我國工業(yè)行業(yè)技術(shù)分解測度與技術(shù)溢出渠道分析

尹今格，宗毅君，劉曼琴，孫萌慧

（1.上海立信會計金融學院 國際經(jīng)貿(mào)學院，上海210209；2.上海大學 經(jīng)濟學院，上海200444；3.廣東金融學院 經(jīng)濟貿(mào)易學院，廣州510521；4.山西財經(jīng)大學 華商學院，太原030032）

一個國家的技術(shù)發(fā)展程度不僅受國內(nèi)本行業(yè)和其他行業(yè)研發(fā)投入的影響，而且通過各種渠道受國外技術(shù)發(fā)展程度的影響，這就使得度量行業(yè)內(nèi)研發(fā)及不同渠道溢出對行業(yè)技術(shù)發(fā)展的影響程度有必要。潘文卿等［1］利用我國投入產(chǎn)出表的數(shù)據(jù)衡量了產(chǎn)業(yè)間技術(shù)溢出，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)間技術(shù)溢出對我國工業(yè)各部門勞動生產(chǎn)率有著顯著的正面影響。黃漓江和桑百川［2］利用我國制造業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)檢驗進口溢出，發(fā)現(xiàn)盡管進口溢出對企業(yè)生產(chǎn)率的影響顯著為正，但當技術(shù)差距較大時進口溢出反而抑制了企業(yè)生產(chǎn)率。朱福林等［3］考察了我國服務(wù)貿(mào)易進口渠道的R&D 溢出，發(fā)現(xiàn)國內(nèi)R&D 投入及國際R&D 溢出與全要素生產(chǎn)率具有較穩(wěn)固的協(xié)整均衡關(guān)系。陳啟斐和劉志彪［4］利用47 個國家的雙邊服務(wù)貿(mào)易考察了進口服務(wù)貿(mào)易所產(chǎn)生的技術(shù)溢出。盡管現(xiàn)有文獻考察了國內(nèi)外各種技術(shù)溢出渠道，但將這些渠道放在一個框架之內(nèi)且利用我國工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)進行分析的還很鮮見，為此，本文將國內(nèi)外多種渠道的技術(shù)溢出放在同一框架內(nèi)進行分析。

Fare 等［5］提出的基于數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（date envelope analysis，DEA）的Malquist 指數(shù)法是目前度量技術(shù)的廣泛使用的方法之一，該方法的優(yōu)點在于不需要對生產(chǎn)函數(shù)的形式進行具體設(shè)定。Malquist 指數(shù)由效率指數(shù)和技術(shù)進步指數(shù)相乘得到，效率指數(shù)反映了和上一期相比，該生產(chǎn)單位距離生產(chǎn)最佳前沿面的變化程度，技術(shù)進步指數(shù)反映了和上一期相比，生產(chǎn)最佳前沿面本身的變化程度。呂忠偉和李峻浩［6］使用該方法對我國國內(nèi)區(qū)域間的技術(shù)溢出進行了研究。李小平和朱鐘棣［7］使用該方法對我國工業(yè)行業(yè)1999—2003 年的國內(nèi)及進口溢出進行了研究。本文將以1991—2010 年我國工業(yè)行業(yè)為研究對象考察國內(nèi)本行業(yè)研發(fā)資本變動、國內(nèi)其他行業(yè)研發(fā)溢出、進口貿(mào)易渠道的研發(fā)溢出和出口貿(mào)易渠道的研發(fā)溢出對技術(shù)效率的提高、技術(shù)進步和全要素生產(chǎn)率變動的貢獻。本文使用20 年的時間段，且不僅考慮了進口渠道的溢出而且考慮了出口渠道的溢出，使得結(jié)果更全面，更客觀。

一、理論及計量模型的建立

首先，設(shè)定以下柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)：

其中：i 表示行業(yè)；t 表示時間；Y 表示產(chǎn)出；A 表示技術(shù)水平或全要素生產(chǎn)率（TFP）；L 表示生產(chǎn)過程中的勞動投入；K 表示生產(chǎn)過程中的資本投入。按照以Romer 和Paul［8］、Lucas 和Robert［9］等為代表的內(nèi)生增長理論，技術(shù)是由追求利潤最大化的廠商進行研發(fā)投資的結(jié)果；按照Romer 和Paul［10］及Grossman 和Helpman［11］等的研究，一國的技術(shù)不僅受其本身研發(fā)投入的影響，而且通過各種渠道受到其他國家研發(fā)投入的影響，即產(chǎn)生技術(shù)溢出。即使在一個國家內(nèi)部行業(yè)之間的研發(fā)投入也會產(chǎn)生技術(shù)溢出，即一個行業(yè)的技術(shù)水平不僅會受到本行業(yè)的研發(fā)投入的影響，而且受到其他行業(yè)的研發(fā)投入的影響，即行業(yè)之間的技術(shù)溢出。按照以上分析，對全要素生產(chǎn)率作出以下規(guī)定：

其中：g 表示不受任何因素影響的技術(shù)的自然增長率；β 表示彈性，即解釋變量變動1 個百分點時，會引起被解釋變量變動幾個百分點；RDit表示i 行業(yè)本身的研發(fā)資本存量；IMit表示i 行業(yè)通過進口獲得的研發(fā)溢出；EXit表示i 行業(yè)通過出口獲得的研發(fā)溢出；ORDit表示i 行業(yè)從其他行業(yè)獲得的研發(fā)溢出。對式（2）兩邊進行全微分并將兩邊同除以TFPit可得：

式（3）衡量了影響全要素生產(chǎn)率的各種因素的增長率對全要素生產(chǎn)率的增長率的影響。在式（3）的基礎(chǔ)上加入隨機擾動項即可得到本文使用的計量模型：

實際上，全要素生產(chǎn)率的增長率可以進一步被分解為技術(shù)效率（EFF）的增長率和技術(shù)進步（TECH）的增長率，前者衡量了在既定的技術(shù)水平下，生產(chǎn)效率的改進程度，后者衡量了技術(shù)進步程度。假設(shè)影響技術(shù)效率增長率和技術(shù)進步增長率的因素相同，可以建立以下兩個計量模型：

二、指標構(gòu)建及數(shù)據(jù)來源

（一）指標構(gòu)建

本文利用式（4）～式（6）所表示的計量模型考察國內(nèi)本行業(yè)研發(fā)、國內(nèi)其他行業(yè)研發(fā)、與14 個發(fā)達經(jīng)濟體①14 個發(fā)達經(jīng)濟體分別是美國、日本、英國、法國、德國、澳大利亞、加拿大、意大利、比利時、丹麥、芬蘭、愛爾蘭、荷蘭、西班牙。的進口和出口貿(mào)易對我國全要素生產(chǎn)率、技術(shù)效率提高和技術(shù)進步的作用。用到的被解釋變量指標有全要素生產(chǎn)率增長率、技術(shù)效率增長率、技術(shù)進步增長率。解釋變量指標有國內(nèi)本行業(yè)研發(fā)資本增長率、國內(nèi)其他行業(yè)研發(fā)資本增長率、通過進口獲得的研發(fā)資本增長率和通過出口獲得的研發(fā)資本增長率4 個變量。被解釋變量指標的構(gòu)建在下一部分給出。本節(jié)主要說明4 個解釋變量指標的構(gòu)建。

假定一個行業(yè)的技術(shù)不僅受國內(nèi)本行業(yè)研發(fā)投入的影響，而且通過投入產(chǎn)出等渠道受國內(nèi)其他行業(yè)研發(fā)投入的影響，則國內(nèi)其他行業(yè)研發(fā)資本存量數(shù)據(jù)由該行業(yè)之外的其他行業(yè)的研發(fā)資本存量簡單加總得到。

Grossman 和Helpman［12］（以下簡稱CH［12］）首次構(gòu)建了通過進口貿(mào)易渠道的研發(fā)資本存量指標，用表示，構(gòu)建方法如下：

其中：mijt為i 行業(yè)t 年從j 國的進口量；mit為i 行業(yè)t 年從這14 個國家的進口總量為j 國t 年的國內(nèi)研發(fā)資本存量，該指標受到眾多學者 的研究 與評價（Lichtenberg 和Potterie［13］，Keller［14］，F(xiàn)unk［15］），其中Lichtenberg 和Potterie［13］（以下簡稱LP［13］）指出該指標存在潛在的加總偏誤，即假設(shè)一個國家的貿(mào)易伙伴國合并時，其國外R&D 資本存量會大量增加，即使與貿(mào)易伙伴國的貿(mào)易流量及貿(mào)易伙伴國國內(nèi)的R&D 存量都沒有發(fā)生變動。在此基礎(chǔ)上LP［13］構(gòu)建了如下進口渠道的研發(fā)資本存量指標，用表示：

其中：yjt為j 國t 年的研發(fā)資本存量。該構(gòu)建方法修正了CH［12］潛在的加總偏誤。

Funk［15］則通過與CH［12］類似的方法構(gòu)建了通過出口貿(mào)易獲得的國外研發(fā)溢出，用表示，構(gòu)建方法如下：

其中：exijt為i 行業(yè)t 年從j 國的出口量；exit為i 行業(yè)t 年從這14 個國家的出口總量。類似于LP［13］的觀點，本文認為該方法同樣存在潛在的加總偏誤，即如果兩個貿(mào)易伙伴國合并會導(dǎo)致通過出口獲得的國外研發(fā)資本存量的增加，即使貿(mào)易總量、結(jié)構(gòu)與貿(mào)易伙伴國的研發(fā)資本存量都沒變，類似于LP［13］，本文提出如下方法修正潛在的加總偏誤：

本文計量模型用到的是各指標的增長率，所以需要對以上構(gòu)建的各指標取時間差分并除以上一年度的值得到其增長率。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文用到的數(shù)據(jù)有1990—2010 年各個行業(yè)的GDP、工業(yè)分行業(yè)職工人數(shù)、固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)、分行業(yè)國內(nèi)研發(fā)內(nèi)部支出數(shù)據(jù)、分別從14 個主要經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（Organization for Economic Co-operation and Development，OECD）國家的行業(yè)進出口數(shù)據(jù)、各行業(yè)總的進出口數(shù)據(jù)、上述14 個國家的GDP 與研發(fā)投入數(shù)據(jù)。GDP 數(shù)據(jù)和固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（2002—2011），工業(yè)分行業(yè)資本存量和從業(yè)人數(shù)的數(shù)據(jù)均直接使用陳詩一［16］附表2 和附表3 所提供的數(shù)據(jù)并使用《中國統(tǒng)計年鑒》（2010—2011）將其擴充到2010年，國內(nèi)研發(fā)投入的數(shù)據(jù)來自《中國科技統(tǒng)計年鑒》（2002—2011），進出口數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國COMTRADE 數(shù)據(jù)庫并借鑒盛斌［17］將數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換到《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》（GB/T 4754—2002）二位碼的數(shù)據(jù)，由于能夠獲得的數(shù)據(jù)有限，OECD 國家的GDP 數(shù)據(jù)與研發(fā)投入數(shù)據(jù)均為國家總值，數(shù)據(jù)來源是國研網(wǎng)OECD 數(shù)據(jù)庫。

三、計量分析及結(jié)果

（一）全要素生產(chǎn)率的計算

關(guān)于全要素生產(chǎn)率的計算方法有多種，對各種方法的介紹及分類參見文獻［18］。本文使用Fare 等［5］所使用的非參數(shù)方法中的Malquist 指數(shù)法。該方法的特點如下：不需要設(shè)定具體的函數(shù)形式，允許經(jīng)濟單位不處于最佳效率狀態(tài)，可以用于多投入多產(chǎn)出的情況，不需要投入及產(chǎn)出的價值數(shù)據(jù)。其基本思想如下：先確定每期所有生產(chǎn)單位（本文是行業(yè)）中處于效率最佳的生產(chǎn)單位即最佳前沿面，然后將其他生產(chǎn)單位同最佳前沿面相比，通過比較當期和上一期距離最佳前沿面的距離變化得出效率指數(shù)，反映了技術(shù)追趕程度，將和上一期相比在各生產(chǎn)單位投入條件下最佳前沿面的相對移動得出技術(shù)進步指數(shù)，反映了技術(shù)變革或創(chuàng)新程度，最后將二者相乘得到全要素生產(chǎn)率指數(shù)。技術(shù)效率的計算方法有兩種，一種是基于投入的技術(shù)效率，即在產(chǎn)出確定的情況下，最小投入與實際投入之比；另一種是基于產(chǎn)出的技術(shù)效率，即在投入一定的情況下，實際產(chǎn)出與最大產(chǎn)出之比。這里以基于產(chǎn)出的技術(shù)效率為例，規(guī)定如下距離函數(shù)：

該函數(shù)表示，在投入一定的情況下，將生產(chǎn)移動到最佳前沿面時，其產(chǎn)出將擴張倍。注 意 到，因此，當生產(chǎn)處于最佳前沿面時。效率指數(shù)測度了和上一期相比距離最佳前沿面的變化程度，其表達式為

技術(shù)進步指數(shù)測度了和上一期相比，最佳前沿面的移動程度，其表達式為

全要素生產(chǎn)率即Malquist 指數(shù)是效率指數(shù)和技術(shù)進步指數(shù)的乘積，即

假設(shè)t 時期i = 1，…，I 個生產(chǎn)單位使用n = 1，…，N 種投入xi，tn生產(chǎn)m = 1，…，M 種產(chǎn)出yi，tm。最佳前沿面的技術(shù)是基于以下方式確定：

該計算需要滿足的前提條件是具有不變規(guī)模報酬和生產(chǎn)要素強可處置（詳細參見文獻［5］）。

以上求出的效率指數(shù)、技術(shù)進步指數(shù)與全要素生產(chǎn)率指數(shù)均為本期與上一期的比值，要想得到增長率指標，需要將各指數(shù)減1。

（二）計量分析結(jié)果

首先需要對各變量進行平穩(wěn)性檢驗以避免偽回歸的出現(xiàn)。這里使用第一代面板單位根檢驗中的LLC（Levin 等［19］、Breitung［20］、Hadri［21］、Maddala 和Wu［22］的Fisher-ADF）4 種檢驗方法，前兩種屬于同質(zhì)單位根檢驗，后兩種屬于異質(zhì)單位根檢驗，第三種的原假設(shè)為平穩(wěn)，其余原假設(shè)為存在單位根，檢驗結(jié)果見表1。各個指標中為 行 業(yè) 內(nèi) 研 發(fā) 資 本 存 量 的 增長率為 按 照CH［12］構(gòu) 建 的通過進口獲得的國外研發(fā)資本存量的增長率

為 按 照LP［13］構(gòu) 建 的 通 過 進 口 獲 得 的 研 發(fā)資 本 存 量 的 增 長 率為 借 鑒CH［12］構(gòu)建的通過出口獲得的國外研發(fā)資本存量的增長率，為 借 鑒LP［13］構(gòu) 建 的 通 過 出 口 獲 得的國外研發(fā)資本存量的增長率為生產(chǎn)效率的增長率為 技術(shù)進步的增長率為全要素生 產(chǎn)率增長率。由于所有的變量都是經(jīng)過差分處理的，所以所有的變量均顯示平穩(wěn)。為 其 他 行 業(yè) 研 發(fā) 資 本 存量的增長率

表1 面板單位根檢驗結(jié)果

其次，由于本文有4 個解釋變量，所以需考慮多重共線性問題。盡管變量取差分可以減輕多重共線性問題，但經(jīng)過檢驗，發(fā)現(xiàn)變量gordit與grdit及gexCHit存在較強的線性關(guān)系，在此，借鑒Kokko［23］做出如下處理：將gordit對grdit及gexCHit做出回歸，也將gordit對grdit做出回歸：

接下來進行計量分析。為了進行穩(wěn)定性檢驗，同時觀察是否還存在多重共線性問題，本文在回歸時將解釋變量逐次納入。被解釋變量有三個：gtfpit、geffit、，本文首先將geffit對解釋變量做回歸，其次將gtechit對解釋變量做回歸，最后將gtfpit對解釋變量做回歸?；貧w方法采用的是面板固定效應(yīng)模型，geffit對解釋變量的回歸結(jié)果見表2。

從表2 可以看出，首先，每個變量在以上各模型中結(jié)果非常一致，所以可以推斷，多重共線性已經(jīng)得到消除。從結(jié)果來看，國內(nèi)本行業(yè)的研發(fā)和國內(nèi)其他行業(yè)的研發(fā)均對技術(shù)效率的提高產(chǎn)生了負的效應(yīng)，且國內(nèi)其他行業(yè)研發(fā)資本變動產(chǎn)生的負效應(yīng)更大一些，應(yīng)該是由于研發(fā)活動會擠占一定的資源。借鑒CH［12］所構(gòu)造的進口貿(mào)易渠道的溢出和出口貿(mào)易渠道的溢出均為正，但值都很小而且均不顯著，借鑒LP［13］所構(gòu)造的進口貿(mào)易渠道的溢出為正，出口貿(mào)易渠道的溢出為負，絕對值都很小，且均不顯著。所以，總體來看，國內(nèi)行業(yè)內(nèi)與行業(yè)間研發(fā)資本的變動對技術(shù)效率的提高產(chǎn)生了負向的作用，而進出口渠道的技術(shù)溢出對技術(shù)效率的提高沒有產(chǎn)生顯著的作用。

表3 為技術(shù)進步指數(shù)對各解釋變量的回歸結(jié)果。就該組回歸結(jié)果來看，行業(yè)內(nèi)和行業(yè)間研發(fā)資本的變動都對技術(shù)進步產(chǎn)生了顯著的正效應(yīng)，且行業(yè)間研發(fā)溢出的效應(yīng)更大一些，幾乎是行業(yè)內(nèi)研發(fā)效應(yīng)的兩倍。借鑒CH［12］所度量的進口貿(mào)易的溢出效應(yīng)和出口貿(mào)易的溢出效應(yīng)均為正且較小，但進口溢出顯著，而出口溢出不顯著。借鑒LP［13］所度量的進口溢出和出口溢出也均為正且值較小，但兩種渠道的溢出均顯著?？傮w來看，國內(nèi)研發(fā)支出和通過進出口貿(mào)易獲得的研發(fā)溢出均對技術(shù)進步產(chǎn)生了正向的效應(yīng)，且國內(nèi)效應(yīng)要遠大于通過進出口獲得的溢出效應(yīng)。

表2 固定效應(yīng)面板估計結(jié)果（被解釋變量geffit）

表3 固定效應(yīng)面板估計結(jié)果（被解釋變量gtechit）

表4 為全要素生產(chǎn)率即Malquist 指數(shù)對各變量的回歸結(jié)果。就該組回歸結(jié)果來看，國內(nèi)本行業(yè)研發(fā)資本存量的變動對全要素生產(chǎn)率的變動產(chǎn)生的效應(yīng)為正且顯著，而國內(nèi)行業(yè)間研發(fā)溢出對全要素生產(chǎn)率提高產(chǎn)生負的效應(yīng)但不顯著，可能是由于對技術(shù)效率提高產(chǎn)生的負向效應(yīng)和對技術(shù)進步產(chǎn)生的正向效應(yīng)相互抵消所致。借鑒CH［12］度量的進出口溢出均顯著為正，且出口溢出的絕對值要大一些。借鑒LP［13］度量的進口溢出顯著為正，出口溢出也為正但不顯著，應(yīng)該是由于出口對技術(shù)效率提高作用的不顯著占了主導(dǎo)地位。不管進出口溢出顯著與否，和國內(nèi)研發(fā)效應(yīng)相比，其絕對值均要小，所以我國還是應(yīng)該加大國內(nèi)研發(fā)投入。另外，考慮到借鑒CH［12］所構(gòu)建的出口渠道的研發(fā)溢出對技術(shù)效率的提高和對技術(shù)進步產(chǎn)生的效應(yīng)均不顯著，而對全要素生產(chǎn)率的提高產(chǎn)生的效應(yīng)為正且顯著，這種不一致可能是由于LP［13］指出的該指標本身的內(nèi)在缺陷所致，因此，本文認為借鑒LP［13］所構(gòu)建的國外研發(fā)資本更能夠客觀的反映我國通過國際貿(mào)易渠道所獲得的溢出效應(yīng)。

表4 固定效應(yīng)面板估計（被解釋變量gtfpit）

四、研究結(jié)論

本文分別度量了國內(nèi)本行業(yè)研發(fā)效應(yīng)、國內(nèi)其他行業(yè)研發(fā)效應(yīng)、進口貿(mào)易渠道的研發(fā)溢出和出口貿(mào)易渠道的研發(fā)溢出4 種效應(yīng)對生產(chǎn)效率的提高、技術(shù)進步和全要素生產(chǎn)率的提高所產(chǎn)生的作用，使用Fare 等［5］所介紹的方法計算技術(shù)效率指數(shù)、技術(shù)進步指數(shù)以及由二者相乘所形成的Malquist 指數(shù)即全要素生產(chǎn)率指數(shù)。其他行業(yè)的研發(fā)支出由該行業(yè)之外的其他行業(yè)的研發(fā)支出加總形成，通過進出口貿(mào)易渠道獲得的國外研發(fā)資本分別借鑒CH［12］和LP［13］兩種方法分別進行構(gòu)建。結(jié)果表明，國內(nèi)本行業(yè)的研發(fā)和國內(nèi)其他行業(yè)的研發(fā)對生產(chǎn)效率的提高均產(chǎn)生了負向的效應(yīng)，應(yīng)該是由于研發(fā)要占用一定的資源所致，進出口渠道的研發(fā)溢出對生產(chǎn)效率的提高沒有產(chǎn)生顯著的作用。國內(nèi)本行業(yè)的研發(fā)支出和國內(nèi)行業(yè)間研發(fā)溢出對技術(shù)進步均產(chǎn)生了顯著的正向作用，且國內(nèi)行業(yè)間研發(fā)溢出的效應(yīng)更大一些。國際貿(mào)易渠道的技術(shù)溢出對技術(shù)進步也產(chǎn)生了正向的溢出但比國內(nèi)研發(fā)的效應(yīng)要小，且出口溢出產(chǎn)生的效應(yīng)更大一些。就對全要素生產(chǎn)率的貢獻來看，行業(yè)內(nèi)研發(fā)支出的效應(yīng)為正，行業(yè)間研發(fā)溢出效應(yīng)不顯著，可能是由于對效率提高的負向效應(yīng)和對技術(shù)進步的正向效應(yīng)相抵消所致。進口溢出對全要素生產(chǎn)率的貢獻為正，而出口溢出對全要素生產(chǎn)率的貢獻不顯著。就回歸結(jié)果判斷，借鑒LP［13］所構(gòu)建的國際貿(mào)易溢出指標和借鑒CH［12］所構(gòu)建的溢出指標相差不大，但前者要稍由于后者?？傮w來看，我國應(yīng)該進一步加大國內(nèi)研發(fā)投入，而對于進出口貿(mào)易則一方面要對國外技術(shù)進行更充分的吸收利用，另一方面，要利用出口時機，提高的技術(shù)含量，以帶動國內(nèi)技術(shù)進一步提升。