張先鋒 李璠璠 陳 鈺 劉 晴

一、引言及文獻(xiàn)綜述

加入世界貿(mào)易組織以來(lái)，中國(guó)政府認(rèn)真履行承諾的關(guān)稅減讓義務(wù)，逐步消除各類非關(guān)稅壁壘，穩(wěn)步推進(jìn)貿(mào)易自由化。與此同時(shí)，為推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)型和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，我國(guó)把推動(dòng)服務(wù)業(yè)發(fā)展作為戰(zhàn)略重點(diǎn)。2014年服務(wù)業(yè)增加值達(dá)到30.7萬(wàn)億元，占國(guó)民生產(chǎn)總值的48.2%，服務(wù)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到了舉足輕重的作用。一方面，隨著我國(guó)對(duì)外開放程度的不斷擴(kuò)大和市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的逐步完善，產(chǎn)業(yè)分工日益細(xì)化，不同行業(yè)、不同區(qū)域之間的生產(chǎn)要素流動(dòng)更加自由迅速；另一方面，隨著互聯(lián)網(wǎng)的普及應(yīng)用以及網(wǎng)絡(luò)信息技術(shù)的發(fā)展，技術(shù)溢出變得快捷方便，產(chǎn)業(yè)內(nèi)和產(chǎn)業(yè)間的發(fā)展呈現(xiàn)出相互滲透、相互交叉、融合發(fā)展的新趨勢(shì)。這一切都表明，貿(mào)易部門與非貿(mào)易部門①目前關(guān)于貿(mào)易部門和非貿(mào)易部門并沒(méi)有統(tǒng)一的劃分標(biāo)準(zhǔn)。非貿(mào)易部門主要包括服務(wù)業(yè)（何東等，2013［1］）。由于服務(wù)本身的不可移動(dòng)性與非存儲(chǔ)性的特性，服務(wù)貿(mào)易主要是服務(wù)的生產(chǎn)者與消費(fèi)者的跨國(guó)移動(dòng)，而非產(chǎn)品的跨國(guó)運(yùn)輸與銷售。的界限已經(jīng)不再那么明顯（何東等，2012［1］）。大量的文獻(xiàn)研究已經(jīng)表明，貨物貿(mào)易自由化對(duì)我國(guó)制造業(yè)等可貿(mào)易商品的全要素生產(chǎn)率（Total Factor Productivity，TFP）提升起到了重要的推動(dòng)作用（余淼杰，2010［2］）。那么，貨物貿(mào)易自由化與非貿(mào)易部門TFP之間是否也存在某種聯(lián)系呢？如果存在，貨物貿(mào)易自由化究竟通過(guò)什么渠道，對(duì)非貿(mào)易部門TFP產(chǎn)生何種影響？《中共中央關(guān)于制定國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十三個(gè)五年規(guī)劃的建議》指出：“開展加快發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)行動(dòng)，放寬市場(chǎng)準(zhǔn)入，促進(jìn)服務(wù)業(yè)優(yōu)質(zhì)高效發(fā)展?！币虼?，研究貨物貿(mào)易自由化與非貿(mào)易部門TFP之間的關(guān)系，對(duì)于豐富國(guó)際貿(mào)易相關(guān)理論，完善我國(guó)對(duì)外開放的政策體系，具有十分重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

關(guān)于貿(mào)易自由化與TFP之間的關(guān)系，以往學(xué)者進(jìn)行了大量的研究。 Tybout和 Westbrook（1995）［3］發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化通過(guò)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)提高了墨西哥制造業(yè)企業(yè)的 TFP； Amiti和 Konings（2007）［4］利用印度尼西亞1991—2001年制造業(yè)數(shù)據(jù)，分別估計(jì)了降低關(guān)稅對(duì)最終產(chǎn)品和中間產(chǎn)品制造業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)進(jìn)口更便宜的原材料的中間產(chǎn)品制造企業(yè)，可以通過(guò)學(xué)習(xí)效應(yīng)提高其 TFP； Fernandes（2007）［5］也發(fā)現(xiàn)最終產(chǎn)品關(guān)稅減讓會(huì)促進(jìn)哥倫比亞制造業(yè)企業(yè)TFP提高；Nataraj（2011）［6］利用印度制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)小型企業(yè)TFP的提升主要受惠于最終品關(guān)稅減讓，而大型企業(yè)TFP提升則主要受惠于進(jìn)口關(guān)稅的減讓。 此外，Topalova 和 Khandelwal（2011）［7］、 Mitra等（2014）［8］也利用印度制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，證實(shí)了貿(mào)易自由化對(duì)企業(yè)TFP的正向效應(yīng)。國(guó)內(nèi)方面，張杰等（2009）［9］考察了出口與企業(yè)TFP的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)出口通過(guò)學(xué)習(xí)效應(yīng)對(duì)中國(guó)制造業(yè)企業(yè)的TFP存在顯著的正向促進(jìn)效應(yīng)；余淼杰（2010）［2］發(fā)現(xiàn)企業(yè)在進(jìn)行加工出口業(yè)務(wù)時(shí)，會(huì)產(chǎn)生技術(shù)外溢效應(yīng)，進(jìn)而對(duì)企業(yè)TFP產(chǎn)生影響； 毛其淋和盛斌（2014）［10］認(rèn)為貿(mào)易自由化可以通過(guò)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)和成本效應(yīng)影響中國(guó)制造業(yè)企業(yè)出口行為；湯毅和尹翔碩（2014）［11］將關(guān)稅減免按照最終品和中間投入品做了區(qū)分，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化能夠顯著促進(jìn)我國(guó)制造業(yè)企業(yè)TFP的提升。與其他文獻(xiàn)強(qiáng)調(diào)貨物貿(mào)易自由化對(duì)制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率影響不同，張艷等（2013）［12］研究了中國(guó)服務(wù)貿(mào)易自由化對(duì)制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響。

已有文獻(xiàn)對(duì)貿(mào)易自由化和貿(mào)易部門TFP之間的關(guān)系進(jìn)行了廣泛而深入的探討，為本文進(jìn)一步的研究提供了極為重要的參考。但以往文獻(xiàn)的研究主要是立足于貿(mào)易部門來(lái)探討貨物貿(mào)易自由化對(duì)可貿(mào)易部門TFP的影響，鮮有文獻(xiàn)關(guān)注貨物貿(mào)易自由化對(duì)非貿(mào)易部門TFP影響的內(nèi)在機(jī)制。雖然貨物貿(mào)易自由化與非貿(mào)易部門TFP看似沒(méi)有直接聯(lián)系，但是透過(guò)貿(mào)易部門與非貿(mào)易部門之間在生產(chǎn)要素流動(dòng)、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)、技術(shù)溢出等方面的聯(lián)系，可以猜測(cè)貨物貿(mào)易自由化對(duì)非貿(mào)易部門TFP具有某種影響。筆者試圖深入探討貨物貿(mào)易自由化影響非貿(mào)易部門TFP的內(nèi)在機(jī)制，并進(jìn)行相應(yīng)的實(shí)證分析。

本文余下的結(jié)構(gòu)安排為：第二部分主要闡述了本文的理論假說(shuō)；第三部分給出了實(shí)證模型和相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源；第四部分為估計(jì)結(jié)果及穩(wěn)健性檢驗(yàn)；最后是本文的結(jié)論及政策建議。

二、理論分析與研究假說(shuō)

貨物貿(mào)易自由化可能通過(guò)工資效應(yīng)、人力資本流動(dòng)效應(yīng)和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)三條路徑影響非貿(mào)易部門的TFP。

（一）工資效應(yīng)

非貿(mào)易部門的工資水平會(huì)受到貨物貿(mào)易自由化的影響。H-O理論認(rèn)為，如果一國(guó)具有勞動(dòng)稟賦優(yōu)勢(shì)，那么該國(guó)將會(huì)選擇出口勞動(dòng)密集型產(chǎn)品，勞動(dòng)的相對(duì)需求量將逐漸增加，并引致勞動(dòng)的工資水平上升。S-S定理認(rèn)為，國(guó)際貿(mào)易活動(dòng)會(huì)導(dǎo)致出口產(chǎn)品中使用相對(duì)密集的要素價(jià)格上升，使用相對(duì)不密集的要素價(jià)格下降。這表明，如果一個(gè)國(guó)家主要出口的是勞動(dòng)密集型產(chǎn)品，則貨物貿(mào)易自由化將導(dǎo)致其勞動(dòng)工資水平上升。根據(jù)異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論，高效企業(yè)能夠克服進(jìn)入國(guó)際市場(chǎng)的巨大沉沒(méi)成本，并選擇進(jìn)入出口市場(chǎng)，而低效企業(yè)只能在國(guó)內(nèi)市場(chǎng)銷售。貿(mào)易開放程度的提高會(huì)導(dǎo)致低效企業(yè)退出市場(chǎng)，釋放出的勞動(dòng)力會(huì)向高效企業(yè)轉(zhuǎn)移，進(jìn)而提升了整個(gè)行業(yè)的工資水平。我國(guó)出口大量勞動(dòng)密集型產(chǎn)品以及資本、技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)鏈中勞動(dòng)密集型環(huán)節(jié)的產(chǎn)品，貨物貿(mào)易自由化的擴(kuò)大會(huì)致使貿(mào)易部門的工人工資水平亦呈上升趨勢(shì)。

實(shí)際上，貨物貿(mào)易自由化不僅僅會(huì)促進(jìn)貿(mào)易部門的工人工資水平上升，還會(huì)對(duì)非貿(mào)易部門的工人工資水平產(chǎn)生影響。當(dāng)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)資源、勞動(dòng)力等要素自由流動(dòng)的障礙降低，要素收益的差異會(huì)引致要素在不同的行業(yè)與部門間自發(fā)地流動(dòng)，并因此提高資源配置效率。當(dāng)貿(mào)易部門相對(duì)工資水平提高時(shí)，非貿(mào)易部門的工人會(huì)轉(zhuǎn)移到貿(mào)易部門，導(dǎo)致非貿(mào)易部門的勞動(dòng)供給減少，并因此引致非貿(mào)易部門工人工資水平的提高。與此同時(shí)，企業(yè)之間、行業(yè)之間的工人也存在工資攀比效應(yīng)，非貿(mào)易部門工人工資有向貿(mào)易部門工人工資看齊的趨勢(shì)。

非貿(mào)易部門工資水平上升繼而會(huì)影響非貿(mào)易部門的TFP。內(nèi)生增長(zhǎng)理論認(rèn)為，高薪可以增加企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新的積極性，企業(yè)創(chuàng)新會(huì)隨著工資增長(zhǎng)率的下降而降低，進(jìn)而會(huì)降低知識(shí)溢出量。企業(yè)的低工資策略，雖然降低了企業(yè)的人工成本，但同時(shí)也降低了企業(yè)員工創(chuàng)新的積極性，只有生產(chǎn)工藝成熟、技術(shù)進(jìn)步緩慢、人工成本在總成本中占有較大比例的企業(yè)，才會(huì)采用低薪策略。新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論也認(rèn)為，工資增長(zhǎng)會(huì)誘致技術(shù)進(jìn)步，Vergeer和 Kleiknecht（2007）［13］指出，當(dāng)工資上漲時(shí)，企業(yè)傾向于用先進(jìn)機(jī)器設(shè)備取代普通勞動(dòng)力，從而提高企業(yè)勞動(dòng)效率。

實(shí)際上，非貿(mào)易部門的工資可通過(guò)影響勞動(dòng)生產(chǎn)率和資本生產(chǎn)率兩種渠道來(lái)影響其TFP（Madsen和Damania，2001［14］）。 第一，短期內(nèi)，當(dāng)非貿(mào)易部門的工人工資水平上升時(shí)，為了控制勞動(dòng)投入成本，提高在職員工的勞動(dòng)效率，企業(yè)會(huì)通過(guò)培訓(xùn)等方式提高工人的勞動(dòng)技能。培訓(xùn)有利于企業(yè)進(jìn)行人力資本積累和累積創(chuàng)新。第二，效率工資理論的研究表明，企業(yè)可以通過(guò)高工資增加工人因消極怠工被解雇的機(jī)會(huì)成本，促使工人更加努力工作，提高勞動(dòng)效率。第三，長(zhǎng)期內(nèi)，企業(yè)將會(huì)調(diào)整要素投入比例，一部分對(duì)工資敏感的企業(yè)會(huì)為了控制勞動(dòng)力投入成本而偏向于用技術(shù)和資本來(lái)取代勞動(dòng)，進(jìn)而形成更多的誘致性創(chuàng)新，并因此提高資本品的生產(chǎn)效率（王恕立和胡宗彪，2012［15］）。

由此，本文提出貨物貿(mào)易自由化的 “工資效應(yīng)”，即一國(guó)貨物貿(mào)易的自由化會(huì)引起貿(mào)易部門的工資上升，在要素自由流動(dòng)的國(guó)內(nèi)市場(chǎng)，會(huì)因此引致非貿(mào)易部門的工資上漲。非貿(mào)易部門的勞動(dòng)成本上升，會(huì)促使非貿(mào)易部門企業(yè)通過(guò)采用更為先進(jìn)的技術(shù)、改造現(xiàn)有設(shè)備、采用新工藝、培訓(xùn)員工等手段減少勞動(dòng)的相對(duì)投入，從而使得生產(chǎn)效率提升；同時(shí)工資上升，會(huì)增加員工消積怠工而被辭退的機(jī)會(huì)成本，促使員工更加盡心盡力工作，由此提高勞動(dòng)生產(chǎn)效率。綜上所述，本文提出理論假說(shuō)1。

H1：貨物貿(mào)易自由化通過(guò)工資效應(yīng)，引致非貿(mào)易部門工資上漲，促進(jìn)勞動(dòng)生產(chǎn)效率與資本生產(chǎn)效率提升，實(shí)現(xiàn)非貿(mào)易部門TFP的提升。

（二）人力資本流動(dòng)效應(yīng)

一方面，貨物貿(mào)易自由化產(chǎn)生的人力資本流動(dòng)效應(yīng)，會(huì)抑制非貿(mào)易部門TFP的提升。貿(mào)易部門直接受惠于貨物貿(mào)易自由化。貨物貿(mào)易自由化會(huì)導(dǎo)致出口部門密集使用的要素價(jià)格上升，這首先會(huì)帶來(lái)貿(mào)易部門工資水平相對(duì)非貿(mào)易部門的提升，勞動(dòng)力也會(huì)轉(zhuǎn)移到工資水平較高的部門。對(duì)于企業(yè)員工來(lái)講，相對(duì)工資降低時(shí)，熟練的技術(shù)工人、骨干研發(fā)技術(shù)人員與管理人員由于其人力資本水平較高，更容易找到新的工作，更容易流失。因此，貨物貿(mào)易自由化可能會(huì)導(dǎo)致非貿(mào)易部門較高人力資本水平的員工流失，進(jìn)而對(duì)非貿(mào)易部門TFP產(chǎn)生不利影響。另一方面，國(guó)際貿(mào)易活動(dòng)還會(huì)產(chǎn)生知識(shí)和人力資本的外溢效應(yīng)，提升貿(mào)易參與國(guó)的人力資本和技術(shù)發(fā)展水平。雖然貿(mào)易部門最先受惠于這種外溢效應(yīng)，但貿(mào)易部門會(huì)通過(guò)產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)，對(duì)非貿(mào)易部門產(chǎn)生一定的技術(shù)溢出效應(yīng)，并因此提升非貿(mào)易部門的 TFP。綜上，本文提出理論假說(shuō)2。

H2：貨物貿(mào)易自由化通過(guò)人力資本流動(dòng)效應(yīng)及技術(shù)溢出效應(yīng)對(duì)非貿(mào)易部門TFP產(chǎn)生影響，影響方向與大小取決于人力資本流動(dòng)效應(yīng)與技術(shù)溢出效應(yīng)大小的對(duì)比。

（三）競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)

貨物貿(mào)易自由化的開展，會(huì)引致大量的國(guó)外同類或相近產(chǎn)品涌入本國(guó)市場(chǎng)，加劇本國(guó)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，導(dǎo)致國(guó)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模萎縮，成本上升，利潤(rùn)下降。一方面，貨物貿(mào)易自由化會(huì)對(duì)本土企業(yè)產(chǎn)生激勵(lì)效應(yīng)，促使本土企業(yè)提高生產(chǎn)率和競(jìng)爭(zhēng)力以求在激烈競(jìng)爭(zhēng)中能夠生存下來(lái)。激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)會(huì)促使本國(guó)企業(yè)為繼續(xù)生存和發(fā)展而進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新，同時(shí)促使本國(guó)企業(yè)改進(jìn)生產(chǎn)組織方式和降低X非效率，進(jìn)而提高企業(yè)生產(chǎn)率水平。另一方面，外國(guó)產(chǎn)品的進(jìn)入會(huì)促使市場(chǎng)份額進(jìn)行重新分配，提高高效率企業(yè)的市場(chǎng)份額和生產(chǎn)規(guī)模。 Fernandes（2007）［5］對(duì)哥倫比亞以及余淼杰（2010）［2］對(duì)中國(guó)的研究都表明，關(guān)稅減免引致的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)對(duì)企業(yè)TFP的提高起到了顯著的促進(jìn)作用。貿(mào)易部門企業(yè)TFP提升，必然要求與之關(guān)聯(lián)配套的服務(wù)性企業(yè)TFP同步提升，進(jìn)而導(dǎo)致整體非貿(mào)易部門TFP的提升。此外，貨物貿(mào)易自由化還有助于市場(chǎng)化水平提升與制度革新，降低交易費(fèi)用，減少各種非市場(chǎng)因素的阻礙，抑制壟斷，促進(jìn)競(jìng)爭(zhēng)。貨物貿(mào)易自由化的這種作用并非僅僅局限在貿(mào)易部門，而是發(fā)生在整個(gè)市場(chǎng)，并因此對(duì)非貿(mào)易部門的TFP產(chǎn)生正面影響。故本文提出理論假說(shuō)3。

H3：貨物貿(mào)易自由化會(huì)通過(guò)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)促進(jìn)非貿(mào)易部門TFP的增長(zhǎng)。

三、計(jì)量模型和變量說(shuō)明

（一）計(jì)量模型

為了驗(yàn)證假說(shuō)H1，考察貨物貿(mào)易自由化通過(guò)工資效應(yīng)對(duì)非貿(mào)易部門TFP產(chǎn)生的影響，設(shè)定計(jì)量模型（1）：

上述模型中，i、t分別表示地區(qū)和時(shí)期；TFPit是反映非貿(mào)易部門TFP的變量，TFPit－1為其滯后一期數(shù)值，以控制TFP受到的前期影響；由于貨物貿(mào)易自由化的工資效應(yīng)，主要是通過(guò)出口對(duì)貿(mào)易部門的工資水平產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響非貿(mào)易部門的工資水平，最終對(duì)非貿(mào)易部門TFP產(chǎn)生影響，故此處貨物貿(mào)易自由化水平用EXit（出口導(dǎo)向率）來(lái)表示；Wit表示工資水平，通過(guò)構(gòu)造EXit與Wit的乘積來(lái)表示貨物貿(mào)易自由化的工資效應(yīng)；Xit為控制變量，即地區(qū)研發(fā)投入（rd）、 資本密度（vk）、 信息化水平（phone）、城市化率（city）和政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的干預(yù)程度（gi）；μit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

為了檢驗(yàn)假說(shuō)H2，考察貨物貿(mào)易自由化通過(guò)人力資本流動(dòng)效應(yīng)對(duì)非貿(mào)易部門TFP的影響，設(shè)定計(jì)量模型（2）：

貨物貿(mào)易自由化的人力資本流動(dòng)效應(yīng)，主要是通過(guò)進(jìn)口引致技術(shù)傳播和知識(shí)外溢來(lái)實(shí)現(xiàn)的，故用進(jìn)口滲透率IMit來(lái)衡量貿(mào)易自由化水平；Hit表示目前的人力資本水平；通過(guò)構(gòu)造IMit與lnHit的乘積來(lái)表示貨物貿(mào)易自由化的人力資本效應(yīng)；沿用模型（1）中的控制變量Xit；μit是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

為了檢驗(yàn)假說(shuō)H3，考察貨物貿(mào)易自由化通過(guò)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)對(duì)非貿(mào)易部門TFP的影響，設(shè)定計(jì)量模型（3）：

本文用IMit?Eit表示貨物貿(mào)易自由化的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，其中Eit表示競(jìng)爭(zhēng)程度；Xit為控制變量，與模型（1）中的控制變量相同；μit是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）變量說(shuō)明

2004年，統(tǒng)計(jì)部門重新修訂了服務(wù)業(yè)數(shù)據(jù)，為了保持統(tǒng)計(jì)口徑一致和數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確，本文選取我國(guó)30個(gè)省份（西藏的數(shù)據(jù)缺失，不包括西藏）2004—2013年的數(shù)據(jù)來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析。對(duì)非貿(mào)易部門的界定本文沿用王志偉和吳詩(shī)鋒（2012）［16］的方法，認(rèn)為服務(wù)業(yè)是不可貿(mào)易部門。

1.被解釋變量。

本文在計(jì)算各省非貿(mào)易部門的TFP時(shí)采用的是考慮隨機(jī)因素影響的隨機(jī)前沿分析方法（Stochastic Frontier Analysis，SFA）。 根據(jù) Battese 和 Coelli（1995）［17］提出的模型，本文基于C-D形式的生產(chǎn)函數(shù)模型表示如下：

上式中Yi，t、Ki，t和Li，t分別為i省份在t時(shí)期非貿(mào)易部門的產(chǎn)出、資本投入和勞動(dòng)投入的數(shù)量；μi，t是隨機(jī)干擾項(xiàng)，為技術(shù)無(wú)效率項(xiàng)，在 SFA 估計(jì)結(jié)果的基礎(chǔ)上，非貿(mào)易部門各省的TFP可通過(guò)下式求得：

非貿(mào)易部門產(chǎn)出（Y）：借鑒王恕立和胡宗彪（2012）［15］的做法，選取第三產(chǎn)業(yè)增加值來(lái)衡量該變量，并利用第三產(chǎn)業(yè)增加值指數(shù)將其折算為2004年不變價(jià)，數(shù)據(jù)來(lái)源于 《中國(guó)第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

資本投入（K）：該變量以各省份服務(wù)業(yè)的資本存量指標(biāo)衡量，本文采用永續(xù)盤存法來(lái)核算，表示為Kit＝Kit－1＋I(xiàn)it－δitKit－1， 其中Kit、Kit－1分別代表i省份服務(wù)業(yè)在t年和其滯后一年的資本存量，Iit、δit表示i省份t年服務(wù)業(yè)的投資和折舊率。在計(jì)算基年資本存量時(shí)，將2004年設(shè)置為初始資本存量和投資縮減指數(shù)的基期，借鑒劉興凱和張誠(chéng)（2010）［18］的算法， 計(jì)算公式設(shè)為其中g(shù)表示i

iy省份服務(wù)業(yè)年均增長(zhǎng)率，ψ為服務(wù)業(yè)的平均折舊率，借鑒Wu（2009）［19］的做法將其定為0.04。 當(dāng)年投資和投資縮減指數(shù)數(shù)據(jù)來(lái)自 《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

勞動(dòng)投入（L）：該變量用各省份從事服務(wù)業(yè)的城鎮(zhèn)單位就業(yè)人數(shù)來(lái)表示，數(shù)據(jù)來(lái)自 《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.解釋變量。

貨物貿(mào)易自由化程度（EX，IM）：在模型（1）中借鑒俞會(huì)新和薛敬孝（2002）［20］的做法，貨物貿(mào)易自由化程度用EX（出口導(dǎo)向率）來(lái)衡量，EX為各地區(qū)出口額占地區(qū)GDP的比重。在模型（2）、 （3）中，借鑒余淼杰（2010）［2］的做法，用IM（進(jìn)口滲透率）來(lái)衡量貨物貿(mào)易自由化程度，IM為各省份進(jìn)口額與地區(qū)GDP之比。地區(qū)進(jìn)出口額和GDP數(shù)據(jù)取自 《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

工資水平（W）：以各省份職工的平均工資表示，并利用實(shí)際工資指數(shù)將其換算成2004年不變價(jià)。數(shù)據(jù)取自 《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

人力資本（H）：借鑒張自然（2010）［21］的做法，各省份的人力資本水平采用教育成本法來(lái)衡量，小學(xué)、初中、高中、大專及以上的受教育人口的教育支出比例為1∶1.7∶4∶22，并將其作為各省份不同層次人力資本的權(quán)重來(lái)計(jì)算各省份人力資本水平，再通過(guò)乘以各省份服務(wù)業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)的比重計(jì)算各省份非貿(mào)易部門人力資本。數(shù)據(jù)來(lái)源于 《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

競(jìng)爭(zhēng)程度（COMPi）：借鑒宣燁（2013）［22］的做法，采用改進(jìn)HHI系數(shù)（Herfindahl-Hirshman-Index）的倒數(shù)來(lái)表示，計(jì)算公式如下：

其中，F(xiàn)i、Fi，t、Fk和F分別表示i省份從業(yè)人員總數(shù)、服務(wù)業(yè)k在i省份中的從業(yè)人員數(shù)、服務(wù)業(yè)k在全國(guó)范圍內(nèi)的從業(yè)人數(shù)和全國(guó)總從業(yè)人數(shù)。相關(guān)數(shù)據(jù)均取自 《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3.其他控制變量。

地區(qū)研發(fā)投入（rd）：采用各地區(qū)的r＆d經(jīng)費(fèi)支出來(lái)表示，數(shù)據(jù)取自 《中國(guó)科技數(shù)據(jù)》。加大研發(fā)投入力度，有助于企業(yè)提高其創(chuàng)新意識(shí)和學(xué)習(xí)吸收能力，進(jìn)而促進(jìn)非貿(mào)易部門TFP。預(yù)期該變量前面系數(shù)符號(hào)為正。

資本密集程度（vk）：借鑒顧乃華（2008）［23］的做法，選取當(dāng)年勞均資本存量作為衡量指標(biāo)。數(shù)據(jù)來(lái)自各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒。一般認(rèn)為，較高的資本密集度會(huì)加速提升企業(yè)的技術(shù)研發(fā)水平。但也有學(xué)者指出，資本深化會(huì)導(dǎo)致技術(shù)選擇過(guò)度的偏向資本替代勞動(dòng)，與我國(guó)當(dāng)前的資源稟賦出現(xiàn)偏差，延緩技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而對(duì)TFP產(chǎn)生影響（張軍，2002［24］）。因此，該變量前面的系數(shù)符號(hào)不確定。

信息化水平（phone）：借鑒嚴(yán)成樑（2012）［25］的方法，用電話使用頻率來(lái)反映信息技術(shù)水平?；跀?shù)據(jù)的可得性，用包括固定電話和移動(dòng)電話在內(nèi)的總的電話數(shù)與總?cè)丝诘谋戎当硎倦娫捠褂妙l率，數(shù)據(jù)取自各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒?，F(xiàn)代通信技術(shù)的推廣和應(yīng)用可以改善服務(wù)過(guò)程中的信息傳遞，提高服務(wù)的效率和質(zhì)量，進(jìn)而促進(jìn)非貿(mào)易部門TFP提高。預(yù)期該變量前面的系數(shù)符號(hào)為正。

城市化水平（city）：用各地區(qū)總?cè)丝谥蟹寝r(nóng)業(yè)人口所占的比重來(lái)表示，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》。城市化不僅會(huì)帶來(lái)產(chǎn)業(yè)與人口的聚集，而且會(huì)帶來(lái)為生產(chǎn)、生活服務(wù)的非貿(mào)易部門的集聚與發(fā)展。隨著分工的細(xì)化，集聚與規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益的充分發(fā)揮，制度與市場(chǎng)環(huán)境的改善，非貿(mào)易部門TFP隨之提升（顧乃華，2011［26］）。預(yù)期該變量前面系數(shù)符號(hào)為正。

政府對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)干預(yù)程度（gi）：采用各地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值中國(guó)有工業(yè)總產(chǎn)值所占的比重來(lái)表示。政府對(duì)經(jīng)濟(jì)干預(yù)程度過(guò)多會(huì)阻礙市場(chǎng)化進(jìn)程，影響資源的優(yōu)化配置，進(jìn)而阻礙非貿(mào)易部門TFP的提高。預(yù)期該變量前面的系數(shù)符號(hào)為負(fù)。

四、實(shí)證研究與結(jié)果分析

（一）實(shí)證檢驗(yàn)

本文使用Stata12.0軟件對(duì)回歸過(guò)程進(jìn)行相應(yīng)的處理?？紤]到以往的生產(chǎn)率對(duì)于當(dāng)期的生產(chǎn)率有影響，計(jì)量模型中包含了被解釋變量的滯后項(xiàng)，因此采用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。由于差分GMM容易出現(xiàn)弱工具變量的問(wèn)題，相比之下，使用系統(tǒng)GMM估計(jì)要更有效，因此本文采用系統(tǒng)GMM方法來(lái)估計(jì)。表1顯示，回歸模型通過(guò)了相關(guān)性檢驗(yàn)和sargan檢驗(yàn)，表明整個(gè)模型的設(shè)定是有效合理的。實(shí)證結(jié)果如表1所示。

表1 貿(mào)易自由化對(duì)非貿(mào)易部門的生產(chǎn)率影響的實(shí)證結(jié)果

從上表模型（1）中可以看出，EX?lnW的系數(shù)顯著為正，表明貨物貿(mào)易自由化通過(guò)工資效應(yīng)提高了非貿(mào)易部門的TFP，符合理論預(yù)期。模型（2）中，IM?lnH的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明貨物貿(mào)易自由化通過(guò)人力資本流動(dòng)效應(yīng)對(duì)非貿(mào)易部門的TFP產(chǎn)生了促進(jìn)作用。這表明貨物貿(mào)易自由化帶來(lái)了整體行業(yè)的人力資本水平提升，并且對(duì)非貿(mào)易部門TFP的正向影響大于貿(mào)易部門對(duì)非貿(mào)易部門的人力資本擠出效應(yīng)產(chǎn)生的負(fù)向影響。模型（3）中的IM?COMP的系數(shù)為正，表明貨物貿(mào)易自由化的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)對(duì)非貿(mào)易部門的TFP具有正向的影響，但是結(jié)果并不顯著，與理論預(yù)期不符。可能的原因是，因?yàn)槟壳拔覈?guó)非貿(mào)易部門的市場(chǎng)化程度相對(duì)于貿(mào)易部門較低，特別是生活性服務(wù)業(yè)地域性較強(qiáng)，政府管制較多，壟斷性較高，競(jìng)爭(zhēng)不夠充分，導(dǎo)致競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)不能發(fā)揮其作用。

控制變量中，研發(fā)投入系數(shù)為正，但在模型（1）、（2）中不顯著，與理論預(yù)期不符，可能與地區(qū)研發(fā)投入結(jié)構(gòu)有關(guān)，研發(fā)資金絕大部分投入到了規(guī)模較大的工業(yè)企業(yè)，因而對(duì)非貿(mào)易部門TFP產(chǎn)生的作用較??；資本密集程度在模型（1）、（2）中的系數(shù)顯著為負(fù)，可能是因?yàn)橘Y本深化抑制了技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而對(duì)非貿(mào)易部門的TFP產(chǎn)生負(fù)面影響；信息化水平的系數(shù)為負(fù)，與理論預(yù)期不符，這可能是因?yàn)槲覈?guó)電信部門壟斷程度高，政府管制過(guò)多，競(jìng)爭(zhēng)不夠充分，導(dǎo)致信息化對(duì)非貿(mào)易部門TFP的提升作用不明顯。

在模型（1）中，城市化水平系數(shù)為負(fù)，與理論不符?？赡艿脑蚴牵m然城市化水平快速提升，服務(wù)業(yè)規(guī)模迅速擴(kuò)大，但多是低水平、低生產(chǎn)效率的中小服務(wù)企業(yè)增加，從而降低了非貿(mào)易部門的TFP。劉丹鷺（2013）［27］也認(rèn)為，我國(guó)服務(wù)業(yè)中，國(guó)有企業(yè)多集中在生產(chǎn)率高的行業(yè)，私營(yíng)企業(yè)多集中在生產(chǎn)率低的行業(yè)，城市化進(jìn)程的加劇，可能會(huì)使得私營(yíng)企業(yè)數(shù)量大幅度增加，進(jìn)而造成非貿(mào)易部門的TFP結(jié)構(gòu)性偏低。政府對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)干預(yù)程度系數(shù)顯著為負(fù)，符合理論預(yù)期。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

系統(tǒng) GMM得出的結(jié)果是否穩(wěn)健呢？江靜等（2007）［28］認(rèn)為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與貿(mào)易部門在空間分布上具有協(xié)同定位效應(yīng)且有較強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度。因此，接下來(lái)本文利用2004—2013年我國(guó)30個(gè)省份的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)數(shù)據(jù)，再次實(shí)證檢驗(yàn)工資效應(yīng)、人力資本流動(dòng)效應(yīng)及競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)TFP的影響。服務(wù)業(yè)可以分為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和消費(fèi)性服務(wù)業(yè)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)主要是為企業(yè)和組織等生產(chǎn)者提供中間投入服務(wù)，基于此定義，本文參照姚星等（2012）［29］的做法，去掉非貿(mào)易部門中的批發(fā)和零售業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)以及住宿和餐飲業(yè)，把剩余的行業(yè)視為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)。

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)TFP、平均工資水平、人力資本及競(jìng)爭(zhēng)程度均參照上文方法，將研究對(duì)象相應(yīng)調(diào)整為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)數(shù)據(jù)。貿(mào)易自由化及其他控制變量沿用上文所用指標(biāo)來(lái)表示。采用系統(tǒng)GMM進(jìn)行實(shí)證分析，從表2中可以看出，模型均通過(guò) abond和sargan檢驗(yàn)，說(shuō)明模型的設(shè)定是合理有效的。實(shí)證結(jié)果如表2所示。

表2 貿(mào)易自由化對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)部門的生產(chǎn)率的影響

模型Ⅰ、Ⅱ中EX?lnW和IM?lnH的系數(shù)顯著為正，再次證明貨物貿(mào)易自由化可以通過(guò)工資效應(yīng)、人力資本流動(dòng)效應(yīng)對(duì)服務(wù)業(yè)的TFP產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用。模型Ⅲ中IM?COMP的系數(shù)顯著為正，表明貨物貿(mào)易自由化可以通過(guò)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)對(duì)服務(wù)業(yè)TFP產(chǎn)生顯著的正面影響。前后兩次實(shí)證檢驗(yàn)出現(xiàn)符號(hào)差異的原因，可能是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)更為充分，與貿(mào)易部門的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)更為緊密的緣故。

五、結(jié)論及政策建議

本文在闡述貨物貿(mào)易自由化通過(guò)工資效應(yīng)、人力資本流動(dòng)效應(yīng)和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)三條途經(jīng)影響非貿(mào)易部門全要素生產(chǎn)率內(nèi)在機(jī)制的基礎(chǔ)上，利用2004—2013年我國(guó)30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)，貨物貿(mào)易自由化通過(guò)工資效應(yīng)、人力資本流動(dòng)效應(yīng)對(duì)非貿(mào)易部門TFP提升起到顯著促進(jìn)作用，而競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)的結(jié)果并不顯著。以生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)為樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)貨物貿(mào)易自由化通過(guò)工資效應(yīng)、人力資本流動(dòng)效應(yīng)和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)TFP提升有顯著促進(jìn)作用。

上述結(jié)論的政策涵義是顯而易見(jiàn)的，貨物貿(mào)易自由化不僅有利于提升貿(mào)易部門的TFP，而且會(huì)對(duì)非貿(mào)易部門的TFP提升產(chǎn)生正面影響。在我國(guó)貿(mào)易自由化將進(jìn)一步深化與廣化的背景下，充分利用工資效應(yīng)、人力資本流動(dòng)效應(yīng)和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)來(lái)促進(jìn)非貿(mào)易部門TFP提升顯得十分重要。為了充分發(fā)揮工資效應(yīng)的作用，保障勞動(dòng)力在各區(qū)域和部門之間的自由流動(dòng)尤為重要，我國(guó)應(yīng)加快落實(shí)中共 “十八屆三中全會(huì)”精神，最大限度減少勞動(dòng)力流動(dòng)中地域戶籍的限制，為工人提供更多的技能培訓(xùn)與就業(yè)服務(wù)，促進(jìn)勞動(dòng)力在部門間的流動(dòng)。為了充分發(fā)揮人力資本流動(dòng)效應(yīng)的作用，我國(guó)不僅要重視貿(mào)易數(shù)量與價(jià)值量的擴(kuò)大，更要重視攜帶知識(shí)、技術(shù)、技能轉(zhuǎn)移擴(kuò)散的貿(mào)易，進(jìn)一步鼓勵(lì)不同層次的人才交流，加速不同人才層的國(guó)際化，提升人力資本水平。為充分發(fā)揮競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)的作用，我國(guó)應(yīng)進(jìn)一步放寬服務(wù)業(yè)的市場(chǎng)準(zhǔn)入，破除壟斷，簡(jiǎn)政放權(quán)，促進(jìn)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，提升貨物貿(mào)易自由化對(duì)非貿(mào)易部門TFP的促進(jìn)作用。

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