摘要：IFDI、OFDI是影響開(kāi)放型區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，但雙向FDI的生產(chǎn)率效應(yīng)可能因區(qū)域而異。為了考察中部雙向FDI的生產(chǎn)率效應(yīng)以及國(guó)內(nèi)研發(fā)、對(duì)外貿(mào)易、人力資本等關(guān)鍵指標(biāo)對(duì)生產(chǎn)率的具體影響，運(yùn)用中部地區(qū)2004-2013年的省際面板數(shù)據(jù)，并分別運(yùn)用索洛殘差法以及DEA方法對(duì)中部各省的全要素生產(chǎn)率（TFP）進(jìn)行重新測(cè)算。研究結(jié)果表明，中部地區(qū)的TFP呈逐年下降趨勢(shì)，且國(guó)際金融危機(jī)后比國(guó)際金融危機(jī)前明顯。國(guó)內(nèi)研發(fā)是促進(jìn)中部地區(qū)TFP增長(zhǎng)的最重要因素，OFDI、雙向FDI交互項(xiàng)以及進(jìn)口顯著促進(jìn)了中部地區(qū)TFP的增長(zhǎng)。此外，研究還發(fā)現(xiàn)人力資本是抑制中部地區(qū)TFP提升的主要因素，IFDI是中部地區(qū)生產(chǎn)率下降的重要因素，出口的技術(shù)外溢效應(yīng)則不明顯。

關(guān)鍵詞：雙向FDI；TFP；人力資本；對(duì)外貿(mào)易

中圖分類(lèi)號(hào)：F062.9

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：ADOI：10.3963/j.issn.16716477.2016.05.0021

近年來(lái)，外商直接投資（Inward Foreign Direct Investment，IFDI）與對(duì)外直接投資（Outward Direct Investment，OFDI）已經(jīng)成為發(fā)展中國(guó)家和地區(qū)獲取先進(jìn)技術(shù)的重要渠道。根據(jù)UNCTAD的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，發(fā)展中國(guó)家的IFDI流量從2003年的1720億美元增加到2014年的6810億美元，在世界IFDI的份額從31%上升至55%；與此同時(shí)，發(fā)展中國(guó)家的OFDI流量從2003年的360億美元增加至2014年的4680億美元，在世界對(duì)外直接投資中的份額從6%上升至35%。隨著對(duì)外開(kāi)放水平的不斷提升，中國(guó)的IFDI流量從2003年的561.4億美元增加至2014年的1197.5億美元，并于2013年首次成為世界上最大的FDI流入國(guó)；在2003-2014年間，中國(guó)的OFDI流量則從29億美元增加至1028.9億美元，2012-2014年連續(xù)三年居世界第三位。中國(guó)迅速增長(zhǎng)的雙向FDI是否顯著提升了中國(guó)的全要素生產(chǎn)率？由于我國(guó)各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在較大的差異，對(duì)外開(kāi)放的順序與水平各不相同，雙向FDI對(duì)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響也可能存在差異。中共十八屆五中全會(huì)也提出“推動(dòng)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，塑造要素有序自由流動(dòng)”的發(fā)展理念。因此有必要研究有代表性區(qū)域的IFDI與OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的具體影響。自改革開(kāi)放以來(lái)，中部地區(qū)①經(jīng)濟(jì)占全國(guó)比重②呈現(xiàn)“V”型反轉(zhuǎn)的趨勢(shì)[1]。商務(wù)部的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明，中部地區(qū)名義GDP在2014年占全國(guó)名義GDP比重的21.8%。然而，中部地區(qū)的IFDI流量與OFDI流量在2014年占全國(guó)的比重僅分別為9.03%，7.26%，遠(yuǎn)小于GDP占比。在開(kāi)放的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)“V”型反轉(zhuǎn)是否能夠持續(xù)在很大程度上取決于中部地區(qū)是否能通過(guò)IFDI和OFDI提高生產(chǎn)率。那么，中部地區(qū)的雙向FDI是否具備顯著的生產(chǎn)率效應(yīng)？2008年的國(guó)際金融危機(jī)對(duì)中部地區(qū)的TFP又存在怎樣的影響？與國(guó)內(nèi)研發(fā)、人力資本以及對(duì)外貿(mào)易等重要變量相比，雙向FDI的生產(chǎn)率效應(yīng)是否更顯著？解答這些問(wèn)題無(wú)疑對(duì)中部地方政府更好地“引進(jìn)來(lái)”與“走出去”以及落實(shí)“中部崛起”戰(zhàn)略具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)綜述

國(guó)際技術(shù)外溢分為物化技術(shù)溢出和非物化技術(shù)溢出，學(xué)界一般認(rèn)為進(jìn)口、出口、IFDI、OFDI是國(guó)際物化技術(shù)溢出的主要渠道[2]。雖然國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)出口的技術(shù)外溢[3]和進(jìn)口的技術(shù)外溢[4]的大量研究證實(shí)了進(jìn)口與出口都是技術(shù)溢出的重要渠道，但是發(fā)展中國(guó)家通過(guò)貿(mào)易渠道促進(jìn)其技術(shù)進(jìn)步還是受到自身非熟練勞動(dòng)力等要素稟賦的約束[5]。因此，研究IFDI與OFDI的技術(shù)溢出效應(yīng)十分必要。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者在IFDI的技術(shù)溢出方面進(jìn)行了多角度的研究。有的學(xué)者從企業(yè)層面[67]研究IFDI的技術(shù)外溢；有的學(xué)者則基于區(qū)域面板數(shù)據(jù)[8]研究IFDI的技術(shù)溢出；有的學(xué)者則是從吸收能力的視角[9]研究制約東道國(guó)吸收FDI技術(shù)外溢的因素；有的學(xué)者則分析IFDI對(duì)具體行業(yè)的技術(shù)外溢。此外還有部分學(xué)者比較中國(guó)進(jìn)口與IFDI對(duì)生產(chǎn)率的溢出效應(yīng)[10]，發(fā)現(xiàn)二者都對(duì)生產(chǎn)率具有正向的技術(shù)溢出，但I(xiàn)FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)比進(jìn)口的技術(shù)溢出效應(yīng)具有更長(zhǎng)的時(shí)效性。

在對(duì)外投資方面，國(guó)外學(xué)者大多是采用發(fā)達(dá)國(guó)家制造業(yè)層面的數(shù)據(jù)研究OFDI對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家的逆向技術(shù)溢出。Kogut和Chang[11]最早研究OFDI的逆向技術(shù)溢出，基于日本對(duì)美國(guó)制造業(yè)尤其是RD密集型產(chǎn)業(yè)的投資數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)日本的OFDI是技術(shù)尋求型的。Bitzer和Kerkes[12]基于CD生產(chǎn)函數(shù)模型，運(yùn)用OECD國(guó)家制造業(yè)層面的數(shù)據(jù)，得出G7國(guó)家的OFDI逆向技術(shù)溢出明顯，非G7國(guó)家的OFDI則顯著抑制了國(guó)內(nèi)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。Driffield等[13]基于英國(guó)1987-1996年對(duì)OECD國(guó)家的制造業(yè)的直接投資數(shù)據(jù)分析，結(jié)果表明技術(shù)尋求型的對(duì)外投資和效率尋求型的對(duì)外投資都能夠提高母國(guó)的生產(chǎn)率。部分國(guó)外學(xué)者研究了發(fā)展中國(guó)家的技術(shù)外溢。 Zhao等[14]基于中國(guó)1991-2007年在發(fā)達(dá)國(guó)家的投資數(shù)據(jù)，得出中國(guó)的對(duì)外投資促進(jìn)母國(guó)TFP增長(zhǎng)的結(jié)論。Herzer[15]基于33個(gè)發(fā)展中國(guó)家1980-2005年的對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)OFDI在長(zhǎng)期促進(jìn)母國(guó)的全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，但具備較大的國(guó)別差異。國(guó)內(nèi)學(xué)者在OFDI逆向技術(shù)溢出方面的研究大多是基于中國(guó)的省際面板數(shù)據(jù)。例如，趙偉等[16]在對(duì)中國(guó)OFDI與技術(shù)進(jìn)步進(jìn)行機(jī)理分析的基礎(chǔ)上，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)的OFDI具有顯著的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，這一點(diǎn)在中國(guó)對(duì)RD要素豐裕的國(guó)家和地區(qū)的投資尤其明顯。白潔[17]的研究結(jié)果也表明中國(guó)的OFDI有利于提升TFP。闞大學(xué)[18]基于中國(guó)的省際面板數(shù)據(jù)研究，結(jié)果表明OFDI在中國(guó)的中、東、西部地區(qū)均存在較弱的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，且人力資本制約東部地區(qū)OFDI逆向技術(shù)吸收能力，中西部地區(qū)則受制于國(guó)際貿(mào)易。李梅和柳士昌[19]以中國(guó)2003-2009年的省際面板數(shù)據(jù)為樣本，發(fā)現(xiàn)OFDI在東部地區(qū)存在顯著的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，在中西部地區(qū)則不存在逆向技術(shù)溢出。在進(jìn)一步引入門(mén)檻回歸模型后，發(fā)現(xiàn)中西部地區(qū)由于人力資本、金融發(fā)展水平以及RD投入等吸收能力變量均低于“門(mén)檻值”，OFDI不能提升當(dāng)?shù)氐腡FP水平。王恕立和向姣姣[20]考察不同動(dòng)機(jī)下的OFDI對(duì)中國(guó)東、中、西部地區(qū)的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)尋求型的OFDI有利于提升中國(guó)東、中、西部地區(qū)的TFP，且OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)在中部地區(qū)最明顯；而資源尋求型OFDI與市場(chǎng)尋求型OFDI均抑制了東、中、西部地區(qū)的TFP。

此外，國(guó)內(nèi)外少量學(xué)者同時(shí)研究了雙向FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)。Lichtenberg和Potterie[21]基于美國(guó)、日本等技術(shù)密集型國(guó)家的數(shù)據(jù)，將IFDI、OFDI引入CH模型，研究進(jìn)口、IFDI與OFDI的國(guó)際RD溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)進(jìn)口與OFDI有利于提高母國(guó)生產(chǎn)效率以及促進(jìn)母國(guó)技術(shù)進(jìn)步，IFDI則不存在顯著的國(guó)際RD技術(shù)溢出。王英和劉思峰[2]運(yùn)用中國(guó)1985-2005年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，在國(guó)際RD溢出回歸框架下實(shí)證分析四種物化技術(shù)外溢渠道的技術(shù)外溢效應(yīng)，回歸結(jié)果表明IFDI和出口是TFP增長(zhǎng)的源泉，OFDI和進(jìn)口對(duì)我國(guó)的技術(shù)進(jìn)步未起到預(yù)期的作用。李梅[22]基于中國(guó)1985-2008年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)IFDI渠道的技術(shù)溢出顯著提升了TFP，但OFDI渠道的國(guó)外RD溢出效應(yīng)則十分微弱。王恕立和胡宗彪[23]采用中國(guó)服務(wù)業(yè)的面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)IFDI有利于中國(guó)服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率的提升，OFDI則沒(méi)有產(chǎn)生生產(chǎn)率效應(yīng)，且服務(wù)業(yè)雙向FDI存在較大的行業(yè)差異。

通過(guò)對(duì)文獻(xiàn)進(jìn)行梳理，可以發(fā)現(xiàn)以下幾點(diǎn)不足：第一，現(xiàn)有研究大多僅限于研究IFDI技術(shù)溢出與OFDI逆向技術(shù)溢出中的一種渠道，但事實(shí)上雙向FDI的技術(shù)溢出是同時(shí)存在的，已有的研究在數(shù)據(jù)和方法采用上存在較大差異，不具有可比性，即使在少量有關(guān)雙向FDI技術(shù)外溢的文獻(xiàn)中，也缺乏對(duì)中國(guó)具體區(qū)域的研究；第二，在后金融危機(jī)時(shí)代和開(kāi)放的宏觀環(huán)境中，研究2008年的國(guó)際金融危機(jī)對(duì)TFP、技術(shù)進(jìn)步以及技術(shù)效率的影響具有較大的現(xiàn)實(shí)意義，近幾年的研究并沒(méi)有考慮這一點(diǎn)；第三，現(xiàn)有研究表明不同國(guó)家和地區(qū)的雙向FDI在對(duì)TFP的影響方面存在差異，且學(xué)界對(duì)雙向FDI是否存在技術(shù)溢出效應(yīng)以及在技術(shù)溢出效應(yīng)是否為正等方面存在較大的分歧，這為后續(xù)的研究提供了可能。

因此，本文采用中國(guó)中部六省在2004-2013年間的省際面板數(shù)據(jù)，在測(cè)算并比較2008年國(guó)際金融危機(jī)前后的中部地區(qū)TFP后，考察雙向FDI的生產(chǎn)率效應(yīng)。此外，本文將RD投入強(qiáng)度、人力資本、進(jìn)口、出口等吸收能力指標(biāo)作為控制變量引入模型，以期更準(zhǔn)確地估計(jì)并比較各項(xiàng)指標(biāo)對(duì)中部地區(qū)生產(chǎn)率的具體影響程度。

二、模型、變量與數(shù)據(jù)

（一）模型設(shè)定

Coe與Helpman[4]證實(shí)了進(jìn)口貿(mào)易的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，其構(gòu)建的國(guó)際RD溢出基本模型如下：

lnTFPi=α0i+αdilnSdi+αfimilnSfi（1）

式中：i代表國(guó)家或地區(qū)；TFP代表全要素生產(chǎn)率；Sd代表國(guó)內(nèi)RD資本存量；Sf代表經(jīng)進(jìn)口渠道獲取的國(guó)際RD資本存量。Lichtenberg和Potterie[21]將IFDI與OFDI引入CH模型。借鑒LP模型以及何元慶[24]與王恕立和胡宗彪[23]的建模思路，模型設(shè)定如下

lnTFPit=α0+α1lnifdiit+α2lnofdiit+

α3lnrdgit+εit（2）

同時(shí)控制人力資本、進(jìn)口、出口以及ifdi與ofdi的交互項(xiàng)，得到以下模型

lnTFPit=α0+α1lnifdiit+α2lnofdiit+

α3lnimit+α4lnexit+α5lnrdgit+α6lnhumanit+

α7lnifdiit×lnofdiit+εit（3）

下標(biāo) i和t分別表示省份和時(shí)間，ifdi、ofdi、im、ex、rdg、human、ifdi×ofdi分別表示IFDI強(qiáng)度、OFDI強(qiáng)度、進(jìn)口比率、出口比率、研發(fā)投入強(qiáng)度、人力資本以及IFDI與OFDI的交互項(xiàng)。

（二）變量及數(shù)據(jù)處理

1.被解釋變量：中部各省全要素生產(chǎn)率（TFP）。本文首先借鑒郭慶旺和賈俊雪[25]的研究方法，采用索洛殘差法來(lái)測(cè)算中部各省2004-2013年的全要素生產(chǎn)率（TFP1）。具體地，先估算出總量生產(chǎn)函數(shù)，再在產(chǎn)出增長(zhǎng)率的基礎(chǔ)上扣除各投入要素增長(zhǎng)率。

本文將總量生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為CD生產(chǎn)函數(shù)：

Yt=AtKαtLβt（4）

其中：Yt表示以各省2004年不變價(jià)格測(cè)算的實(shí)際GDP，Kt表示資本存量，Lt表示勞動(dòng)投入，α為平均資本產(chǎn)出份額，β為平均勞動(dòng)產(chǎn)出份額。假設(shè)規(guī)模報(bào)酬不變，則有α+β=1.對(duì)（1）式兩邊取對(duì)數(shù)，得到

ln（Yt）=ln（At）+αln（Kt）+βln（Lt）+εt（5）

又因?yàn)棣?β=1，所以有

lnYtLt=ln（At）+αlnKtLt+εt（6）

又由式（4）知，全要素生產(chǎn)率

At=YtK＼+αtL＼+βt（7）

其中的資本存量Kt需要測(cè)算，本文采用永續(xù)盤(pán)存法測(cè)算資本存量，測(cè)算公式為

Kt=ItPt+（1-δt）Kt-1（8）

其中Kt為第t年的實(shí)際資本存量，It為第t 年的名義投資，采用各省歷年固定資本形成總額代替；Pt為固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)；δt為第t年的固定資產(chǎn)的折舊率，本文選取張軍等[26]的研究成果，即取9.6%的固定資產(chǎn)折舊率；Kt-1為第（t-1）年的實(shí)際資本存量?；谫Y本存量K0僅對(duì)期初后幾年的資本存量估算影響較大，且以2004年價(jià)格為基期的各省實(shí)際資本存量無(wú)法獲取。本文借鑒Harberger[27]提出的穩(wěn)態(tài)方法來(lái)測(cè)算幾年資本存量，即K0=I0（g+δ）其中g(shù)是樣本期的實(shí)際投資的年平均增長(zhǎng)率，δ是固定資產(chǎn)折舊率。相關(guān)數(shù)據(jù)均取自各省歷年統(tǒng)計(jì)年鑒以及《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。將相關(guān)數(shù)據(jù)代入式（6）并運(yùn)用Eviews8.0進(jìn)行回歸處理，得到中部地區(qū)各省的α和β值。將α、β的值分別代入式（7），測(cè)算出中部地區(qū)各省歷年的TFP。表1為中部各省全要素生產(chǎn)率的測(cè)算結(jié)果。

為了使模型更穩(wěn)健，本文同時(shí)采用非參數(shù)方法即DEAMalmquist指數(shù)方法測(cè)算TFP（TFP2）。采用使用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）測(cè)算的Malmquist指數(shù)度量TFP既可以避免理論假設(shè)的約束，又能將TFP分解成技術(shù)效率（EC）與技

術(shù)進(jìn)步（TC）。TFP的測(cè)算需要運(yùn)用的產(chǎn)出（Y）與投入（L和K）的數(shù)據(jù)來(lái)源與測(cè)算方法同上。在實(shí)際估計(jì)TFP時(shí)，本文借鑒李梅和柳士昌[19]的做法，對(duì)Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)進(jìn)行變換，設(shè)2004年為基期，則2005年TFP等于2004年的TFP乘以2005年的Malmquist指數(shù)，依此類(lèi)推。TC和EC計(jì)算方法與TFP一致。本文運(yùn)用DEAP2.1測(cè)算出中部六省的全要素生產(chǎn)率（MI）、技術(shù)效率（EC）與技術(shù)進(jìn)步（TC）。若MI大于1，表示TFP增長(zhǎng)，MI=1表示TFP不變，MI小于1表示TFP惡化。TC、EC與之類(lèi)似。結(jié)果如下表2。

結(jié)合表1、表2可知，從2004-2013年我國(guó)中部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率總體上較低，且呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，這反映出中部地區(qū)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)緩慢的現(xiàn)實(shí)。結(jié)合表1、表2的分時(shí)間段均值對(duì)比分析可進(jìn)一步看出中部各省的全要素生產(chǎn)率在2008年國(guó)際金融危機(jī)后進(jìn)一步惡化，且主要?dú)w因于的技術(shù)進(jìn)步率的下降。本文認(rèn)為，近年來(lái)中部地區(qū)全要素生產(chǎn)率下降的原因有如下幾點(diǎn)：

第一，雖然從1994年開(kāi)始建立社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制至今已有20多年，但是我國(guó)中部地區(qū)的企業(yè)尤其是國(guó)企存在隱性失業(yè)的現(xiàn)象，過(guò)多的工人使用較少的機(jī)器設(shè)備；此外，中部地區(qū)的企業(yè)尤其是國(guó)有企業(yè)的管理方式亟待改進(jìn)，引進(jìn)的先進(jìn)技術(shù)設(shè)備很難提高生產(chǎn)效率，這也抑制了全要素生產(chǎn)率的改進(jìn)。

第二，隨著城鎮(zhèn)化的持續(xù)推進(jìn)，我國(guó)中部地區(qū)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力尤其是素質(zhì)相對(duì)較高的青壯年勞動(dòng)力大量轉(zhuǎn)移到城市，剩余的從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的多為婦女與老人，這不利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的改善。

第三，由于沿海地區(qū)擁有更好的基礎(chǔ)設(shè)施、更多的發(fā)展機(jī)遇與更高的工資水平，中部地區(qū)的勞動(dòng)力特別是高素質(zhì)勞動(dòng)力流向沿海地區(qū)。基于互聯(lián)網(wǎng)大數(shù)據(jù)的首份《大學(xué)生就業(yè)流向報(bào)告》顯示，59%的大學(xué)生畢業(yè)時(shí)選擇離開(kāi)大學(xué)所在城市，而這其中有一半以上選擇東部沿海省市就業(yè)。勞動(dòng)力的外流也使中部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率惡化成為可能。

第四，2008年爆發(fā)的國(guó)際金融危機(jī)對(duì)我國(guó)中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度與增長(zhǎng)質(zhì)量均產(chǎn)生了較大的負(fù)面影響。根據(jù)各省統(tǒng)計(jì)年鑒測(cè)算發(fā)現(xiàn)，中部地區(qū)的名義GDP增長(zhǎng)率從2008年的20.4%下降至2009年的10.3%；期間中部各省的工業(yè)生產(chǎn)出現(xiàn)回落，其中山西省由于受到原材料和能源價(jià)格下跌的影響，回落幅度居全國(guó)首位[28]。但中部地區(qū)的全社會(huì)固定資產(chǎn)投資卻呈現(xiàn)高速增長(zhǎng)的趨勢(shì)，2008-2013年除2011年外，其余年份每年的增幅均超過(guò)了20%，年均增長(zhǎng)23.8%，遠(yuǎn)高于此間名義GDP的16%的年均增長(zhǎng)率。可見(jiàn)，中部各省通過(guò)依賴(lài)大幅增加投資應(yīng)對(duì)金融危機(jī)的沖擊。

2.核心解釋變量：IFDI與OFDI。為了消除價(jià)格因素的影響，本文分別采用IFDI與OFDI占GDP的比重來(lái)衡量各省利用外資與對(duì)外投資的強(qiáng)度，分別用ifdi與ofdi表示。各省2004-2013年的IFDI流量數(shù)據(jù)來(lái)自各省歷年統(tǒng)計(jì)年鑒，OFDI流量數(shù)據(jù)則來(lái)自中國(guó)歷年《對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。

3.控制變量。研發(fā)投入強(qiáng)度，本文用各省RD經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出占GDP的比重來(lái)衡量，用rdg表示。相關(guān)數(shù)據(jù)取自歷年《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。

人力資本存量，計(jì)算公式為：小學(xué)比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大專(zhuān)及以上學(xué)歷比重×16。勞動(dòng)力受教育程度數(shù)據(jù)取自歷年《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

對(duì)于進(jìn)口（im）與出口（ex），本文分別采用進(jìn)口占GDP比重與出口占GDP比重表示。進(jìn)出口數(shù)據(jù)取自各省歷年統(tǒng)計(jì)年鑒。模型變量具體說(shuō)明見(jiàn)表3。

三、實(shí)證結(jié)果分析

為了避免計(jì)量模型出現(xiàn)偽回歸問(wèn)題，需對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。本文將運(yùn)用面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)判斷數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。

（一）面板單位根檢驗(yàn)

面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)的方法主要有LLC檢驗(yàn)、FisherADF檢驗(yàn)與FisherPP檢驗(yàn)等。通常認(rèn)為當(dāng)LLC檢驗(yàn)與FisherADF檢驗(yàn)同時(shí)拒絕原假設(shè)時(shí)，面板數(shù)據(jù)才是平穩(wěn)的，反之則認(rèn)為面板數(shù)據(jù)不平穩(wěn)。

（二）面板協(xié)整檢驗(yàn)

由表4可知，解釋變量與被解釋變量均為一階單整，可能存在協(xié)整關(guān)系。由于模型中的解釋變量個(gè)數(shù)較多，此時(shí)我們按照通常做法，采用Kao檢驗(yàn)。由于TFP有兩個(gè)指標(biāo)TFP1與TFP2來(lái)表示，故檢驗(yàn)結(jié)果有兩個(gè)，如下表5。

歸結(jié)果僅在回歸系數(shù)的大小上有較小的差異，可見(jiàn)所選模型具有一定的穩(wěn)健性。下面具體分析各解釋變量對(duì)TFP的具體影響。以具有代表性的模型2為例，對(duì)中部地區(qū)的TFP具有顯著正向作用的變量有對(duì)外直接投資、研發(fā)投入強(qiáng)度、進(jìn)口以及IFDI與OFDI的交互項(xiàng)。其中研發(fā)投入強(qiáng)度（lnrdg）的系數(shù)為0.279，大于lnofdi（0.083）、lnim（0.084）以及l(fā)nifdi×lnofdi（0.015）對(duì)應(yīng)的系數(shù)，這與王英和劉思峰[2]、王恕立和胡宗彪[23]的研究結(jié)論一致。這說(shuō)明在開(kāi)放的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，中部地區(qū)通過(guò)對(duì)外直接投資、進(jìn)口等渠道獲得了技術(shù)外溢，但國(guó)內(nèi)的自主研發(fā)始終是TFP增長(zhǎng)的最主要的源泉。對(duì)外直接投資（lnofdi）的系數(shù)為0.083，這意味著如果中部各省的OFDI增加一個(gè)百分點(diǎn)，TFP將會(huì)提升8.3%。這與趙偉等[16]、王恕立和向姣姣[20]的研究結(jié)論一致。IFDI與OFDI的交互項(xiàng)（lnifdi×lnofdi）系數(shù)也顯著為正，這表明我國(guó)中部地區(qū)既利用外資又對(duì)外投資的情況下，可以顯著促進(jìn)中部地區(qū)自身生產(chǎn)率的提高。IFDI對(duì)TFP的系數(shù)為-0.1，這說(shuō)明我國(guó)中部各省的外商直接投資若增加一個(gè)百分點(diǎn)，TFP則會(huì)降低10%，中部各省的IFDI對(duì)TFP具有顯著的抑制作用。這個(gè)結(jié)果與陳繼勇和盛楊懌[5]等學(xué)者的研究結(jié)論一致，但與謝建國(guó)[8]、王英和劉思峰[2]等大部分學(xué)者的研究結(jié)論不一致，這可能與所選取的數(shù)據(jù)、方法不同有關(guān)，也可能與中部各省的人力資本水平較低以及企業(yè)的吸收再創(chuàng)造能力較低等因素有關(guān)。人力資本（lnhuman）的系數(shù)也顯著為負(fù)且小于外商直接投資（lnifdi）的系數(shù)，這說(shuō)明中部各省的人力資本對(duì)TFP的提升不但不具有顯著的促進(jìn)作用，而且是抑制中部各省TFP增長(zhǎng)的最重要的因素。這可能是因?yàn)殡S著中國(guó)改革開(kāi)放的深入，中部各省的人力資本流向東部地區(qū)的趨勢(shì)明顯增強(qiáng)[29]。高新才[30]的研究也發(fā)現(xiàn)中部省份人力資本競(jìng)爭(zhēng)力的排名呈下降趨勢(shì)。在模型2、模型4中，進(jìn)口（lnim）系數(shù)均顯著為正，而出口（lnex）在模型2中顯著為負(fù)，且在模型4中不顯著，這說(shuō)明中部各省的進(jìn)口在國(guó)際技術(shù)擴(kuò)散方面發(fā)揮的作用比出口更直接有效。

四、結(jié)語(yǔ)

本研究從中國(guó)中部地區(qū)的視角出發(fā)，基于索洛殘差法以及DEAMalmquist指數(shù)法測(cè)算中部地區(qū)2004-2013年的全要素生產(chǎn)率，并進(jìn)一步構(gòu)建以雙向FDI為核心解釋變量的雙對(duì)數(shù)模型，得到的主要結(jié)論與啟示有：

第一，國(guó)內(nèi)研發(fā)支出對(duì)中部地區(qū)的TFP具有顯著的促進(jìn)作用，并且要高于對(duì)外直接投資與進(jìn)口的技術(shù)溢出效應(yīng)。這表明中部地區(qū)的自主研發(fā)是TFP增長(zhǎng)的最重要的源泉。在開(kāi)放的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，自主創(chuàng)新是中部地區(qū)通過(guò)“引進(jìn)來(lái)”與“走出去”獲取先進(jìn)技術(shù)的基石。與此同時(shí)，中部地區(qū)地方政府應(yīng)當(dāng)繼續(xù)簡(jiǎn)政放權(quán)，營(yíng)造公平競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)環(huán)境，激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新創(chuàng)造，落實(shí)中央“大眾創(chuàng)業(yè)、萬(wàn)眾創(chuàng)新”的號(hào)召。

第二，OFDI的逆向技術(shù)溢出是中部地區(qū)TFP增長(zhǎng)的重要因素之一，這可能與中部地區(qū)對(duì)外投資主體、國(guó)別日趨多元化，技術(shù)尋求型的對(duì)外投資日益增多等因素有關(guān)。因此，中部地區(qū)政府在對(duì)外投資戰(zhàn)略上應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步向技術(shù)尋求型傾斜，鼓勵(lì)現(xiàn)代服務(wù)業(yè)、高新技術(shù)行業(yè)、新興制造業(yè)等行業(yè)的企業(yè)尤其是中小企業(yè)積極到技術(shù)水平相對(duì)較高的發(fā)達(dá)國(guó)家和地區(qū)投資，從而加強(qiáng)OFDI的逆向技術(shù)溢出，改善中部地區(qū)TFP、技術(shù)水平以及效率水平偏低的現(xiàn)狀。

第三，IFDI對(duì)中部地區(qū)的TFP具有顯著的抑制作用，這可能與中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低以及吸收能力有限等因素有關(guān)。中部地區(qū)地方政府應(yīng)從促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、進(jìn)一步擴(kuò)大東西雙向開(kāi)放水平以及加大教育投入等方面著手，提升自身對(duì)IFDI技術(shù)溢出的吸收能力。與此同時(shí)，地方政府應(yīng)結(jié)合當(dāng)?shù)氐漠a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、資源稟賦以及區(qū)位優(yōu)勢(shì)等宏觀環(huán)境，取消不合理的吸引外資的政策，避免過(guò)度盲目引資。

第四，IFDI與OFDI的交互項(xiàng)顯著提升了中部地區(qū)的TFP。這說(shuō)明我國(guó)中部地區(qū)的外資流入能夠進(jìn)一步促進(jìn)中部地區(qū)的企業(yè)走出去，反之亦然。中部地區(qū)政府應(yīng)進(jìn)一步引導(dǎo)雙向FDI的合理布局，促進(jìn)引資模式從“寬進(jìn)嚴(yán)出，消極被動(dòng)”向“限入引出，積極主動(dòng)”的方向轉(zhuǎn)型。

第五，人力資本對(duì)我國(guó)中部地區(qū)的TFP存在顯著的抑制作用。這表明作為東道國(guó)吸收能力強(qiáng)弱標(biāo)志的人力資本在中部地區(qū)并沒(méi)有發(fā)揮應(yīng)有的作用。這可能是與人力資本內(nèi)部構(gòu)成部分存在異質(zhì)性以及人力資本水平未達(dá)到促使IFDI技術(shù)溢出與OFDI逆向技術(shù)溢出的最低門(mén)檻水平有關(guān)。此外，中部地區(qū)存在大量勞動(dòng)力尤其是高素質(zhì)人才流向東部沿海的現(xiàn)象，這也影響了人力資本對(duì)中部地區(qū)TFP所預(yù)期產(chǎn)生的促進(jìn)作用。中部地區(qū)可通過(guò)改善基礎(chǔ)設(shè)施、進(jìn)一步加大在諸如人才引進(jìn)生活補(bǔ)助以及安家費(fèi)等方面上的投入力度，減少人才外流。與此同時(shí)，加強(qiáng)教育投入，通過(guò)調(diào)整高校人才培育模式等措施，滿(mǎn)足各地區(qū)對(duì)異質(zhì)性人力資本的需求。

第六，進(jìn)口對(duì)中部地區(qū)的TFP具有促進(jìn)作用，出口則對(duì)TFP未產(chǎn)生顯著的影響。這可能是由于中部地區(qū)根據(jù)靜態(tài)的比較優(yōu)勢(shì)分工，進(jìn)口的產(chǎn)品以資本密集型、技術(shù)密集性的產(chǎn)品為主，技術(shù)的進(jìn)口以及進(jìn)口帶來(lái)的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)使得中部地區(qū)生產(chǎn)率提高。出口的商品以低技術(shù)密集型的產(chǎn)品為主，低技術(shù)密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)擠占了技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的要素投入，從而出口未能產(chǎn)生競(jìng)爭(zhēng)、示范以及“干中學(xué)”等效應(yīng)。地方政府應(yīng)通過(guò)稅收、補(bǔ)貼等政策激勵(lì)企業(yè)提升生產(chǎn)率，優(yōu)化貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)，從而避免陷入“比較優(yōu)勢(shì)陷阱”，獲得動(dòng)態(tài)貿(mào)易利益。

注釋?zhuān)?/p>

①對(duì)中東西部地區(qū)的劃分一直存在爭(zhēng)議，本文借鑒《中共中央、國(guó)務(wù)院關(guān)于促進(jìn)中部崛起的若干意見(jiàn)》的劃分標(biāo)準(zhǔn)，其中中部地區(qū)包括山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南等6個(gè)省份。

②由于分地區(qū)數(shù)據(jù)相加不等于全國(guó)總計(jì)，在計(jì)算中部地區(qū)的GDP、IFDI與OFDI占全國(guó)的比重時(shí)，分母為31個(gè)?。▍^(qū)、市） GDP、IFDI與OFDI相加的合計(jì)數(shù)。

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（責(zé)任編輯王婷婷）

Abstract：IFDI and OFDI are vital factors influencing the economy in the open regional economic system. However， the bidirectional FDI correlations might vary across regions. To empirically study the productivity effects of bidirectional FDI and the specific impacts of such key indicators as domestic RD， foreign trade， human capital on productivity， this paper uses the panel data of 6 provinces in central China and applies Solow residual method and data envelopment analysis（DEA） method to recalculate the total factor productivity （TFP） of provinces in central China. The results are as follows： The total productivity have been declining， which is more obvious after the international financial crisis； The domestic RD is the most important factor of promoting TFP growth； OFDI， the interaction item of bidirectional FDI and import significantly facilitate the total factor productivity（TFP） in central China. What’s more， this paper finds that human capital is the primary factor to inhibit the TFP in central China； IFDI is an important factor resulting in productivity slowdown of central China；Export has no significantly positive spillover effect.

Key words：bidirectional FDI； TFP； human capital； foreign trade