加工貿易的技術溢出效應及其轉型升級
——來自廣東、上海、江蘇的實證分析

遲旭蕾 李延勇

(齊魯工業(yè)大學財政與金融學院，山東濟南250100;山東財經(jīng)大學國際經(jīng)貿學院，山東濟南250014)

一、引言

經(jīng)濟增長一直是社會各界關注的熱點，學者們?yōu)榇颂岢隽烁鞣N理論與模型。一般認為，對外貿易尤其是出口貿易對經(jīng)濟增長具有促進作用。但也有例外。在有些國家尤其是發(fā)展中國家也出現(xiàn)過對外貿易沒有推動經(jīng)濟增長的現(xiàn)象。于是有學者就對貿易促進經(jīng)濟增長提出了質疑，并提出了一些新的理論與模型，如普雷維什的“中心——外圍論”、巴格瓦蒂的“貧困化增長”模型等。這些學者認為，當今的國際經(jīng)濟體制是以發(fā)達資本主義國家為中心的，而廣大的發(fā)展中國家處于外圍地帶，中心控制外圍，發(fā)展中國家只能依附于中心國家。

Maddison(1995)發(fā)現(xiàn)1870－1913年和二戰(zhàn)后的兩次世界經(jīng)濟高速增長都伴隨著貿易全球化的浪潮。①Maddison，A．Monitoring the World Economy 1820－1992，Paris:Organization for Economic Cooperation and Development．1995．新貿易理論認為，長期的經(jīng)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(tài)收益，即國際貿易的技術溢出效應。②Grossman，G and Helpman，E．Innovation and Growth in the Globe Economy．Cambridge:the MIT Press，1991．其實，國際貿易技術溢出的研究可以追溯到內生經(jīng)濟增長理論，該理論強調國際技術溢出效應對一國技術進步的貢獻。一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟增長來源于要素投入和技術進步，科學技術被稱為第一生產(chǎn)力，是一個國家具備核心競爭力的體現(xiàn)。技術進步是人類為了獲取利益進行研發(fā)投資的產(chǎn)物。技術進步理論認為，③Romer，Paul．Endogenous Technological Change．Journal of Political Economics，1990，98(5):71－102．技術進步既來自本國的研發(fā)投入，也來自外國R＆D通過一系列國際經(jīng)濟活動(主要包括國際貿易、國際直接投資、國際技術交流和國際勞動力的遷移)對本國產(chǎn)生的直接或間接的技術溢出，于是國外R＆D的外部性擴展到國內，強化了技術的外部性，修正了增長受到報酬遞減規(guī)律制約的觀點，使得全要素生產(chǎn)率的增長突破了單一國家的限制，因此可以充分地解釋國際貿易與經(jīng)濟同步增長的現(xiàn)象。

隨著經(jīng)濟全球化進程的加快，國際分工不斷細化，跨國公司直接投資大幅度增加，加工貿易成為國際貿易的重要方式之一。改革開放以來，中國的加工貿易從無到有以驚人的速度發(fā)展著，加工貿易進出口額從1978年的16．1億美元增加到2012年的13439．5億美元，占據(jù)了中國對外貿易的半壁江山。無疑，加工貿易對于經(jīng)濟增長、解決就業(yè)、吸引外資等方面起著舉足輕重的作用。許多文獻已對加工貿易的興起以及在我國開放經(jīng)濟中的作用進行了理論和實證方面的研究。

面對加工貿易的興起，學者們開始關注與研究加工貿易是否存在技術溢出效應，并普遍認為加工貿易存在技術溢出。這方面的研究大多數(shù)是從定性的角度，論證加工貿易存在技術溢出的原因，以及加工貿易通過什么渠道產(chǎn)生技術溢出。也有學者采用實證的方法去檢驗加工貿易的技術溢出效應，如王洪慶(2006)采用因果關系檢驗得到加工貿易增值率的變化是我國全要素勞動生產(chǎn)率變化的格蘭杰原因，即中國的加工貿易存在技術溢出效應;①王洪慶:《我國加工貿易的技術溢出效應研究》，《世界經(jīng)濟研究》2006年第7期。沈克華(2011)探討了加工貿易的技術溢出機制和效應，并通過實證發(fā)現(xiàn)國內R＆D資本存量、通過加工貿易“進口、FDI、出口”三個渠道溢出的外國R＆D存量均對我國全要素生產(chǎn)率水平產(chǎn)生正效應;②沈克華:《加工貿易技術溢出的機制與效應研究》，上海社會科學院博士論文，2011年。胡兵、張明(2011)利用中國省際Malmquist指數(shù)和動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型檢驗了加工貿易出口對生產(chǎn)率增長的影響，結果發(fā)現(xiàn)這一影響是不顯著的。③胡兵、張明:《加工貿易出口是否促進了生產(chǎn)率增長》，《財經(jīng)科學》2011年第1期。

值得注意的是，已有的文獻大多是從國家層面考察加工貿易的技術溢出效應，張冰(2012)卻以中國浙江省為例，實證考察加工貿易對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的技術溢出效應。④張冰:《加工貿易技術溢出效應分析——基于浙江省的經(jīng)驗研究》，《經(jīng)濟與管理》2012年第5期。結果發(fā)現(xiàn)，加工貿易對浙江省技術進步和全要素生產(chǎn)率增長產(chǎn)生了一定的技術溢出效應，但這一效應還不十分明顯?？紤]到浙江省的加工貿易在全國的比重不大，2012年這一比重僅為2．58%，因此張冰的結論可能具有一定的局限性，不具有普遍性或代表性。為此，本文以中國加工貿易最為發(fā)達的廣東、上海、江蘇三地為研究對象，重新考察加工貿易對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的技術溢出效應。這三個地區(qū)占據(jù)了中國加工貿易的半壁江山，2012年三地的加工貿易額在全國的占比分別為39．43%、10．32%和18．33%，因此而得到的結論或許更有代表性。

二、加工貿易技術溢出效應的實證模型與方法

采用實證方法檢驗加工貿易的技術溢出效應，本文采用傳統(tǒng)的兩步法。第一步利用廣東、上海、江蘇三地的生產(chǎn)總值、資本存量、勞動力投入，分別估計出各自的全要素生產(chǎn)率，進而度量技術溢出效應;第二步利用面板數(shù)據(jù)模型，檢驗加工貿易、一般貿易等因素對全要素生產(chǎn)率的影響，以檢驗加工貿易的技術溢出效應是否存在。

(一)全要素生產(chǎn)率的計算方法

全要素生產(chǎn)率(TFP)的計算方法可以分為兩類:一類是索洛于1957年首次提出的生產(chǎn)函數(shù)法，認為全要素生產(chǎn)率是資本與勞動力貢獻之外的“殘余”，又稱“索洛余值法”;另一類是經(jīng)濟計量法，即利用各種經(jīng)濟計量模型來估算全要素生產(chǎn)率，如隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)法、隱性變量法，以及數(shù)據(jù)包絡分析法(DEA)等。

DEA模型，尤其是基于DEA的Malmquist指數(shù)法是近年來在全要素生產(chǎn)率的研究中被廣泛使用，作為一種非參數(shù)方法，它直接利用線性優(yōu)化給出邊界生產(chǎn)函數(shù)與距離函數(shù)的估算，無需對生產(chǎn)函數(shù)形式和分布做出假設，從而避免較強的理論約束，當然其缺陷也是明顯的——計算出的是“決策單元”的相對效率。另一方面，由于本文的“決策單元”只有三個，使用DEA模型計算全要素生產(chǎn)率是不合適的，所以本文選擇索洛余值法來計算所關心的三地的TFP。假定我們各個省級區(qū)域的生產(chǎn)函數(shù)為柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，且滿足規(guī)模報酬不變和希克斯中性技術進步的新古典假設，其數(shù)學表達式如下:

其中，Yt是某地區(qū)第t期的產(chǎn)出指標(一般用GDP度量)，Kt是其資本存量，Lt為其勞動力投入，α代表資本的產(chǎn)出彈性，β代表勞動的產(chǎn)出彈性;At反映的是除了資本和勞動力等基本生產(chǎn)因素之外的所有其他因素帶來的產(chǎn)出增長率，有時也被稱為“技術進步率”。

對式(1)兩邊取對數(shù)，于是有:

我們假設規(guī)模報酬不變，即α+β=1。于是模型(2)可以轉換為:

加入隨機誤差項，上式就變成可以用于實證的計量經(jīng)濟模型:

(二)加工貿易技術溢出效應的實證模型

考慮到加工貿易的歷史數(shù)據(jù)樣本點較少，為此我們采用廣東、上海、江蘇三個省市的面板數(shù)據(jù)來檢驗加工貿易等因素對全要素生產(chǎn)率的影響。具體思路如下:

首先，確定所要考察的影響全要素生產(chǎn)率的主要因素。全要素生產(chǎn)率的對數(shù)(記為lntfp)作為被解釋變量;解釋變量則為本文所關心的是與加工貿易密切相關的變量，這里考慮了加工貿易、一般貿易與外商直接投資，分別用加工貿易進出口總額占當年GDP比例的對數(shù)值(lnptr)、一般貿易進出口總額占當年GDP比例的對數(shù)值(lngtr)、加工貿易出口與GDP比值的自然對數(shù)(lnptro)、加工貿易進口與GDP比值的自然對數(shù)(lnptri)，外商直接投資額占當年GDP比例的對數(shù)值(lnfdi)來表示。

其次，對被解釋變量、解釋變量的面板數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，如果都存在單位根，則進行協(xié)整分析;如果不是都存在單位根(事實上確實如此，見下文)，則對面板數(shù)據(jù)直接進行回歸分析，考慮到時間序列的自相關和異方差的存在，本文采用如下的模型:

加工貿易進口與出口的技術溢出效應可能存在差異，因此在實證檢驗中把模型(5)中的lnptr換為lnptro或lnptri分別進行回歸。

(三)實證檢驗的樣本和數(shù)據(jù)

1．關于全要素生產(chǎn)率計算的樣本和變量。

(1)本文采用的樣本區(qū)間為1978－2012年，即改革開放至最近一個能夠得到數(shù)據(jù)的年度。

(2)索洛余值法需要的總產(chǎn)出Yt。本文采用了各地區(qū)國內生產(chǎn)總值(GDP)，采用的是1978年的不變價。數(shù)據(jù)來自相應地區(qū)歷年的統(tǒng)計年鑒。

(3)勞動力投入Lt。嚴格意義上講，實際的勞動投入量是指在生產(chǎn)過程中實際消耗的活勞動使用標準強度的勞動時間來衡量的，但這一指標無法獲得，也無法估計，本文中勞動投入量用相關地區(qū)歷年的從業(yè)人數(shù)來近似替代。數(shù)據(jù)同樣是來自相應地區(qū)歷年的統(tǒng)計年鑒。

(4)資本投入量Kt應該是資本存量，既包括直接構成生產(chǎn)力的部分，也包括間接構成生產(chǎn)力的部分;既包括生產(chǎn)過程中直接用于生產(chǎn)產(chǎn)品和提供服務的各種固定資產(chǎn)和流動資產(chǎn)，也包括為生活過程服務的各種服務及福利設施的資產(chǎn)，我們采用近年來學者們常用的“永續(xù)盤存法”計算，計算公式如下:

其中，Kt為第t年的資本存量，δ為折舊率，It為第t年的投資，有關變量和參數(shù)確定依據(jù)單豪杰(2008)的研究，①單豪杰:《中國資本存量K的再估算:1952－2006年》，《數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究》2008年第10期。即當年投資數(shù)據(jù)采用固定資本形成額;1952－2006年的投資價格指數(shù)采用固定資本形成價格指數(shù)，計算出以1952年為基期的價格平減指數(shù)，對于2005－2012年則借用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行替代;折舊率采用10．96%;計算的基期是1978年。

2．關于加工貿易溢出效應的樣本和變量。

考察加工貿易、一般貿易與外商直接投資對全要素生產(chǎn)率的影響，應該選取更長的樣本區(qū)間，但我們所能搜集到:廣東1992－2012年、上海1985－2012年、江蘇1997－2012年的數(shù)據(jù)。加工貿易、一般貿易和FDI的名義美元數(shù)據(jù)則先根據(jù)當年官方名義匯率轉換為人民幣再根據(jù)GDP平減指數(shù)換算為按1978年價格計算的實際值。

三、加工貿易技術溢出效應的實證結果

(一)CD生產(chǎn)函數(shù)的估計和全要素生產(chǎn)率的計算結果

在STATA11．0下，利用廣東、上海、江蘇三地的數(shù)據(jù)，對模型(3)進行估計，估計的結果見表1。由表1中的估計結果可見，模型的擬合優(yōu)度都很高，方程在總體上也都很顯著。同時發(fā)現(xiàn)，這三地的資本貢獻率都比較高，廣東資本貢獻率高達0．8476，江蘇為0．7409，最低的上海也達到0．6845。這種結果與世界發(fā)達國家勞動力貢獻率在75%左右形成了鮮明的對比，這是因為中國有著豐富的勞動力資源且成本較低，相對而言，資本是稀缺資源，因此有著更高的彈性。這一點，在改革開放最早的廣東表現(xiàn)的更為明顯，而上海作為中國的經(jīng)濟中心與金融中心，資本比較密集，其資本貢獻度低于廣東、江蘇兩省。

表1 CD生產(chǎn)函數(shù)的估計結果

由等式(4)推算出三地全要素生產(chǎn)率趨勢。從三地1980－2010年全要素生產(chǎn)率的趨勢看，上海的全要素生產(chǎn)率一直高于廣東、江蘇兩省，除個別年份外，廣東的全要素生產(chǎn)率也高于江蘇。從每個地區(qū)的全要素生產(chǎn)率趨勢看，廣東的趨勢比較獨立呈現(xiàn)出周期性的變化，而上海和江蘇的趨勢有點類似，都是先抑后揚，尤其是1999年以來一直呈現(xiàn)出不斷提高的趨勢，但江蘇自2009年以后逐漸有走平的跡象。

(二)面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

首先對各個變量進行面板單位根檢驗，由于只有三個面板，采用Levin－Lin－Chu(2002)檢驗方法更為合適，①Levin，A．，C．－F．Lin，and C．－S．J．Chu．Unit root tests in panel data:Asymptotic and finite－sample properties．Journal of Econometrics，2002，108:1－24．但所用數(shù)據(jù)是非平衡的面板數(shù)據(jù)，因此先把非平行面板平行化以后再在stata11．0下進行，檢驗結果見表2。由表2可以看出，所有有關的變量在5%的顯著性水平下是顯著的。

表2 數(shù)據(jù)的面板單位根檢驗結果

接下來，直接進行面板回歸，即對模型(5)進行估計，估計的結果見表3中的模型一。為了處理面板中可能存在的自相關與異方差問題，在估計過程中我們借鑒了Beck和Katz(1995)的方法，②Nathaniel Beck and Jonathan N．Katz．What to Do(and Not to Do)with Time－Series Cross－Section Data．American Political Science Review，1995，89(September):634–647．這種方法被廣泛用于大N和小T的面板數(shù)據(jù)模型估計，以處理復雜的面板誤差結構。

表3 加工貿易技術溢出模型的估計結果

由表2的估計結果可以看出，模型在總體上具有較高的擬合優(yōu)度(R2為0．8915)，從衡量整體顯著性的WaldΧ2統(tǒng)計量來看，方程是極為顯著的。

首先看我們所關心的加工貿易變量lnptr，其系數(shù)估計值為負，在1%的顯著性水平下是顯著的，表明加工貿易對全要素生產(chǎn)率的貢獻為負值，這與張冰(2012)的結論不一致，但我們的樣本更有代表性，也確實與中國加工貿易存在的問題相吻合——我國加工貿易產(chǎn)業(yè)基本處于國際產(chǎn)業(yè)增值鏈條的低端環(huán)節(jié)。目前，我國加工貿易產(chǎn)業(yè)結構總體上仍處于傳統(tǒng)、低技術的勞動密集型產(chǎn)品和中低技術(已經(jīng)成熟的技術)工序上，主體技術和加工制造檔次低，加工貿易企業(yè)也主要在相關產(chǎn)業(yè)的下游開展簡單加工和組裝業(yè)務，處于跨國公司國際產(chǎn)業(yè)鏈的低端，技術含量低，附加值也低。即便是國際貿易最為發(fā)達的廣東、上海、江蘇等沿海地區(qū)，其制造業(yè)的國內產(chǎn)業(yè)鏈條短，用料用件本土采購率低，所用的原材料、零部件，尤其是真正體現(xiàn)技術水平和要素含量的設備和中間投入品，嚴重依賴于進口，其增值的主要環(huán)節(jié)絕大多數(shù)處于原材料和技術設備的加工生產(chǎn)階段。產(chǎn)業(yè)鏈的低端環(huán)節(jié)與附加值低的加工生產(chǎn)嚴重影響到加工貿易對我國產(chǎn)業(yè)關聯(lián)作用的發(fā)揮，嚴重限制了加工貿易對技術溢出效應的出現(xiàn)。同時，從CD函數(shù)的估計結果我們還能看出，國內各地區(qū)的經(jīng)濟增長主要是靠資本積累推動的，包括加工貿易、技術溢出在內的技術進步所產(chǎn)生的貢獻較小，這也阻礙了加工貿易的技術溢出。

其次看兩個變量的情況。lngtr的系數(shù)是0．1353，在1%的顯著性水平下是顯著的，一般貿易對于全要素生產(chǎn)率增長有著積極的貢獻，相對于加工貿易處于國際產(chǎn)業(yè)增值鏈條低端環(huán)節(jié)，國內一般貿易企業(yè)更加具有自主權，為了提高產(chǎn)品在國外市場的競爭力促進出口更可能進行研發(fā)試驗的人力和資金投入，因此更容易產(chǎn)生技術溢出。lnfdi的系數(shù)是正的，但在統(tǒng)計上不顯著，說明外商直接投資對全要素生產(chǎn)率沒有產(chǎn)生影響，這可能是因為國內引進的外資或合資企業(yè)傾向于把競爭優(yōu)勢放在低成本和廉價勞動力上而不是技術升級。

從兩個虛擬變量的系數(shù)估計值來看，上海的虛擬變量系數(shù)為顯著正值，說明上海的全要素生產(chǎn)率明顯較高;江蘇則為顯著負值，說明江蘇的全要素生產(chǎn)率低于廣東，當然也比上海低。這一結果與我們對三地全要素生產(chǎn)率趨勢的分析高度一致。

我們還把模型(3)中加工貿易總額指標分別換為加工貿易出口與加工貿易進口，所得到的估計結果見表3中的模型二、模型三。從估計的結果來看，兩種情況與模型一基本類似，加工貿易出口與加工貿易進口相應指標的系數(shù)估計為顯著負值，兩者同樣阻礙了技術進步。

四、結論及啟示

本文以廣東、上海、江蘇三個加工貿易發(fā)達的省市為研究對象，對加工貿易的技術溢出效應進行了實證檢驗，結果發(fā)現(xiàn)加工貿易對全要素生產(chǎn)率的貢獻為負值，影響了技術進步，也進一步證明了我國加工貿易轉型升級的勢在必行。為此我們建議各級政府，尤其是加工貿易相對發(fā)達的山東、浙江等省份，在加快加工貿易轉型升級上，應注意從以下幾個方面著手:

第一，產(chǎn)業(yè)鏈方面。延伸加工貿易的產(chǎn)業(yè)鏈條，從低附加值向高附加值方向轉移。促進加工貿易沿著研發(fā)設計、創(chuàng)立品牌、生產(chǎn)制造、營銷服務等環(huán)節(jié)上向上下游延伸，把握戰(zhàn)略性環(huán)節(jié)和增值活動并營造出自己的生產(chǎn)網(wǎng)絡體系，從生產(chǎn)到營銷、設計，從簡單裝配到OEM(原始設備制造)再到ODM(原始設計制造)、OBM(原始品牌制造)升級。

第二，產(chǎn)品結構方面。優(yōu)化加工貿易的產(chǎn)品結構:一是要繼續(xù)發(fā)展傳統(tǒng)優(yōu)勢勞動密集型加工貿易，不斷提升傳統(tǒng)產(chǎn)品的檔次和附加值;二是要推動加工貿易產(chǎn)品逐漸從低層次的簡單產(chǎn)品向同一產(chǎn)業(yè)內更復雜、更精細、更高端的產(chǎn)品轉型;三是鼓勵發(fā)展產(chǎn)業(yè)輻射帶動和技術溢出能力強的先進制造業(yè)和電子信息、生物醫(yī)藥、新材料、環(huán)保節(jié)能和新能源等新興產(chǎn)業(yè)，帶動加工貿易產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級。

第三，企業(yè)方面。一方面促進加工貿易企業(yè)的轉型，推動加工貿易外資主導型向內資外資并重發(fā)展轉變，改變加工貿易由跨國公司壟斷的局面;另一方面，促進加工貿易企業(yè)的升級，鼓勵加工貿易企業(yè)通過技術創(chuàng)新和管理能力水平的提升來提高生產(chǎn)效率，并提升他們在全球生產(chǎn)網(wǎng)絡中的地位和控制力，實現(xiàn)從低層次供應商到高層次供應商再到合同制造商和品牌領導者的轉變

第四，貿易方式方面。一方面要推動加工貿易方式從來料加工向進料加工轉變，減少來料加工貿易，進一步擴大擁有自主經(jīng)營權的進料加工貿易;另一方面，要創(chuàng)新加工貿易方式，將單純的以加工裝配為主的加工貿易方式向生產(chǎn)、倉儲、轉運并重的方式轉化。