徐艷飛，劉再起

(1．江漢大學(xué)武漢研究院，武漢430056;2．武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，武漢430072)

對(duì)外貿(mào)易、勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)

徐艷飛1，劉再起2

(1．江漢大學(xué)武漢研究院，武漢430056;2．武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，武漢430072)

全要素生產(chǎn)率是經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)的源泉。文章運(yùn)用經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)和實(shí)證檢驗(yàn)分析了對(duì)外貿(mào)易、勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)全要素生產(chǎn)率的總體影響并對(duì)其進(jìn)行了結(jié)構(gòu)分解。研究結(jié)果表明:對(duì)外貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)具有倒U型影響，主要源自于進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)技術(shù)進(jìn)步呈顯著的倒U型關(guān)系。與此影響相反，進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)綜合技術(shù)效率呈正U型影響。勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移可以顯著提高綜合技術(shù)效率而對(duì)技術(shù)進(jìn)步具有直接負(fù)面效應(yīng)，但通過(guò)推動(dòng)對(duì)外貿(mào)易進(jìn)而提高技術(shù)進(jìn)步的間接促進(jìn)效應(yīng)不應(yīng)被忽視。隨著技術(shù)勢(shì)差的縮小，通過(guò)對(duì)外貿(mào)易等渠道獲得技術(shù)溢出的效應(yīng)日趨減弱，中國(guó)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)應(yīng)轉(zhuǎn)變?yōu)橹饕揽孔陨砑夹g(shù)研發(fā)和制度創(chuàng)新，同時(shí)應(yīng)注重進(jìn)一步挖掘農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的潛力。

全要素生產(chǎn)率;對(duì)外貿(mào)易;勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移;結(jié)構(gòu)分解

一、引言及文獻(xiàn)綜述

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)憑借資源優(yōu)勢(shì)尤其是勞動(dòng)力富足積極承接國(guó)外勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，外商投資也利用我國(guó)勞動(dòng)力成本低的優(yōu)勢(shì)大力發(fā)展“兩頭在外”的加工型貿(mào)易。勞動(dòng)力在部門(mén)間的轉(zhuǎn)移所獲得的資源配置效應(yīng)支撐了中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)，蔡昉認(rèn)為勞動(dòng)力供給的無(wú)限彈性避免了資本報(bào)酬遞減，通過(guò)不斷提高資本勞動(dòng)比提升勞動(dòng)生產(chǎn)率是我國(guó)經(jīng)濟(jì)保持長(zhǎng)期增長(zhǎng)的奧秘所在，隨著“劉易斯拐點(diǎn)”的到來(lái)和“人口紅利”消失，只有提高全要素生產(chǎn)率的途徑來(lái)提升勞動(dòng)生產(chǎn)率的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式才是可持續(xù)的。［1］

國(guó)外學(xué)者普遍認(rèn)為，對(duì)外貿(mào)易能夠通過(guò)溢出效應(yīng)、學(xué)習(xí)效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)、競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)等促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。Grossman和Helpman用帶有知識(shí)溢出模型研究貿(mào)易國(guó)家的內(nèi)生增長(zhǎng)，結(jié)果表明對(duì)外貿(mào)易能夠產(chǎn)生創(chuàng)新的正外部性，加速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和提高國(guó)家福利。［2］Alcala和Ciccone的經(jīng)驗(yàn)研究表明，國(guó)際貿(mào)易能夠通過(guò)全要素生產(chǎn)率顯著促進(jìn)勞動(dòng)生產(chǎn)率。［3］Amiti和Konings認(rèn)為減少最終產(chǎn)品和中間產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)的關(guān)稅壁壘可以促進(jìn)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)和學(xué)習(xí)效應(yīng)，并用印度尼西亞1991～2001年企業(yè)層面數(shù)據(jù)檢驗(yàn)表明，進(jìn)口關(guān)稅下降10%，進(jìn)口企業(yè)的生產(chǎn)率提高12%，出口關(guān)稅下降所獲得的生產(chǎn)率提高是關(guān)稅下降的兩倍。［4］Melitz和Ottaviano建立的異質(zhì)性壟斷競(jìng)爭(zhēng)模型分析了市場(chǎng)規(guī)模、貿(mào)易對(duì)生產(chǎn)率的影響，認(rèn)為市場(chǎng)規(guī)模和貿(mào)易影響競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)大和開(kāi)放程度提高大幅壓縮商品價(jià)格中成本加成率，促進(jìn)生產(chǎn)率的提高。［5］Dovis和Milgram－Baleix以歐洲國(guó)家為例檢驗(yàn)了全要素生產(chǎn)率對(duì)國(guó)外產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)的敏感性，發(fā)現(xiàn)全要素生產(chǎn)率對(duì)歐洲關(guān)稅具有負(fù)向影響，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)上國(guó)外產(chǎn)品的增加和企業(yè)進(jìn)口導(dǎo)致的競(jìng)爭(zhēng)能顯著促進(jìn)全要素生產(chǎn)率。［6］國(guó)內(nèi)多數(shù)學(xué)者的研究也支持上述結(jié)論。毛其淋和盛斌、［7］張慶昌、［8］韓振國(guó)等［9］分別就進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響研究表明均存在顯著促進(jìn)效應(yīng)。葉明確、方瑩采用空間杜賓模型和分位數(shù)回歸分析了我國(guó)出口貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，得出本地區(qū)的出口會(huì)對(duì)其他地區(qū)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生促進(jìn)作用，只有全要素生產(chǎn)率與出口貿(mào)易方式匹配時(shí)出口貿(mào)易才會(huì)顯著促進(jìn)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。［10］另外，有部分學(xué)者的經(jīng)驗(yàn)實(shí)證得出相反結(jié)論。徐建軍和汪浩瀚基于狀態(tài)空間模型的時(shí)變參數(shù)分析得出，我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易可以促進(jìn)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，而出口貿(mào)易起著阻礙作用，［11］關(guān)兵的研究也認(rèn)同我國(guó)出口貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)沒(méi)有產(chǎn)生積極影響。［12］

勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的資源配置優(yōu)化提升了全要素生產(chǎn)率中的技術(shù)效率，而對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響多數(shù)文獻(xiàn)主要關(guān)注農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的相互關(guān)系。Rozelle和 Taylor等基于1995年787份中國(guó)農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)研究了勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、匯款和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)系，得出勞動(dòng)力移民的匯款放松了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的約束，刺激農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高。［13］郭劍雄和李志俊將技術(shù)進(jìn)步分成技能偏態(tài)型和非技能偏態(tài)型兩種，認(rèn)為屬于非技能偏態(tài)型的農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步是農(nóng)村勞動(dòng)力移出農(nóng)業(yè)仍然能保持持續(xù)增長(zhǎng)的主要原因。［14］趙德昭和許和連的研究認(rèn)為，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移具有顯著“推力”，并且東部地區(qū)效應(yīng)弱于中西部地區(qū)。［15］雖然直接研究勞動(dòng)力對(duì)全要素生產(chǎn)率的文獻(xiàn)缺乏，但從相關(guān)的研究中也可窺見(jiàn)一二。李平和張慶昌考察了1952～2008年工資變化對(duì)與全要素生產(chǎn)率的影響，暗含著改革開(kāi)放以來(lái)勞動(dòng)力流動(dòng)使得企業(yè)低技術(shù)擴(kuò)張阻礙了技術(shù)進(jìn)步的推斷。［16］張廣婷和江靜等采用勞動(dòng)力配置效應(yīng)模型分析了1997～2008年我國(guó)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用機(jī)制得出，農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率提高的貢獻(xiàn)率達(dá)到16.33%。［17］從已有文獻(xiàn)可以看出:學(xué)者達(dá)成基本共識(shí)，即勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移可以促進(jìn)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率和資源配置效率的提高，但對(duì)全要素生產(chǎn)率尤其是技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的實(shí)證研究成果還比較欠缺。

眾所周知，改革開(kāi)放以后尤其是20世紀(jì)90年代末以來(lái)，中國(guó)對(duì)外貿(mào)易的崛起得益于低成本的勞動(dòng)力源源不斷的轉(zhuǎn)移，奠定了我國(guó)外貿(mào)產(chǎn)品的比較優(yōu)勢(shì)，成為推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要馬車。隨著“劉易斯拐點(diǎn)”的到來(lái)，工資成本不斷上漲，這種競(jìng)爭(zhēng)的比較優(yōu)勢(shì)逐漸喪失，亟需將競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)建立在全要素生產(chǎn)率不斷提高的可持續(xù)發(fā)展模式上?；仡櫸覈?guó)的開(kāi)放歷程，對(duì)外貿(mào)易、勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)究竟起到何種影響，以及勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移在對(duì)外貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率中傳導(dǎo)效應(yīng)如何，迄今為止相關(guān)的研究還非常少。厘清這些對(duì)于今后我國(guó)對(duì)外貿(mào)易升級(jí)、推動(dòng)新型城鎮(zhèn)化、引導(dǎo)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移以及促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)型等具有重要的理論意義和實(shí)踐價(jià)值。

二、基礎(chǔ)模型構(gòu)建及數(shù)據(jù)說(shuō)明

(一)基礎(chǔ)模型構(gòu)建

根據(jù)內(nèi)生增長(zhǎng)理論，借鑒Coe和Helpman、［18］Levin和Raut、［19］Moller和Upadhyay、［20］毛其淋和盛斌［7］的理論模型并進(jìn)行拓展。全要素生產(chǎn)率受多種因素的影響，如對(duì)外開(kāi)放、人力資本等，結(jié)合我國(guó)實(shí)際，即勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)于全要素生產(chǎn)率具有顯著影響，基于柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)建立本文的生產(chǎn)函數(shù)形式:

其中，K和L分別為影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的資本存量和勞動(dòng)力數(shù)量。A(·)表示希克期中性技術(shù)進(jìn)步，trade為對(duì)外貿(mào)易水平，本文中還包括進(jìn)口貿(mào)易水平impor和出口貿(mào)易水平expor，labtr為城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比重，contr表示影響全要素生產(chǎn)率的其他變量向量。令，即為全要素生產(chǎn)率，建立模型為:

其中，下標(biāo)i為省份，t為年份，λ為控制變量的系數(shù)向量，μit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

(二)指標(biāo)及數(shù)據(jù)

1.核心變量

(1)全要素生產(chǎn)率(tfp)。目前全要素生產(chǎn)率的測(cè)算主要有索洛余值法、隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法和非參數(shù)估計(jì)方法三種，各有優(yōu)缺點(diǎn)。本文采用Fare等［21］改進(jìn)后的非參數(shù)方法;以數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)為基礎(chǔ)Malmquist指數(shù)產(chǎn)出導(dǎo)向法進(jìn)行全要素生產(chǎn)率的測(cè)算，以資本存量和勞動(dòng)力作為投入指標(biāo)，以地區(qū)生產(chǎn)總值GDP為產(chǎn)出指標(biāo)(資本存量和地區(qū)生產(chǎn)總值均以1985年為基期進(jìn)行價(jià)格調(diào)整)，測(cè)量各省份的Malmquist指數(shù)(tfp)，并分解成技術(shù)進(jìn)步(tech)和綜合技術(shù)效率(effi)兩部分，綜合技術(shù)效率包括純技術(shù)效率和規(guī)模效率。估算所需的各省GDP和勞動(dòng)力數(shù)據(jù)直接來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，GDP用平減指數(shù)以1985為基期進(jìn)行消脹處理。各省資本存量統(tǒng)計(jì)年鑒上沒(méi)有直接數(shù)據(jù)需進(jìn)行估算，本文沿用單豪杰的方法采用永續(xù)盤(pán)存法測(cè)算1985～2011年各省份的資本存量:［22］Kt=(1－σ)Kt－1+It/Pk，其中，K為資本存量，σ為折舊率，本文取10.96%，Pk為固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)。

全要素生產(chǎn)率變動(dòng)的基準(zhǔn)為1，大于1即為本年相對(duì)于上一年全要素生產(chǎn)率提升，小于1說(shuō)明本年全要素生產(chǎn)率相對(duì)下降。根據(jù)圖1，全要素生產(chǎn)率的波動(dòng)大體可以分為兩個(gè)階段:1995年以前，全要素生產(chǎn)率增幅較大，其中1985～1990年全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)主要來(lái)源于綜合技術(shù)效率大幅度的提升，1990～1995年主要來(lái)源于技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn);1995年以后全要素生產(chǎn)率波動(dòng)大幅收窄，技術(shù)進(jìn)步的演變與全要素生產(chǎn)率走勢(shì)基本一致。總體來(lái)看，技術(shù)進(jìn)步是推動(dòng)我國(guó)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的主要力量。

(2)對(duì)外貿(mào)易水平(trade)。一個(gè)省區(qū)總體對(duì)外貿(mào)易水平為進(jìn)出口貿(mào)易額與GDP的比值，本文進(jìn)一步將其分解為出口貿(mào)易額占GDP的比重(expor)和進(jìn)口貿(mào)易額占GDP的比重(inpor)衡量各省對(duì)外貿(mào)易狀況。在計(jì)算時(shí)，需將以美元標(biāo)價(jià)的貿(mào)易額按當(dāng)年年均匯率折算成人元幣，數(shù)據(jù)主要來(lái)自《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》及歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。我國(guó)總體對(duì)外貿(mào)易水平呈波動(dòng)上升態(tài)勢(shì)，2001年我國(guó)加入WTO以后對(duì)外貿(mào)易急劇上漲，由于遭遇全球金融危機(jī)，2009年貿(mào)易水平下降，近兩年企穩(wěn)回升。圖2顯示(鑒于圖形簡(jiǎn)潔，只繪出對(duì)外貿(mào)易和出口貿(mào)易水平走勢(shì))，各省對(duì)外貿(mào)易的簡(jiǎn)單算術(shù)平均值(tradeave)與中位值(trade－med)差異很大，表明我國(guó)省區(qū)對(duì)外貿(mào)易水平差異懸殊，不僅沿海省區(qū)對(duì)外貿(mào)易水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于內(nèi)陸省區(qū)，而且北京、上海、廣東的對(duì)外貿(mào)易水平也大大高于其他東部省區(qū)，從而拉高了省區(qū)對(duì)外貿(mào)易的平均值。出口貿(mào)易水平的態(tài)勢(shì)及省際差異也呈相同走勢(shì)。

(3)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移(labtr)。勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的定義是農(nóng)村富余勞動(dòng)力從第一產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向其他產(chǎn)業(yè)，居住場(chǎng)所由農(nóng)村向城鎮(zhèn)的遷移。由于戶籍的限制，我國(guó)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移主要體現(xiàn)在農(nóng)村剩余勞動(dòng)力就業(yè)從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門(mén)轉(zhuǎn)向現(xiàn)代非農(nóng)業(yè)部門(mén)，但農(nóng)民身份并未市民化。勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的衡量多數(shù)文獻(xiàn)采取間接測(cè)度、推斷，如胡兵等以農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力占總勞動(dòng)力的比重來(lái)衡量勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，［23］張勇選定1983年城市和農(nóng)村就業(yè)數(shù)據(jù)并假定人口增長(zhǎng)為常數(shù)來(lái)推導(dǎo)每年勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的規(guī)模，［24］張廣婷、江靜等采用勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)間接衡量勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的資源配置效應(yīng)。［17］對(duì)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移定量測(cè)度的誤差必然導(dǎo)致錯(cuò)誤的結(jié)論，基于數(shù)據(jù)的可得性，結(jié)合勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的典型特征，即農(nóng)村勞動(dòng)力中剩余勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)部門(mén)轉(zhuǎn)向非農(nóng)業(yè)部門(mén)，假定第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員全為農(nóng)村勞動(dòng)力，因此勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的公式為:勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比重=(鄉(xiāng)村就業(yè)人數(shù)－第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù))÷總就業(yè)人數(shù)。數(shù)據(jù)主要來(lái)自《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》及歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

圖3顯示，我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移人口不斷增加，從 1985年平均 8．53%增長(zhǎng)至 2011年的27.98%。從省際勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的平均值(labtr－ave)與中位值(labtr－med)高度重合可以看出，我國(guó)各省區(qū)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移具有普遍特征，差異不大。

2．重要控制變量

(1)人力資本水平(human)。人力資本是影響全要素生產(chǎn)率的重要因素之一，是技術(shù)研發(fā)的實(shí)施主體，可以促進(jìn)當(dāng)?shù)丶夹g(shù)進(jìn)步。參照多數(shù)文獻(xiàn)的做法，以人均受教育年限衡量人力資本，分別將小學(xué)、初中、高中和大專以上受教育年賦值為6年、9年、12年和16年，用各類受教育人數(shù)所占比重加權(quán)求和得出各地區(qū)人力資本水平。數(shù)據(jù)主要來(lái)自歷年《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(2)政府干預(yù)(intve)。地方政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的干預(yù)也是影響全要素生產(chǎn)率的影響因素，用政府財(cái)政支出扣除文體廣播事業(yè)費(fèi)、教育支出、醫(yī)療衛(wèi)生支出、撫恤和社會(huì)救濟(jì)、社會(huì)保障補(bǔ)助支出、國(guó)防支出、武裝警察部隊(duì)支出和公檢法司支出等公共性支出后占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來(lái)衡量。數(shù)據(jù)主要來(lái)自歷年《中國(guó)財(cái)政年鑒》。

(3)市場(chǎng)化進(jìn)程(markt)。市場(chǎng)化促進(jìn)了生產(chǎn)要素的流通，優(yōu)化了資源配置效率。采用非國(guó)有和集體就業(yè)人數(shù)所占比重衡量，數(shù)據(jù)主要來(lái)自《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(4)外商直接投資(FDI)。外商直接投資是技術(shù)溢出的重要渠道之一，很多文獻(xiàn)研究了二者間的因果關(guān)系，采用外商直接投資額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量。數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(5)人均研發(fā)資本存量(prd)。研發(fā)資本存量采用永續(xù)盤(pán)存法，借鑒白俊紅等的做法:［25］Rit=(1－δ)×Ri(t－1)+Fi(t－1)，Ri0=Fi0/(g+δ)。式中Ri0、Rit分別為i地區(qū)基期和第t期實(shí)際研發(fā)資本存量，g為考察期內(nèi)R＆D支出增長(zhǎng)率，δ為折舊率取值15%。R＆D調(diào)整的價(jià)格指數(shù)分別按照消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)0.55和0.45的權(quán)重值加權(quán)求和得出。原始數(shù)據(jù)主要來(lái)自《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(6)金融發(fā)展(finan)。徐建軍、汪浩瀚，［11］林季紅、郭志芳［26］證實(shí)了金融市場(chǎng)對(duì)全要素生產(chǎn)率的重要影響，地區(qū)金融發(fā)展涉及銀行、股票和保險(xiǎn)多個(gè)市場(chǎng)，單一指標(biāo)衡量極易導(dǎo)致嚴(yán)重偏差，有別于現(xiàn)有文獻(xiàn)取采用單一指標(biāo)衡量，本文采用人均存款、人均貸款、保險(xiǎn)費(fèi)收入占GDP比重、保險(xiǎn)費(fèi)賠付占GDP比重和境內(nèi)上市公司數(shù)5個(gè)指標(biāo)綜合衡量地區(qū)金融發(fā)展程度。首先采用均值化方法對(duì)各指標(biāo)進(jìn)行無(wú)量綱化處理保留指標(biāo)的離散特征，再借鑒毛其淋的做法以協(xié)方差矩陣作為主成分分析的輸入，特征值大于1且主成分累計(jì)貢獻(xiàn)率大于85%的標(biāo)準(zhǔn)提取主成分個(gè)數(shù)，［27］本文提取的第一主成分占全部信息量的85．66%，基本可以反映全部指標(biāo)的信息量。數(shù)據(jù)主要來(lái)自《中國(guó)金融年鑒》。

3．?dāng)?shù)據(jù)說(shuō)明

樣本數(shù)據(jù)來(lái)自1985～2011年中國(guó)內(nèi)地29個(gè)省、區(qū)、市，剔除數(shù)據(jù)不全的西藏和重慶。除對(duì)外貿(mào)易、勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和金融發(fā)展水平解釋變量外，其他各變量均取自然對(duì)數(shù)①Alcala和Ciccone(2004)指出，當(dāng)從理論上難以確定變量間是呈線性關(guān)系還是非線性關(guān)系時(shí)，可通過(guò)計(jì)量回歸模型檢驗(yàn)確定變量是否取自然對(duì)數(shù)，經(jīng)檢驗(yàn)，進(jìn)、出口貿(mào)易變量(lninpor，lnexpor)不取對(duì)數(shù)能更好擬合模型。此外，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移labtr和金融發(fā)展finan變量樣本中存在負(fù)值不能取對(duì)數(shù)，因此采用原值。。解釋變量的相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)顯示lnprd與finan和lnhuman的相關(guān)系數(shù)分別為0．71，0．74，為避免多重共線性本文將其剔除。采用LLC、IPS和ADF面板單位根檢驗(yàn)表明，各變量均為平穩(wěn)、去截距平穩(wěn)或去截距、去趨勢(shì)平穩(wěn)。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

三、整體分析

基于模型(2)，為了刻畫(huà)變量trade對(duì)全要素生產(chǎn)率的非線性影響，引入trade的二次方項(xiàng)。Hausman檢驗(yàn)在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，表明采用固定效應(yīng)估計(jì)比隨機(jī)效應(yīng)更合適，經(jīng)檢驗(yàn)省際面板模型存在異方差，需要對(duì)估計(jì)參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行White異方差修正。估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。此外，全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)具有較強(qiáng)的歷史依賴，當(dāng)前tfp的增長(zhǎng)有賴于過(guò)去tfp的積累，本文采用式(3)的動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行估計(jì)。

式中，l代表lntfp的滯后階數(shù)，為控制變量向量。已有研究文獻(xiàn)均證實(shí)對(duì)外貿(mào)易、外商直接投資與全要素生產(chǎn)率存在互為因果的內(nèi)生性。嚴(yán)重的內(nèi)生性將導(dǎo)致面板的固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果是有偏或非一致，控制內(nèi)生性降低偏誤的最好辦法是引入工具變量(IV)。Wheeler等研究發(fā)現(xiàn)，外商直接投資具有自我強(qiáng)化特征，現(xiàn)有外商直接投資存量顯著影響當(dāng)前外資決策，借鑒多數(shù)學(xué)者做法采用外商直接投資變量的滯后一期控制內(nèi)生性。［28］對(duì)外貿(mào)易的工具變量借鑒黃玖立和李坤望的做法，取各省到海岸線距離的倒數(shù)作為對(duì)外貿(mào)易的外部工具變量。具體做法為:沿海省份到海岸線的內(nèi)部距離取所在省地理半徑的2/3，內(nèi)陸省份到海岸線距離為其到最近的沿海省份距離加上該沿海省份的內(nèi)部距離。距離測(cè)度采用兩點(diǎn)間的直接距離，［29］來(lái)源于google map，并采用官方名義匯率進(jìn)行調(diào)整反映時(shí)變動(dòng)態(tài)特征。運(yùn)用兩步系統(tǒng)GMM對(duì)方程進(jìn)行估計(jì)時(shí)，將內(nèi)生變量的兩期至五期的滯后項(xiàng)作為差分方程的工具變量，采用矩陣壓縮的方式控制工具變量的個(gè)數(shù)。為控制小樣本條件下標(biāo)準(zhǔn)誤存在的向下偏倚，采用Windmeijer的兩步協(xié)方差矩陣有限樣本修正法校正回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。［30］回歸結(jié)果見(jiàn)表2。為檢驗(yàn)動(dòng)態(tài)面板回歸方程設(shè)計(jì)的合理性，需要進(jìn)行殘差序列相關(guān)和工具變量過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)。經(jīng)檢驗(yàn)，SYS－GMM估計(jì)是有效的①SYS－GMM檢驗(yàn)結(jié)果如下:模型Arellano－Bond檢驗(yàn)AR(1)的z統(tǒng)計(jì)量=－3．24，p=0．001;AR(2)的z統(tǒng)計(jì)量=－0．71，p=0．478，顯示殘差序列存在一階自相關(guān)但不存在二階自相關(guān)，表明模型的誤差項(xiàng)不存在序列相關(guān)性。工具變量過(guò)度約束的Hansen J統(tǒng)計(jì)量為19．44，p=0．422，其原假設(shè)為過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)是有效的，說(shuō)明工具變量不存在過(guò)度識(shí)別的問(wèn)題。。

表2中固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果顯示，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響為負(fù)，原因是二元經(jīng)濟(jì)下無(wú)限供給的勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移強(qiáng)化了我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)低技術(shù)含量勞動(dòng)密集型商品出口的依賴，對(duì)全要素生產(chǎn)增長(zhǎng)起著阻礙作用。對(duì)外貿(mào)易變量trade系數(shù)顯著為正，其二次項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)呈倒U型曲線。在對(duì)外貿(mào)易水平不高時(shí)，擴(kuò)大對(duì)外貿(mào)易有利于全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，當(dāng)對(duì)外貿(mào)易水平超過(guò)某一臨界值之后，其作用就由正轉(zhuǎn)為負(fù)。改革開(kāi)放前期，通過(guò)對(duì)外貿(mào)易獲得國(guó)外技術(shù)溢出顯著促進(jìn)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步，提升我國(guó)的全要素生產(chǎn)率。隨著與國(guó)外技術(shù)勢(shì)差的縮小，溢出效應(yīng)逐漸減弱。系統(tǒng)GMM估計(jì)顯示，其滯后一期和三期的系數(shù)在1%的顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn)，并且系數(shù)的絕對(duì)值遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于其他回歸變量，從中可以看出，全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)很大程度上取決于以往全要素生產(chǎn)率積累。系統(tǒng)GMM對(duì)變量trade和labtr估計(jì)的結(jié)果，進(jìn)一步證實(shí)了上述二者與全要素生產(chǎn)率lntfp的關(guān)系完全成立。

表2 整體回歸結(jié)果

四、結(jié)構(gòu)分解

為了區(qū)分進(jìn)口貿(mào)易、出口貿(mào)易對(duì)不同類型全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)(包括技術(shù)進(jìn)步、綜合技術(shù)效率)的影響差異，基于基礎(chǔ)模型(2)建立如下模型:

式中，lntfp分別指代技術(shù)進(jìn)步變量lntech和綜合技術(shù)效率變量lneffi，trade分別為進(jìn)口貿(mào)易變量impor和出口貿(mào)易變量expor，trade與labtr的交互項(xiàng)(進(jìn)、出口貿(mào)易的交互項(xiàng)分別為lab_in，lab_ex)的系數(shù)β3顯著，則表明勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與對(duì)外貿(mào)易存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，同時(shí)引入trade(分別指變量inpor、expor)的二次方項(xiàng)考察對(duì)外貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率是否存在非線性關(guān)系。

進(jìn)口貿(mào)易、出口貿(mào)易分別對(duì)技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)效率做固定效應(yīng)回歸得到四個(gè)回歸方程，結(jié)果見(jiàn)表3的第1、第3、第5和第7列。由于對(duì)外貿(mào)易與其交互項(xiàng)、二次方項(xiàng)、外商直接投資和全要素生產(chǎn)率之間可能存在內(nèi)生性問(wèn)題，根據(jù)Wooldridge提供的內(nèi)生性檢驗(yàn)法［31］并參照杜興強(qiáng)、雷宇等的經(jīng)驗(yàn)，［32］用全部外生變量(包括工具變量)分別估計(jì)內(nèi)生變量、二次項(xiàng)及其交互項(xiàng)分別得到四個(gè)殘差，然后將殘差加入模型(3)進(jìn)行回歸，并計(jì)算每個(gè)內(nèi)生變量與對(duì)應(yīng)的四個(gè)殘差系數(shù)的聯(lián)合F統(tǒng)計(jì)量的顯著性，拒絕原假設(shè)則認(rèn)為該變量存在內(nèi)生性。經(jīng)檢驗(yàn)，貿(mào)易變量、貿(mào)易變量的二次方項(xiàng)、交互項(xiàng)與 lnFDI均為內(nèi)生變量。Wooldrige指出，大樣本條件下增加工具變量通?？梢缘玫礁行У墓烙?jì)結(jié)果，本文同時(shí)將外部工具變量海外市場(chǎng)接近度和內(nèi)生變量的滯后二期作為內(nèi)部工具變量引入回歸方程。在擾動(dòng)項(xiàng)存在異方差或自相關(guān)的情況上，GMM估計(jì)比2SLS更加有效率，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3第2、第4、第6和第8列。與之對(duì)應(yīng)各列Hansen J統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)了工具變量的合理性，相應(yīng)的P值均無(wú)法拒絕“工具變量過(guò)度識(shí)別約束有效”的原假設(shè)，表明本文工具變量設(shè)定是合理的。

技術(shù)進(jìn)步模型的回歸結(jié)果見(jiàn)表3第1～4列。進(jìn)口貿(mào)易和出口貿(mào)易對(duì)技術(shù)進(jìn)步的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，說(shuō)明進(jìn)口貿(mào)易和出口貿(mào)易均能顯著促進(jìn)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步，出口貿(mào)易對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響大于進(jìn)口貿(mào)易。進(jìn)、出口貿(mào)易變量二次項(xiàng)的系數(shù)均顯著為負(fù)，表明隨著我國(guó)與外國(guó)技術(shù)勢(shì)差的縮小，進(jìn)、出口貿(mào)易對(duì)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步的溢出效應(yīng)與學(xué)習(xí)效應(yīng)邊際遞減，呈顯著的倒U型關(guān)系。勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)，顯示勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)我國(guó)的技術(shù)進(jìn)步起著阻礙作用。由此看出，勞動(dòng)密集型產(chǎn)品出口的路徑依賴制約了我國(guó)向高附加值的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與進(jìn)口貿(mào)易和出口貿(mào)易交互項(xiàng)的系數(shù)均不顯著，說(shuō)明勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移在對(duì)外貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率之間不存在明顯的調(diào)節(jié)效應(yīng)。在進(jìn)口貿(mào)易方程的控制變量中，人力資本可以推進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，金融發(fā)展、政府干預(yù)和市場(chǎng)化進(jìn)展顯著制約了技術(shù)進(jìn)步，而多數(shù)控制變量在出口貿(mào)易方程中影響并不顯著。

表3 結(jié)構(gòu)分解回歸結(jié)果

注:“＊＊＊”、“＊＊”、“*”分別表示在1%，5%和10%的水平下顯著，［］內(nèi)數(shù)值為Hansen J統(tǒng)計(jì)量的顯著性水平。

綜合技術(shù)效率模型的回歸結(jié)果見(jiàn)表3第5～8列。進(jìn)口貿(mào)易和出口貿(mào)易的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，分別為－0．036、－0．200，進(jìn)、出口貿(mào)易變量二次項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，均顯示進(jìn)、出口貿(mào)易對(duì)綜合技術(shù)效率均呈顯著的正U型關(guān)系。當(dāng)進(jìn)、出口貿(mào)易水平較低時(shí)，勞動(dòng)及資源密集型以及加工貿(mào)易為主的外貿(mào)方式不僅沒(méi)有提高我國(guó)的資源配置效率反而起著阻礙作用，出口貿(mào)易變量系數(shù)的絕對(duì)值更大，表明這段時(shí)期勞動(dòng)密集型和加工貿(mào)易型企業(yè)管理落后，難以形成規(guī)模效應(yīng)，生產(chǎn)效率低。當(dāng)進(jìn)、出口貿(mào)易水平超過(guò)一個(gè)臨界值之后，其對(duì)綜合技術(shù)效率的作用由負(fù)轉(zhuǎn)為正。隨著我國(guó)進(jìn)、出口貿(mào)易產(chǎn)生的規(guī)模效應(yīng)、競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)的顯現(xiàn)，生產(chǎn)效率不斷提升。在回歸方程中，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移變量的回歸系數(shù)為正，均在5%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)，表明改革開(kāi)放以來(lái)勞動(dòng)力流動(dòng)有利于資源配置優(yōu)化，顯著提高了我國(guó)綜合技術(shù)效率。其與進(jìn)、出口貿(mào)易的交互項(xiàng)的系數(shù)不顯著，說(shuō)明勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移分別在進(jìn)、出貿(mào)易與綜合技術(shù)效率的關(guān)系中也不存在顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。控制變量的回歸結(jié)果與第1～4列的回歸結(jié)果正好相反，除了人力資本對(duì)綜合技術(shù)效率產(chǎn)生負(fù)向影響外，金融發(fā)展、政府干預(yù)、市場(chǎng)化進(jìn)程和外商直接投資均能顯著促進(jìn)綜合技術(shù)效率的提升。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證估計(jì)結(jié)果的可靠性，主要從以下幾個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

第一，剔除異常樣本點(diǎn)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由于對(duì)外貿(mào)易的省區(qū)差異性大，為消除異常樣本點(diǎn)的影響，采用兩種方法進(jìn)行檢驗(yàn):第一種方法將對(duì)外貿(mào)易水平最高和最低的6個(gè)省區(qū)剔除，回歸結(jié)果非常穩(wěn)健。第二種方法將29個(gè)省區(qū)劃分為沿海與內(nèi)陸地區(qū)分別進(jìn)行檢驗(yàn)，比較二者回歸結(jié)果差異，結(jié)論仍然穩(wěn)健。

第二，增加時(shí)間固定效應(yīng)。非時(shí)變異質(zhì)因素對(duì)模型的影響可以通過(guò)固定效應(yīng)估計(jì)予以剔除，但忽視不可觀測(cè)的同質(zhì)時(shí)變因素可能導(dǎo)致模型估計(jì)偏誤和內(nèi)生性問(wèn)題，故加入時(shí)間固定效應(yīng)以檢驗(yàn)基準(zhǔn)方程的穩(wěn)健性，重新估計(jì)的系數(shù)絕對(duì)值有所變化，但系數(shù)符號(hào)方向保持不變，回歸結(jié)果非常穩(wěn)健。

第三，采用不同的估計(jì)方法。如FE估計(jì)、GMM估計(jì)和動(dòng)態(tài)面板SYS－GMM估計(jì)相互印證，最大程度保證了估計(jì)結(jié)果的可靠性。

六、結(jié)論及政策啟示

利用經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)和實(shí)證檢驗(yàn)重點(diǎn)分析了對(duì)外貿(mào)易、勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，得出如下重要結(jié)論。

第一，總體來(lái)看，對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)呈倒U型關(guān)系，將對(duì)外貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率結(jié)構(gòu)分解的進(jìn)一步實(shí)證分析表明，進(jìn)、出口貿(mào)易對(duì)技術(shù)進(jìn)步均具有促進(jìn)作用，但其正面效應(yīng)達(dá)到一定程度會(huì)發(fā)生逆轉(zhuǎn)呈倒U型關(guān)系。與此相反，進(jìn)、出口貿(mào)易雖然對(duì)綜合技術(shù)效率具有阻礙效應(yīng)，但呈現(xiàn)了先制約后促進(jìn)的正U型關(guān)系。當(dāng)存在較大技術(shù)勢(shì)差時(shí)，國(guó)外技術(shù)溢出通過(guò)對(duì)外貿(mào)易顯著促進(jìn)國(guó)內(nèi)技術(shù)進(jìn)步。隨著技術(shù)勢(shì)差的逐漸縮小，溢出效應(yīng)和學(xué)習(xí)效應(yīng)減弱。在這一過(guò)程中，進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生的規(guī)模經(jīng)濟(jì)降低了企業(yè)生產(chǎn)成本，同時(shí)影響純技術(shù)效率的諸因子如先進(jìn)的企業(yè)經(jīng)營(yíng)理念、高效的管理模式通過(guò)貿(mào)易渠道得到推廣和運(yùn)用，綜合技術(shù)效率的規(guī)模效應(yīng)和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)逐漸顯現(xiàn)。

第二，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)具有阻礙作用，主要是制約了技術(shù)進(jìn)步，但有助于綜合技術(shù)效率的提升。勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移促進(jìn)綜合技術(shù)效率的提升，主要源于資源重新配置提高了農(nóng)村閑置勞動(dòng)力的利用率。特別需要指出的是，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移阻礙技術(shù)進(jìn)步，現(xiàn)有認(rèn)識(shí)并不全面，一些學(xué)者認(rèn)為低成本的勞動(dòng)力資源削弱了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的動(dòng)力無(wú)助于全要素生產(chǎn)率的提升，從企業(yè)微觀角度來(lái)看確實(shí)存在一定道理，但這只看到了勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)技術(shù)進(jìn)步的直接阻礙效應(yīng)而忽視了宏觀間接促進(jìn)作用。雖然勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移無(wú)助于我國(guó)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的主要來(lái)源——技術(shù)進(jìn)步的提升，在對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)中的調(diào)節(jié)效應(yīng)也不顯著，但勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移在我國(guó)發(fā)展對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的中介效應(yīng)明顯。改革開(kāi)放以來(lái)，人口紅利是我國(guó)能夠積極承接國(guó)外產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移大力發(fā)展加工貿(mào)易的基礎(chǔ)，也是依托比較優(yōu)勢(shì)大力推行勞動(dòng)密集型產(chǎn)品出口長(zhǎng)期成為我國(guó)一般貿(mào)易出口的主要形式。雖然勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)技術(shù)進(jìn)步具有直接制約作用，但通過(guò)促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展間接促進(jìn)了技術(shù)進(jìn)步。由此可見(jiàn)，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)我國(guó)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的總體效應(yīng)不容低估。

提高全要素生產(chǎn)率是支撐經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)的源泉，本文得出的研究結(jié)論對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型具有如下政策啟示:一是我國(guó)與發(fā)達(dá)國(guó)家技術(shù)勢(shì)差的縮小，通過(guò)對(duì)外貿(mào)易、FDI等渠道獲取存量技術(shù)外溢的效應(yīng)已經(jīng)大大減弱。未來(lái)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)主要取決于我國(guó)自身的技術(shù)研發(fā)與制度創(chuàng)新，提高人力資本投入與利用效率，建立有效的“創(chuàng)造性毀滅”機(jī)制讓企業(yè)充分競(jìng)爭(zhēng)推動(dòng)新技術(shù)的研發(fā)與運(yùn)用。二是勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移潛力的深度開(kāi)發(fā)可以進(jìn)一步提升綜合技術(shù)效率。劉易斯拐點(diǎn)和人口紅利的消失并不代表勞動(dòng)力供給潛力已經(jīng)充分挖掘。蔡昉認(rèn)為，引導(dǎo)沿海地區(qū)喪失比較優(yōu)勢(shì)的勞動(dòng)密集型、加工貿(mào)易型出口企業(yè)轉(zhuǎn)移到內(nèi)陸省區(qū)，將對(duì)當(dāng)?shù)貥?gòu)成農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力主體40歲以上跨區(qū)轉(zhuǎn)移有困難的人群產(chǎn)生極大吸引力，可以進(jìn)一步拓展資源重新配置效率的空間。［33］

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責(zé)任編輯、校對(duì):李品秀

Foreign Trade，Labor Transfer and the Growth of Total Factor Productivity

XU Yan－fei1，LIU Zai－qi2
(1．Wuhan Research Institute，Jianghan University，Wuhan430056，China; 2．School of Economics and Management，Wuhan University，Wuhan430072，China)

Total factor productivity(TFP)is the source of the sustainable development of economy．The paper applies experience data and empirical model to analyze the total influence of foreign trade and labor transfer on TFP，and the structure is decomposed．The results show that foreign trade has reverse U－shape effect on TFP growth，due to the significant reverse U－shape relationship of import and export trade on technical progress．However，import and export trade have U－shape influence on comprehensive technical efficiency．Labor transfer can significantly improve the comprehensive technical efficiency but has direct negative impact on technical progress．However，the indirect stimulating effect of promoting foreign trade to improve technical progress cannot be neglected．With the narrowing of technology gap，the effect of getting technology spillover by foreign trade is becoming weaker．Therefore，the growth of China’s TFP should be changed to rely more on self R＆D and institutional innovation while paying more attention to the potential of rural surplus labor transfer．

Total Factor Productivity;Foreign Trade;Labor Transfer;Structural Decomposition

F710

A

1674－4543(2015)01－0074－09

2014－08－19

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目“后金融危機(jī)時(shí)代中國(guó)參與全球經(jīng)濟(jì)再平衡的戰(zhàn)略與路徑研究”(11＆ZD008)

徐艷飛(1980－)，男，湖北武漢人，江漢大學(xué)武漢研究院助理研究員，博士，研究方向?yàn)閰^(qū)域經(jīng)濟(jì);劉再起(1967－)，男，湖南衡陽(yáng)人，武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)槭澜缃?jīng)濟(jì)。