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[提要] 根据厦门贸易自由化实际情况，运用索洛残差法测算厦门全要素生产率，以之为被解释变量，根据FFG方法基本原理建立计量经济模型，以厦门研发经费、国外的技术外溢量、货物贸易依存度、服务贸易依存度，以及实际利用外资等指标为解释变量进行回归分析，揭示在贸易自由化条件下厦门产业技术进步的主要影响因素，并基于计量分析结果提出促进厦门全要素生产率增长的政策建议。

关键词：贸易自由化；技术外溢；全要素生产率

中图分类号：F7 文献标识码：A

收录日期：2016年1月21日

一、引言

在国际技术外溢的情形下，贸易自由化是否促进全要素生产率的增长是经验研究的重要课题。现有的多数文献都通过经验研究表明，无论是对于发达国家还是发展中国家，贸易自由化背景下，多方因素均能通过包括技术外溢效应在内的多种渠道对全要素生产率产生积极作用。Coe、Helpman和Hoffmaister（1997）从弹性的角度分析发现R&D技术溢出对发展中国家TFP的作用更为明显；Keller（1998）发现贸易伙伴国的加权平均R&D支出与本国全要素生产率呈正相关；Yeaple（2003）研究美国的生产率增长时发现，FDI在1987～1996年间拉动其经济增长14个百分点，也就是说FDI在这一时期对美国全要素生产率的提高作用远强于包括进口在内的其他因素。Melitz（2003）论证了贸易能够通过优化产业内资源要素重新配置促进产业技术进步；Shepotylo和Vakhitov（2012）把服务贸易自由化作为外生变量研究其对乌克兰TFP的影响，结果显示服务贸易自由化程度每提高1%，企业全要素生产率就提高9%，并且这种促进关系显著而稳健。

国内学者对全要素生产率的影响因素也有诸多理论和实证分析。李平、姜丽（2015）将贸易自由化纳入国际R&D溢出模型，结果表明贸易自由化可以通过进口中间品来促进产业技术进步和技术创新。王琰、蒋先玲（2011）对我国1985～2009年的面板数据做动态检验，实证分析表明FDI确实能够通过技术外溢效应推动我国经济增长，但问题在于金融发展水平将制约这一途径的有效性。陈景华（2014）基于新贸易理论视角采用非参数数据包络分析法测算我国服务业分行业的TFP，结果表明服务贸易与服务业TFP有长期稳定且显著正相关关系。

上述研究的角度各有侧重，所研究的方法和参考资料也各有不同，这些都对本文的研究有重要的参考价值。本文以Eviews7.2为研究工具，以《厦门经济特区年鉴》、国家统计局以及联合国数据库网站提供的2000～2012年的数据为基础，建立相应的计量模型，研究国际技术外溢对厦门产业技术进步的影响关系。

二、模型设定以及变量处理

（一）计量模型。在贸易自由化过程中，现有大量的内生增长理论分析和经验研究表明，影响TFP的主要因素包括国内的研发（R&D）、人力资本、制度、规模经济效应以及贸易伙伴国的知识外溢、外国投资、货物贸易开放度、服务贸易开放度等重要因素。根据厦门贸易自由化的实际情况，本文选取厦门自身的研发、发达国家贸易伙伴的知识外溢、FDI、货物贸易开放度和服务贸易开放度五个主要因素建立与厦门市全要素生产率的计量模型，通过分析这些因素之间可能存在的相关关系，进一步对模型解释变量进行优选，分析各因素对厦门全要素生产率的影响。首先建立（1）式所表示的基本计量经济模型。

模型中的各解释变量定义：RD（研发经费支出R&D/GDP）代表单位总产出的研发强度；SP（国外的技术外溢量SPILL/GDP）表示单位总产出接受的外国知识量；GT（货物进出口总额/GDP）是货物贸易依存度；ST（服务进出口总额/GDP）是服务贸易依存度；FD（实际利用外资额FDI/GDP）表示厦门资本市场的开放度。根据各解释变量的定义可知，模型的各解释变量都是单位GDP的数量，这样定义是因为不具有量纲的解释变量可使各解释变量同被解释变量TFP具有相同的量纲属性，同时提高各变量的平稳性并降低模型的异方差特征。

（二）两个重要变量的计算及各变量的数据处理。根据建立的计量模型（1），可见作为模型被解释变量的厦门全要素生产率和发达国家贸易伙伴的技术外溢变量需要计算得出。

1、根据索洛残差法测算厦门市全要素生产率。假设厦门整体经济的生产函数为柯布-道格拉斯生产函数Y=AK？琢L？茁。Y为总产出，A为全要素生产率，K为资本存量，L为劳动力总量，α和β分别为资本和劳动对产出的贡献份额，且规模报酬不变（α+β=1），则单位劳动产出为y=Y/L=Akα，单位劳动资本存量为k=K/L，对生产函数取对数整理得式（2）：

采用这一方法测算TFP的关键是计算资本存量K。近些年诸多国内学者给出各自的测量方法，一般都是在永续盘存法的基础上加以改良。如式（3）：

式中，Kt表示第t年年末实际资本存量；It表示第t年名义投资；Pt为资本投资的价格指数，由于缺乏完整的固定资产投资价格指数序列，本文采用与固定资产价格指数具有较强的相关性和趋同性的居民消费价计算；δ为折旧率。由于厦门市的固定资产折旧和初始资本存量数据缺失等一些特殊情况，资本存量K的具体计算方法是借鉴黄巧敏（2011）的计算方法并加以修正。同样选取1990年为基期，则有：

基期厦门资本存量=（基期厦门固定资产投资/基期全国固定资产投资）×基期全国资本存量

基期厦门资本存量=（基期厦门GDP/基期全国GDP）×基期全国资本存量

根据2015年版《厦门经济特区年鉴》选取1990年厦门固定资产投资17.5567亿元，基期厦门GDP为57.0860亿元，根据国家统计局官方网站公布的数据，1990年全国固定资产投资和GDP分别为4，517亿元和18，774.3亿元。基期我国的资本存量数据（84，451.97亿元）取自何枫、陈荣、何林（2003）的计算结果。结合厦门的实际情况设折旧率为9.6%。1990年厦门资本存量的计算结果292.518亿元。再根据2015年《厦门经济特区年鉴》提供的支出法地区生产总值（GDP）即总产出Y以及劳动力总量L（年末从业人员数）的数据折算成1990年为基期的数据建立4个AR模型以消除模型的自相关，模型估计结果见表1。（表1）比较发现模型C整体拟合效果更好且比较符合厦门的实际情况，因此采用模型C。相应的计算结果为：α=0.6629，？茁=0.3371。

2、技术外溢变量SPILL以及解释变量SP的计算。根据Falvey、Foster和Greenway（2002）在综合前人研究成果的基础上，提出了6种度量知识外溢变量的方法，详见表2。其中，下标d表示商品的出口国，r表示商品的进口国，t表示时间。Kdt为知识外溢国的R&D资本存量。Mdrt为知识接受国从溢出国进口的商品量，Mrt为知识接受国的商品进口总额；Qrt为知识接受国的总产出，Qdt为知识外溢国的总产出。上标***、**和*分别表示估计系数在1%、5%和10%的显著性水平通过了t检验。研究结果表明：方法1、5存在缺陷，因为知识外溢效应为负值，这可能同现实不相符；无论知识在溢出国属于公共品还是私人品，在接受国属于公共品的知识比属于私人品的知识具有更大的知识外溢效应。FFG方法同时表明，不同类型国家的经济发展阶段是不同的，不同方法测度的结果未必一定相同。因此，测算厦门技术外溢变量要结合厦门经济实际情况，下面具体说明厦门技术外溢变量的测算方法选择。（表2）

第一，选择技术外溢国。技术外溢国一般是指发达国家贸易伙伴，因为只有发达国家才具有较高的研发投入和研发资本存量。本文综合考虑2000～2012年厦门同贸易伙伴国的贸易量以及数据完整性，本文选择了排在厦门进出口总额前列的11大发达国家作为技术外溢国，分别是美国、日本、德国、澳大利亚、英国、加拿大、荷兰、法国、意大利、西班牙和新西兰。

第二，计算技术外溢国和全世界的实际GDP。本文以1990年为基期，根据技术外溢国和全世界1990年的名义GDP以及各年的增长率，计算技术外溢国和全世界的实际GDP。

第三，计算技术外溢国各年的实际R&D经费支出。即用上一步所得各国实际GDP乘以1990年之后各国R&D经费占国民收入的比重。

第四，计算技术外溢国的实际R&D资本存量即Kdt。方法与计算厦门基期资本存量的方法类似，只是这里按照国际上的通行做法，令δ=5%，再带入1990年各国的R&D资本存量和后面各年的R&D经费投入量的数据至式（3）。

第五，根据以当年美元价格计算的进口额，使用当年人民币兑换美元的平均价格GDP价格指数，计算出以1990年为基期和以人民币衡量的进口额。

第六，根据表2中的公式计算技术外溢变量SPILL的值。即分别带入为厦门从各国的进口量Mdrt，厦门的进口总额Mrt，各国研发的实际资本存量Kdt，厦门的实际GDP Qrt以及为世界实际GDP Qdt。可以计算出6种方法下的技术外溢变量SPILL的值，如表3所示。（表3）

第七，计算解释变量SP的值。SPILL的数据与厦门实际GDP的数据可以计算出解释变量SP的值。为保持单位统一，使用1990年美元兑换人民币的年平均价格4.7832元人民币/美元将上述各变量换算为以人民币为计价单位的数值。

3、其他解释变量的数据来源和数据处理。解释变量RD、GT、ST和FD的定义可参见前文具体阐述，这里只说明相应数据的来源和处理。本文在进行研发经费支出R&D的可比价格调整时，使用当前国内外大多数学者计算实际R&D经费支出的假设“名义R&D支出/名义GDP=实际R&D支出/实际GDP=θRD”来计算解释变量RD、GT、ST和FD的数据，即利用GDP价格指数对各名义变量进行价格调整。原始数据来自历年《厦门经济特区年鉴》。将全部计算结果汇总于表4。（表4）

三、模型回归分析

（一）各变量的简单相关系数分析。如前所述，FFG模型的6种方法并非全部适用于厦门经济，为确定各计算方法对厦门经济的适用性以及消除各解释变量间可能存在的多重共线性问题，现对各变量取自然对数，得到表5所示的相关系数矩阵。（表5）

该相关系数矩阵表明：（1）lnTFP分别同lnSP1、lnSP2、lnSP5和lnSP6的相关系数为负值，但技术外溢效应不可能是负值，说明上述衡量技术外溢效应的方法1、2、5和6不适合厦门市的情况，但lnTFP同lnSP4的相关系数小于0.1，因此舍弃方法4，使用方法3分析厦门接受发达国家贸易伙伴的技术外溢效应；（2）在包括lnSP3的全部解释变量中，lnRD分别同lnST和lnFD之间具有较高的相关系数，lnGT分别同lnST、lnFD和lnSP3之间具有较高的相关系数。因此，如果将lnRD、lnGT、lnST、lnFD和lnSP3全部放入模型估计很可能会出现严重的多重共线性问题，需要对进入模型的变量做筛选。

（二）时间序列平稳性的单位根检验。对被解释变量lnTFP以及解释变量lnRD、lnGT、lnST、lnFD和lnSP3进行时间序列平稳性的ADF单位根检验，结果表明：（1）解释变量lnRD、lnSP3和lnGT在5%的显著性水平下是一阶单整序列，lnST在1%的显著性水平下是一阶单整序列。而被解释变量lnTFP一阶差分的ADF值为-1.512857，其p值为0.1171，在比较接近10%的显著性水平下能通过t检验，如果适当放宽显著性水平，可以认为被解释变量lnTFP也是一阶单整序列。因此，被解释变量lnTFP与解释变量lnRD、lnSP3、lnGT和lnST等变量之间可进行协整分析；（2）解释变量lnFD在5%的显著性水平下是零阶单整序列，不能同模型中的其他变量之间进行协整分析。分析厦门利用外资的规模同主要经济增长指标之间的不协调性，可能是因为厦门利用外商直接投资在2001年之后较之前年度具有较大幅度的下降，并没有同厦门经济维持同步增长，而是具有更大的随机性。此外，2003年开始厦门采用新口径统计实际利用外资金额，这种统计口径的调整可能也会有一定影响。同时，结合相关分析结果可见，厦门利用外资的因素lnFD同全要素生产率lnTFP这个因素之间具有负相关的特征，表明厦门利用外资对于其产业技术进步具有逆向的消极影响，即厦门利用外资对产业技术进步具有“挤出”效应，这一点同当前有关地区的部分研究结论是一致的。

（三）协整分析和Granger因果检验。将被解释变量lnTFP分别同解释变量lnRD、lnSP3、lnGT和lnST进行协整分析，结果如表6。可见，lnTFP与lnRD之间存在长期稳定的均衡关系，lnRD的系数达到了0.1688的较大值，而且通过了1%显著性水平的t检验，这表明厦门自身单位总产出的研发（即厦门自身的研发强度）是促进其产业技术进步的一个重要因素，这同内生增长理论的结论完全一致。lnTFP与lnSP3之间也存在长期稳定的均衡关系，lnSP3的系数值相对较大，达到了0.4253，它通过了5%显著性水平的t检验，这表明在厦门的贸易自由化过程中，厦门经济通过接受发达国家贸易伙伴国的技术外溢对于促进其产业技术进步具有重要的影响，这同国际技术外溢理论的结论完全一致。同时，lnTFP与lnGT之间同样存在长期稳定的均衡关系，lnGT的系数值相对较大，达到了0.5202，它也是通过了5%显著性水平的t检验，这表明在厦门的贸易自由化过程中，厦门货物贸易自由化程度和产品市场开放程度的提高能够促进其产业技术进步，说明贸易自由化通过提高贸易国产品市场的竞争程度来促进产业技术进步的机制是一致的。

而lnTFP与lnST之间并不存在长期稳定的均衡关系，这表明厦门在贸易自由化过程中，虽然服务贸易的发展不会直接影响产业技术进步，但由于厦门自身的研发是其产业技术进步的重要促进因素，而服务贸易的发展会对其自身的研发带来负面效应，因此间接给产业技术进步带来负面影响。（表6）

由表6模型残差检验结果可知，模型4不协整，在此基础上做滞后期为2的Granger因果关系检验，结果表明，这些变量之间不存在Granger因果关系。综合上述分析，经过变量优选后的模型（1）的解释变量可以有3个：lnRD、lnSP3和lnGT，但因lnSP3和lnGT之间高度相关，如果这两个变量同时进入模型，则必然会产生严重的多重共线性问题。因此，lnSP3和lnGT之间只能选择一个作为解释变量。模型（1）的估计结果如表7。（表7）

通过比较3个模型可见在模型（1C）中，由于该模型存在严重的多重共线性问题，解释变量lnSP3的系数没有通过10%显著性水平的t检验，解释变量lnGT的系数显著性较模型（1A）相对下降，因此舍去模型（1C）。比较模型（1A）和模型（1B）可见，从R2、调整R2、F值和模型残差的ADF单位根检验结果来看，模型（1A）比模型（1B）更好，因此选择模型（1A）作为模型（1）的最终估计结果。回归方程如下：

lnTFP=-2.7026+0.1766lnRD+0.5639lnGT （4）

（-7.1151） （8.2214） （7.8314）

R2=0.92 调整R2=0.91 F=60.06 D.W.=1.48

采用怀特检验得到模型怀特统计量nR2=13×0.1966=2.5558，它小于5%显著性水平下自由度为4的？字2分布的临界值？字20.05=9.49，故接受同方差性的原假设，即模型（1A）不存在异方差性。由于模型（1A）的解释变量个数为2（不包括截距项），观测值为13，查表得到，在1%显著性水平上dL=0.616，dU=1.261，而D.W.=1.48，大于dU=1.261，说明模型（1A）不存在一阶自相关性。各项检验结果均表明模型（1A）较为合理。

四、结论及政策建议

本文利用2000～2012年厦门对外贸易的时间序列数据，研究国际技术外溢对厦门全要素生产率的影响，结果表明：（1）厦门单位产出的研发经费支出即研发强度RD对全要素生产率TFP具有积极的影响，研发强度的增长率每提高1%，全要素生产率的增长率会平均提高大约0.17%；（2）代表厦门产品市场开放程度的货物贸易依存度GT对全要素生产率TFP也具有积极的影响，货物贸易依存度每增长1%，全要素生产率的增长率会平均提高大约0.54%，它的影响比研发强度的影响要大得多。而厦门服务贸易的发展会对其自身的研发带来负面效应，其中的原因可能是厦门发展服务贸易过程中由于服务业向低技术水平方向扩张降低了经济资源的有效利用程度，挤占了开展研发活动的经济资源，从而给研发活动带来较大负面影响。

基于对回归结果的分析提出以下三点建议：第一，提高自身研发强度。研发投入对促进厦门全要素生产率提高有至关重要的作用，为此厦门应该加强自身研发强度，全方位提高自身的科研能力和技术水平，从而更好地同发达国家贸易伙伴的技术进行对接；第二，优化贸易开放结构。在高技术领域努力加强同发达国家之间的经贸关系，继续通过扩大产品市场的开放度来促进产业技术进步，具体措施包括通过厦门自贸区建设来加强同技术先进贸易伙伴之间的高新技术（中间）产品贸易；第三，形成有利于促进产业技术进步的服务贸易格局。厦门服务贸易之所以对提高全要素生产率有很大的随机性，是由于其此前一直处在成长的初级阶段，本身技术水平较低，无法直接分享国际技术外溢效应的积极影响。制定相关政策促使服务贸易机构高端化，形成有利于促进产业技术进步的服务贸易格局具有实际价值，打造品牌效应。

主要参考文献：

[1]Melitz.The Impact of Trade on Intra‐Industry Reallocations and Aggregate Industry Productivity[J].Econometrica，2003.71.6.

[2]王琰，蒋先玲.金融发展对FDI溢出效应的影响——基于人力资本流动视角的分析[J].财贸经济，2011.5.

[3]陈景华.服务业全要素生产率与服务贸易出口——基于新新贸易理论的视角[J].山东财经大学学报，2014.1.