遲旭蕾

摘 要：利用中國30個省際區(qū)域1998年至2012年的數(shù)據(jù)，采用門檻回歸分析方法檢驗國際貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率影響的門檻效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)正門檻效應(yīng)的存在，即對于經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)，國際貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率是顯著負相關(guān)，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，這種關(guān)系由負轉(zhuǎn)為無影響，然后由無影響轉(zhuǎn)為正影響，正影響又會隨著經(jīng)濟發(fā)展水平越過一個更高的門檻由小變大。

關(guān)鍵詞：國際貿(mào)易；技術(shù)溢出；全要素生產(chǎn)率；面板數(shù)據(jù)；門檻效應(yīng)

中圖分類號：F752 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2014）04-0080-05

一、引言

國際貿(mào)易和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系一直是理論界研究的熱點問題之一。自亞當·斯密的動態(tài)生產(chǎn)率理論和“剩余產(chǎn)品出口”模型開始，對于兩者之間的關(guān)系，學(xué)者們紛紛提出自己的理論與見解，絕對利益論、比較利益論、要素稟賦論和“經(jīng)濟增長發(fā)動機”學(xué)說等眾多的研究都認為對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長具有促進作用；但以普雷維什和辛格為代表的一些拉美經(jīng)濟學(xué)家提出了“中心—外圍”論，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，因此發(fā)展中國家的對外貿(mào)易不僅不能促進經(jīng)濟增長，反而成為發(fā)展中國家經(jīng)濟不發(fā)達的原因。

Maddison（1995）[1]發(fā)現(xiàn)1870—1913年和二戰(zhàn)后世界經(jīng)濟出現(xiàn)過兩次高速增長，伴之出現(xiàn)的是貿(mào)易全球化的浪潮；而在上世紀60年代后，日本和亞洲“四小龍”通過實施出口導(dǎo)向型戰(zhàn)略實現(xiàn)了經(jīng)濟的持續(xù)快速增長，并且先后邁入新興工業(yè)化階段。這些都為對外貿(mào)易促進經(jīng)濟增長提供了有力的證據(jù)。80年代中期以來，以Romer、Lucas為代表的新增長理論，把創(chuàng)新作為生產(chǎn)率增長的核心因素，創(chuàng)新活動與對外貿(mào)易之間有較為密切的聯(lián)系（熊賢良，1993）[2]。建立在新增長理論基礎(chǔ)上的新貿(mào)易理論認為，長期的經(jīng)濟增長只能來源于技術(shù)進步，貿(mào)易影響增長的關(guān)鍵在于貿(mào)易的動態(tài)收益，即國際貿(mào)易存在技術(shù)溢出效應(yīng)（Grossman and Helpman，1990）[3]。根據(jù)新經(jīng)濟增長理論，技術(shù)進步既來自本國的研發(fā)投入，也來自國外研發(fā)對本國產(chǎn)生的直接或間接的技術(shù)溢出，這種溢出實現(xiàn)的途徑是包括國際貿(mào)易、國際直接投資、國際技術(shù)交流和國際勞動力遷移等一系列國際經(jīng)濟活動，使全要素生產(chǎn)率的增長突破單一國家的限制，國際貿(mào)易與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)出同步增長的現(xiàn)象，或者說國際貿(mào)易促進了經(jīng)濟增長。國內(nèi)外許多學(xué)者從實證角度檢驗了國際貿(mào)易、國際直接投資對全要素生產(chǎn)率的影響，這一類研究的經(jīng)典性文獻為Coe and Helpman（1995）[4]、Coe，Helpman and Hoffmaister（1997）[5]、Bayoumi，Coe and Helpman（1999）[6]，后續(xù)的相關(guān)研究絕大多數(shù)沿用了其模型與框架。

改革開放以來，中國的對外貿(mào)易取得了舉世矚目的成就，1978—2013年，我國對外貿(mào)易總額從206億美元增加到4.16萬億美元（2013年首次超過美國，成為世界第一貨物貿(mào)易大國），年均增長16.4%，幾乎每四年翻一番；近年來對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的貢獻率達到17%～20%，直接和間接帶動了國內(nèi)1.8億人就業(yè)，創(chuàng)造了18%的全國稅收。中國對外貿(mào)易奇跡般的增長為研究國際貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系提供了廣闊的舞臺，國內(nèi)學(xué)者紛紛對我國貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)進行了檢驗，絕大多數(shù)研究得出存在正向技術(shù)溢出的結(jié)論，比較有代表性的有：方希樺、包群、賴明勇（2004）[7]，喻美辭、喻春嬌（2006）[8]，馮會娟（2012）[9]；但也有學(xué)者在研究后得到了不一樣的結(jié)論，例如劉和東（2012）[10]研究得到國際貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)短期不顯著為負、中期顯著為正、長期顯著為負。

無論從國內(nèi)研究，還是國外研究；無論從理論分析，還是從實證檢驗，國際貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率之間關(guān)系的結(jié)論是不一致的，因此我們認為二者之間的關(guān)系可能因經(jīng)濟發(fā)展水平而異，或者說國際貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率的影響存在“門檻效應(yīng)”。李小平、朱鐘棣（2004）[11]用中國各地區(qū)的面板數(shù)據(jù)對國際貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)進行了檢驗，發(fā)現(xiàn)出口存在“正門檻效應(yīng)”、進口存在“負門檻效應(yīng)”，但他們只是按東、中、西部進行分組回歸。本文則采用Hansen（1999）[12]的門檻面板模型對這一問題進行再檢驗，一方面可以用統(tǒng)計推斷方法確定與檢驗門檻值，避免人為分組的主觀性；另一方面本文采用更長的樣本，結(jié)論更加可靠。

二、研究設(shè)計

檢驗國際貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率影響的門檻效應(yīng)，主要涉及到三方面的問題：一是全要素生產(chǎn)率的估計，二是門檻面板模型的設(shè)定，三是樣本和變量的確定。

（一）全要素生產(chǎn)率的計算

全要素生產(chǎn)率（TFP）的計算方法有多種，但大致可以分為兩類：一類是傳統(tǒng)的“索洛余值法”[13]，由索洛于1957年首次提出，全要素生產(chǎn)率是對Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)進行估計后的“殘差”，即資本投入與勞動力投入貢獻之外的余值，這種方法簡單易行，在早期的全要素生產(chǎn)率的研究中被廣泛使用，但假設(shè)條件過于苛刻，實際上難以滿足；另一類方法是數(shù)量經(jīng)濟法，即利用各種數(shù)量模型對全要素生產(chǎn)率進行估計，比較有代表性的是隨機前沿分析（SFA）和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）。其中基于DEA的Malmquist指數(shù)法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，它克服了索洛余值法要求過于苛刻的缺陷，不用對生產(chǎn)函數(shù)的形式和分布做出假設(shè)，而可以對全要素生產(chǎn)率進行分解，所以本文就采用這種方法來度量全要素生產(chǎn)率。

Malmquist指數(shù)測度的是從t時期到t+1時期的全要素生產(chǎn)率增長率，其表達式為：

第一部分effch反映的是從t到t+1期技術(shù)效率的變化（如果放松規(guī)模報酬不變假設(shè)，在可變規(guī)模報酬下技術(shù)效率變化effch又可以進一步分解為純技術(shù)效率變化pech和規(guī)模效率變化sech兩部分）。第二部分techch反映的是從t到t+1期技術(shù)進步的變化率。計算出投入和產(chǎn)出的各種距離函數(shù)，需要通過解第i個地區(qū)DEA的問題來完成（Fare et al.，1994）[14]。

對于基于DEA模型的Malmquist指數(shù)的計算，目前已經(jīng)有很多軟件可以實現(xiàn)，本文采用了DEAP2.1。

（二）門檻面板模型的設(shè)定

為了檢驗國際貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率的作用機理，分析這一作用是否受經(jīng)濟發(fā)展水平的影響，這里采用Hansen（1999）[12]提出的門檻面板模型。

單一門檻模型的設(shè)定如下：

當然模型可能不止存在一個門檻，可以在第一個門檻基礎(chǔ)上，同樣利用殘差平方和最小化來估計第二個門檻值，乃至更多的門檻值。

（三）變量和數(shù)據(jù)的確定

本文采用的樣本為1998—2012年的全國30個省級區(qū)域的面板數(shù)據(jù)。因為有些數(shù)據(jù)最早可以找到的年份是1998年，因此選擇這一年為起始年份，2012年則是各變量所能獲得數(shù)據(jù)的最新一個年度；由于重慶市成立得比較晚，在測算資本存量的數(shù)據(jù)中學(xué)者們一直把它和四川省合并在一起，因此本文也把四川和重慶當做一個地區(qū)來處理。

1. 計算Malmquist指數(shù)的變量和數(shù)據(jù)。Malmquist指數(shù)的計算需要確定投入產(chǎn)出變量。產(chǎn)出變量選用各地區(qū)的生產(chǎn)總值（GDP），采用1998年的不變價；投入變量則是資本和勞動力的投入，一般勞動力投入L采用歷年的社會從業(yè)人員數(shù)，考慮人力資本的異質(zhì)性，本文采用社會從業(yè)人員數(shù)與平均受教育年限的乘積；資本投入量K是資本存量，既包括直接構(gòu)成生產(chǎn)力的部分，也包括間接構(gòu)成生產(chǎn)力的部分，其計算采用“永續(xù)盤存法”，其表達式為：

（1）被解釋變量。利用基于數(shù)據(jù)包絡(luò)分析的Malmquist指數(shù)tfpch來測度全要素生產(chǎn)率，考慮到Malmquist指數(shù)描述的是生產(chǎn)率的相對變化（上一年度作為1），因此本文采用其自然對數(shù)值lntfpch作為被解釋變量。本文還分析了所考察因素對純技術(shù)效率、技術(shù)進步的影響，此時被解釋變量就替換為這兩者的自然對數(shù)lneffch和lntechch。（2）門檻變量和門檻依賴變量。采用各地區(qū)進出口總額占GDP比重的自然對數(shù)lntrade作為門檻變量，進出口總額是把名義美元數(shù)據(jù)先根據(jù)當年官方名義匯率轉(zhuǎn)換為人民幣，再根據(jù)GDP平減指數(shù)換算為按1998年價格計算的實際值；門檻依賴變量是經(jīng)濟發(fā)展水平，用人均地區(qū)總產(chǎn)值pgdp度量，采用的是1998年不變價。（3）控制變量。研究對外貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)時，一般還會考慮外商直接投資（FDI），因此在控制變量中我們引入了各地區(qū)FDI占GDP比重的自然對數(shù)。

三、實證結(jié)果及分析

（一）Malmquist指數(shù)的計算結(jié)果

把中國30個省級區(qū)域作為決策單元，以資本存量和社會從業(yè)人員數(shù)量作為投入要素，地區(qū)總產(chǎn)值作為產(chǎn)出，在DEAP2.1下計算出各地區(qū)的全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)，每一年度Malmquist指數(shù)及其分解各項的地區(qū)平均值見表1。

由表1可以看出，中國各地區(qū)的全要素生產(chǎn)率tfpch呈現(xiàn)逐漸下滑的趨勢，除了2007年之外，其他所有年份的生產(chǎn)率都要比上一年度低（這與胡兵、張明（2011）[16]的結(jié)論相似），平均每年下降4.4%，尤其是在近三年全要素生產(chǎn)率的下降幅度都在15%。從全要素的各個組成來看，技術(shù)效率effch兩頭的年份處于增長狀態(tài)，而中間的年份是一半以上都是下降的，但下降幅度不大；而技術(shù)進步的變化率在1999年至2002年是逐年下降的，2003年至2006年是逐年上升的，但自2007年以來大幅度下降，成為全要素生產(chǎn)率下降的主要原因。表1中還給出了純技術(shù)效率變化和規(guī)模效率變化，前者變化無明確的趨勢且變化幅度不大，后者呈逐年下降的趨勢。

（二）變量的平穩(wěn)性檢驗

為了避免“偽回歸”的出現(xiàn)，首先對變量進行面板單位根檢驗，考慮到各種檢驗方法的使用條件和范圍，本文采用了Levin-Lin-Chu（2002）[17]檢驗方法更為合適，檢驗的結(jié)果見表2。由表2可以看出，所有有關(guān)的變量在5%的顯著性水平下拒絕了面板含有單位根的假設(shè)，即都是平穩(wěn)的。

（三）門檻面板模型的估計結(jié)果

利用門檻面板模型進行回歸分析，一方面需要聯(lián)合估計門檻值？酌和參數(shù)？茲、？茁，另一方面還需要對門檻效應(yīng)進行相關(guān)檢驗，估計和檢驗在STATA11.0下進行。以lntrade作為門檻變量的情況下，估計和檢驗的結(jié)果見表3。

由表3可以看出，以lntrade作為門檻變量的情況下，被解釋變量為lntfpch時存在3個門檻（本文的樣本容量最多只能檢測3個門檻）；被解釋變量為lneffch時存在1個門檻；被解釋變量為lntechch時存在3個門檻。

我們首先分析對外貿(mào)易總額對全要素生產(chǎn)率的影響。在人均GDP（1998年不變價，下同）低于11 793.935 6時，國際貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率的影響是負的，且在1%的顯著性水平下顯著；人均GDP在11 793.935 6～15 246.762 7時，國際貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率無顯著的影響；而在人均GDP超過15 246.762 7時，國際貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率有著顯著的正影響，當然中間還有一個門檻（門檻值為40 359.050 8），超過這一門檻值后這一影響就會更大（這一門檻值前后lntrade的系數(shù)分別為0.036 0和0.113 6，有著明顯的差異）。由此可見國際貿(mào)易的技術(shù)溢出存在門檻效應(yīng)，在經(jīng)濟不夠發(fā)達的地區(qū)，技術(shù)溢出是負的；隨著經(jīng)濟發(fā)展越過不同的門檻，技術(shù)溢出負效應(yīng)變?yōu)椴幻黠@，由不明顯變?yōu)檎?yīng)，正效應(yīng)也會由小變大。

全要素生產(chǎn)率可以分解為技術(shù)效率和技術(shù)進步。表3的第二欄給出了國際貿(mào)易對技術(shù)效率的影響，這種影響也存在門檻效應(yīng)，只不過只存在一個較高的門檻，門檻值為70 622.570 3，人均GDP低于這個數(shù)值，國際貿(mào)易對技術(shù)效率無顯著影響，超過這一數(shù)值則會產(chǎn)生正的顯著影響。

表3的第三欄給出了國際貿(mào)易對技術(shù)進步的影響分析，這種影響同樣存在門檻效應(yīng)，同樣是3個門檻，門檻值也幾乎與全要素生產(chǎn)率完全相同，結(jié)果也類似，在經(jīng)濟不發(fā)達的地區(qū)，國際貿(mào)易會抑制技術(shù)進步，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平越過不同的門檻，國際貿(mào)易對技術(shù)進步的影響會由負值變?yōu)椴幻黠@，由無顯著效應(yīng)變?yōu)檎?yīng)，正效應(yīng)又會在越過新的門檻會由小變大。

在進行回歸時，還考查了外商直接投資（FDI）對全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)FDI對全要素生產(chǎn)率和技術(shù)進步都存在正的顯著性影響，而對技術(shù)效率無影響。

我們還分別考查了出口貿(mào)易、進口貿(mào)易技術(shù)溢出的門檻效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩種情形下門檻的存在及對全要素生產(chǎn)率的影響與對外貿(mào)易總體情況完全類似。其實這種門檻效應(yīng)完全在情理之中，先從出口來分析，出口貿(mào)易技術(shù)溢出的原理是“干中學(xué)”，但經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)出口的產(chǎn)品主要是勞動密集或資源密集型，技術(shù)含量低，附加值也低，這些產(chǎn)品的出口不但沒能促進本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級換代，出現(xiàn)Grossman、Helpman（1991）[3]所說的全要素增長率低的傳統(tǒng)部門地位與作用更加鞏固，因此技術(shù)溢出效應(yīng)受到抑制。隨著一個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，其出口的產(chǎn)品技術(shù)含量與附加值也就變高，經(jīng)濟發(fā)展到一定的程度，出口對全要素生產(chǎn)率的影響就不再是負的，再發(fā)展到一定水平這種影響就會變?yōu)轱@著的正影響，最后發(fā)展到一定水平，這種正的影響就會有個跳躍式的提升。從進口的角度分析，一國可能進口高質(zhì)量的外國最終制成品，也可能進口先進的中間產(chǎn)品進行進一步的加工生產(chǎn)，前者對進口國的相關(guān)產(chǎn)品是一種競爭和壓制，阻礙技術(shù)進步，后者則會推動技術(shù)進步。但對于經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)，由于技術(shù)落后，引入中間產(chǎn)品進行后續(xù)生產(chǎn)的難度太大，只能引進制成品，制成品的引入，對于當?shù)氐募夹g(shù)創(chuàng)新有著抑制作用；隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，一個地區(qū)更可能通過引進中間產(chǎn)品來促進當?shù)氐募夹g(shù)創(chuàng)新，因此進口貿(mào)易的技術(shù)溢出也會出現(xiàn)門檻效應(yīng)。

四、結(jié)論

本文利用中國省際區(qū)域的面板數(shù)據(jù)，研究了國際貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率的門檻效應(yīng)，結(jié)果驗證了正門檻效應(yīng)的存在，即對于經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)，國際貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率是顯著負相關(guān)，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，這種關(guān)系由負轉(zhuǎn)為無影響，然后由無影響轉(zhuǎn)為正影響，正影響又會隨著經(jīng)濟發(fā)展水平越過一個更高的門檻由小變大。根據(jù)這一結(jié)論，發(fā)達省份可以大力促進對外貿(mào)易規(guī)模的擴大；欠發(fā)達的省份在出口方面應(yīng)該“重質(zhì)不重量”，提高出口產(chǎn)品的技術(shù)含量與附加值，在進口上則要力所能及地多引進一些中間產(chǎn)品。

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責(zé)任編輯、校對：曹華青

在進行回歸時，還考查了外商直接投資（FDI）對全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)FDI對全要素生產(chǎn)率和技術(shù)進步都存在正的顯著性影響，而對技術(shù)效率無影響。

我們還分別考查了出口貿(mào)易、進口貿(mào)易技術(shù)溢出的門檻效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩種情形下門檻的存在及對全要素生產(chǎn)率的影響與對外貿(mào)易總體情況完全類似。其實這種門檻效應(yīng)完全在情理之中，先從出口來分析，出口貿(mào)易技術(shù)溢出的原理是“干中學(xué)”，但經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)出口的產(chǎn)品主要是勞動密集或資源密集型，技術(shù)含量低，附加值也低，這些產(chǎn)品的出口不但沒能促進本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級換代，出現(xiàn)Grossman、Helpman（1991）[3]所說的全要素增長率低的傳統(tǒng)部門地位與作用更加鞏固，因此技術(shù)溢出效應(yīng)受到抑制。隨著一個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，其出口的產(chǎn)品技術(shù)含量與附加值也就變高，經(jīng)濟發(fā)展到一定的程度，出口對全要素生產(chǎn)率的影響就不再是負的，再發(fā)展到一定水平這種影響就會變?yōu)轱@著的正影響，最后發(fā)展到一定水平，這種正的影響就會有個跳躍式的提升。從進口的角度分析，一國可能進口高質(zhì)量的外國最終制成品，也可能進口先進的中間產(chǎn)品進行進一步的加工生產(chǎn)，前者對進口國的相關(guān)產(chǎn)品是一種競爭和壓制，阻礙技術(shù)進步，后者則會推動技術(shù)進步。但對于經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)，由于技術(shù)落后，引入中間產(chǎn)品進行后續(xù)生產(chǎn)的難度太大，只能引進制成品，制成品的引入，對于當?shù)氐募夹g(shù)創(chuàng)新有著抑制作用；隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，一個地區(qū)更可能通過引進中間產(chǎn)品來促進當?shù)氐募夹g(shù)創(chuàng)新，因此進口貿(mào)易的技術(shù)溢出也會出現(xiàn)門檻效應(yīng)。

四、結(jié)論

本文利用中國省際區(qū)域的面板數(shù)據(jù)，研究了國際貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率的門檻效應(yīng)，結(jié)果驗證了正門檻效應(yīng)的存在，即對于經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)，國際貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率是顯著負相關(guān)，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，這種關(guān)系由負轉(zhuǎn)為無影響，然后由無影響轉(zhuǎn)為正影響，正影響又會隨著經(jīng)濟發(fā)展水平越過一個更高的門檻由小變大。根據(jù)這一結(jié)論，發(fā)達省份可以大力促進對外貿(mào)易規(guī)模的擴大；欠發(fā)達的省份在出口方面應(yīng)該“重質(zhì)不重量”，提高出口產(chǎn)品的技術(shù)含量與附加值，在進口上則要力所能及地多引進一些中間產(chǎn)品。

參考文獻：

[1]Maddison A. Monitoring the World Economy 1820-1992[M].Paris：Organization for Economic Cooperation and Development，1995.

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[11]李小平，朱鐘棣.國際貿(mào)易的技術(shù)溢出門檻效應(yīng)——基于中國各地區(qū)面板數(shù)據(jù)的分析[J].統(tǒng)計研究，2004，（10）：27-32.

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[15]單豪杰.中國資本存量K的再估算：1952～2006年[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2008，（10）：17-31.

[16]胡兵，張明.加工貿(mào)易出口是否促進了生產(chǎn)率增長[J].財經(jīng)科學(xué)，2011，（1）：82-88.

[17]Levin A， Lin C F，and Chu C S.Unit root tests in panel data：Asymptotic and finite-sample properties[J].Journal of Econometrics，2002，108（1）：1-24.

責(zé)任編輯、校對：曹華青

在進行回歸時，還考查了外商直接投資（FDI）對全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)FDI對全要素生產(chǎn)率和技術(shù)進步都存在正的顯著性影響，而對技術(shù)效率無影響。

我們還分別考查了出口貿(mào)易、進口貿(mào)易技術(shù)溢出的門檻效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩種情形下門檻的存在及對全要素生產(chǎn)率的影響與對外貿(mào)易總體情況完全類似。其實這種門檻效應(yīng)完全在情理之中，先從出口來分析，出口貿(mào)易技術(shù)溢出的原理是“干中學(xué)”，但經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)出口的產(chǎn)品主要是勞動密集或資源密集型，技術(shù)含量低，附加值也低，這些產(chǎn)品的出口不但沒能促進本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級換代，出現(xiàn)Grossman、Helpman（1991）[3]所說的全要素增長率低的傳統(tǒng)部門地位與作用更加鞏固，因此技術(shù)溢出效應(yīng)受到抑制。隨著一個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，其出口的產(chǎn)品技術(shù)含量與附加值也就變高，經(jīng)濟發(fā)展到一定的程度，出口對全要素生產(chǎn)率的影響就不再是負的，再發(fā)展到一定水平這種影響就會變?yōu)轱@著的正影響，最后發(fā)展到一定水平，這種正的影響就會有個跳躍式的提升。從進口的角度分析，一國可能進口高質(zhì)量的外國最終制成品，也可能進口先進的中間產(chǎn)品進行進一步的加工生產(chǎn)，前者對進口國的相關(guān)產(chǎn)品是一種競爭和壓制，阻礙技術(shù)進步，后者則會推動技術(shù)進步。但對于經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)，由于技術(shù)落后，引入中間產(chǎn)品進行后續(xù)生產(chǎn)的難度太大，只能引進制成品，制成品的引入，對于當?shù)氐募夹g(shù)創(chuàng)新有著抑制作用；隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，一個地區(qū)更可能通過引進中間產(chǎn)品來促進當?shù)氐募夹g(shù)創(chuàng)新，因此進口貿(mào)易的技術(shù)溢出也會出現(xiàn)門檻效應(yīng)。

四、結(jié)論

本文利用中國省際區(qū)域的面板數(shù)據(jù)，研究了國際貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率的門檻效應(yīng)，結(jié)果驗證了正門檻效應(yīng)的存在，即對于經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)，國際貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率是顯著負相關(guān)，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，這種關(guān)系由負轉(zhuǎn)為無影響，然后由無影響轉(zhuǎn)為正影響，正影響又會隨著經(jīng)濟發(fā)展水平越過一個更高的門檻由小變大。根據(jù)這一結(jié)論，發(fā)達省份可以大力促進對外貿(mào)易規(guī)模的擴大；欠發(fā)達的省份在出口方面應(yīng)該“重質(zhì)不重量”，提高出口產(chǎn)品的技術(shù)含量與附加值，在進口上則要力所能及地多引進一些中間產(chǎn)品。

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[10]劉和東.國際貿(mào)易與FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的實證研究──基于吸收能力與門檻效應(yīng)的分析視角[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2012，33（2）：30-37.

[11]李小平，朱鐘棣.國際貿(mào)易的技術(shù)溢出門檻效應(yīng)——基于中國各地區(qū)面板數(shù)據(jù)的分析[J].統(tǒng)計研究，2004，（10）：27-32.

[12]Hansen B E.Threshold Effects in Non-Dynamic Panels：Estimation，Testing，and Inference[J]Journal of Econometrics，1999，93：345-368.

[13]Solow R M. Technical Change and the Aggregate Production Function[J].Review of Economics and Statistics，1957，39（3）：312-320.

[14] Fare R， Grosskopf S， Norris M， and Zhang Z. Productivity Growth，Technical Progress，and Efficiency Change in Industrialized Countries[J].American Economic Review，1994，84：66-83.

[15]單豪杰.中國資本存量K的再估算：1952～2006年[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2008，（10）：17-31.

[16]胡兵，張明.加工貿(mào)易出口是否促進了生產(chǎn)率增長[J].財經(jīng)科學(xué)，2011，（1）：82-88.

[17]Levin A， Lin C F，and Chu C S.Unit root tests in panel data：Asymptotic and finite-sample properties[J].Journal of Econometrics，2002，108（1）：1-24.

責(zé)任編輯、校對：曹華青