閻志軍　陳　晨（南京理工大學(xué)，南京 210094）

省際OFDI、出口貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響——基于空間杜賓模型的實(shí)證分析

閻志軍陳晨
（南京理工大學(xué)，南京 210094）

中國(guó)地域遼闊，地區(qū)差異較大，研究省際OFDI、出口貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響需重視空間因素的作用。本文基于2005～2014年我國(guó)28個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，采用空間杜賓模型，實(shí)證分析OFDI和出口貿(mào)易這兩個(gè)方面對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響。結(jié)果表明，省際OFDI、出口貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率均表現(xiàn)出空間集聚特征；OFDI與全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)呈負(fù)相關(guān)；出口對(duì)全要素生產(chǎn)率有顯著的正向效應(yīng)，并且通過(guò)空間溢出效應(yīng)顯著促進(jìn)鄰接省份全要素生產(chǎn)率的提升。因此，我國(guó)需重視技術(shù)尋求型OFDI的建設(shè)，充分考慮OFDI對(duì)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出影響，以期達(dá)到對(duì)外投資和出口貿(mào)易雙實(shí)現(xiàn)技術(shù)溢出效應(yīng)的效果。

OFDI 出口貿(mào)易 全要素生產(chǎn)率 空間杜賓模型

隨著我國(guó)“走出去”戰(zhàn)略的深入發(fā)展，各省對(duì)外投資和對(duì)外貿(mào)易均得到很大的提升。我國(guó)對(duì)外直接投資存量在2002年僅有317億美元，到2014年已達(dá)到8826.4億美元，年均增長(zhǎng)率高達(dá)33.15%。出口貿(mào)易額從2002年的3256億美元，增長(zhǎng)到2014年的23422.9億美元，年均增長(zhǎng)率為17.87%。從空間維度看，京津兩市、長(zhǎng)三角和珠三角等地區(qū)的OFDI存量和出口貿(mào)易集聚程度顯著的高于其他地區(qū)，而且可以看出這些集聚程度較高的地區(qū)及其周邊省份，其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也表現(xiàn)出集聚性。我國(guó)省際OFDI、出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在空間上為何表現(xiàn)出類(lèi)似的分布格局？地理空間因素是否影響OFDI、出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，其作用程度和效果將會(huì)如何？明確這些問(wèn)題將有助于地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)交流，對(duì)探討我國(guó)OFDI、出口貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響提供全面開(kāi)放的思維模式，對(duì)深化“走出去”戰(zhàn)略具有重要意義。

1　文獻(xiàn)綜述

全要素生產(chǎn)率作為衡量一國(guó)或地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的重要指標(biāo)，關(guān)于提高全要素生產(chǎn)率的途徑渠道得到許多學(xué)者的關(guān)注。對(duì)外投資和對(duì)外貿(mào)易對(duì)母國(guó)全要素生產(chǎn)率的影響作用問(wèn)題越來(lái)越成為我國(guó)“走出去”戰(zhàn)略研究領(lǐng)域中的重要議題。

關(guān)于發(fā)展中國(guó)家OFDI對(duì)母國(guó)的影響研究，從上世紀(jì)80年代相繼出現(xiàn)相關(guān)的投資理論，比如:Dunning的投資發(fā)展階段理論、Wells的小規(guī)模技術(shù)理論，Lall的技術(shù)地方化理論、Cantwell和Tolentino的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)升級(jí)理論等。其中技術(shù)地方化理論和技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)升級(jí)理論對(duì)發(fā)展中國(guó)家對(duì)外投資的動(dòng)機(jī)和技術(shù)溢出進(jìn)行了系統(tǒng)的論述。技術(shù)地方化理論認(rèn)為，發(fā)展中國(guó)家跨國(guó)公司通過(guò)對(duì)外直接投資，引進(jìn)成熟技術(shù)再創(chuàng)新，從而給企業(yè)帶來(lái)新的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，它強(qiáng)調(diào)了企業(yè)不是簡(jiǎn)單的模仿而是主動(dòng)的消化與創(chuàng)新。技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)升級(jí)理論，從技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)積累的角度論證了發(fā)展中國(guó)家對(duì)外直接投資受到國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和創(chuàng)新能力的影響，發(fā)展中國(guó)家通過(guò)吸收先進(jìn)技術(shù)和經(jīng)驗(yàn)創(chuàng)造自身的比較優(yōu)勢(shì)，從而提高國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)能力。比較準(zhǔn)確的詮釋了發(fā)展中國(guó)家，尤其是新興工業(yè)化國(guó)家的對(duì)外直接投資結(jié)構(gòu)的變化——由傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)向高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)變。關(guān)于對(duì)外直接投資對(duì)母國(guó)的溢出效應(yīng)可以追溯到Macdougall（1960）在研究對(duì)外直接投資對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)福利的影響時(shí)，首次探討了對(duì)外直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng)［1］。近年來(lái)國(guó)內(nèi)外學(xué)者越發(fā)重視發(fā)展中國(guó)家OFDI對(duì)母國(guó)全要素生產(chǎn)率的影響研究，但研究結(jié)論并不一致。第一類(lèi)研究結(jié)果證明OFDI促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的提高。例如，Dierk Herzer（2011）在研究發(fā)展中國(guó)家OFDI與其全要素生產(chǎn)率的關(guān)系時(shí)，發(fā)現(xiàn)多數(shù)發(fā)展中國(guó)家的OFDI對(duì)其全要素生產(chǎn)率有促進(jìn)作用，提高全要素生產(chǎn)率是增加OFDI的后果和原因，并且OFDI對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響在各國(guó)間有很大的差異［2］。白潔（2009）選取了14個(gè)國(guó)家的OFDI數(shù)據(jù)，并通過(guò)構(gòu)建國(guó)際R&D技術(shù)溢出模型實(shí)證分析了OFDI對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果顯示OFDI對(duì)全要素生產(chǎn)率有促進(jìn)作用，但不顯著［3］。另一類(lèi)則說(shuō)明OFDI對(duì)全要素生產(chǎn)率沒(méi)有促進(jìn)作用。例如，林成杰、劉天善（2011）利用實(shí)證分析IFDI、OFDI和研發(fā)投入這3個(gè)變量對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)IFDI和研發(fā)投入可以促進(jìn)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，而OFDI對(duì)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)有抑制作用［4］。

對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系一直是學(xué)術(shù)界研究的熱點(diǎn)。新貿(mào)易增長(zhǎng)理論在結(jié)合內(nèi)生增長(zhǎng)理論的基礎(chǔ)上提出，對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)了知識(shí)的國(guó)際溢出，貿(mào)易國(guó)通過(guò)出口規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)溢出效應(yīng)和學(xué)習(xí)效應(yīng)對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和全要素生產(chǎn)率有積極的提升作用。Melitz（2003）從企業(yè)效率異質(zhì)性視角出發(fā)，認(rèn)為出口企業(yè)為了從國(guó)外市場(chǎng)中獲得較高利潤(rùn)，會(huì)積極提升技術(shù)水平，迫使效率較低的企業(yè)退出市場(chǎng)，從而使得整體的生產(chǎn)率得到提高［5］。Ricardo Lopez（2005）認(rèn)為母國(guó)的出口企業(yè)會(huì)通過(guò)技術(shù)溢出效應(yīng)影響非出口企業(yè)，使得相關(guān)產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率得到提升，從而促進(jìn)整體全要素生產(chǎn)率的提升［6］。倪海青和王詠梅（2005）、胡賢旭和周春林（2014）、張坤和候維忠（2016）等的研究也表明我國(guó)出口貿(mào)易存在溢出效應(yīng)，并對(duì)省域全要素生產(chǎn)率有顯著的促進(jìn)作用［7-9］。但是也有學(xué)者對(duì)出口促進(jìn)生產(chǎn)率的結(jié)論有不同的見(jiàn)解。Wagner（2007）基于33個(gè)國(guó)家的企業(yè)層面數(shù)據(jù)的分析，發(fā)現(xiàn)出口貿(mào)易對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的提高并沒(méi)有顯著的促進(jìn)作用，高生產(chǎn)率的企業(yè)沒(méi)有表現(xiàn)出足夠的出口傾向性［10］；關(guān)兵（2010）通過(guò)對(duì)我國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的研究，表明出口的增長(zhǎng)沒(méi)有促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的發(fā)展［11］；葉明確和方瑩（2013）運(yùn)用空間杜賓模型也發(fā)現(xiàn)出口量對(duì)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)沒(méi)有顯著的影響［12］；呂品和潘沈仁（2014）采用空間計(jì)量方法實(shí)證分析了我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果同樣表明出口對(duì)全要素生產(chǎn)率沒(méi)有顯著的促進(jìn)作用［13］。

中國(guó)地域遼闊，地區(qū)差異較大，地理空間因素在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要性已得到大量的證實(shí)。遺憾的是，目前研究全要素生產(chǎn)率的影響因素多是單一視角，鮮有文獻(xiàn)考察OFDI和出口貿(mào)易兩者對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，僅有的實(shí)證研究還停留在對(duì)外直接投資企業(yè)和出口企業(yè)的生產(chǎn)率關(guān)系比較上。如慕繡如等（2015）比較分析了對(duì)外投資企業(yè)的生產(chǎn)率和出口企業(yè)的生產(chǎn)率，并通過(guò)實(shí)證分析得出對(duì)外直接投資和出口貿(mào)易存在相互促進(jìn)作用，但未指出OFDI和出口貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響作用［14］。隨著地區(qū)間要素流動(dòng)和技術(shù)合作的深入發(fā)展，忽視空間因素難以全面揭示我國(guó)省際OFDI、出口對(duì)全要素生產(chǎn)率的復(fù)雜作用機(jī)制，會(huì)低估兩者對(duì)全要素生產(chǎn)率的實(shí)際影響。因此，在研究省際OFDI、出口貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響時(shí)，引入空間地理因素可以客觀的反映經(jīng)濟(jì)事實(shí)。

為探討這一問(wèn)題，本文將利用我國(guó)28個(gè)省份2005～2014年的面板數(shù)據(jù)，在分析OFDI、出口貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率影響中引入空間地理因素，首先利用探索性空間數(shù)據(jù)考察我國(guó)OFDI、出口貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率的空間關(guān)聯(lián)特征，再通過(guò)構(gòu)建空間計(jì)量模型來(lái)分析OFDI、出口貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響作用，以期更全面地揭示OFDI、出口貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用途徑，為我國(guó)“走出去”戰(zhàn)略提供更符合實(shí)際的理論指導(dǎo)。

2　OFDI、出口貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率現(xiàn)狀及空間關(guān)聯(lián)性

2.1省際OFDI和出口貿(mào)易發(fā)展現(xiàn)狀

在全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)化的背景下，中國(guó)參與國(guó)際生產(chǎn)的程度不斷加深，對(duì)外直接投資數(shù)量呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的趨勢(shì)?！?014年度中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》顯示，2014年中國(guó)對(duì)外直接投資額達(dá)1029億美元，首次突破千億美元，同比增長(zhǎng)14.1%，繼續(xù)保持世界第3位。同時(shí)隨著“絲綢之路”經(jīng)濟(jì)帶的建設(shè)，中國(guó)企業(yè)“走出去”的步伐不斷加快。截至2014年底，中國(guó)有1.85萬(wàn)家境內(nèi)投資者設(shè)立對(duì)外直接投資企業(yè)近3萬(wàn)家，分布在全球186個(gè)國(guó)家（地區(qū)）。從過(guò)去十年的對(duì)外投資存量表中可以發(fā)現(xiàn)，我國(guó)區(qū)域?qū)ν庵苯油顿Y表現(xiàn)出明顯的地區(qū)集聚特征。以2014年為例，東部地區(qū)對(duì)外非金融類(lèi)直接投資存量為1922.4億美元，占全國(guó)總量的81.6%，分別是中、西部地區(qū)的10倍和8倍。其中，廣東省、長(zhǎng)三角地區(qū)和京津兩市的OFDI存量占地方存量的61%，反應(yīng)出我國(guó)OFDI發(fā)展具有局域集聚性的特征。

在經(jīng)濟(jì)下行壓力加大的情況下，對(duì)外貿(mào)易對(duì)一國(guó)或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有重要的支撐作用。自加入WTO以來(lái)，我國(guó)出口貿(mào)易迅猛增長(zhǎng)。2005～2014年我國(guó)出口貿(mào)易額年均增長(zhǎng)率高達(dá)17.6%。其中，2014年我國(guó)出口貿(mào)易額占全球12.2%，出口依存度達(dá)到22.5%。從地區(qū)看，東部的出口貿(mào)易額高達(dá)1.97萬(wàn)億美元，中西部地區(qū)的總出口貿(mào)易額才約占東部地區(qū)的19%。在東部地區(qū)，長(zhǎng)三角地區(qū)的出口貿(mào)易額最高（0.83萬(wàn)億美元），其次是閩粵兩?。?.76萬(wàn)億美元），京津冀地區(qū)則有0.45萬(wàn)億美元，表明地區(qū)出口貿(mào)易的集聚效果比較顯著，主導(dǎo)性省份呈現(xiàn)出局域分布形態(tài)。

2.2全要素生產(chǎn)率的測(cè)算

測(cè)算全要素生產(chǎn)率采用DEA-Malmquist指數(shù)法，其具有避免理論約束、無(wú)需假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)等優(yōu)勢(shì)。借鑒Fare（1994）的方法來(lái)測(cè)算我國(guó)的全要素生產(chǎn)率（TFP）。

t期的Malmquist指數(shù)是:

t+1期的Malmquist指數(shù)是:

則從t期到t+1期生產(chǎn)率變化的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)表示為:

目前大多數(shù)文獻(xiàn)對(duì)投入產(chǎn)出要素的選取仍依據(jù)“索洛余值”規(guī)則，其中基本投入要素包括勞動(dòng)投入量和資本存量，產(chǎn)出要素用總產(chǎn)出來(lái)表示。勞動(dòng)投入量選取全國(guó)各省份的就業(yè)人數(shù)，資本存量采用“永續(xù)盤(pán)存法”，總產(chǎn)出用全國(guó)各省份的實(shí)際GDP來(lái)表示，資本存量和總產(chǎn)出均以2005年為基期計(jì)算。

通過(guò)DEAP2.1軟件可以測(cè)算出我國(guó)28個(gè)省份的全要素生產(chǎn)率指數(shù)。由于測(cè)算出的Malmquist指數(shù)是環(huán)比指數(shù)，所以需要對(duì)指數(shù)進(jìn)行換算整理。例如本文以2005年為基期，假設(shè)2005年的全要素生產(chǎn)率是1，那么2006年的全要素生產(chǎn)率為Malmquist指數(shù)乘以2005年的TFP，以此類(lèi)推可以整理得到我國(guó)2005～2014年的全要素生產(chǎn)率變動(dòng)情況（圖1）。

從圖1可以看出:（1）除了東部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率保持基本穩(wěn)定外，其余地區(qū)均呈現(xiàn)逐步下降的趨勢(shì)。從數(shù)據(jù)上看，我國(guó)2005～2014年間全要素生產(chǎn)率平均下降了1.6%，中、西部分別下降了4.1%和2.6%，只有東部地區(qū)的TFP指數(shù)保持年均0.56%的增長(zhǎng)趨勢(shì)，這表明我國(guó)總體生產(chǎn)率沒(méi)有發(fā)生明顯的進(jìn)步。（2）地區(qū)間全要素生產(chǎn)率差異較大。以2014年為例，東部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率指數(shù)為1.05，高于全國(guó)指數(shù)0.85，分別是中、西部地區(qū)的1.54倍和1.35倍。其中，上海、浙江、北京、福建等地區(qū)的全要素生產(chǎn)率指數(shù)均超過(guò)1.20，而山西、河南、云南等省份的TFP指數(shù)在0.6左右，地區(qū)間最大差異達(dá)到了2.9倍，這說(shuō)明東部地區(qū)技術(shù)效率和生產(chǎn)率水平具有明顯的優(yōu)勢(shì)。（3）省際全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)出明顯的集聚分布特征。如表1所示，京津地區(qū)、長(zhǎng)三角地區(qū)、閩粵兩省的全要素生產(chǎn)率指數(shù)都顯著高于其他省份，表明這些地區(qū)的全要素生產(chǎn)率集聚性?xún)?yōu)于其他地區(qū)。

圖1　我國(guó)2005～2014年期間全要素生產(chǎn)率變動(dòng)趨勢(shì)

表1　排名前10的省份TFP指數(shù)均值表

2.3OFDI、出口貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率的空間自相關(guān)特征

基于我國(guó)OFDI、出口貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率在地理空間上呈現(xiàn)集聚分布的特征，借助探索性空間數(shù)據(jù)分析方法測(cè)算全域Moran’s I指數(shù)，考察變量是否存在空間自相關(guān)性。若Moran’s I的數(shù)值在0和1之間，則表明有正的空間相關(guān)性，而在-1和0之間表示有負(fù)的空間相關(guān)性。本文以鄰接矩陣作為空間權(quán)重矩陣（假設(shè)海南和廣東、廣西有共同邊界），若兩地區(qū)相鄰則賦值為1，無(wú)共同邊界就為0，構(gòu)建一個(gè)28×28的矩陣并對(duì)其標(biāo)準(zhǔn)化處理。利用Matlab7.0軟件測(cè)算出我國(guó)OFDI、出口貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率在2005～2014年期間的全域Moran’s I指數(shù)（表2）。

表2　全域Moran’s I 指數(shù)

表2結(jié)果表明，2005～2014年間我國(guó)OFDI、出口貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率的全域Moran’s I值均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，并且Moran’s I指數(shù)基本在0和1之間，這說(shuō)明省際0FDI、出口貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率都存在顯著的正向空間自相關(guān)，同時(shí)也驗(yàn)證了這3個(gè)變量的集聚分布效應(yīng)。

進(jìn)一步，以2014年為例繪制省際OFDI、出口和TFP的Moran散點(diǎn)圖（圖2）。根據(jù)圖2可知，我國(guó)省際OFDI、出口貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率都呈現(xiàn)出明顯的集聚現(xiàn)象。就lnOFDI而言，全國(guó)大部分省份的落點(diǎn)聚集在第一象限，少數(shù)落在第三、四象限，這說(shuō)明我國(guó)多數(shù)區(qū)域呈現(xiàn)高——高型局域分布特征，比如長(zhǎng)三角地區(qū)和山東、北京、天津、遼寧、福建、廣東等省份。從LnEX的Moran散點(diǎn)圖可以看出多數(shù)省份落在第一象限，說(shuō)明高——高型居于主導(dǎo)地位，即出口水平較高的省份呈現(xiàn)集聚特征。大部分省份的lnTFP在散點(diǎn)圖中處于空間正相關(guān)的區(qū)域，其中超過(guò)半數(shù)的省份落在第一象限，省份主要集中在東部沿海地區(qū)，而第三象限（低——低型）包括云南、內(nèi)蒙古、寧夏、湖南、湖北、貴州、廣西等省份，由此可見(jiàn)我國(guó)省域全要素生產(chǎn)率的主要空間特征表現(xiàn)為“高——高集聚”和“低——低集聚”。

圖2　Moran散點(diǎn)圖

通過(guò)以上分析表明，我國(guó)省際OFDI、出口貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率的全域和局域空間關(guān)聯(lián)度都比較顯著，初步證實(shí)了地理空間因素是影響省際OFDI、出口貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率關(guān)系的重要因素之一。如果忽視這種空間因素，將使研究結(jié)論偏離實(shí)際情況，所以本文將構(gòu)建空間計(jì)量模型并引入空間地理因素進(jìn)行實(shí)證分析。

3　模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說(shuō)明

3.1空間計(jì)量模型的設(shè)定

通過(guò)Moran’s I指數(shù)的檢驗(yàn)，我國(guó)省際OFDI、出口貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率存在空間相關(guān)性，因此需要借助空間計(jì)量模型來(lái)客觀反映這種空間關(guān)聯(lián)性。常用的空間計(jì)量模型包括空間滯后模型、空間誤差模型和空間杜賓模型，為了同時(shí)克服因變量和自變量的空間相關(guān)性，故采用空間杜賓模型較為合適?？臻g杜賓模型的基本形式為:

其中，W為空間權(quán)重矩陣，Wy和WX分別表示因變量和自變量的空間滯后項(xiàng)，τn為元素1的列向量。

本文從空間計(jì)量角度引入OFDI和出口貿(mào)易作為解釋變量，并分析兩者對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響。為了增加檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，需考慮模型中控制變量的作用。由新古典增長(zhǎng)理論可知，IFDI作為資本形成的來(lái)源，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著直接的影響。另外新增長(zhǎng)理論認(rèn)為，知識(shí)積累和技術(shù)研發(fā)是經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的源泉和動(dòng)力。所以加入外商直接投資、研發(fā)投入、人力資本這3個(gè)控制變量，構(gòu)建出本文采用的空間面板模型:

其中，WlnTFP代表全要素生產(chǎn)率的空間滯后項(xiàng)，WlnOFDI代表自變量OFDI的空間滯后項(xiàng)，WlnEX代表出口貿(mào)易額的空間滯后項(xiàng)，π為控制變量，包含外商直接投資、研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度、人力資本，Wlnπ代表控制變量的空間滯后項(xiàng)，β1和β2用來(lái)表示OFDI和出口貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率的直接影響程度，γ1和γ2分別表示OFDI和出口貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)強(qiáng)度。

3.2數(shù)據(jù)說(shuō)明

全要素生產(chǎn)率（TFP）沿用上文計(jì)算結(jié)果；對(duì)外直接投資（OFDI）是主要解釋變量之一，用對(duì)外直接投資存量表示；出口貿(mào)易額（EX）為各省按經(jīng)營(yíng)單位所在地分類(lèi)的出口數(shù)據(jù)；外商直接投資（IFDI）通過(guò)正向的技術(shù)溢出促進(jìn)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，用實(shí)際利用外資額來(lái)表示；研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度（RD）用各省的研發(fā)投入占其GDP的比重來(lái)表示；人力資本（H）參考彭國(guó)華（2005）的做法，采用教育年限法將受教育程度分為未上過(guò)學(xué)、小學(xué)、初中、高中、大專(zhuān)及以上，并設(shè)定平均受教育年數(shù):1.5、6、3、3、3.5年，再通過(guò)教育回報(bào)率結(jié)合公式H=exp（lnh）*L計(jì)算出人力資本［16］。其中，OFDI、EX和IFDI數(shù)據(jù)均用CPI折算成以2005年為基期的不變價(jià)格。

由于青海、新疆和西藏樣本量過(guò)小以及部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，故剔除這3個(gè)區(qū)域。本文選取2005～2014年我國(guó)28個(gè)省級(jí)單位的數(shù)據(jù)為樣本，省際OFDI來(lái)自于《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，出口貿(mào)易額、省際IFDI、GDP來(lái)自于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，研發(fā)投入來(lái)自于《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，人均受教育水平來(lái)自于《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》，相關(guān)變量描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表3。

表3　變量描述性統(tǒng)計(jì)

4　實(shí)證結(jié)果與分析

4.1總體空間杜賓面板回歸分析

以2005～2014年我國(guó)28個(gè)省市作為樣本數(shù)據(jù)，采用鄰接權(quán)重矩陣，然后使用Stata 12.0軟件進(jìn)行空間杜賓模型分析?；貧w結(jié)果見(jiàn)表4。

表4　全國(guó)層面的回歸結(jié)果

表4回歸結(jié)果表明:（1）根據(jù)R2、Sigma2和Long-likelihood的統(tǒng)計(jì)值，可以看出模型的整體擬合優(yōu)度較好，回歸結(jié)果的可信度較高；（2）對(duì)外直接投資變量（lnOFDI）的總體系數(shù)為-0.009，雖然通過(guò)了5%的顯著性水平，但是結(jié)果表明OFDI與全要素生產(chǎn)率呈負(fù)相關(guān)。這個(gè)結(jié)論與林成杰、劉天善（2011）的研究相一致，認(rèn)為我國(guó)對(duì)外投資流向大部分在亞洲和拉丁美洲等發(fā)展中國(guó)家，對(duì)低端技術(shù)行業(yè)的投資規(guī)模仍占主要地位，所以O(shè)FDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響還不明顯。其次，我國(guó)OFDI包括資源、市場(chǎng)導(dǎo)向型和技術(shù)導(dǎo)向型，目前我國(guó)技術(shù)導(dǎo)向型OFDI比例還較小，所以在數(shù)據(jù)選取上仍以總體數(shù)據(jù)來(lái)做分析，這也是導(dǎo)致OFDI對(duì)全要素生產(chǎn)率表現(xiàn)出顯著的負(fù)向效應(yīng)的原因之一。同時(shí)還應(yīng)注意到，隨著我國(guó)省際OFDI規(guī)模增速的擴(kuò)大，資金外流必然致使對(duì)國(guó)內(nèi)投資的減少，生產(chǎn)投入的減少自然會(huì)對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生消極影響。（3）出口貿(mào)易變量（lnEX）除了間接效應(yīng)通過(guò)10%顯著性檢驗(yàn)，其余均在1%顯著性水平下顯著，表明出口對(duì)全要素生產(chǎn)率的正向效應(yīng)比較顯著。從直接和間接影響可以看出，在保持其他因素不變的情況下，本地出口每增加1%，將使本地區(qū)全要素生產(chǎn)率提高0.016個(gè)百分點(diǎn)，也使其他地區(qū)增加0.011個(gè)百分點(diǎn)。這與新貿(mào)易理論相吻合，認(rèn)為出口貿(mào)易通過(guò)溢出效應(yīng)、學(xué)習(xí)效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)對(duì)全要素生產(chǎn)率有促進(jìn)作用。

從控制變量的角度看，外商直接投資（lnIFDI）沒(méi)有表現(xiàn)出顯著性，且均對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)有一定的抑制作用，說(shuō)明外資對(duì)國(guó)內(nèi)企業(yè)帶來(lái)的競(jìng)爭(zhēng)多于技術(shù)溢出。研發(fā)投入強(qiáng)度（lnRD）在1%的顯著水平下促進(jìn)整體全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，并且對(duì)本地區(qū)和其他地區(qū)都有10%的顯著影響，這也說(shuō)明研發(fā)水平具有較明顯的技術(shù)溢出效應(yīng)。人力資本（lnH）的總效應(yīng)系數(shù)為-0.036，且通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，表明人力資本對(duì)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)具有反向作用。這是由于我國(guó)的人口素質(zhì)和教育水平存在一定的問(wèn)題，只有全面提高人民的素質(zhì)和能力，加強(qiáng)教育資本投入，才能使人力資本對(duì)全要素生產(chǎn)率的發(fā)展作出積極的貢獻(xiàn)。

4.2分地區(qū)樣本的空間杜賓面板回歸分析

從橫向角度看，我國(guó)地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和生產(chǎn)率水平差異顯著，所以本文將28個(gè)省份按照東、中、西部地區(qū)分類(lèi)分別進(jìn)行區(qū)域樣本分析，以揭示我國(guó)OFDI、出口貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的區(qū)域特征。利用上述回歸模型對(duì)各區(qū)域面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，得到表5結(jié)果。

表5　分地區(qū)樣本的回歸結(jié)果

續(xù)表

從本文關(guān)注的解釋變量來(lái)看，我國(guó)省際OFDI和出口貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用路徑和影響強(qiáng)度在不同區(qū)域存在顯著差異。（1）省際OFDI在東部地區(qū)的回歸系數(shù)為0.009，而在中部和西部均為負(fù)值，這說(shuō)明省際OFDI對(duì)東部的全要素生產(chǎn)率有促進(jìn)作用，中西部則作用效果相反，但是它們的空間溢出效應(yīng)均不顯著。從直接影響和間接影響的系數(shù)上可以發(fā)現(xiàn)，省際OFDI都對(duì)本地區(qū)的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)有阻礙作用，但在東部地區(qū)內(nèi)，省際OFDI會(huì)通過(guò)空間溢出效應(yīng)促進(jìn)鄰接省份的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。（2）表征各省出口貿(mào)易溢出效應(yīng)的回歸系數(shù)值在中西部地區(qū)均為0.031，且通過(guò)1%顯著性水平檢驗(yàn)，這意味著我國(guó)省際出口貿(mào)易的空間溢出效應(yīng)在中西部地區(qū)均存在，而東部地區(qū)的系數(shù)并不顯著。具體來(lái)看，出口貿(mào)易的直接影響系數(shù)在3個(gè)地區(qū)都表現(xiàn)出顯著的正向效應(yīng)，說(shuō)明出口貿(mào)易有助于直接促進(jìn)本地全要素生產(chǎn)率的提升。而間接影響的系數(shù)則表現(xiàn)不一致，出口貿(mào)易僅在西部地區(qū)顯著促進(jìn)鄰接省份的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，中部地區(qū)不顯著，對(duì)東部地區(qū)的作用效果則相反。（3）在控制變量lnIFDI、lnRD、lnH中。省際IFDI僅在中部地區(qū)對(duì)本地全要素生產(chǎn)率有促進(jìn)效果，并對(duì)鄰接省份的溢出效應(yīng)高度顯著；東部省份的研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)本地全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)貢獻(xiàn)顯著，西部地區(qū)則是對(duì)鄰接省份有顯著的溢出效應(yīng)；3個(gè)地區(qū)的人力資本都對(duì)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)產(chǎn)生了抑制作用。

5　結(jié) 論

在我國(guó)“走出去”戰(zhàn)略穩(wěn)步發(fā)展、國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)下行壓力持續(xù)加大的背景下，系統(tǒng)研究我國(guó)OFDI、出口貿(mào)易對(duì)國(guó)內(nèi)全要素生產(chǎn)率的影響具有重要的現(xiàn)實(shí)意義?？紤]到OFDI和出口貿(mào)易的溢出效應(yīng)和生產(chǎn)率的空間依賴(lài)性，所以在效應(yīng)研究中需要引入空間地理因素。本文基于我國(guó)2005～2014年28個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，考察了全要素生產(chǎn)率指數(shù)和空間相關(guān)性，運(yùn)用空間杜賓模型從全國(guó)和地區(qū)層面分別分析了我國(guó)OFDI、出口貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響。主要結(jié)論如下:

（1）現(xiàn)階段我國(guó)省際OFDI對(duì)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)沒(méi)有顯著影響。沒(méi)有形成顯著溢出效應(yīng)的原因可能有:①我國(guó)OFDI流向集中于發(fā)展中國(guó)家，投資低附加值產(chǎn)業(yè)的占比較高，所以我國(guó)OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)率的影響還不顯著；②我國(guó)對(duì)外投資以資源和市場(chǎng)獲取型為主，技術(shù)導(dǎo)向型OFDI規(guī)模相對(duì)較小，而且從技術(shù)獲取到影響國(guó)內(nèi)生產(chǎn)率存在一定的滯后性，所以O(shè)FDI的空間溢出效應(yīng)難以達(dá)到預(yù)期的結(jié)果。

（2）出口貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)有顯著的正向效應(yīng)，并且直接促進(jìn)本地全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，其中在西部地區(qū)對(duì)鄰接省份有顯著的促進(jìn)作用。這說(shuō)明出口貿(mào)易的發(fā)展與全要素生產(chǎn)率已形成正向的激勵(lì)關(guān)系，但應(yīng)注意到出口對(duì)東、中部鄰接省份的溢出作用并不顯著。

結(jié)合上述結(jié)論，本文提出幾點(diǎn)政策建議:（1）把技術(shù)導(dǎo)向型OFDI作為深化“走出去”戰(zhàn)略的重要工作，鼓勵(lì)國(guó)內(nèi)企業(yè)向國(guó)外先進(jìn)產(chǎn)業(yè)集群投資，完善技術(shù)投資項(xiàng)目的政策支持。出口貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率的提升作用明顯，所以各省應(yīng)積極參與到國(guó)際化生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)中，充分利用出口溢出效應(yīng)來(lái)提升自身技術(shù)水平，從而促進(jìn)整體全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。另外，重視教育投入和人才培養(yǎng)，以及增強(qiáng)自我研發(fā)水平，對(duì)全要素生產(chǎn)率的提高也有積極的推動(dòng)作用。（2）各省份的全要素生產(chǎn)率存在明顯的空間相關(guān)性，即某一地區(qū)的TFP與相鄰省份的TFP具有密切的聯(lián)系。因此，我國(guó)各省份間應(yīng)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)合作和技術(shù)交流，摒棄地域行政的限制。同時(shí)，生產(chǎn)率高度發(fā)達(dá)的東部省份應(yīng)當(dāng)起牽頭作用，帶動(dòng)內(nèi)陸省份TFP增長(zhǎng)，加快區(qū)域間技術(shù)、知識(shí)等要素的流動(dòng)，實(shí)現(xiàn)區(qū)域內(nèi)資源優(yōu)化與協(xié)調(diào)發(fā)展。

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Influence of Inter-Province OFDI and Export Trade on T otal Factor Productivity——An Analysis Based on The Spatial Panel Durbin Model

Yan Zhijun Chen Chen
（Nanjing University of Science and Technology，Nanjing 210094，China）

Because of China’s vast territory and regional differences，a study of the influence of inter-province OFDI and export trade on total factor productivity requires a full consideration of spatial factors.Based on the panel data of 28 provinces of China in 2005-2014，this paper uses the spatial data model to analyze the impact of OFDI and export trade on the total factor productivity in two aspects. The results reveal that each of the provincial OFDI，export trade and total factor productivity shows an obvious spatial agglomeration feature；OFDI has negative correlation with TFP growth；exports have significant positive effect on total factor productivity，and promote the total factor productivity of adjacent provinces significantly through the spatial spillover effects.Therefore，our country should pay attention to the construction of technology-seeking OFDI，and fully consider the impact of OFDI on the spatial spillover of domestic economic growth in order to achieve the technology spillover effects of both OFDI and export trade.

OFDI；export trade；total factor productivity；Spatial Durbin model

10.3969/j.issn.1004-910X.2016.11.009

F746.12

A

2016—07—05

江蘇省社會(huì)科學(xué)基金“中國(guó)‘走出去’戰(zhàn)略在東盟面臨的風(fēng)險(xiǎn)及對(duì)策研究”（項(xiàng)目編號(hào):CWZ201410）；廣西大學(xué)中國(guó)——東盟研究院招標(biāo)課題（重點(diǎn)項(xiàng)目）。

閻志軍，南京理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授。研究方向:國(guó)際貿(mào)易政策與措施、國(guó)際投資運(yùn)營(yíng)與風(fēng)險(xiǎn)管理。陳晨，南京理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院在讀碩士研究生。研究方向:國(guó)際投融資管理。

（責(zé)任編輯:王 平）