中國(guó)區(qū)域全要素生產(chǎn)率的影響因素分析

劉 霞，蔡風(fēng)景,?，胡玉琴

(1.溫州大學(xué)數(shù)學(xué)與信息科學(xué)學(xué)院，浙江溫州 325035；2.浙江財(cái)經(jīng)學(xué)院數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，浙江杭州 310000)

中國(guó)區(qū)域全要素生產(chǎn)率的影響因素分析

劉 霞1，蔡風(fēng)景1,?，胡玉琴2

(1.溫州大學(xué)數(shù)學(xué)與信息科學(xué)學(xué)院，浙江溫州 325035；2.浙江財(cái)經(jīng)學(xué)院數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，浙江杭州 310000)

基于狀態(tài)空間模型的卡爾曼濾波算法，運(yùn)用Eviews 6.0軟件測(cè)算出1979 – 2004年我國(guó)各省域的全要素生產(chǎn)率（TFP）的增長(zhǎng)率，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型來(lái)實(shí)證研究國(guó)際進(jìn)出口、外商直接投資（FDI）、人力資本和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素對(duì)我國(guó)全要素生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)影響狀況.面板協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正結(jié)果表明：從長(zhǎng)期來(lái)看，人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、進(jìn)口以及FDI對(duì)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)都具有不同程度的正向作用，出口的影響并不顯著；而從短期看，人力資本水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)則是促進(jìn)TFP增長(zhǎng)的主要因素.

全要素生產(chǎn)率；狀態(tài)空間模型；面板協(xié)整檢驗(yàn)；誤差修正模型

保持經(jīng)濟(jì)的快速可持續(xù)增長(zhǎng)是各國(guó)的主要經(jīng)濟(jì)目標(biāo)之一，如何實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)也是經(jīng)濟(jì)研究的一個(gè)重要領(lǐng)域.近年來(lái)對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究，有很大一部分采用的是全要素生產(chǎn)率分析法.全要素生產(chǎn)率（Total Factor Productivity）又稱為“索洛余值”，最早是由美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家羅伯特?索洛（Robert Merton Solow）提出，是衡量單位總投入的總產(chǎn)量的生產(chǎn)率指標(biāo)，即總產(chǎn)量與全部要素投入量之比.全要素生產(chǎn)率的來(lái)源主要包括技術(shù)進(jìn)步、組織創(chuàng)新、專業(yè)化和生產(chǎn)創(chuàng)新等.產(chǎn)出增長(zhǎng)率超出要素投入增長(zhǎng)率的部分為全要素生產(chǎn)率（TFP）增長(zhǎng)率.近年來(lái)以 Romer[1]、Lucas[2]等為代表的新增長(zhǎng)理論認(rèn)為一國(guó)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期持續(xù)增長(zhǎng)主要依賴于其全要素生產(chǎn)率的提高，也即技術(shù)進(jìn)步.而在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中，由于國(guó)家之間存在水平或垂直的中間產(chǎn)品貿(mào)易，一國(guó)的技術(shù)進(jìn)步不僅取決于國(guó)內(nèi)基于研發(fā)（R & D）的資本投入，而且其他國(guó)家的R & D活動(dòng)也通過(guò)各類傳播渠道直接或間接地影響本國(guó)的技術(shù)進(jìn)步水平，即國(guó)際技術(shù)溢出效應(yīng).研究表明，貿(mào)易開(kāi)放可以使一國(guó)獲得含有外國(guó)先進(jìn)技術(shù)的產(chǎn)品和服務(wù)，本國(guó)廠商通過(guò)學(xué)習(xí)和模仿可以提高生產(chǎn)效率和技術(shù)能力.而人力資本同樣可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和技術(shù)進(jìn)步，著名的諾貝爾獎(jiǎng)獲得者舒爾茨[3]提出，在影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展諸因素中，人的因素是最關(guān)鍵的，經(jīng)濟(jì)發(fā)展主要取決于人的質(zhì)量提高，而不是自然資源的豐瘠或資本的多寡.實(shí)際上，人力資本還是成功的國(guó)際技術(shù)擴(kuò)散的一個(gè)重要因素，企業(yè)或國(guó)家為了能成功吸收國(guó)外的技術(shù)知識(shí)需要具備一定類型的技術(shù)，它首先以科學(xué)技術(shù)類人力資本的形式存在，也是成功技術(shù)吸收的重要條件.Barro等[4]認(rèn)為開(kāi)放國(guó)家有更強(qiáng)的吸收先進(jìn)國(guó)家技術(shù)進(jìn)步的能力.Miller等[5]利用83個(gè)國(guó)家的1960 – 1989年平均數(shù)據(jù)考察了貿(mào)易開(kāi)放度（以貿(mào)易依存度表示）和人力資本對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開(kāi)放度對(duì)全要素生產(chǎn)率有顯著和積極的影響，而當(dāng)貿(mào)易開(kāi)放度達(dá)到一定程度的時(shí)候，人力資本也會(huì)對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響.

國(guó)內(nèi)，李勝文等[6]利用統(tǒng)計(jì)指數(shù)方法測(cè)算了各地區(qū)的全要素生產(chǎn)率，然后通過(guò)聚類分析的方法研究了各個(gè)地區(qū)間TFP的差異，并對(duì)產(chǎn)生這種差異的原因從人力資本、R & D和外貿(mào)的角度進(jìn)行了分析；劉舜佳[7]利用DEA方法測(cè)算了1952 – 2006年我國(guó)27個(gè)省份的全要素生產(chǎn)率，并運(yùn)用面板數(shù)據(jù)協(xié)整和誤差修正模型分別檢驗(yàn)了國(guó)際貿(mào)易和外商直接投資（FDI）對(duì)全要素生產(chǎn)率的長(zhǎng)期和短期因果關(guān)系；許和連等[8]利用1981 – 2004年的省際面板數(shù)據(jù)分析了貿(mào)易開(kāi)放度及人力資本對(duì)全要素生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，并進(jìn)一步考察了地區(qū)的差異性.

上述文獻(xiàn)在構(gòu)建包含各省域的面板數(shù)據(jù)時(shí)所使用的 TFP序列往往并不是通過(guò)時(shí)變參數(shù)的方法計(jì)算得到的，而如果用狀態(tài)空間模型來(lái)刻畫全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)變化情況，就可以將全要素生產(chǎn)率從殘差中分離出來(lái)，從而剔除掉一些測(cè)算誤差對(duì)其估算的影響，使研究結(jié)果更加準(zhǔn)確.另一方面，從經(jīng)濟(jì)意義角度出發(fā)，考慮到先進(jìn)高效產(chǎn)業(yè)部門的生產(chǎn)效率明顯高于落后低效產(chǎn)業(yè)部門，而我國(guó)目前也不斷提出各種優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的策略.因此，本文在使用狀態(tài)空間模型估計(jì)全要素生產(chǎn)率基礎(chǔ)上，補(bǔ)充加入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)這一變量進(jìn)行面板分析，找出影響全要素生產(chǎn)率的決定因素，為政府決策部門資源配置和戰(zhàn)略扶持提供科學(xué)支撐，從而更好地促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式的轉(zhuǎn)變.

1 TFP增長(zhǎng)率的測(cè)算

1.1 變量與數(shù)據(jù)的選取

（1）本文以不變價(jià)格的地區(qū)生產(chǎn)總值GDP作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的基本指標(biāo)，由1978年的GDP以及1978年為基期的GDP指數(shù)換算可得（單位：億元）.

（2）資本投入.資本投入主要是指基礎(chǔ)設(shè)施、更新改造和房地產(chǎn)投資等物質(zhì)資本的投入.由于國(guó)內(nèi)資本存量的計(jì)算目前以張軍為代表的永續(xù)盤存法來(lái)計(jì)算資本存量最為普遍，并且為多數(shù)學(xué)者所引用.因此，本文也采用張軍等[9]測(cè)算的中國(guó)省際資本存量數(shù)據(jù)進(jìn)行研究（單位：億元）.

（3）勞動(dòng)投入.本文采用歷年的就業(yè)人員數(shù)作為勞動(dòng)投入數(shù)據(jù)（單位：萬(wàn)人）.

以上原始數(shù)據(jù)均來(lái)自《新中國(guó)五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》[10]，樣本區(qū)間均取1978 – 2004年的年度數(shù)據(jù).

1.2 TFP增長(zhǎng)率的測(cè)算方法

1.2.1 傳統(tǒng)計(jì)算全要素生產(chǎn)率方法傳統(tǒng)的應(yīng)用索洛增長(zhǎng)速度方程計(jì)算全要素生產(chǎn)率一般采用如下方法：

其中A表示全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率，y、k和l分別表示產(chǎn)出、資本和勞動(dòng)的年平均增長(zhǎng)速度；α和β分別表示資本和勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性系數(shù).產(chǎn)出和投入的增長(zhǎng)均按水平法計(jì)算，若確定了α和β，通過(guò)式（1）就可計(jì)算出TFP增長(zhǎng)率.

1.2.2 應(yīng)用時(shí)變彈性的狀態(tài)空間模型計(jì)算TFP

由于索洛剩余計(jì)算方法把隨機(jī)誤差項(xiàng)也全部歸入全要素生產(chǎn)率，因此計(jì)算結(jié)果比較粗糙.而應(yīng)用時(shí)變參數(shù)方法計(jì)算全要素生產(chǎn)率，可以把方程的誤差和全要素生產(chǎn)率分離開(kāi)來(lái)，同時(shí)可計(jì)算出時(shí)變的資本和勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性，這樣就能使估計(jì)結(jié)果更為精確和符合實(shí)際.

如果去掉中性技術(shù)進(jìn)步的假設(shè)條件，認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步可能是中性的也可能是非中性的，即TFP變化率隨著時(shí)間、各種投入以及投入要素彈性的變化而改變，反過(guò)來(lái)投入要素產(chǎn)出彈性也隨TFP變化而變化，而在函數(shù)形式上繼續(xù)采用傳統(tǒng)索洛增長(zhǎng)方程的形式，那么就可得到一個(gè)具有三個(gè)時(shí)變參數(shù)的模型：

式中，yt、At、kt、lt、tα和tβ與方程的經(jīng)濟(jì)意義與（1）中所示有所不同，各自帶有下標(biāo)t，表明它們都是隨時(shí)間的變化而變化.隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)tη、tμ、tψ假設(shè)獨(dú)立且服從正態(tài)分布.

本文考慮到參數(shù)估計(jì)結(jié)果的實(shí)際意義，加入了規(guī)模報(bào)酬不變的假設(shè)條件.加入了規(guī)模報(bào)酬不變的假設(shè)條件后，實(shí)際估算的時(shí)變參數(shù)只有兩個(gè)，即TFP增長(zhǎng)率和資本產(chǎn)出彈性，勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性通過(guò)βt=1?αt得到.

建立了（2）–（5）式所示的狀態(tài)空間模型后，代入投入產(chǎn)出增長(zhǎng)的歷年數(shù)據(jù)，基于卡爾曼濾波算法，運(yùn)用Eviews 6.0軟件可以把兩個(gè)時(shí)變參數(shù)（模型中的狀態(tài)變量），即TFP增長(zhǎng)率和資本的產(chǎn)出彈性一并估計(jì)出來(lái)，同時(shí)可得到勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性.

2 面板數(shù)據(jù)模型

由于我國(guó)較晚才開(kāi)始引進(jìn) FDI，部分省市早期數(shù)據(jù)缺失，因而在綜合考慮后選取全國(guó)26省市1987 – 2004年的數(shù)據(jù)作為實(shí)證檢驗(yàn)的樣本，其中西藏、青海、海南、寧夏、重慶由于數(shù)據(jù)缺失較多，不計(jì)入樣本.

2.1 數(shù)據(jù)的選取與說(shuō)明

（1）進(jìn)口（Import）：以各省的進(jìn)口貿(mào)易總額占GDP的比重表示.（2）出口（Export）：以各省的出口貿(mào)易總額占GDP的比重表示.

（3）外商直接投資（FDI）：以各省的外商投資總額占GDP的比重表示.進(jìn)口、出口與外商直接投資總額美元按當(dāng)年平均匯率折算為人民幣，除以當(dāng)年價(jià)格GDP后，即已消除價(jià)格變動(dòng)影響.

（4）人力資本（Human）：考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文采用各省中等及以上學(xué)校在校學(xué)生人數(shù)與社會(huì)勞動(dòng)力人數(shù)的比值來(lái)近似代替人力資本存量.

（5）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Industrial）：以各省的第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重表示.

（6）全要素生產(chǎn)率（TFP）：參照Fare等[11]的做法，將上文測(cè)算出來(lái)的TFP增長(zhǎng)率統(tǒng)一換算成以1987年為基期的累積變化率形式.

以上原始數(shù)據(jù)來(lái)自《新中國(guó)五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》[10]，樣本區(qū)間均取1987 – 2004年的年度數(shù)據(jù).

2.2 實(shí)證分析

2.2.1 面板回歸模型

由于協(xié)整分析只涉及所研究的變量是否在長(zhǎng)期構(gòu)成均衡穩(wěn)定的關(guān)系，只有當(dāng)所研究的對(duì)象構(gòu)成一個(gè)協(xié)整系統(tǒng)時(shí)，才能得到各變量間的長(zhǎng)期影響，因此，只需將所研究的對(duì)象——國(guó)際進(jìn)出口、FDI、人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和全要素生產(chǎn)率這幾個(gè)變量納入到面板回歸分析系統(tǒng)中，而無(wú)須考慮其他冗余變量.在建立協(xié)整方程之前，首先將這些變量與TFP一同進(jìn)行面板回歸，以初步確定他們與TFP的相關(guān)性.為避免可能的自相關(guān)性，各變量均取它們的自然對(duì)數(shù)形式.由表1可知，只有出口對(duì)TFP的影響不顯著，因此下文在建立面板回歸模型時(shí)考慮將出口這一變量剔除.

表1 面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

下面，我們建立如下面板回歸模型：

其中，iα和ei,t分別代表截面固定效應(yīng)和殘差.實(shí)證檢驗(yàn)前，需要對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，以確?；貧w結(jié)果可靠.

2.2.2 面板單位根檢驗(yàn)

采用面板協(xié)整方法，檢驗(yàn)上述變量是否存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，需要對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn).為求結(jié)果的統(tǒng)一性、精確性，本文選擇Eviews 6.0軟件中的LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、Fisher PP檢驗(yàn)和Fisher ADF檢驗(yàn)這4種檢驗(yàn)方法對(duì)協(xié)整方程的幾個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)[12].

表2 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表2可知，LN (FDI)的水平值在LLC面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)中雖然通過(guò)了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，但是在其他三種單位根檢驗(yàn)中都沒(méi)有通過(guò)10%的顯著性水平的檢驗(yàn)，無(wú)法拒絕存在單位根的原假設(shè).但是，這五個(gè)變量的一階差分值在單位根檢驗(yàn)中均通過(guò)了 1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明他們均為一階單整變量，同時(shí)也表明他們可能存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，因此有必要進(jìn)行進(jìn)一步驗(yàn)證.

2.2.3 長(zhǎng)期因果關(guān)系檢驗(yàn)

面板協(xié)整檢驗(yàn)方法實(shí)際上是將傳統(tǒng)的協(xié)整檢驗(yàn)方法推廣到面板數(shù)據(jù)上.基本思想是對(duì)于不平穩(wěn)的時(shí)間序列，若它們之間的線性組合可構(gòu)成平穩(wěn)序列，則這些時(shí)間序列之間存在著協(xié)整關(guān)系.目前面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)的方法主要有兩類：一類以回歸殘差為基礎(chǔ)，代表方法有Pedroni[13]、Kao[14]以E-G兩步法；另一類以最大似然比為基礎(chǔ)，主要是Johansen Fisher檢驗(yàn).

Pedroni是針對(duì)異質(zhì)面板的協(xié)整檢驗(yàn)，在E-G兩步法回歸殘差的基礎(chǔ)上，提出了7種協(xié)整統(tǒng)計(jì)量，其中 4個(gè)是組內(nèi)統(tǒng)計(jì)量（Within-dimension），另外 3個(gè)是組間統(tǒng)計(jì)量（betweendimension）.Pedroni指出[13]，每一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)化的統(tǒng)計(jì)量都趨于正態(tài)分布，并且通過(guò)蒙特卡洛模擬發(fā)現(xiàn)，在小樣本（T＜20）條件下，組間統(tǒng)計(jì)量比組內(nèi)統(tǒng)計(jì)量有更好的檢驗(yàn)力度，且Panel ADF和Group ADF統(tǒng)計(jì)量較其他統(tǒng)計(jì)量有更好的小樣本性質(zhì).考慮到本文的小樣本性質(zhì)，我們主要參考Panel ADF和Group ADF統(tǒng)計(jì)量并結(jié)合Johansen-Fisher檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn).

表3 面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表4 面板回歸結(jié)果

由表3可看出，在Pedroni檢驗(yàn)中的Panel ADF和Group ADF統(tǒng)計(jì)量均通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，而Johansen-Fisher 檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)也都通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn).由此可以判斷出，進(jìn)口貿(mào)易、FDI、人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與全要素生產(chǎn)率之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系.

下面利用 Hausman統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)應(yīng)該建立個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)回歸模型還是個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型.Hausman統(tǒng)計(jì)量的值是142.528，相對(duì)應(yīng)的p值為0，說(shuō)明檢驗(yàn)結(jié)果顯著拒絕了隨機(jī)效應(yīng)模型假設(shè)，我們應(yīng)該建立個(gè)體固定效應(yīng)模型.

由表 4，我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易、FDI、人力資本和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)都在不同程度上促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng).其中，人力資本和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響尤為顯著，而進(jìn)口貿(mào)易也能在一定程度上促進(jìn)全要素生產(chǎn)率，但其影響效應(yīng)僅為人力資本的八分之一.

2.2.4 誤差修正模型及短期因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)表明該階段的進(jìn)口貿(mào)易、FDI、人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)我國(guó)的全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了長(zhǎng)期促進(jìn)作用.為了檢驗(yàn)短期內(nèi)進(jìn)口貿(mào)易、FDI、人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，需要建立誤差修正模型（ECM）來(lái)進(jìn)行分析.根據(jù)AIC信息準(zhǔn)則選擇的最優(yōu)滯后階數(shù)為2，本文建立誤差修正模型：

其中系數(shù)λ代表了從非均衡向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的速度，而各滯后項(xiàng)的系數(shù)則分別代表了變量對(duì)全要素生產(chǎn)率的短期影響，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表5.

△LN (Import) (-1) 0.002 9 1.695 1 0.090 9 p值△LN (Import) (-2) 0.002 0 1.232 5 0.218 5△LN (FDI) (-1) 0.000 8 1.009 5 0.313 3△LN (FDI) (-2) 0.000 3 0.429 8 0.363 8△LN (Human) (-1) 0.034 4 2.443 5 0.015 0△LN (Human) (-2) -0.009 4 -0.766 4 0.939 0△LN(Industrial) (-1) 0.037 0 3.567 1 0.000 4△LN(Industrial) (-2) -0.000 7 -0.076 6 0.939 0△LN (TFP) (-1) 1.173 7 23.519 0 0.000 0△LN (TFP) (-2) -0.216 3 -4.583 4 0.000 0 ECM -0.017 2 -2.985 2 0.003 0

從協(xié)整關(guān)系調(diào)節(jié)系數(shù)λ的估計(jì)值來(lái)看，系統(tǒng)中協(xié)整關(guān)系對(duì)短期波動(dòng)為負(fù)向調(diào)節(jié)且顯著，說(shuō)明長(zhǎng)期均衡的存在對(duì)TFP增長(zhǎng)的短期影響顯著.進(jìn)一步分析，滯后一期的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)占GDP的比重上升1%，將使全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)0.037%，且該結(jié)果在1%的置信度水平上顯著；而滯后一期的人力資本增長(zhǎng)1%，也將使全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)0.034%，該結(jié)果在5%的置信度水平上顯著.另外，滯后一期的進(jìn)口貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響比較微弱，僅能通過(guò)10%的置信度水平，而FDI對(duì)全要素生產(chǎn)率的滯后影響則并不顯著.

綜合來(lái)看，人力資本與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在長(zhǎng)短期內(nèi)均能以較大程度促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，進(jìn)口貿(mào)易與FDI在長(zhǎng)期也能在一定程度上促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，但是短期影響并不明顯.這說(shuō)明進(jìn)口與FDI不會(huì)馬上對(duì)TFP增長(zhǎng)產(chǎn)生直接的影響，因?yàn)閲?guó)內(nèi)企業(yè)對(duì)國(guó)際先進(jìn)技術(shù)的學(xué)習(xí)與吸收需要一段時(shí)間過(guò)程，而且人力資本水平的高低也在很大程度上影響了吸收掌握國(guó)外先進(jìn)技術(shù)速度的快慢.顯然，人才的素質(zhì)越高，學(xué)習(xí)和創(chuàng)新的能力自然也就越強(qiáng).而先進(jìn)技術(shù)的大量引進(jìn)與高素質(zhì)人才的大量培養(yǎng)，也需要有更多低效率、低產(chǎn)能產(chǎn)業(yè)向高效率、高產(chǎn)能產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)化與之相適應(yīng).與外貿(mào)對(duì)TFP增長(zhǎng)的作用相比，人力資本的作用更為基礎(chǔ)，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用更為直接.

3 結(jié)論分析以及政策建議

以上研究結(jié)果表明：貿(mào)易開(kāi)放、人力資本與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)均能在一定程度上促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，只是產(chǎn)生的效果各不相同.

第一，人力資本的作用顯得較為突出，也較為基礎(chǔ).其原因可能來(lái)自三個(gè)方面：首先，人力資本較豐富的國(guó)家或地區(qū)，往往具有更大的創(chuàng)新和吸收新技術(shù)、新思想的能力，從而直接影響生產(chǎn)率水平.其次，作為技術(shù)進(jìn)步的載體，人力資本在新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論中成為了內(nèi)生技術(shù)進(jìn)步的主要表述形式之一，本國(guó)人力資本存量將直接影響本國(guó)對(duì)外國(guó)研發(fā)成果的學(xué)習(xí)和模仿能力.另外，人力資本的提升將促進(jìn)我國(guó)貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)的改善，有助于改變長(zhǎng)期以來(lái)以勞動(dòng)密集為主的商品結(jié)構(gòu)，而代之以技術(shù)含量和附加值較高的商品結(jié)構(gòu).

第二，貿(mào)易開(kāi)放是決定TFP增長(zhǎng)的重要長(zhǎng)期因素.這主要是因?yàn)閲?guó)際貿(mào)易在國(guó)際技術(shù)擴(kuò)散中通過(guò)外溢促進(jìn)國(guó)內(nèi)技術(shù)進(jìn)步、提高生產(chǎn)率，從而促進(jìn)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng).而進(jìn)口貿(mào)易是體現(xiàn)國(guó)際技術(shù)擴(kuò)散的一種主要傳導(dǎo)途徑.在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)中，一個(gè)國(guó)家或地區(qū)通過(guò)進(jìn)口貿(mào)易不僅可以購(gòu)買高質(zhì)量的外國(guó)最終制成品，而且還可以通過(guò)引入國(guó)外的先進(jìn)中間產(chǎn)品來(lái)提高本國(guó)生產(chǎn)活動(dòng)的技術(shù)含量.因此，與出口貿(mào)易相比，進(jìn)口貿(mào)易是一種更為直接的國(guó)際技術(shù)擴(kuò)散渠道，本國(guó)通過(guò)進(jìn)口貿(mào)易往往能直接分享到貿(mào)易伙伴國(guó)研發(fā)投入的成果.我國(guó)的出口由于總體技術(shù)含量較低，多以價(jià)格低廉取勝，因此對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響并不顯著.

第三，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)TFP增長(zhǎng)具有更為直接的影響.早在16世紀(jì)，威廉配第就注意到了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)生產(chǎn)率的影響，他明確指出[15]：“工業(yè)的收益比農(nóng)業(yè)多得多，而商業(yè)的收益又比工業(yè)多得多”.而世界銀行的分析也表明[16]，中國(guó)全要素生產(chǎn)率的變化與勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移有關(guān)，并且1998年以前中國(guó)全要素生產(chǎn)率的提升主要是通過(guò)勞動(dòng)力由低效率部門向高效率部門轉(zhuǎn)移來(lái)實(shí)現(xiàn)的.這就意味著，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)是我國(guó)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的直接要素.

事實(shí)上可以發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易開(kāi)放、人力資本與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)三者之間存在一定的多重共線性，而人力資本增長(zhǎng)的本身也能夠?qū)μ嵘龑?duì)外貿(mào)易質(zhì)量與優(yōu)化產(chǎn)業(yè)機(jī)構(gòu)產(chǎn)生影響.因此，從本質(zhì)上提高人力資本水平也就成了全要素生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的基礎(chǔ)和關(guān)鍵.當(dāng)然，從最后的實(shí)效性而言，加快推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)仍然是促進(jìn)TFP與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最有效的著力點(diǎn).

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Study on Influence Factors of Chinese Regional Total Factor Productivity

LIU Xia1, CAI Fengjing1, HU Yuqin2
(1. School of Mathematics and Information Science, Wenzhou University, Wenzhou, China 325035; 2. School of Mathematics and Statistics, Zhejiang University of Finance and Economics, Hangzhou, China 310000)

In this paper, total factor productivity (TFP) growth rates of 26 provinces from 1979 to 2004 were obtained by taking advantages of software Eviews 6.0 and using Kalman filter algorithm of state space model. Based on this achievement, a panel data model was constructed to conduct empirical study on the dynamic influence imposed on China’s TFP by international import and export, foreign direct investment (FDI), human capital, industrial structure and other factors. Results (achieved after panel cointergration test and error correction) showed that: in the long run, while human capital, industrial structure, import and FDI have their different positive effects on improvement of the TFP, they have little impact on export; however, in the short run, human capital and industrial structure are the main factors accelerating the improvement of the TFP.

Total Factor Productivity; State Space Model; Panel Cointegration Test; Error Correct Model

(編輯：封毅)

F127

A

1674-3563(2012)02-0028-08

10.3875/j.issn.1674-3563.2012.02.005 本文的PDF文件可以從xuebao.wzu.edu.cn獲得

2011-10-24

浙江省教育廳科研計(jì)劃一般課題(Y201016062)

劉霞(1989- )，女，浙江諸暨人，研究方向：應(yīng)用統(tǒng)計(jì).? 通訊作者，cyclie@163.com