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1引言

改革開放以來，伴隨著經濟的快速增長，我國國際貿易總額日益增加，從1978年的206.4億美元增加到2008年的25616億美元，平均每年大概以16.8%的速度遞增;流入我國的外商直接投資(FDI)也日益增多，1979－2008年，我國實際利用FDI累計達8526億美元，平均每年以大概30%的速度遞增，1993年開始，我國FDI流入量就在發(fā)展中國家位居第一，2002年更是超過美國位居世界第一;在這樣的背景下，國內學者對國際貿易和FDI促進技術進步的渠道和效應進行了較為詳細的研究。關于國際貿易促進技術進步的渠道，多數(shù)學者認為，技術落后國一方面通過國際貿易可以從技術先進國進口產品，設備以及儀器，給本國帶來了更多的技術模仿與學習機會;另一方面國際貿易的競爭效應將迫使技術落后國政府和企業(yè)增加研發(fā)投入以提高技術水平增強國際競爭力。絕大部分實證文獻支持此觀點，但Grossman和Helpman(1991)也認為技術落后國通過國際貿易促進技術進步可能受到一定的限制，主要由于技術落后國的比較優(yōu)勢集中在技術含量低的非熟練勞動力從事的傳統(tǒng)生產部門，技術落后國可能因為國際貿易而專門從事傳統(tǒng)產品生產，產生鎖定效應［1］。此外，國際貿易促進技術進步效應的大小受到技術落后國的研發(fā)強度、人力資本水平、知識產權保護水平等因素的制約(KellerandPisu，2005;李小平和朱鐘棣，2004;許和連、王艷和鄒武鷹，2007;王孝成和于津平，2010)［2－5］。關于FDI促進技術進步的渠道，多數(shù)學者認為有以下幾點:

(1)跨國公司的培訓效應，示范效應，競爭效應和聯(lián)系效應促進了技術落后國的技術進步(JonathanMichie，2002)［6］;

(2)跨國公司能提供穩(wěn)定的收入流，有利于技術落后國研發(fā)投入增加，且FDI提供了穩(wěn)定的資本投資，減少了技術落后國的人才外流，有利于技術落后國技術研發(fā)(Slaughter，2002)［7］;

(3)FDI導致技術落后國的技能勞動力相對需求上升，由于短期內技能勞動力的供給剛性，技能勞動力的相對工資上升，使得更多的勞動者作出接受教育的選擇，且FDI流入標志著未來更快的經濟增長，人們將預計這會提高受教育的預期收益，從而提高教育需求，增加人力資本積累，這有助于本國技術研發(fā)和有助于吸收FDI的技術溢出(DexterGittens，2006)［8］。

但技術落后國通過FDI促進技術進步也受到一定的限制，主要由于大量FDI的投資動機可能僅僅是利用技術落后國廉價的勞動力要素來進行低技術特性的生產以及占領其廣闊的市場，可能僅僅是尋求低工資，這可能使得技術落后國陷入低技術水平的均衡陷進，此外，F(xiàn)DI促進技術進步效應的大小受到技術落后國的經濟發(fā)展水平、研發(fā)強度、金融發(fā)展水平、人力資本水平、知識產權保護水平等因素的制約(Branststter，2006;賴明勇、包群、彭水軍和張新，2005;蔣殿春和張宇，2008;崔喜君和歐志斌，2009;蘇為華和孔偉杰，2010)［9－13］。上述文獻均沒有對國際貿易和FDI與技術效率和技術進步的關系進行實證研究。國內僅有的文獻有李小平和朱鐘棣(2006)利用我國1998－2003年32個工業(yè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，對貿易渠道技術外溢進行分析，得出國際R＆D通過貿易渠道促進了我國工業(yè)行業(yè)的技術效率、技術進步和全要素生產率的增長［14］;李景睿(2009)運用1990－2007年珠江三角洲9個城市的面板數(shù)據(jù)實證研究FDI的技術溢出效應，發(fā)現(xiàn)FDI顯著地提高了前沿技術進步，擴大了技術效率提升的空間［15］;王濱(2010)則利用1999－2007年我國制造業(yè)27個行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，檢驗了FDI的技術溢出效應，發(fā)現(xiàn)前向關聯(lián)促進了技術效率和技術進步，后向關聯(lián)僅促進技術進步，橫向溢出效應對技術進步影響不顯著［16］。本文在上述研究文獻基礎上，基于DEA的非參數(shù)方法測算了全要素生產率指數(shù)，并通過對其分解，計算出了東部、中部和西部地區(qū)的技術效率指數(shù)和技術進步指數(shù)，然后將國際貿易和FDI對技術效率和技術進步的影響分別納入一個實證模型，并考慮到變量的內生性問題，利用1987－2008年省級動態(tài)面板數(shù)據(jù)，運用廣義矩估計方法(GMM)對國際貿易和FDI與技術效率和技術進步的關系進行實證研究。

2模型構建與數(shù)據(jù)來源和處理

2.1模型構建

文章原始模型為柯布－道格拉斯生產函數(shù):Yit=f(Lit，Kit)=AitLαitKβit(1)其中，Yit為第i個省(自治區(qū)、直轄市)第t年的產出，用各省GDP表示，Ait表示技術水平，Lit表示勞動力，用各省的從業(yè)人員來衡量，Kit為資本存量。這里Ait取決于很多因素，本文借鑒LevinandRaut(1997)的思想，假設:Ait=Cit(1+ηEit)XθitMγit(2)其中，Eit表示進出口額占GDP的比例，Xit表示出口額，Mit表示進口額，Cit則為影響Ait的其它因素，結合上述學者的研究以及本文需要，假設Cit包括FDI、人力資本H和制度變量Z，則:Cit=f(FDIit，Hit，Zit)=CFDIδitHχitZφit(3)其中，C為常數(shù)項。定義全要素生產率tfpit=Ait=YitLαitKβit，將(3)式代入(2)式，兩邊取對數(shù)得到:lntfpit=lnC+δlnFDIit+χlnHit+φlnZit+ln(1+ηEit)+θlnXit+γlnMit(4)當ηEit很小時，ln(1+ηEit)≈ηEit，得到以下計量模型:lntfpit=β0+β1lnFDIit+β2lnHit+β3lnZit+β4Eit+β5lnXit+β6lnMit+εit(5)如果直接利用(5)式進行實證研究，可能會丟掉一些其它影響全要素生產率的因素，因此，筆者加入被解釋變量滯后一期，得到以下基本計量模型:lntfpit=β0+β1lntfpit－1+β2lnFDIit+β3lnHit+β4lnZit+β5Eit+β6lnXit+β7lnMit+εit(6)

2.2全要素生產率測算

全要素生產率的測算主要包括基于柯布－道格拉斯生產函數(shù)，通過索洛余值法測算和基于數(shù)據(jù)包絡分析(DEA)的非參數(shù)方法兩種，前者有諸多前提和假定條件，如完全競爭市場、資本與勞動任意替代、要素充分利用、技術中性等，而我國幾乎不具備這些條件，所以通過索洛余值法測算的全要素生產率作為衡量技術水平指標難以說明我國的技術水平;而基于DEA方法測算的非參數(shù)Malmquist生產率指數(shù)不需要引入較強的假設，能更好的衡量技術水平。本文采用Fare等人在1994年構建的基于DEA測算的Malmquist生產率指數(shù)法對Malmquist生產率指數(shù)分解，計算出了各省的技術效率指數(shù)effch和技術進步指數(shù)tech，并分別用這兩個變量替代(6)式中的全要素生產率，得到如下最終計量模型:lneffchit=β10+β11lneffchit－1+β12lnFDIit+β13lnHit+β14lnZit+β15Eit+β16lnXit+β17lnMit+ε1it(7)lntechit=β20+β21lntechit－1+β22lnFDIit+β23lnHit+β24lnZit+β25Eit+β26lnXit+β27lnMit+ε2it(8)

2.3數(shù)據(jù)來源和處理

本文選擇的樣本時間是1987－2008年，29個省(西藏和青海數(shù)據(jù)不全)，其中1987－2004年的原始數(shù)據(jù)來源于《新中國55年統(tǒng)計資料匯編》，2005－2008年的原始數(shù)據(jù)來源于各年的《中國統(tǒng)計年鑒》。為了保持研究口徑的一致，1996年以后的四川省包含重慶市。本文對數(shù)據(jù)進行了以下處理。為了消除統(tǒng)計數(shù)據(jù)中價格因素和匯率因素的影響，用各地區(qū)GDP指數(shù)(以1987年為100)對GDP的數(shù)據(jù)進行了折算;又由于人民幣匯率制度改革導致人民幣對美元匯率大幅變動，因此，本文將各年FDI(用實際利用外資金額衡量)和進出口貿易額按當年時間加權平均匯率調整，分別得到了各年度的真實增加值。此外，為了計算Malmquist生產率指數(shù)，需要對資本存量計算，這里使用“永續(xù)盤存法”計算，具體公式為Kit=Iit/Pit+(1－λ)Kit－1，其中Iit為第i個省第t年的名義固定資產投資額，Pit為固定資產投資價格指數(shù)(以1987年為100)，λ為資本折舊率，本文采用國際上慣常的做法，將其設定為5%;至于初始年份1987年各省的資本存量，本文借鑒徐現(xiàn)祥(2007)的做法，通過下式求出:Ki，1985=Ii，1985/(0.03+giy)，其中，giy為i省1987－2008年的GDP平均增長率。對于計量模型中的人力資本和制度變量，目前理論界還沒有一個統(tǒng)一的標準。就人力資本變量，已有的研究主要有三種衡量方法:未來收益法，累計成本法和教育存量法。每種方法均有優(yōu)缺點，但由于教育存量法直觀，易于操作，基本上能反映出一國人力資本水平，數(shù)據(jù)也較容易獲得。因此，筆者這里用各省6歲以上人口的平均受教育程度表示人力資本。首先將6歲以上人口劃分為5個層次:文盲或半文盲(部分人受過一些教育)、小學(普小、成人小學)、初中(普通初中、職業(yè)初中、初中技工學校、成人初中)、高中(包括普高、普通中專、高中技工學校、成人高中和中專)、大專及以上。并依次將教育年限設定為2年、6年、9年、12年、16年。因此，平均受教育程度=文盲半文盲人口比重×2年+小學文化程度人口比重×6年+初中文化程度人口比重×9年+高中文化程度人口比重×12年+大專及以上文化程度人口比重×16年。就制度變量而言，本文采取各省的國有及國有控股企業(yè)工業(yè)總產值占全部國有及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)工業(yè)總產值的比值來衡量。

3實證研究

3.1全要素生產率TFP的測算與分析

本文基于DEA的Malmquist指數(shù)法，利用DEAP2.1軟件計算了1987－2008年東部、中部和西部地區(qū)的技術效率指數(shù)effch、技術進步指數(shù)tech和全要素生產率指數(shù)tfpch。如表1所示，從中可看出，1987－2008年，東部地區(qū)的全要素生產率增長主要是依賴技術進步，技術效率對全要素生產率增長的貢獻較小;中西部地區(qū)的全要素生產率增長主要是依賴技術效率的提高。本文下面將從國際貿易和FDI的視角來實證解釋。

3.2國際貿易、FDI對技術效率和技術進步的影響分析

對于模型(7)和(8)的一般回歸，可能會因解釋變量的“內生性”而導致估計偏差。內生性來源于三種因素:一是引入了被解釋變量的一階滯后項作為動態(tài)項，該項易和隨機誤差項存在相關關系;二是進出口貿易額高的地區(qū)，技術水平原來就較高;三是FDI傾向于流入我國技術水平原來就較高的地區(qū)，即使回歸結果表明技術效率和技術進步與進出口貿易和FDI關系顯著，也不能斷言后者對前者有影響。因此，這里最小二乘法已經不能一致和無偏地估計系數(shù)。文章采用廣義矩方法估計GMM，在進行GMM估計時，文章運用一階差分法對原估計方程進行轉換，選擇二階滯后的因變量作為滯后因變量一階差分項的工具變量，并以WhitePeriod方式進行加權。又由于GMM估計的一致性取決于工具變量的有效性，因此，兩個識別檢驗是必要的。首先是Sargan檢驗，它檢驗工具變量的有效性;其次是差分誤差項序列相關檢驗，這里利用Arellano－Bond統(tǒng)計量來檢驗，結果見表2。從表2中可看出，AdjustedR2，Wald檢驗和Sargan檢驗等統(tǒng)計量均無異常，Arellano－BondAR(1)值表明殘差有一階自相關性，Arellano－BondAR(2)值表明殘差已沒有二階自相關性。從回歸結果可知:

(1)東部地區(qū)出口貿易促進了技術效率和技術進步，對技術進步的影響系數(shù)大于對技術效率的影響系數(shù)，而中西部地區(qū)的出口貿易促進了技術效率，抑制了技術進步。這主要是由于東部地區(qū)的出口產品中，高新技術產品出口所占比例較高，2008年，東部地區(qū)的高新技術產品出口占出口總額約35.6%，這些產品出口的利潤效應使東部地區(qū)更注意技術效率提高和技術進步，并且高新技術產品出口面臨的市場競爭更為激烈，從而迫使企業(yè)改善經營管理，加強研發(fā)投入，促進了技術進步。而中西部地區(qū)的高新技術產品出口占出口總額約9.9%，中西部地區(qū)依然是按照傳統(tǒng)的靜態(tài)比較優(yōu)勢分工，出口的產品主要是技術含量低的勞動密集型和資源密集型產品，附加值低，在國際市場上具有較強的競爭力。因此，國際市場競爭并沒有刺激中西部地區(qū)的政府和企業(yè)提升技術進步進一步增強國際競爭力，反而強化了這種靜態(tài)比較優(yōu)勢分工，使兩地區(qū)陷入了低技術水平的傳統(tǒng)部門。但由于出口的利潤率較低，一方面促使中西部地區(qū)的企業(yè)提高現(xiàn)有技術的使用效率，另一方面促使中西部地區(qū)的企業(yè)壓低成本，在僅有的投入基礎上，發(fā)揮規(guī)模經濟效應，從而提高了技術效率。

(2)三大區(qū)域的進口貿易均促進了技術效率，東部地區(qū)的進口貿易促進了技術進步，而中西部地區(qū)的進口貿易抑制了技術進步。首先，三大區(qū)域的進口貿易促進了技術效率是因為三大區(qū)域通過進口貿易從其它國家引進了大量的資本技術密集型的產品和設備，提高了技術效率。2008年，三大區(qū)域共進口機電產品5387億美元，占進口總額的47.54%，其中高新技術產品3419億美元，占進口總額的30.17%;此外，大量的進口產品與三大區(qū)域的產品相競爭，這種國內市場競爭迫使當?shù)卣推髽I(yè)提高技術使用效率增強產品的競爭力。其次，東部地區(qū)的進口貿易促進了技術進步，中西部地區(qū)的進口貿易抑制了技術進步。原因在于東部地區(qū)的的人力資本存量較高，又吸引了大量的中西部地區(qū)受過高等教育的人力資本，能夠越過進口貿易的技術溢出“門檻效應”，更好的吸收技術。并在此基礎上進一步進行技術創(chuàng)新，促進技術進步，而中西部地區(qū)的人力資本存量較低，且受過高等教育的人力資本又大量流失到東部地區(qū)，因此，很可能沒有越過這道門檻，對于技術的吸收能力較差，在此基礎上進一步進行技術創(chuàng)新就更難，相應的技術進步也就不可能實現(xiàn)。

(3)東部地區(qū)的FDI促進了技術效率和技術進步，但中西部地區(qū)的FDI促進了技術效率，抑制了技術進步。三大區(qū)域的FDI促進了技術效率，原因在于跨國公司和外商投資企業(yè)生產出的產品與三大區(qū)域本地的產品相競爭，這種國內市場競爭迫使當?shù)卣推髽I(yè)提高技術使用效率增強產品競爭力。至于東部地區(qū)的FDI促進技術進步，中西部地區(qū)的FDI抑制技術進步的原因可能有以下幾點:一是流入東部地區(qū)的FDI量最大，中西部地區(qū)的FDI量較小。據(jù)筆者計算，截至2008年底，東部地區(qū)累計吸收的FDI量約占全國85%，中西部地區(qū)累計吸收的FDI量約占全國15%。這些大量流入東部地區(qū)的FDI更多地投入到了資本技術密集度較高的行業(yè)，這些行業(yè)與當?shù)丶夹g差距較大，包含了更高技術水平;又由于東部地區(qū)的人力資本存量較高，能夠越過FDI的技術溢出“門檻效應”，更好的吸納技術溢出，并在此基礎上進一步進行技術創(chuàng)新，促進技術進步。而流入中西部地區(qū)的FDI的投資動機主要是利用中西部地區(qū)廉價的勞動力要素來進行低技術特性的生產以及占領中國廣闊的市場，更多地投入到了勞動密集型的行業(yè)，這使得中西部地區(qū)陷入低技術水平的均衡陷進，抑制了技術進步;二是中西部地區(qū)的人力資本存量較低，且人力資本又大量流失到東部地區(qū)，因此，很可能沒有越過FDI的技術溢出“門檻效應”，對于技術的吸收能力較差;三是流入東部地區(qū)的FDI相對中西部地區(qū)更多的選擇了中外合資經營和中外合作經營方式，這更有助于通過技術溢出效應的吸收，來促進技術進步。截至2008年，以合資經營和合作經營方式進入東部地區(qū)的FDI約占45%，而中西部地區(qū)約占39%。

4政策建議

根據(jù)上述實證結果，本文提出以下政策建議。首先，三大區(qū)域應該通過國際貿易和FDI形成有效的市場競爭機制，以刺激企業(yè)提高現(xiàn)有技術使用效率以及刺激政府和企業(yè)增加研發(fā)投入，促進技術進步。其次，三大區(qū)域應該不斷的調整出口產品結構，使東部地區(qū)的出口更能促進技術效率的提高和技術進步，使中西部地區(qū)不再陷在技術含量低的傳統(tǒng)勞動密集型部門，從而使中西部地區(qū)的靜態(tài)比較優(yōu)勢能轉化為動態(tài)競爭優(yōu)勢，在這轉化過程中，出口能促進中西部地區(qū)的技術進步提高。第三，東部地區(qū)應該繼續(xù)強化進口對技術效率和技術進步的促進作用，繼續(xù)從其它國家進口大量的資本技術型的產品與設備儀器。但須注意在引進時并非總是需要引進那些處于生產前沿的高端產品與設備儀器，最適宜的應當是那些能與其人力資本存量相匹配，同時也能發(fā)揮人力資本潛力和提高人力資本效率的產品與設備儀器。并且東部地區(qū)需提高外資利用質量，推動流入的FDI由低附加值向高附加值、由技術含量低的勞動密集型向技術含量高的資本技術密集型轉化。限制那些技術含量不高、東部地區(qū)相對成熟飽和的一般勞動密集型FDI。至于中西部地區(qū)除了要繼續(xù)采取較為優(yōu)惠的引資政策引進FDI，最關鍵的是中西部地區(qū)政府要通過各種政策。如政府加大人力資本投資支出，對私人人力資本投資給以稅收上的優(yōu)惠、提供補貼和融資方便等來鼓勵私人增加人力資本投資，提高當?shù)厝肆Y本存量。還要通過各種政策，如適當提升當?shù)仄髽I(yè)員工的工資水平和福利待遇，改善工作環(huán)境等挽留著人才，甚至吸引人才回流，從而使中西部地區(qū)能夠越過國際貿易和FDI的技術溢出“門檻效應”，更好的吸收技術。并在此基礎上進一步進行技術創(chuàng)新，促進技術進步。此外，三大區(qū)域尤其是中西部地區(qū)應制定優(yōu)惠政策鼓勵外資以中外合資經營和中外合作經營的方式流入，這將有助于吸收FDI的技術溢出效應;最后，中央政府要全盤考慮，對外資地區(qū)投向需進行有效引導，通過制定優(yōu)惠政策，積極創(chuàng)造有關條件，鼓勵外資增加對中西部地區(qū)的投資力度。