FDl、進(jìn)出口貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率的影響
——基于省市數(shù)據(jù)的空間計(jì)量分析

呂 品，潘沈仁

（浙江理工大學(xué)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究所，杭州 310018）

FDl、進(jìn)出口貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率的影響
——基于省市數(shù)據(jù)的空間計(jì)量分析

呂 品，潘沈仁

（浙江理工大學(xué)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究所，杭州 310018）

考慮全要素生產(chǎn)率在空間上的溢出效應(yīng)，采用空間計(jì)量方法，實(shí)證分析2000—2010年中國30省市FDI、進(jìn)出口貿(mào)易這兩種主要的技術(shù)引進(jìn)方式對全要素生產(chǎn)率的影響。結(jié)果表明：我國各省市全要素生產(chǎn)率表現(xiàn)出明顯的空間集聚特征；進(jìn)口促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的增長，而出口對全要素生產(chǎn)率的增長影響不顯著；FDI一定程度上對全要素生產(chǎn)率有促進(jìn)作用；研發(fā)投入與全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)。

全要素生產(chǎn)率；進(jìn)出口貿(mào)易；FDI；空間計(jì)量模型

對于FDI與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系的實(shí)證研究主要分為兩類：第一類研究結(jié)果支持了FDI的引進(jìn)促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的提高這一結(jié)論。Blomstrom等［8］利用墨西哥1970年的行業(yè)數(shù)據(jù)，實(shí)證得出了墨西哥FDI對全要素生產(chǎn)率有促進(jìn)作用。Haskel等［9］研究表明：從企業(yè)和行業(yè)視角看，相關(guān)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率與它所在行業(yè)的外商直接投資額存在較為顯著的正相關(guān)關(guān)系。在國內(nèi)，潘文卿［10］通過對1995—2000年面板數(shù)據(jù)的FDI的外溢效應(yīng)進(jìn)行分析，得出FDI對內(nèi)資部門的增長起到積極作用，還有其他一些學(xué)者的研究結(jié)果也都表明了FDI有助于全要素生產(chǎn)率的提高［11］。另一類則說明FDI對全要素生產(chǎn)率沒有促進(jìn)作用。Haddad［12］以摩洛哥的制造業(yè)為樣本研究發(fā)現(xiàn)，外商直接投資越多的行業(yè)，全要素生產(chǎn)率的增長速度反而較慢。Grether［13］通過對墨西哥制造業(yè)的研究，發(fā)現(xiàn)FDI的所謂外溢效應(yīng)在墨西哥制造業(yè)內(nèi)沒有顯著存在。

遺憾的是，目前關(guān)注全要素生產(chǎn)率的影響因素大都是從進(jìn)出口或FDI單一視角展開，鮮有文獻(xiàn)考察進(jìn)出口和FDI兩者對全要素生產(chǎn)率的影響。少數(shù)文獻(xiàn)研究了對外開放（包括進(jìn)出口和FDI）對全要素生產(chǎn)率增長的影響，國外學(xué)者Edward［14］考察了1960－1990年間92個(gè)國家的對外開放對全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)對外開放促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的增長；Cameron等［15］的研究也得出相同結(jié)論：對外開放與全要素生產(chǎn)的增長呈現(xiàn)正相關(guān)；國內(nèi)學(xué)者何元慶16］和許培源［17］利用省際面板數(shù)據(jù)分析對外開放對我國TFP增長的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)進(jìn)口貿(mào)易和FDI均對全要素生產(chǎn)率的增長產(chǎn)生了正向技術(shù)溢出作用，而出口貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率的增長有輕微的負(fù)向影響；劉舜佳［18］則認(rèn)為在短期內(nèi)FDI有助于全要素生產(chǎn)率的提高，但長期來看進(jìn)出口貿(mào)易和FDI都無助于我國全要素生產(chǎn)率的提高和非物化的技術(shù)進(jìn)步。

根據(jù)空間經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，空間地理位置相鄰近的地區(qū)，地區(qū)間的技術(shù)交流、生產(chǎn)要素流動(dòng)和經(jīng)濟(jì)合作較便利且頻次高，因此，在研究我國各省市FDI、進(jìn)出口貿(mào)易對TFP增長的影響時(shí)，引入空間因素是非常有必要的?；谝陨戏治?，本文將采用空間計(jì)量方法來分析我國各省市FDI、進(jìn)出口貿(mào)易對TFP增長的影響，以期能更全面客觀的反映經(jīng)濟(jì)事實(shí)。

一、TFP的測算與分解

（一）基于DEA的Malmquist生產(chǎn)指數(shù)法

Malmquist生產(chǎn)指數(shù)法源于Malmquist（1963）中提出的縮放因子的概念，后來Charnes等［19］將該指數(shù)與DEA理論結(jié)合起來，利用馬奎斯特投入—產(chǎn)出距離來定義TFP指數(shù)。此后馬奎斯特TFP指數(shù)在關(guān)于生產(chǎn)率測算的研究中得到了廣泛的應(yīng)用?；谠摲椒ǖ膬?yōu)點(diǎn)，本文運(yùn)用基于DEA的Malmquist生產(chǎn)指數(shù)法來測算全要素生產(chǎn)率，并對全要素生產(chǎn)率進(jìn)行分解。

（二）相關(guān)變量選取以及相應(yīng)的處理方法

鑒于面板數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取除西藏自治區(qū)、臺灣、香港和澳門之外的30個(gè)省市為樣本，樣本期為2000—2010年。測算TFP涉及到的相關(guān)變量有：總產(chǎn)出、資本投入和勞動(dòng)投入。

a）總產(chǎn)出。以全國30個(gè)省市2000年到2010年的實(shí)際GDP作為總產(chǎn)出?？梢杂?jì)算以2000年為基期價(jià)格計(jì)算的GDP序列。

b）勞動(dòng)投入量。選取全國30省市總就業(yè)人員作為勞動(dòng)投入量，用L表示。

c）資本存量。采用“永續(xù)盤存法”，參考張軍等［20］的計(jì)算法。為減小誤差，把2000年作為基年的資本存量確定，把各省2000年的資本存量由1952年為基期轉(zhuǎn)換為以2000年為基期，采用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，各省市固定資本形成總額的折舊率確定為9．6%。

（三）測算結(jié)果分解

根據(jù)Malmquist生產(chǎn)指數(shù)法，利用2000—2010年的30個(gè)決策單位，一個(gè)產(chǎn)出變量和兩個(gè)投入變量，通過DEAP2．1軟件可以測算出各年各省市的全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)、技術(shù)效率變化指數(shù)、技術(shù)進(jìn)步變化指數(shù)。

1．各省市全要素生產(chǎn)率增長率及其分解

表1是經(jīng)過處理并整理而得到的各省市2000—2010年期間各生產(chǎn)指數(shù)的年度平均值。表1的數(shù)據(jù)顯示，以Malmquist指數(shù)所計(jì)算的我國全要素生產(chǎn)率在2000—2010年間年均下降了1．4個(gè)百分點(diǎn)。并且，在所有30個(gè)省市中，只有天津、黑龍江、上海、江蘇、浙江、廣東、海南和新疆8個(gè)省市的TFP指數(shù)是大于1的，意味著這8省市的全要素生產(chǎn)率在2000—2010年之間是增長的，其中上海的TFP指數(shù)最高，為1．048；在TFP指數(shù)小于1的22省市中，北京、河北、遼寧、福建、山東、四川、云南和青海這8省市是高于全國水平的。

從表1的計(jì)算結(jié)果看，以Malmquist指數(shù)所計(jì)算的我國技術(shù)進(jìn)步指數(shù)和技術(shù)效率指數(shù)都是小于1的，表明2000—2010年我國沒有發(fā)生明顯的技術(shù)進(jìn)步，技術(shù)效率也沒有明顯提升。就技術(shù)進(jìn)步來看，雖然全國均值沒有發(fā)生明顯技術(shù)進(jìn)步，但是，北京、天津、遼寧、吉林、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、云南和新疆12個(gè)省市技術(shù)進(jìn)步指數(shù)都大于1，表明這12省市在2000—2010年之間技術(shù)是有發(fā)生進(jìn)步的。其中，上海市的技術(shù)進(jìn)步率最大，為4．8%。而就技術(shù)效率變化來看，在不變規(guī)模收益下的效率在2000—2010年間有輕微的下降，下降了0．2個(gè)百分點(diǎn)。除去三個(gè)保持不變的省份（河北、上海和廣東），還有黑龍江、安徽、江西、湖南、海南、四川、貴州、陜西和甘肅的技術(shù)效率有所提高，其中四川提升幅度最大，為4．2個(gè)百分點(diǎn)。

表1 各省市全要素生產(chǎn)率增長率及其分解

2．歷年全要素生產(chǎn)率增長率及其分解

表2顯示2001—2010年我國省際平均的全要素生產(chǎn)率下降了1．4%，其中技術(shù)進(jìn)步年均下降了1．2%，技術(shù)效率年均下降了0．2%，可以看出我國全要素生產(chǎn)率的下降主要是由技術(shù)進(jìn)步下降引起的，而技術(shù)效率的影響比較小。表2還顯示，2001年我國的TFP是增長的，其余年份TFP都是下降的，2009年下降最為嚴(yán)重，下降了4．1個(gè)百分點(diǎn)。

表2 歷年全要素生產(chǎn)率增長率及其分解

圖1 全要素生產(chǎn)率變化、技術(shù)進(jìn)步率變化、技術(shù)效率變化的時(shí)間趨勢

由圖1可知，全要素生產(chǎn)率在2001—2010年整體來說是下降的，2001年全要素生產(chǎn)率最高，2009年下降到最低。2001—2006年全要素生產(chǎn)率平穩(wěn)下降；2007—2010年全要素生產(chǎn)率波動(dòng)幅度較大。總體來看，雖然全要素生產(chǎn)率出現(xiàn)階段性的較大幅度的波動(dòng)，但是除2001年外，2002—2010年都是負(fù)增長的。技術(shù)進(jìn)步的變化與TFP的變化趨勢基本一致?？傮w上，除2007年技術(shù)進(jìn)步率為正值外，其余各年份的技術(shù)進(jìn)步率為負(fù)值。技術(shù)效率方面，2001年、2002年出現(xiàn)技術(shù)效率提升，其余年份均有所下降。與全要素生產(chǎn)率和技術(shù)進(jìn)步率的變化趨勢不同，技術(shù)效率總體呈現(xiàn)下降的變化趨勢，波動(dòng)幅度也相對較小。

二、空間計(jì)量模型設(shè)定

根據(jù)空間經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，空間地理位置相鄰近的地區(qū)，地區(qū)間的技術(shù)交流、生產(chǎn)要素流動(dòng)和經(jīng)濟(jì)合作便利且頻次高，因此，在研究我國各省市的FDI、進(jìn)出口貿(mào)易對TFP增長的影響時(shí)，引入空間因素是必要的。構(gòu)造空間計(jì)量模型有兩個(gè)步驟：一是空間相關(guān)性的檢驗(yàn)；二是空間計(jì)量模型類型的選擇。

（一）空間相關(guān)性檢驗(yàn)

首先根據(jù)邊界鄰接法得到空間權(quán)重矩陣，為避免“孤島效應(yīng)”，設(shè)海南與廣東和廣西擁有共同邊界。采用Matlab7．0軟件計(jì)算2001—2010年我國30個(gè)省市全要素生產(chǎn)率的Moran I指數(shù)，并根據(jù)Z值來判斷Moran I指數(shù)的顯著性，結(jié)果見表3。

表3 2001—2010年我國全要素生產(chǎn)率的Moran l統(tǒng)計(jì)值

由表3知道，2001—2010年各個(gè)年份中Moran I指數(shù)都通過了顯著性檢驗(yàn)，并且Moran I指數(shù)為正值，這說明我國全要素生產(chǎn)率整體表現(xiàn)為正的空間相關(guān)性，即我國全要素生產(chǎn)率的空間分布并不是完全隨機(jī)狀態(tài)，而是呈集聚效應(yīng)，全要素生產(chǎn)率較高的地區(qū)其周邊地區(qū)全要素生產(chǎn)率也較高，全要素生產(chǎn)率較低的地區(qū)其周邊地區(qū)全要素生產(chǎn)率也較低。

利用GeoDa軟件，得到2001年、2006年和2010年我國全要素生產(chǎn)率的Moran I散點(diǎn)圖（見圖2）。由圖2可知，絕大部分省市聚集在第一象限和第三象限，說明高－高型（H－H型）和低－低型（L－L型）居于主導(dǎo)地位，即較高的TFP增長率的省市相鄰（H－H型），2001年屬于H－H型的省市有浙江、山西、山東、青海、寧夏、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、北京、天津、海南、福建、上海、江蘇和河北，2010年H－H型省區(qū)有浙江、新疆、青海、江西、北京、天津、福建、上海和江蘇；較低的TFP增長率的省市相鄰（L－L型），2001年屬于L－L型的省市有江西、湖南、湖北、貴州、廣西、安徽和重慶，2010年屬于L－L型的省市有云南、陜西、山西、寧夏、內(nèi)蒙古、吉林、湖南、湖北、河南、海南、貴州、廣西、甘肅和安徽。由此可見，我國全要素生產(chǎn)率在空間上基本表現(xiàn)為“高高集聚”和“低低集聚”兩種特征，形成一種“局部趨同、總體分異”的空間格局。

圖2 2001和2010年我國全要素生產(chǎn)率的Moran I散點(diǎn)圖

（二）模型的設(shè)定

通過Moran I值空間相關(guān)性檢驗(yàn)，表明我國30省市全要素生產(chǎn)率存在顯著的空間相關(guān)性。因此，如果忽略這種空間相關(guān)性，將導(dǎo)致相關(guān)的研究結(jié)論出現(xiàn)偏誤。結(jié)合前面的分析，將待估計(jì)的計(jì)量模型設(shè)定為：

其中yi為被解釋變量，Zi為影響TFP的控制變量，Xi為解釋變量，Wij為空間權(quán)重矩陣，相鄰省市的TFP對該省市的TFP影響反映在系數(shù)ρ上。將空間滯后模型（SLM）設(shè)定如下：

不難看出，假定省市j的全要素生產(chǎn)率對省市i的全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。系數(shù)ρ綜合反映了相鄰省市解釋變量的影響力。如果空間相關(guān)性由模型以外的因素決定，則將空間誤差模型（SEM）設(shè)定為：其中，i代表省市個(gè)體，t代表時(shí)間，tfpit代表省市TFP增長率，exit、imit、fdiit為各省市的出口總額、進(jìn)口總額、FDI占GDP的百分比，rdit為各省的R＆D投資占GPD的比重，ρ和λ分別表示空間滯后回歸系數(shù)和空間誤差回歸系數(shù)，Wit是權(quán)重矩陣，εit和μit是隨機(jī)誤差向量。

（三）變量的選取

a）外商直接投資變量（fdi）。FDI對一個(gè)國家（或地區(qū)）的影響不僅在于增加資本投入，還包括FDI技術(shù)溢出效應(yīng)，即FDI流入所帶來的先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)。首先把以美元計(jì)量的FDI轉(zhuǎn)換成以人民幣為單位的FDI；然后以各省市外商直接投資額占GDP的百分比fdiit衡量FDI對全要素生產(chǎn)率的影響。

b）進(jìn)出口變量（im和ex）。選取進(jìn)口額和出口額作為解釋變量，首先對中國統(tǒng)計(jì)年鑒的相關(guān)指標(biāo)用當(dāng)年的人民幣兌美元匯率換算成人民幣，然后以各省市的進(jìn)口額、出口額占GDP的百分比——exit、imit衡量出口和進(jìn)口對全要素生產(chǎn)率的影響。

c）R＆D投入變量（rd）。由新增長理論可知：R＆D投入可能是影響TFP增長的關(guān)鍵因素。將各省市的R＆D投入強(qiáng)度占GDP比重rdit作為影響全要素生產(chǎn)率的控制變量。

使用2001—2010年我國30個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)作為樣本，共300個(gè)觀測值，相關(guān)研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表4。

表4 研究變量描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證結(jié)果及分析

依照2001—2010年我國30個(gè)省市樣本數(shù)據(jù)，采用空間經(jīng)濟(jì)面板計(jì)量方法，用Matlab 7．0軟件估計(jì)了空間滯后模型和空間誤差模型，為了便于比較，同時(shí)給出通過普通面板數(shù)據(jù)的加權(quán)最小二乘法（WLS）進(jìn)行估計(jì)，整理結(jié)果如表5。

表5 全國層面的回歸結(jié)果

從WLS回歸結(jié)果可知，模型的擬合優(yōu)度達(dá)到19．58%，且整體上比較顯著，DW值為1．805 7，表明解釋變量之間的多重共線性問題得到良好解決。觀察各解釋變量的系數(shù)可知，出口變量ex的系數(shù)為0．049 6，并通過了1%的顯著性水平，說明出口對我國全要素生產(chǎn)率的增長具有顯著的正向效應(yīng)。進(jìn)口變量im和研發(fā)投入變量rd的系數(shù)分別為0．043 8和－0．694 1，并且都通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，表明進(jìn)口對我國TFP的正向效應(yīng)比較顯著，科研投入對我國TFP的負(fù)向效應(yīng)顯著。外商直接投資變量fdi的系數(shù)為0．058 5，可見外商直接投資對我國全要素生產(chǎn)率具有明顯的正效應(yīng)，但不顯著，出現(xiàn)這種情況的原因可能有以下兩個(gè)：a）FDI本身對全要素生產(chǎn)率沒有顯著的正向效應(yīng)；b）WLS模型的設(shè)定存在問題，例如未考慮到全要素生產(chǎn)率在地理上的空間關(guān)聯(lián)等。

從空間計(jì)量模型SLM和SEM的回歸結(jié)果可以看出，相對WLS的回歸結(jié)果，引入空間因素后模型整體的擬合優(yōu)度和Log L值都得到提高，而且空間自回歸系數(shù)ρ和空間誤差回歸系數(shù)λ都達(dá)到1%的顯著水平，說明引入空間因素是有實(shí)際意義的，如果忽略經(jīng)濟(jì)體之間潛在的空間相關(guān)性，基于OLS的回歸模型是有偏誤的。對比SLM模型和SEM模型的回歸結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)兩者比較接近，但為了區(qū)分是內(nèi)生的空間自回歸還是空間誤差自相關(guān)，還需借助Anselin和Florax（1995）的準(zhǔn)則進(jìn)行判定：注意到LM（sar）的值大于LM（error），R－LM（sar）的值也大于R－LM（error），而且LM（sar）和R－LM（sar）的顯著性分別都大于LM（error）和R－LM（error），因此認(rèn)為空間滯后模型比空間誤差模型優(yōu)勢明顯。

對比WLS回歸結(jié)果與SLM回歸結(jié)果，可以得到以下結(jié)論：

a）引入空間變量對解釋全要素生產(chǎn)率空間溢出效應(yīng)的作用顯著，這里空間自回歸系數(shù)ρ值為0．499 9，并通過1%的顯著性檢驗(yàn)，說明我國全要素生產(chǎn)率在地理空間的鄰接上客觀表現(xiàn)出較明顯的空間依賴性，而這種空間依賴性主要通過溢出沖擊的空間傳遞來實(shí)現(xiàn)。從統(tǒng)計(jì)學(xué)的角度看，ρ度量了相鄰地區(qū)觀測值的變化對本地區(qū)觀測值的影響方向程度，于是當(dāng)相鄰省市的全要素生產(chǎn)率變動(dòng)1%時(shí)，將促使本省市全要素生產(chǎn)率同向變動(dòng)0．499 9%，這個(gè)經(jīng)驗(yàn)結(jié)論與前文證實(shí)的我國全要素生產(chǎn)率存在空間自相關(guān)性是相呼應(yīng)的。尤其表現(xiàn)在L－L型和H－H型集聚帶的全要素生產(chǎn)率空間集聚效應(yīng)非常突出。

b）SLM回歸結(jié)果中，ex的系數(shù)為0．019 9，顯示了出口對全要素生產(chǎn)率的增長有正影響，但不顯著。其原因是我國進(jìn)、出口的商品結(jié)構(gòu)不合理所致。根據(jù)相關(guān)統(tǒng)計(jì)，我國出口產(chǎn)品中，技術(shù)含量低的勞動(dòng)密集型產(chǎn)品占比較大；另外我國主要是外資企業(yè)的出口，這一部分出口對TFP增長的影響可能被FDI所替代。im的系數(shù)為0．049 4，且通過5%的顯著性檢驗(yàn)，進(jìn)一步顯示了進(jìn)口對全要素生產(chǎn)率的增長有顯著的正影響。因?yàn)檫M(jìn)口可以獲得大量國外先進(jìn)的機(jī)器設(shè)備和零部件。這些先進(jìn)的機(jī)器設(shè)備和零部件投入生產(chǎn)導(dǎo)致了本地區(qū)TFP的增長，而且這些先進(jìn)中間產(chǎn)品可以被國內(nèi)企業(yè)所仿制，這樣，外國的一些較為先進(jìn)制造技術(shù)就會(huì)擴(kuò)散到國內(nèi)相關(guān)企業(yè)，從而促進(jìn)TFP的增長。

c）SLM回歸結(jié)果中，fdi的系數(shù)為0．141 9，且通過了1%顯著性檢驗(yàn)，說明FDI對TFP的增長有較明顯的促進(jìn)作用。這主要是由于隨著外商直接投資帶來的一些額外資源，諸如企業(yè)的管理經(jīng)驗(yàn)、工作流程、營銷技術(shù)和國際分銷網(wǎng)絡(luò)渠道、技術(shù)創(chuàng)新和研發(fā)能力等的貢獻(xiàn)。這些額外資源具有較強(qiáng)的溢出效應(yīng)，而且溢出的路徑也是多維的，從管理和技術(shù)層面提高TFP。此外，隨著FDI引進(jìn)也會(huì)引入國際競爭的規(guī)則幫助建立國內(nèi)市場競爭機(jī)制，提高和改善國內(nèi)市場資源配置效率。

d）研發(fā)投入rd的系數(shù)為－0．92，并通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，表明研發(fā)投入與TFP的增長呈負(fù)相關(guān)。這是由于我國目前研發(fā)投入的使用效率和投入結(jié)構(gòu)等存在一定的問題，中國的R＆D投資主要集中于大型國有企業(yè)，而國有企業(yè)存在嚴(yán)重的預(yù)算軟約束和委托代理問題。R＆D投資強(qiáng)度太大導(dǎo)致投資效率低下。

四、結(jié)論與政策建議

采用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法，以我國30個(gè)省市2001—2010年的面板數(shù)據(jù)為樣本，考察進(jìn)出口貿(mào)易、FDI對全要素生產(chǎn)率的影響。通過普通面板回歸（WLS）和空間面板回歸（SLM）結(jié)果的對比，可以得出的主要結(jié)論如下：a）我國各省市的全要素生產(chǎn)率表現(xiàn)出明顯的空間集聚特征，且絕大部分省市屬于高－高（H－H）和低－低（L－L）型；b）FDI對TFP的增長有顯著的促進(jìn)作用，并且其促進(jìn)作用大于進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生的技術(shù)溢出；c）進(jìn)口貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率的增長有顯著的正向效應(yīng)，而出口貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率的增長有正向影響但不顯著；d）就控制變量而言，R＆D的符號顯著為負(fù)，說明研發(fā)投入與TFP的增長呈負(fù)相關(guān)；e）我國全要素生產(chǎn)率在地理空間的鄰接上客觀表現(xiàn)出較明顯的空間依賴性，而這種空間依賴性是通過內(nèi)生的空間滯后來實(shí)現(xiàn)?；谝陨系慕Y(jié)論，提出如下政策建議：a）應(yīng)該擴(kuò)大我國的FDI和進(jìn)口，作為促進(jìn)我國全要素生產(chǎn)率增長的兩個(gè)主要手段，我國應(yīng)充分利用FDI和進(jìn)口帶來的國際技術(shù)溢出，提升我國的技術(shù)發(fā)展水平；b）提高我國企業(yè)出口產(chǎn)品的技術(shù)含量，降低對外資企業(yè)出口的依賴；c）政府應(yīng)該要多方面多層次地加大我國國內(nèi)的R＆D投入，對現(xiàn)有的研發(fā)部門進(jìn)行有效地干預(yù)；d）在對全要素生產(chǎn)率的分析與政策制定過程中，應(yīng)該將省市之間的空間相互依賴納入其中，充分利用周邊省市對該省市的影響來促進(jìn)我國全要素生產(chǎn)率的增長。

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（責(zé)任編輯：陳和榜）

lnfluence of FDl and lmport and Export Trade on Total Factor Productivity——Spatial Econometric Analysis Based on Provincial and Municipal Data

LüPin，PAN Shen－ren
（Research Institute of Industrial Economy，Zhejiang Sci－Tech University，Hangzhou 310018，China）

Considering the overflow effect of total factor productivity in space，this paper conducts empirical analysis on the influence of two main ways of technical import－FDI and import and export trade in 30 provinces and cities of China in 2000－2010 on total factor productivity with spatial econometric method．The result shows that total factor productivity in provinces and cities of China shows an obvious spatial agglomeration feature；import promotes the growth of total factor productivity，while export does not have significant influence on the growth of total factor productivity；FDI promotes total factor productivity to a certain extent；research input and total factor productivity have negative correlation．

total factor productivity；import and export trade；FDI；spatial econometric model

1673－3851（2014）02－0029－07

F752

A

在學(xué)術(shù)界，通常以全要素生產(chǎn)率（total factor productivity，TFP）來衡量一個(gè)國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的好壞，因此，要提高我國經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量，就要研究如何提高全要素生產(chǎn)率。但是，作為提高全要素生產(chǎn)率的有效途徑的技術(shù)進(jìn)步從哪里來呢？一種觀點(diǎn)是通過引進(jìn)，如林毅夫等［1］認(rèn)為通過進(jìn)出口貿(mào)易和外商直接投資（FDI）的形式從國外進(jìn)口大量富含先進(jìn)技術(shù)的資本品是我國現(xiàn)階段快速提升技術(shù)水平的主要手段；另一種觀點(diǎn)是通過自主創(chuàng)新。但是，鄭玉歆［2］和易綱等［3］都認(rèn)為自主創(chuàng)新耗時(shí)又耗成本，且自行開發(fā)尖端技術(shù)不僅投入大而且失敗率高，而購買技術(shù)設(shè)備的成本則要低得多。因此，引進(jìn)技術(shù)成為省時(shí)且見效快的方法。目前我國引進(jìn)技術(shù)主要通過兩個(gè)途徑實(shí)現(xiàn)，一是進(jìn)出口貿(mào)易，二是通過吸引國際投資即FDI。進(jìn)出口貿(mào)易對TFP的影響主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：一是進(jìn)口的技術(shù)擴(kuò)散和競爭效應(yīng)，通過進(jìn)口技術(shù)含量比較高的資本品或中間品促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，同時(shí)國外進(jìn)口的高技術(shù)資本品會(huì)迫使國內(nèi)的創(chuàng)新者加快創(chuàng)新速度以生產(chǎn)技術(shù)含量高的產(chǎn)品；二是通過出口的方式與國際接觸，企業(yè)可以獲得新的生產(chǎn)技術(shù)、新的產(chǎn)品設(shè)計(jì)等。類似地，F(xiàn)DI對全要素生產(chǎn)率的影響也體現(xiàn)在兩個(gè)方面：一是技術(shù)水平和生產(chǎn)效率較高的外資企業(yè)本身帶來的直接的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)；二是FDI流入產(chǎn)生的所謂競爭效應(yīng)和模仿效應(yīng)以及幫助企業(yè)員工培訓(xùn)所帶來的間接技術(shù)進(jìn)步。

從實(shí)證研究的視角看，Coe等［4］最早證實(shí)了進(jìn)出口貿(mào)易技術(shù)溢出的存在，他們的實(shí)證結(jié)果表明進(jìn)出口貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率有顯著的正影響。我國對這方面的研究以宏觀層面為主，方希樺等［5］借鑒CH模型證實(shí)了G7國家的研發(fā)投入通過進(jìn)口貿(mào)易途徑顯著的促進(jìn)了我國全要素生產(chǎn)率的增長；許和連等［6］利用我國省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行的實(shí)證研究，結(jié)果表明，進(jìn)出口貿(mào)易增長對我國全要素生產(chǎn)率的提高存在促進(jìn)作用；李小平等［7］用FFR模型考察國際R＆D溢出對中國工業(yè)行業(yè)生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)進(jìn)出口貿(mào)易的國際R＆D溢出促進(jìn)全要素生產(chǎn)率增長。

2013－10－12

國家自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目（71003086）；浙江省高校人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地浙江理工大學(xué)應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)基地資金資助項(xiàng)目（11210031251339）

呂 品（1969－），山西大同人，副教授，研究方向?yàn)閲H投資，產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新。

潘沈仁，E－mail：780190909＠qq．com