馬立軍　何萍

摘要：通過構(gòu)建出口貿(mào)易、人力資本對全要素生產(chǎn)率影響的模型，利用動態(tài)面板數(shù)據(jù)的GMM回歸方法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)中國出口行業(yè)存在要素配置效應(yīng)，其中制成品出口的要素配置效應(yīng)大于初級產(chǎn)品出口的要素配置效應(yīng)。中國出口產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平高于非出口行業(yè)，對非出口行業(yè)產(chǎn)生了技術(shù)外溢，人力資本對中國全要素生產(chǎn)率增長具有正向作用，但因其與出口產(chǎn)業(yè)發(fā)展不相匹配，出口行業(yè)不能通過人力資本水平的提升促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的增長。

關(guān)鍵詞：出口貿(mào)易；技術(shù)外溢；全要素生產(chǎn)率；人力資本

文章編號：2095-5960（2013）06-0017-05；中圖分類號：F015；文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

一、引言

出口拉動經(jīng)濟(jì)增長的途徑可以分為兩條：一條為需求拉動，即通過出口需求帶動產(chǎn)出增長。傳統(tǒng)的關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率的分析中，消費(fèi)和投資的貢獻(xiàn)度大于凈出口的貢獻(xiàn)度，但由于凈出口與消費(fèi)、投資之間存在相關(guān)關(guān)系，傳統(tǒng)的分解模型存在局限性，林毅夫等（2003）[1]從需求角度分析，我國凈出口每增長10%，能拉動經(jīng)濟(jì)增長1%。另一條為供給拉動，即通過提高資本存量或技術(shù)進(jìn)步來提高經(jīng)濟(jì)增長。從一國經(jīng)濟(jì)長期可持續(xù)增長而言，是否取得技術(shù)進(jìn)步是關(guān)鍵的因素，尤其我國經(jīng)濟(jì)高速增長是建立在粗放和低成本基礎(chǔ)之上，技術(shù)進(jìn)步的重要性不言而喻，我國出口多年來持續(xù)增長，其對技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)如何，對長期經(jīng)濟(jì)增長有何幫助，是需要認(rèn)真考慮的問題。

技術(shù)進(jìn)步一方面靠自主創(chuàng)新，一方面靠吸收引進(jìn)，而出口可以通過多種途徑推動技術(shù)進(jìn)步，如Feder（1982）[2]通過構(gòu)建出口部門與非出口部門的兩部門模型，探討了出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響機(jī)制，為出口作用于經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)制探索了道路。Levin和 Raut （1999）[3] 以Feder（1982）[2]模型為基礎(chǔ)，通過建立內(nèi)生增長模型，將出口貿(mào)易依存度、出口額和人力資本引入模型，認(rèn)為如果出口部門的生產(chǎn)效率高于非出口部門，能夠吸引資源向出口部門流動，起到優(yōu)化資源配置，提高技術(shù)水平的作用，同時出口部門先進(jìn)管理、先進(jìn)技術(shù)等通過正外部性傳導(dǎo)到非出口企業(yè)，將提高非出口企業(yè)的技術(shù)水平。Raberto Alvarez and Ricardo Lopez（2006）[4]認(rèn)為出口通過技術(shù)外溢與前后產(chǎn)業(yè)來提高相關(guān)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步水平。

很多學(xué)者對出口和技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，出口促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的假設(shè)并未獲得一致支持，如Rodrik（1999）[5]和Panagariya（2000）[6]認(rèn)為出口的技術(shù)外溢效應(yīng)不顯著。包群等（2003）[7]認(rèn)為出口額占GDP比重對全要素生產(chǎn)率的作用為負(fù)，意味著出口部門并沒有使用比非出口部門更先進(jìn)的技術(shù)，對長期經(jīng)濟(jì)增長不利。另外無論是制成品出口部門還是初級品出口部門，均沒有通過自身相對要素生產(chǎn)率的提高，從而對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正向促進(jìn)作用。Claire Economidou and Antu Panini Murshid（2007）[8]通過分析12個經(jīng)合組織國家1978—1997年期間的貿(mào)易量與TFP增長的關(guān)系，認(rèn)為總體而言貿(mào)易對生產(chǎn)率增長有一個積極的影響，但是這種效應(yīng)是相當(dāng)小的。關(guān)兵（2009）[9]利用Levin和 Raut （1999） 提出的模型，對出口額、出口依存度、人力資本是否影響地區(qū)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行檢驗(yàn)。發(fā)現(xiàn)出口額未能影響全要素生產(chǎn)率，出口依存度影響全要素生產(chǎn)率，人力資本對全要素生產(chǎn)率的影響也比較明顯。

有的文章比較關(guān)注出口影響技術(shù)進(jìn)步的傳導(dǎo)變量，許和連等（2006）[10]認(rèn)為貿(mào)易開放度主要通過影響人力資本水平影響全要素生產(chǎn)率。劉正良和劉厚?。?008）[11]認(rèn)為外溢效應(yīng)的獲得主要不是依靠出口部門的高要素生產(chǎn)率效應(yīng)，而是通過出口貿(mào)易對相關(guān)產(chǎn)業(yè)帶來的外部經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。王慶石等（2009）[12]利用Feder的兩部門模型，將出口的外部經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和要素生產(chǎn)率差別效應(yīng)作為技術(shù)外溢效應(yīng)，認(rèn)為我國只有東部的出口產(chǎn)生了正的技術(shù)外溢效應(yīng)，中西部的出口部門生產(chǎn)了負(fù)的技術(shù)外溢效應(yīng)，造成出口在東中西部差別的原因是各地區(qū)的吸收能力不同。葉明確和方瑩（2013）[13]運(yùn)用面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸方法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)只有當(dāng)全要素生產(chǎn)率大小與出口貿(mào)易方式相匹配時，出口貿(mào)易才會對全要素生產(chǎn)率增長產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用。

現(xiàn)有文獻(xiàn)在研究出口通過人力資本對全要素生產(chǎn)率的影響時，主要是在回歸模型中設(shè)置出口結(jié)構(gòu)（或貿(mào)易開發(fā)度）與人力資本的交互項(xiàng)來分析，這種做法只能分析出口的要素配置效應(yīng)，不能分析出口的技術(shù)效應(yīng)如人力資本結(jié)合的效果，而且出口的要素配置效應(yīng)主要體現(xiàn)在非出口行業(yè)向出口行業(yè)轉(zhuǎn)變上，這個過程中人力資本的作用不大，而出口的技術(shù)外溢效應(yīng)主要體現(xiàn)在出口行業(yè)較先進(jìn)的技術(shù)通過某種渠道傳導(dǎo)給非出口行業(yè)，這個過程中人力資本發(fā)揮的作用比較大，因此本文將人力資本與技術(shù)外溢效應(yīng)相結(jié)合，采用GMM方法進(jìn)行回歸，提高了回歸結(jié)果的可靠性。[14]

二、理論模型

三、樣本說明與變量選取

（一）樣本說明

本文以除西藏、青海和海南的27個內(nèi)地省份（含直轄市和自治區(qū)，以下簡稱省份）為樣本，由于重慶市成立時間較短，故將重慶數(shù)據(jù)并入四川。時間段選取1992年至2010年（1992年為中國市場化改革的代表性年份）。由于模型（4）是一個動態(tài)面板模型，要求面板數(shù)據(jù)是短面板，即數(shù)據(jù)屬于大N小T類型，本文將1992—2010年的18年分為6個階段，每3年為一個階段，每個解釋變量為三年的平均值。樣本描述統(tǒng)計(jì)量見表1。

但自從2006年以后，有的省份在個別年份未公布初級產(chǎn)品和制成品的出口額，其中北京、云南2006—2010年數(shù)據(jù)缺失，內(nèi)蒙古2008—2010年數(shù)據(jù)缺失，山東2009年數(shù)據(jù)缺失，湖北2009年數(shù)據(jù)缺失，廣西2007—2010年數(shù)據(jù)缺失，四川2006年數(shù)據(jù)缺失，貴州2008年數(shù)據(jù)缺失，甘肅2007—2010年數(shù)據(jù)缺失，寧夏2005—2010年數(shù)據(jù)缺失。對于缺失的數(shù)據(jù)，本文根據(jù)聯(lián)合國《國際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)》的五大類分類法，即初級產(chǎn)品分為食品、飲料、農(nóng)礦原料、動植物油脂和燃料，在缺失數(shù)據(jù)省份的統(tǒng)計(jì)年鑒中出口貿(mào)易中的相關(guān)明細(xì)數(shù)據(jù)匯總進(jìn)行近似替代，如用活動物及動物產(chǎn)品、植物產(chǎn)品、動、植物油脂及分解產(chǎn)品、精制的食用、食品、飲料、酒及醋、煙草及煙草代品的制品和礦產(chǎn)品的出口額相加，經(jīng)過對比公布相關(guān)年份的數(shù)據(jù)，該方法的誤差較小。對于在公開的數(shù)據(jù)中找不到明細(xì)數(shù)據(jù)的，用插值法填充，相應(yīng)的制成品出口額用當(dāng)年出口額減去初級產(chǎn)品出口額獲得。

四、經(jīng)驗(yàn)分析與解釋

模型（4）中存在內(nèi)生性問題，不適合采用混合最小二乘法（Pooled OLS），由于存在動態(tài)面板偏差（dynamic panel bias），組內(nèi)估計(jì)量（FE）也是不一致的，一階差分估計(jì)量也存在內(nèi)生性，因此需要采用某種方法解決模型內(nèi)生性的問題。解決模型內(nèi)生性可以采用兩階段最小二乘法（TSLS）、三階段最小二乘法（3SLS）、廣義矩估計(jì)方法（GMM）。由于兩階段最小二乘法、三階段最小二乘法分析的局限性，如要求擾動項(xiàng)的準(zhǔn)確分布信息等，而GMM估計(jì)是一個穩(wěn)健估計(jì)量，不要求擾動項(xiàng)的準(zhǔn)確分布信息，允許隨機(jī)誤差項(xiàng)存在異方差和序列相關(guān)，所得到的參數(shù)估計(jì)量比其他參數(shù)估計(jì)方法更合乎實(shí)際，即GMM估計(jì)能夠解決傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型估計(jì)方法中的問題（高鐵梅，2009）[20]。鑒于此，本文系統(tǒng)GMM估計(jì)方法進(jìn)行實(shí)證分析，并采用Bond等（2001）[21]的方法對估計(jì)結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)，即根據(jù)GMM、混合最小二乘法和固定效應(yīng)三種方法中滯后項(xiàng)系數(shù)的大小來判斷，一般認(rèn)為混合最小二乘法估計(jì)會高估滯后項(xiàng)系數(shù)，而固定效應(yīng)估計(jì)會低估滯后項(xiàng)系數(shù)，當(dāng)GMM估計(jì)的滯后項(xiàng)系數(shù)介于二者之間時，認(rèn)為GMM估計(jì)的結(jié)果比較準(zhǔn)確。本文所有估計(jì)均采用Stata12.0軟件進(jìn)行，選取被解釋變量二階以后的所有可能的滯后值為工具變量。估計(jì)結(jié)果見表3。

人力資本對數(shù)值的系數(shù)在1%水平下顯著為正，說明在控制其他因素不變條件下，中國人力資本水平的提高促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的進(jìn)步。但本文發(fā)現(xiàn)人力資本與出口的交互項(xiàng)在1%水平下顯著為負(fù)，這與理論預(yù)期不符，通常認(rèn)為人力資本水平影響非出口部門的學(xué)習(xí)能力，當(dāng)出口部門技術(shù)水平高于非出口部門時，出口部門的先進(jìn)技術(shù)通過產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)被非出口部門了解、學(xué)習(xí)和模仿，如果非出口部門的人力資本水平較高，則對出口部門的這種技術(shù)外溢將較充分的學(xué)習(xí)和吸收，有利于提高整體經(jīng)濟(jì)的全要素生產(chǎn)率。造成這一結(jié)果的可能原因是中國人力資本（本文用高等教育表示）發(fā)展與出口行業(yè)不匹配，中國自改革開放以來，對外貿(mào)易長足發(fā)展，不過以勞動密集型產(chǎn)品為主，處于價值鏈低端，而中國高等教育培養(yǎng)的人才無法與勞動密集型產(chǎn)業(yè)有效融合，一方面是擁有較高學(xué)歷的人才不愿意到勞動密集型產(chǎn)業(yè)工作，另一方面是到勞動密集型產(chǎn)業(yè)工作的高校畢業(yè)人員動手能力不強(qiáng)。

五、結(jié)論與建議

本文重點(diǎn)分析了吸收能力與出口技術(shù)外溢效應(yīng)對中國全要素生產(chǎn)率的影響，為了能夠保證分析結(jié)果的相對準(zhǔn)確性，使用了GMM回歸方法進(jìn)行檢驗(yàn)。實(shí)證結(jié)果表明中國出口行業(yè)的發(fā)展有利于中國全要素生產(chǎn)率的增長，中國出口行業(yè)存在要素配置效應(yīng)和技術(shù)外溢效應(yīng)。制成品出口對中國全要素生產(chǎn)率提升作用大于初級產(chǎn)品出口，符合理論預(yù)期。人力資本對中國全要素生產(chǎn)率增長具有正向作用，但其與出口產(chǎn)業(yè)發(fā)展不相匹配，出口行業(yè)不能通過人力資本的提升促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的增長。

因此本文建議中國進(jìn)一步提升制成品行業(yè)在出口行業(yè)中的比重，同時出臺相關(guān)政策鼓勵和引導(dǎo)出口行業(yè)加快轉(zhuǎn)型升級，制造并出口附加值高的商品，這樣一方面可以提高出口行業(yè)自身的技術(shù)水平，進(jìn)而促進(jìn)整個經(jīng)濟(jì)的全要素生產(chǎn)率提高，同時還能與人力資本的發(fā)展階段相匹配，提高出口行業(yè)的技術(shù)外溢范圍與深度。但出口行業(yè)的轉(zhuǎn)型升級可能需要經(jīng)過相當(dāng)長的時間，如何發(fā)揮現(xiàn)有人力資本的作用迫在眉睫，因此中國高等學(xué)校在培養(yǎng)“研究型人才”的同時，也要重視培養(yǎng)“應(yīng)用型人才”，使人力資本能夠適應(yīng)現(xiàn)階段的產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1]林毅夫，李永軍.出口與中國的經(jīng)濟(jì)增長：需求導(dǎo)向的分析[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)，2003（4）：779-794.

[2]Feder.On Export and Economic Growth[J].Journal of Development Economics，1982，12：59-73.

[3]Levin，A.，L.K.Raut.Complementarities between exports and human capital in economic growth：evidence from the semi-industrialized countries[J].Economic Development and Culture Change，1999，1：155-174.

[4]Roberto A，Ricardo L.Is exporting a source of productivity spillovers ？[J].Review of World Economics，2008，144（2）：723-749.

[5]Rodrik，D.The New Global Economics and Developing Countries：Making Openness Work.Policy Essay No.24.Overseas Development Council，1999.

[6]Panagariya，A. Evaluating the Case for Export Subsidies.Policy Research Working Paper 2276. World Bank， Washington， D.C.2000.

[7]包群，許和連，賴明勇.出口貿(mào)易如何促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長——基于全要素生產(chǎn)率的研究[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2003（3）：3-10.

[8]Claire Economidou & Antu Panini Murshid.Testing the Linkages between Trade and Productivity Growth，Working Papers 07-22.Utrecht School of Economics，2007.

[9]關(guān)兵.出口貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率—基于中國各省面板數(shù)據(jù)的研究[J].經(jīng)濟(jì)管理，2006（11）：32-37.

[10]許和連，介朋，祝樹金.貿(mào)易開放度、人力資本與全要素生產(chǎn)率：基于中國省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].世界經(jīng)濟(jì)，2006（12）：3-10.

[11]劉正良，劉厚俊.出口貿(mào)易的外溢效應(yīng)及中國數(shù)據(jù)檢驗(yàn)—基于貿(mào)易方式和經(jīng)濟(jì)區(qū)域視角的研究[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2008（12）：56-61.

[12]王慶石，張國富，吳寶峰.出口貿(mào)易技術(shù)外溢效應(yīng)的地區(qū)差異與吸收能力的門限特征—基于非線性面板數(shù)據(jù)模型的實(shí)證分析[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)研究，2009（11）：94-103.

[13]葉明確，方瑩.出口與我國全要素生產(chǎn)率增長的關(guān)系——基于空間杜賓模型[J].國際貿(mào)易問題， 2013（5）：19-31.

[14]李小娟.企業(yè)人力資源水平的模糊綜合評價[J].湖南財(cái)政經(jīng)濟(jì)學(xué)院學(xué)報(bào)，2011（5）：144-150.

[15]段文斌，尹向飛.中國全要素生產(chǎn)率研究評述[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2009（2）：130-140.

[16]Fare R，Grosskopf S，Norris M，Zhang Z.Productivity growth，technical progress，and efficiency change in industrialized countries[J].American Economic Review，1994，84（1）：66-83.

[17]單豪杰.中國資本存量K的再估算：1952（2006年[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)研，2008（10）：17-31.

[18]李秀敏.人力資本、人力資本結(jié)構(gòu)與區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展—來自中國省級區(qū)域的證據(jù)[J].華中師范大學(xué)學(xué)報(bào)（ 人文社會科學(xué)版），2007（2）：47-56.

[19]沈坤榮、耿強(qiáng)，外國直接投資、技術(shù)外溢與內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長——中國數(shù)據(jù)的計(jì)量檢驗(yàn)與實(shí)證分析[J].中國社會科學(xué)，2001（5）：82-93.

[20]高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模[M].清華大學(xué)出版社，2009：111.

[21]Bond S， Hoeffler A， Jonathan R. W. Temple.GMM estimation of empirical growth models[R].CEPR Discussion Papers 3048，2001.