負轉為無影響，然后由無影響轉為正影響，正影響又會隨著經濟發展水平越過一個更高的門檻由小變大。根據這一結論，發達省份可以大力促進對外貿易規模的擴大；欠發達的省份在出口方面應該“重質不重量”，提高出口產品的技術含量與附加值，在進口上則要力所能及地多引進一些中間產品。

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[9]馮會娟.進口貿易技術溢出與中國全要素生產率的實證研究[J].廣西社會科學，2012，（8）：58-62.

[10]劉和東.國際貿易與FDI技術溢出效應的實證研究──基于吸收能力與門檻效應的分析視角[J].科學學與科學技術管理，2012，33（2）：30-37.

[11]李小平，朱鐘棣.國際貿易的技術溢出門檻效應——基于中國各地區面板數據的分析[J].統計研究，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.

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[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.

責任編輯、校對：曹華青