李 晨，戴國平

(中國海洋大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東青島266100)

一、問題的提出

目前國內(nèi)外學(xué)者對海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易的研究主要集中在海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易競爭力、海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易低碳、海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易逆差等方面，對我國海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易技術(shù)外溢涉及較少，只有海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易能給貨物貿(mào)易內(nèi)部結(jié)構(gòu)升級和技術(shù)進(jìn)步提供強(qiáng)力支撐(張學(xué)萌，2013①)、中國海運(yùn)業(yè)開放將吸引外國海運(yùn)公司投資并促進(jìn)我國海運(yùn)企業(yè)的設(shè)備更新和技術(shù)改造、并有效提高了我國海運(yùn)產(chǎn)業(yè)的服務(wù)水平和技術(shù)含量(何偉、何忠偉，2008;唐穎峰、寇寧、朱冰冰，2011②③)等觀點(diǎn)散見于文獻(xiàn)。目前尚沒有對我國海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易技術(shù)外溢較深入的理論分析，更缺乏相關(guān)的實(shí)證研究。本文對我國海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易技術(shù)外溢的存在性進(jìn)行理論判斷，闡釋技術(shù)外溢的主要途徑及衡量方法，通過設(shè)置全要素生產(chǎn)率的影響因素作為控制變量，對我國海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易技術(shù)外溢效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并提出相應(yīng)的對策建議。

二、我國海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易技術(shù)外溢存在性的理論分析

伴隨著入世后我國海運(yùn)業(yè)逐步開放，海運(yùn)業(yè)外資公司數(shù)量已經(jīng)超過70%。截至2012年底，外商在華設(shè)立的獨(dú)資船務(wù)公司42家，分公司196家;在華設(shè)立外商獨(dú)資集裝箱運(yùn)輸公司7家，分公司74家。外資企業(yè)進(jìn)入影響了國內(nèi)海運(yùn)企業(yè)發(fā)展及經(jīng)濟(jì)技術(shù)進(jìn)步，并通過下列途徑體現(xiàn)出海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易的技術(shù)外溢效應(yīng)。第一，通過海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)提高了貿(mào)易效率。在產(chǎn)品差異化和國際分工的基礎(chǔ)上，我國海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易逆差體現(xiàn)了國外產(chǎn)品或服務(wù)對國內(nèi)市場的分享或?qū)鴥?nèi)供給不足的彌補(bǔ)，意味著外資企業(yè)進(jìn)入促進(jìn)了我國海運(yùn)服務(wù)業(yè)的效率提高，海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易通過提高運(yùn)輸效率再作用于依托運(yùn)輸服務(wù)的其他行業(yè)或產(chǎn)業(yè)。運(yùn)輸效率一經(jīng)提高，運(yùn)輸服務(wù)時效性得以提高，物料供應(yīng)更加及時，制成品銷售加快，庫存壓力減小，由此，依托運(yùn)輸服務(wù)的各類生產(chǎn)、制造、銷售企業(yè)的運(yùn)作效率相應(yīng)得到提高。而企業(yè)運(yùn)作效率的提高又加快了國際貿(mào)易及整個國民經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的物流循環(huán)，降低了物流成本，產(chǎn)生巨大的外溢效應(yīng);第二，通過外資企業(yè)進(jìn)入所帶來的競爭壓力提升了國內(nèi)航運(yùn)企業(yè)的競爭力水平。外資企業(yè)以其技術(shù)及管理優(yōu)勢對國內(nèi)海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易配套企業(yè)產(chǎn)生競爭壓力，迫使國內(nèi)企業(yè)加大自身創(chuàng)新及研發(fā)力度，刺激國內(nèi)企業(yè)更加有效地配置現(xiàn)有資源，并不斷推動技術(shù)效率的提高，從而與國外企業(yè)抗衡，恢復(fù)并擴(kuò)大在海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易配套領(lǐng)域的市場份額。因此，技術(shù)創(chuàng)新是縮小與外資企業(yè)差距、提升企業(yè)競爭力水平的重要途徑，而加快技術(shù)創(chuàng)新也是國內(nèi)企業(yè)面臨激烈競爭時的必由之路;第三，通過外資企業(yè)FDI引致學(xué)習(xí)和示范效應(yīng)。海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易FDI給國內(nèi)航運(yùn)服務(wù)貿(mào)易企業(yè)帶來先進(jìn)技術(shù)和經(jīng)驗(yàn)，為相關(guān)企業(yè)提供了學(xué)習(xí)機(jī)會，促進(jìn)了技術(shù)溢出機(jī)制的實(shí)現(xiàn)，這里著重強(qiáng)調(diào)從事海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易的跨國公司對東道國企業(yè)技術(shù)和管理水平的影響。已有研究表明，海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易通過FDI的引入可以帶來示范效應(yīng)，進(jìn)而降低國內(nèi)服務(wù)價格水平，提高服務(wù)質(zhì)量狀況，從而降低技術(shù)溢出成本(方慧，2009④);第四，通過人力資本流動產(chǎn)生技術(shù)溢出。外資企業(yè)出于成本及本土化考慮，一般會雇傭大量國內(nèi)員工，并對員工進(jìn)行管理技術(shù)培訓(xùn)以滿足企業(yè)經(jīng)營活動的需要。這些員工一旦有機(jī)會流動到國內(nèi)企業(yè)或自己創(chuàng)業(yè)，就會將其所積累的經(jīng)驗(yàn)、跨國公司先進(jìn)的服務(wù)生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)等重要信息運(yùn)用于新的企業(yè)并產(chǎn)生技術(shù)外溢效應(yīng)。

三、我國全要素生產(chǎn)率測算及影響因素分析

(一)我國全要素生產(chǎn)率測算

本文采用目前應(yīng)用最廣泛的索羅殘差法(Solow，1957⑤)計(jì)算我國全要素生產(chǎn)率，即除要素投入因素之外的技術(shù)進(jìn)步或能力實(shí)現(xiàn)等所引起的產(chǎn)出增加，是剔除要素投入的貢獻(xiàn)之后所得到的殘差?；舅悸肥抢每偭可a(chǎn)函數(shù)，在獲知產(chǎn)出、勞動和資本增長數(shù)據(jù)以及勞動和資本在產(chǎn)出中所占份額的基礎(chǔ)上，經(jīng)濟(jì)增長中的技術(shù)進(jìn)步率可通過產(chǎn)出增長率扣除各投入要素增長率之后的殘差來表示。在規(guī)模報酬不變和要素中性型技術(shù)進(jìn)步假設(shè)下，技術(shù)進(jìn)步率就等于TFP增長率。

具體估算中，采用包括資本和勞動兩要素的柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)作為對總量生產(chǎn)函數(shù)的表示:Yt=(原始方程)，其中Y是t年的產(chǎn)出，在分析中取tt年的實(shí)際GDP數(shù)值;Kt是t年的資本存量;Lt是t年的勞動投入，即t年的實(shí)際就業(yè)人數(shù);α和β分別表示資本份額和勞動份額，即資本和勞動收益在產(chǎn)出中所占的比重;代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展的技術(shù)狀況，即TFP。原始方程對t求導(dǎo)并移項(xiàng)，得到C－D生產(chǎn)函數(shù)下TFP增長率的表示方法，即:

原始方程兩邊同時取自然對數(shù)有:

在規(guī)模報酬不變假設(shè)下，有α+β=1，故方程(2)可變行為:

其中，Y和L的具體數(shù)值都可通過歷年統(tǒng)計(jì)年鑒查閱得知，K值無法直接獲取，需要進(jìn)一步測算如下:

其中It是t年的名義投資額，Pt是t年的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，δ是t年的固定資產(chǎn)折舊率。確定了資本存量的初始值以及每年實(shí)際投資額之后，通過(4)式便可求的歷年的實(shí)際資本存量。

在使用索洛殘差法估算我國2000－2012年全要素生產(chǎn)率之前，先結(jié)合相應(yīng)數(shù)據(jù)并根據(jù)公式(4)求得K值(見表1)。然后結(jié)合表1中有關(guān)數(shù)據(jù)，按公式(1)即可求出歷年的TFP值。由于使用索洛殘差法的前提要求規(guī)模經(jīng)濟(jì)不變，因此首先要對α+β=1的約束條件進(jìn)行檢驗(yàn)。在此，使用Wald參數(shù)檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)。首先給出所要檢驗(yàn)的無約束條件回歸方程見方程(5)，對其中解釋變量ln(K)和ln(L)的系數(shù)進(jìn)行wald線性約束檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表1 1999－2012年各要素數(shù)值 單位:億元、萬人

表2 自變量參數(shù)的Wald檢驗(yàn)結(jié)果

如表2所示，P值＞0.05，表示在5%的顯著性水平下，不能拒絕原假設(shè)，因此認(rèn)為在所取年份2000－2012年間，我國經(jīng)濟(jì)處在規(guī)模收益不變的條件下。進(jìn)而對變量進(jìn)行移項(xiàng)處理，構(gòu)建新的約束條件方程如下所示:

OLS回歸結(jié)果如下:

R2=0.8928，F(xiàn)值 =158.3027，DW 值 =0.4529

由以上檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，方程的擬合效果較好，總體顯著，可以認(rèn)為具有較強(qiáng)的解釋能力。從而得到α=0.2244，β=0.7756。帶入方程(1)，并結(jié)合表1有關(guān)數(shù)據(jù)，即可求得歷年的ΔA/A值，即TFP的增長率。經(jīng)折算，求得歷年的TFP水平如表3所示。

(二)我國全要素生產(chǎn)率的影響因素分析

一個經(jīng)濟(jì)體全要素生產(chǎn)率的變動往往受到多種因素的影響，除了文章所要探討的海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易的相關(guān)影響之外，經(jīng)濟(jì)體制變遷以及科研環(huán)境變化也是影響我國全要素生產(chǎn)率的重要宏觀指標(biāo)。

上世紀(jì)70年代中期興起的以諾斯為代表的新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)派強(qiáng)調(diào)制度因素對一國經(jīng)濟(jì)增長的重要影響，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長過程都受到特定制度安排和制度環(huán)境的制約，絕無可能獨(dú)立于制度背景而存在。就我國而言，經(jīng)濟(jì)體制變遷對全要素生產(chǎn)率的影響主要通過兩方面表現(xiàn)出來:一是產(chǎn)業(yè)政策，國家出臺的鼓勵型或限制型產(chǎn)業(yè)政策通過相關(guān)產(chǎn)業(yè)直接反映在產(chǎn)業(yè)技術(shù)革新的意愿上，從而對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響;二是市場化水平的演進(jìn)，尤其是民營企業(yè)進(jìn)入加劇市場競爭，繼而引發(fā)技術(shù)革新。

科研環(huán)境是影響全要素生產(chǎn)率的又一重要因素，這里的科研環(huán)境主要指我國每年用于科技研發(fā)的費(fèi)用支出、每年申請專利數(shù)量以及法律政策的扶持等。相對寬松和鼓勵性的科研環(huán)境能增強(qiáng)科技研發(fā)投入積極性，進(jìn)而使科技水平得到快速提高，帶動社會生產(chǎn)率的進(jìn)一步提高。Goto和Suzuki(1989)通過對研發(fā)投入與日本制造業(yè)全要素生產(chǎn)率之間關(guān)系的實(shí)證研究得出，研發(fā)投入對行業(yè)全要素生產(chǎn)率的邊際貢獻(xiàn)率高達(dá)40%左右，其他相關(guān)行業(yè)研發(fā)投入的加強(qiáng)也能促進(jìn)制造業(yè)的發(fā)展。

四、我國海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)

設(shè)置經(jīng)濟(jì)體制變遷以及科研環(huán)境變化兩個全要素生產(chǎn)率影響因素作為控制變量，選取海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)度以及產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)等海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易相關(guān)指標(biāo)構(gòu)建線性回歸方程，對我國海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易的外溢效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

(一)模型構(gòu)建及變量說明

從海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易技術(shù)外溢效應(yīng)的溢出途徑入手，選用國有企業(yè)和集體企業(yè)產(chǎn)值之和與全國工業(yè)總產(chǎn)值之間的比值來表示經(jīng)濟(jì)體制約束，選用我國每年的科技研發(fā)支出與當(dāng)年GDP的比值來表示科技環(huán)境，并將這兩個全要素生產(chǎn)率的主要影響指標(biāo)設(shè)置為控制變量，由此構(gòu)建實(shí)證模型如下:

其中，IR表示國有企業(yè)和集體企業(yè)產(chǎn)值之和與全國工業(yè)總產(chǎn)值之間的比值，表明國內(nèi)政策和制度環(huán)境對海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易技術(shù)溢出水平的制約;R*D表示我國每年的科技研發(fā)支出與當(dāng)年GDP的比值;ST表示海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)度，用歷年我國海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口總額與當(dāng)年GDP的比值來表示;G－L表示G－L指數(shù)(格魯貝爾－勞埃德指數(shù))，從靜態(tài)角度測算我國海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平，其計(jì)算公式為 Bi=1－，其中Xi表示該產(chǎn)業(yè)在一定時期內(nèi)的出口額，Mi表示該產(chǎn)業(yè)在一定時期內(nèi)的進(jìn)口額，Bi在0－1之間取值，數(shù)值越接近于1，說明此時該行業(yè)的出口額和進(jìn)口額越接近，即產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易程度越高;越接近于0，則產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易程度越低，經(jīng)計(jì)算2000年－2012年我國海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易的年均G－L指數(shù)如表4所示。文中所用到的原始數(shù)據(jù)均來源于《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及中國國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站數(shù)據(jù)庫2000－2012年數(shù)據(jù)，如表4所示。

表4 解釋變量的原始數(shù)值(100%)

(二)變量優(yōu)選及回歸方程確定

首先對模型(8)中的變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示，可見部分變量之間的多重共線性較為明顯，因此本文采用逐步回歸的方法對初選控制變量進(jìn)行篩選，以使回歸結(jié)果更加嚴(yán)謹(jǐn)。

表5 變量的多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果

按照逐步回歸的思路，首先對所有解釋變量逐一與因變量Ln(TFP)進(jìn)行一元線性回歸，并根據(jù)其顯著性水平得到最優(yōu)解。據(jù)表6可知，變量Ln(GL)與被解釋變量形成的一元線性回歸方程最為顯著，因此將其余解釋變量按照R2由大到小的順序逐一帶入上述一元回歸方程，若形成的新方程顯著性水平更優(yōu)，則保留該變量;否則剔除該變量。重復(fù)該過程，直至篩選出最終的回歸方程為止。結(jié)合表7經(jīng)逐步回歸后方程各參數(shù)值的綜合分析，確定該模型的最終回歸方程式如下，方程(9)中各解釋變量的t檢驗(yàn)值均通過了5%的臨界值水平，即上述解釋變量的回歸系數(shù)顯著不為零，可認(rèn)為其具有較好的顯著性水平和較強(qiáng)的解釋能力。

表6 各回歸方程檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的顯著性水平

表7 逐步回歸結(jié)果一覽

(三)實(shí)證結(jié)果

除海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)度之外的其他初選變量都通過參數(shù)顯著性檢驗(yàn)和方程總體的顯著性檢驗(yàn)，結(jié)合最終回歸方程可知，國內(nèi)制度環(huán)境、科研環(huán)境以及我國海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易程度等指標(biāo)都會對我國全要素生產(chǎn)率水平產(chǎn)生重要影響。

G－L指數(shù)與全要素生產(chǎn)率呈正相關(guān)關(guān)系，G－L指數(shù)每增加1%，全要素生產(chǎn)率提高0.1411%。即我國海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平的提高有利于促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升，由此也驗(yàn)證了我國海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易技術(shù)外溢效應(yīng)的存在。

表示經(jīng)濟(jì)體制和科技環(huán)境的兩個控制變量也對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著變化。其中，Ln(IR)的系數(shù)為負(fù)值，根據(jù)前文設(shè)定，國有企業(yè)和集體企業(yè)產(chǎn)值之和與全國工業(yè)總產(chǎn)值之間的比值越高，說明市場集權(quán)程度越高，市場化水平越低，因此國有企業(yè)和集體企業(yè)產(chǎn)值之和與全國工業(yè)總產(chǎn)值之間的比值每提高1%，會使全要素生產(chǎn)率下降0.3195%。研發(fā)支出與全要素生產(chǎn)率成正相關(guān)關(guān)系，加大科研投資的規(guī)模會帶動我國全要素生產(chǎn)率水平的提高。

五、結(jié)論及建議

我國海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易通過產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)、競爭因素、學(xué)習(xí)和示范效應(yīng)以及人力資本流動實(shí)現(xiàn)其技術(shù)外溢效應(yīng)，而技術(shù)外溢效應(yīng)水平主要受我國海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平的影響。我國海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平的提升反映了逆差的不斷收斂以及貿(mào)易效率的不斷提升，能夠促進(jìn)我國全要素生產(chǎn)率的提升。在海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易之外，經(jīng)濟(jì)體制約束和科技研發(fā)支出均對我國全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著影響。由此，本文提出如下建議:第一，提升我國海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平，通過學(xué)習(xí)借鑒跨國公司先進(jìn)技術(shù)及管理經(jīng)驗(yàn)并經(jīng)由吸收創(chuàng)新提升自身技術(shù)及管理水平，完善海運(yùn)人才市場流動機(jī)制促進(jìn)人才流動，增強(qiáng)我國海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易國際競爭力。第二，完善海運(yùn)立法及海運(yùn)業(yè)產(chǎn)業(yè)扶持政策，優(yōu)化市場準(zhǔn)入機(jī)制以保證內(nèi)企與外企之間的平等競爭關(guān)系，改善融資條件，優(yōu)化投資環(huán)境，保證市場化進(jìn)程的平穩(wěn)有序發(fā)展。第三，鼓勵和支持科技創(chuàng)新，加大科研投資規(guī)模，充分發(fā)揮政府、市場及企業(yè)在科技資源配置、科技創(chuàng)新及科技成果轉(zhuǎn)化中的多元主體功能，完善科技創(chuàng)新環(huán)境。

［注釋］

①張學(xué)萌:《中國海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易的相關(guān)性研究》，碩士畢業(yè)論文，大連海事大學(xué)，2013年6月。

②何偉，何忠偉:《我國運(yùn)輸服務(wù)貿(mào)易逆差及其國際競爭力》，《國際貿(mào)易問題》，2008年第11期。

③唐穎峰，寇寧，朱冰冰:《我國海運(yùn)服務(wù)市場開放與海運(yùn)服務(wù)貿(mào)易自由化》，《世界貿(mào)易組織動態(tài)與研究》，2011年11月第18卷第6期。

④方慧:《服務(wù)貿(mào)易技術(shù)溢出的實(shí)證研究》，《世界經(jīng)濟(jì)研究》，2009年第3期。

⑤Robert Merton Solow，“Technical Change and the Aggregate Production Function”，1957.