劉 威，丁一兵，關(guān) 然

(1.吉林財經(jīng)大學 吉林經(jīng)濟研究中心，長春 130117；2.吉林大學 經(jīng)濟學院，長春 130012；3.烏克蘭基輔大學 國際關(guān)系學院，烏克蘭 基輔)

內(nèi)容提要：通過構(gòu)建內(nèi)生增長模型考察進口復雜度對全要素生產(chǎn)率的影響，并測算中國進口復雜度和進口密度，實證檢驗中國進口貿(mào)易結(jié)構(gòu)對工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。研究結(jié)果表明：在全世界范圍內(nèi)，中國進口復雜度的提升促進了全要素生產(chǎn)率和技術(shù)進步的增長，對技術(shù)效率影響不明顯；在“一帶一路”沿線國家范圍內(nèi)，中國進口復雜度的提升并沒有提高全要素生產(chǎn)率和技術(shù)進步的增長，對技術(shù)效率為負向影響；無論在全世界范圍內(nèi)還是“一帶一路”沿線國家范圍內(nèi)，中國進口密度對全要素生產(chǎn)率的影響均為正向顯著。因此，中國應(yīng)依托國內(nèi)的消費市場，重點調(diào)整對“一帶一路”沿線國家的進口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，擴大“一帶一路”沿線國家的制造業(yè)進口，以此帶動中國工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

近年來，“一帶一路”沿線國家已成為中國重要的進口來源國。深入理解進口貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)對全要素生產(chǎn)率的影響機制，深化中國同“一帶一路”沿線國家進口貿(mào)易合作具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。全要素生產(chǎn)率是衡量一國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的重要指標，進口貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)和競爭效應(yīng)又被認為是影響全要素生產(chǎn)率變動的主要因素之一，調(diào)整進口貿(mào)易結(jié)構(gòu)以推動全要素生產(chǎn)率的提高是中國開放型經(jīng)濟條件下實現(xiàn)制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵之一。關(guān)于進口貿(mào)易結(jié)構(gòu)對全要素生產(chǎn)率的影響，已有文獻從多個角度研究進口貿(mào)易結(jié)構(gòu)對全要素生產(chǎn)率的影響，本文基于產(chǎn)品空間理論和能力理論的進口復雜度和進口密度視角，嘗試將進口復雜度和進口密度納入內(nèi)生增長模型，從理論上闡釋其對全要素生產(chǎn)率的影響機制，并通過實證進行檢驗，以期對中國調(diào)整同“一帶一路”沿線國家的進口貿(mào)易結(jié)構(gòu)提供參考。

一、研究模型的提出

盡管進口貿(mào)易作為技術(shù)溢出途徑得到諸多學者認可，但是發(fā)展中國家通過進口渠道提升全要素生產(chǎn)率或者技術(shù)水平還需要一定的適宜性[1]，如果進口國不能引進與本國要素稟賦結(jié)構(gòu)相適宜的技術(shù)，那么進口國未來在生產(chǎn)該進口產(chǎn)品時不一定會達到與出口國相一致的生產(chǎn)率[2]。根據(jù)產(chǎn)品空間理論和能力理論進行推斷，如果進口產(chǎn)品與進口國產(chǎn)品空間中更復雜、密度更高的產(chǎn)品區(qū)域相關(guān)聯(lián)，則有利于進口國生產(chǎn)鄰近行業(yè)中復雜度更高的產(chǎn)品，隨著進口國生產(chǎn)復雜產(chǎn)品能力的提升，行業(yè)全要素生產(chǎn)率也將逐漸提高。因此，本文構(gòu)建研究框架如下：

假設(shè)每個國家為c=1，2，…，n，勞動力規(guī)模固定在Lc水平，國家c的平均人力資本水平為hc，為了簡單起見，在所有的行業(yè)中hc為常數(shù)。人力資本在非休閑時間分配給生產(chǎn)的份額為：λc∈[0，1]， 1-λc份額用于人力資本的積累，經(jīng)濟增長中長期投資人力資本是關(guān)鍵的驅(qū)動因素。固定資本為K，進口復雜度溢出效應(yīng)為eαczi，生產(chǎn)函數(shù)Q為Cobb-Douglas生產(chǎn)方程，表述如下：

(1)

其中每個國家具有一個連續(xù)的行業(yè)i，被均勻地分布在單位區(qū)間[0，1]：i～U[0，1]。每個行業(yè)的進口復雜度由參數(shù)zi表示(zi>0)，進口行業(yè)的復雜性決定了在該國產(chǎn)品空間的位置，進口復雜度越高的產(chǎn)品與該國產(chǎn)品空間中越先進的生產(chǎn)技術(shù)相聯(lián)系。但進口國模仿更具復雜性的生產(chǎn)技術(shù)意味著更復雜的分工，因為涉及生產(chǎn)中任務(wù)數(shù)量的增加，越來越復雜的任務(wù)可能會產(chǎn)生專業(yè)分工的收益，也可能會降低他們主動生產(chǎn)的積極性，或者會對國內(nèi)資本配置造成影響。從積極的方面來看，進口復雜度的提升為他們提供促進技能學習和積累人力資本的機會；從消極的方面來看，導致生產(chǎn)試錯次數(shù)和難度的增加加深了生產(chǎn)可能失敗的風險，學習更復雜的技術(shù)需要面對更大的失敗風險①。因此，進口復雜度越高意味著對未來經(jīng)濟影響可能存在一個不確定的結(jié)果。

φc(zi)是國家c進口復雜度密度函數(shù)。c國總產(chǎn)量為：

(2)

為了分析方便，本文假設(shè)c國進口復雜度zi服從一般伽瑪分布：zi～Gamma(kc,βc)，同時有參數(shù)Kc>0，βc>0，具體表示如下：

(3)

將(1)和(3)代入(2)中，c國的產(chǎn)出水平可以表示為：

(4)

基于Lucas(1988)[4]，人力資本的形成方程為：

(5)

其中，μc>0表示為c國人力資本培訓體系的有效性。根據(jù)人力資本的初始水平，相對于Lucas的初始人力資本模型，現(xiàn)在人力資本的形成包括了平均進口復雜度zc作為積累方程的參數(shù)之一。

產(chǎn)出增長可寫為：

(6)

瞬間產(chǎn)出增長率為：

(7)

全要素生產(chǎn)率增長率為：

(8)

根據(jù)(8)式，在生產(chǎn)函數(shù)中參數(shù)αc=θc-δc，如果αc為負值，即如果θc<δc以及專業(yè)化收益在O形環(huán)的作用中占主導地位，增加的進口復雜性對全要素生產(chǎn)率是負面影響。反之，對全要素生產(chǎn)率為正向影響，接下來將通過實證分析進行檢驗。

二、數(shù)據(jù)的測算

(一)全要素生產(chǎn)率測算

隨著面板數(shù)據(jù)作為全要素生產(chǎn)率研究對象的文獻增多，目前主流的測算方法主要包括數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)和隨機前沿分析(SFA)等。Beveren(2012)、田友春等(2017)[5-6]通過檢驗不同TFP測算方法結(jié)果的“一致性”和“穩(wěn)健性”，研究發(fā)現(xiàn)如果是基于宏觀行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，相比于參數(shù)方法SFA，非參數(shù)方法DEA是更為適合的測算方法，因為基于細分行業(yè)截面，參數(shù)方法生產(chǎn)技術(shù)同質(zhì)性的假定是一個很強的假設(shè)，這將導致把本屬于行業(yè)之間生產(chǎn)技術(shù)的差異歸于殘差項之中，因此本文采用DEA-Malmquist方法進行測算。Malmquist指數(shù)通過計算每個觀測點相對于普通技術(shù)的距離的比值來測算全要素生產(chǎn)率的變化。F?re等人(1994)[7]將Malmquist指數(shù)分解為兩個方面的變化：一是被評價DMU在兩個時期內(nèi)的技術(shù)效率變化(Technical Efficiency Change，EC)；二是生產(chǎn)技術(shù)的變化(Technological Change，TC)，在DEA分析中反映生產(chǎn)前沿的變動情況。

實際應(yīng)用中選擇MaxDEA 7 Ultra軟件進行測算，在測算Malmquist全要素生產(chǎn)率及其分解為時選擇傳統(tǒng)的雙投入、單產(chǎn)出方式來計算。其中，投入包括資本投入和勞動力投入，產(chǎn)出以工業(yè)增加值來表示?；凇吨袊y(tǒng)計年鑒》中的分類，工業(yè)行業(yè)劃分為34個行業(yè)②。數(shù)據(jù)處理過程如下：

1．資本投入。資本投入用資本存量來衡量，由于它的數(shù)據(jù)不同于產(chǎn)出和勞動數(shù)據(jù)可能直接獲得，要進行科學的估算。根據(jù)現(xiàn)有文獻，資本存量采用通用的永續(xù)盤存方法估算[8-9]，這樣的方法會使得全要素生產(chǎn)率的計算結(jié)果更加準確。具體計算公式為：

Kit=(1-δit)Kit-1+Iit

其中Kit表示i行業(yè)在第t年的資本存量，δit為i行業(yè)在第t年的資本折舊率，Iit為i行業(yè)在第t年的投資額。

資本折舊率δit=本年折舊/固定資產(chǎn)原值t-1。

如果未公布本年折舊的，則本年折舊t=累計折舊t-累計折舊t-1。

累計折舊t=固定資產(chǎn)原值t-固定資產(chǎn)凈值t

最后，利用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行平減。由于固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)并沒有提供分行業(yè)數(shù)據(jù)，只能采用統(tǒng)一的全行業(yè)固定資產(chǎn)投資價格數(shù)據(jù)對各個行業(yè)現(xiàn)價進行平減，基年為1998年。

2．勞動力投入?？紤]到數(shù)據(jù)可得性，本文以行業(yè)從業(yè)人員年平均人數(shù)代表勞動投入。2012-2014年從業(yè)人數(shù)由于《中國統(tǒng)計年鑒》不再提供，按照《中國勞動統(tǒng)計年鑒》中的分行業(yè)數(shù)據(jù)匯總得出。

3．工業(yè)增加值。數(shù)據(jù)來源于歷年《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》、各省份統(tǒng)計年鑒、《中國經(jīng)濟普查年鑒》，以及中華人民共和國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。從2012年起國家將“橡膠和塑料制品業(yè)”拆分為“橡膠制品業(yè)”和“塑料制品業(yè)”，考慮到本文研究所使用的數(shù)據(jù)中只涉及三年新的行業(yè)劃分標準，仍然按照2002年的行業(yè)劃分標準進行相應(yīng)地拆分和歸并處理。其中，2004年工業(yè)增加值根據(jù)2003年工業(yè)總產(chǎn)值和2004年工業(yè)總產(chǎn)值比例計算得出。

(二)進口復雜度測算

產(chǎn)品復雜度越高，產(chǎn)品中所包含的知識技術(shù)含量越高。Hausmann和Hidalgo(2010)[10]提出了基于國家能力理論的反射法，他們認為產(chǎn)品是由非貿(mào)易生產(chǎn)投入(能力)構(gòu)成的，不同國家擁有的能力數(shù)量和具體組合不同，不同產(chǎn)品也需要不同的能力組合。擁有更多能力的國家可以出口(生產(chǎn))更多種類的產(chǎn)品，而更復雜的產(chǎn)品需要更多的能力才能出口(生產(chǎn))，只有少數(shù)具備較多能力的國家才能出口(生產(chǎn))。Tacchella 等(2013)[11]在反射法基礎(chǔ)上又進行部分改進，提出了基于非線性的適合度迭代方法來計算產(chǎn)品復雜度。適合度法已被部分學者證明相比Hausmann和Hidalgo(2010)[10]的反射法更具一定科學性，但和反射法最后計算出來的產(chǎn)品復雜度整體排序相差不大[12]。

進口行業(yè)復雜度的計算公式如下：

(9)

(三)進口密度測算

在計算進口密度之前需要計算基于產(chǎn)品空間理論下的產(chǎn)品鄰近度，產(chǎn)品鄰近度是產(chǎn)品空間在測量產(chǎn)品與產(chǎn)品之間距離的方法，產(chǎn)品鄰近度并沒有使用任何先驗的表示產(chǎn)品之間相似性方面的測量，而是以各國出口產(chǎn)品的結(jié)果導向為基礎(chǔ)。產(chǎn)品空間的主要思想是通過識別國家已經(jīng)具備比較優(yōu)勢的各種出口產(chǎn)品，來反向揭示產(chǎn)品之間特定生產(chǎn)稟賦的相似性。

具體如公式(10)所示，Hausmann和Klinger(2007)[14]把成對的出口條件概率最小值表示為產(chǎn)品鄰近度，公式(11)中Pr(i|j)為產(chǎn)品j被出口時產(chǎn)品i也被出口的概率，Pr(j|i)為產(chǎn)品i被出口時產(chǎn)品j也被出口的概率。當國家c出口的產(chǎn)品i和j分別具有顯性比較優(yōu)勢(RCA>1)時，RCAc(i)和RCAc(j)等于1；當國家c出口的i和j同時具有比較優(yōu)勢時，RCAc(i|j)和RCAc(j|i)等于1。因此，Pr(i|j)是產(chǎn)品i和j同時具有顯示性比較優(yōu)勢的國家數(shù)量，與產(chǎn)品i單獨具有顯性比較優(yōu)勢的國家數(shù)量之比，Pr(j|i)同理。

φi,j,t=min[Pr(i|j),Pr(j|i)]

(10)

(11)

進口產(chǎn)品密度可以理解為用來衡量一個國家整體進口籃子中，一種進口產(chǎn)品與其他產(chǎn)品的聚集程度，也可以理解為一個國家進口籃子中目前不具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)品，在未來可以轉(zhuǎn)變?yōu)榫哂斜容^優(yōu)勢產(chǎn)品的能力，計算過程為進口產(chǎn)品i與所有產(chǎn)品j的鄰近度之和作為分母，進口產(chǎn)品i與該國所有具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)品鄰近度之和為分子，兩者相除即為進口產(chǎn)品密度，公式(12)中xi,c,t為t時期c國進口產(chǎn)品i的顯示性比較優(yōu)勢，設(shè)定RCA>1時，xi,c,t表示為1，否則表示為0。

(12)

(13)

進口行業(yè)密度參考李月(2012)[15]的處理方法，將SITC3類產(chǎn)品歸類為具體行業(yè)，并計算出行業(yè)中所有產(chǎn)品密度的均值即為行業(yè)密度。同樣，中國進口“一帶一路”沿線國家的行業(yè)密度則將樣本改為沿線62個國家，計算出“一帶一路”沿線國家范圍內(nèi)的進口產(chǎn)品密度，再按行業(yè)將所有產(chǎn)品歸類后求出每個行業(yè)的產(chǎn)品密度均值，最后得出中國進口“一帶一路”沿線國家的行業(yè)密度。

三、實證分析過程

(一)計量模型設(shè)定

為了檢驗全世界樣本和“一帶一路”樣本對全要素生產(chǎn)率的影響，本文設(shè)定如下兩個基礎(chǔ)計量模型：

lngi,t=α0+β0lngi,t-1+β1lnimcomi,t-1+β2lnimmidui,t-1+γContr+ηi,t+εi,t

(14)

lngi,t=α0+β0lngi,t-1+β1lnyyimcomi,t-1+β2lnyyimmidui,t-1+γContr+ηi,t+εi,t

(15)

其中l(wèi)ngi，t表示為全要素生產(chǎn)率增長指數(shù)，分別用歷年行業(yè)全要素生產(chǎn)率(MI)、技術(shù)進步(TC)和技術(shù)效率(TE)的增長指數(shù)對數(shù)來表示，i表示34個工業(yè)行業(yè)，t表示時間，選取范圍為1998-2015年期間，gi，t-1為滯后一期增長指數(shù)，imcomi,t-1為滯后一期進口行業(yè)復雜度，immidui，t-1為滯后一期的進口行業(yè)密度，yyimcomi,t-1為滯后一期進口“一帶一路”沿線國家的行業(yè)復雜度，yyimmidui,t-1為滯后一期進口“一帶一路”沿線國家行業(yè)密度。Contr為控制變量，ηi,t、εi,t分別為各行業(yè)的個體效應(yīng)與其他干擾項。

(二)其他變量選擇

1.進口滲透率(imrat)。本文采用進口滲透率代表行業(yè)貿(mào)易自由化的程度，用以控制其對行業(yè)全要素的影響。進口滲透率表示為行業(yè)進口額與行業(yè)總產(chǎn)出的比值，“一帶一路”進口滲透率(yyimrat)表示為中國進口“一帶一路”沿線國家行業(yè)額與行業(yè)總產(chǎn)出的比值。

2.出口滲透率(exmrat)。企業(yè)異質(zhì)性理論認為出口企業(yè)可通過“自我選擇效應(yīng)”和“出口學習效應(yīng)”促進全行業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高[16]。出口滲透率表示為行業(yè)出口額與行業(yè)總產(chǎn)出的比值，“一帶一路”出口滲透率(yyexrat)表示為中國出口“一帶一路”沿線國家行業(yè)額與行業(yè)總產(chǎn)出的比值。

3.企業(yè)規(guī)模(qygm)。熊彼特的“創(chuàng)新假說”認為企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)的專業(yè)化創(chuàng)新能力越強，可能會對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生促進作用，但也有研究認為規(guī)模企業(yè)對技術(shù)創(chuàng)新的影響并不是持續(xù)增加的，因此對生產(chǎn)率的影響也不一定是積極的。本文利用行業(yè)不變增加值與行業(yè)企業(yè)個數(shù)之比來表示企業(yè)規(guī)模。

4.研發(fā)密度(rd)。研發(fā)投入可以對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生直接的影響，也會間接影響到人力資本技術(shù)水平的積累，進而影響到進口產(chǎn)品技術(shù)溢出。本文以工業(yè)行業(yè)歷年的技術(shù)開發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出總額與行業(yè)總產(chǎn)出比值的對數(shù)作為研發(fā)密度的替代變量。

5.資本密度(zblab)。資本密度可以很大程度上解釋索洛剩余法計算出來的全要素生產(chǎn)率的變動，本文雖然沒有采用索洛剩余法計算全要素生產(chǎn)率，但是加入資本密度可控制其對全要素生產(chǎn)率的影響。本文利用每個行業(yè)的資本投入量除以從業(yè)人數(shù)來表示資本密度。

表1 歷年工業(yè)行業(yè)參數(shù)平均值及其標準差

(三)描述性分析

從表1可以看出1999-2015年期間中國34個工業(yè)行業(yè)的全要素生產(chǎn)率增長值均為正，平均增長8%，技術(shù)進步平均增長11%，技術(shù)效率平均增長1%。由此可見，34個行業(yè)的全要素生產(chǎn)率增長主要來源于各行業(yè)的技術(shù)進步，而技術(shù)效率的低速增長延緩了全要素生產(chǎn)率的增長。在此期間進口滲透率在2003年達到最高的0.36，此后逐年下降；出口滲透率在2003年達到0.32，此后也逐年下降。這說明各行業(yè)在保持全要素增長的同時，進出口已經(jīng)從量變轉(zhuǎn)變?yōu)橘|(zhì)變；研發(fā)密度是由行業(yè)技術(shù)開發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出總額與工業(yè)行業(yè)總產(chǎn)值的比值，行業(yè)的研發(fā)投入與行業(yè)總產(chǎn)值保持一致增長，說明研發(fā)投入隨著工業(yè)總產(chǎn)值的增長逐年增加，但研發(fā)投入增長速度不及工業(yè)總產(chǎn)值的增長速度；企業(yè)產(chǎn)出總體保持穩(wěn)速的增長，在2015年達到最高值2.65，說明企業(yè)規(guī)模呈現(xiàn)連年不斷攀升的趨勢；資本密度(固定資本勞動比)在2011年達到最高峰21.16后逐年下降，說明在2011年之前資本增長的速度快于勞動的增長。

為了考察工業(yè)行業(yè)進口復雜度、進口密度與全要素生產(chǎn)率之間的相關(guān)性，分別繪制了中國1998-2015年期間進口復雜度與全要素生產(chǎn)率和進口密度與全要素生產(chǎn)率的散點圖。如圖1所示，散點為進口復雜度和進口密度的對數(shù)，擬合線為全要素生產(chǎn)率的對數(shù)，其中，圖1(a)為全世界樣本下進口復雜度對數(shù)與全要素生產(chǎn)率的散點擬合圖，圖1(b)為“一帶一路”樣本下進口復雜度對數(shù)與全要素生產(chǎn)率的散點擬合圖，圖1(c)為全世界樣本下進口密度對數(shù)與全要素生產(chǎn)率的散點擬合圖，圖1(d)為“一帶一路”樣本下進口密度對數(shù)與全要素生產(chǎn)率的散點擬合圖。在全樣本中，從圖1(a)中可以看出進口復雜度與全要素生產(chǎn)率之間存在正相關(guān)關(guān)系，初步表明進口復雜度的提升能夠促進全要素生產(chǎn)率的增長；在圖1(b)“一帶一路”樣本中，進口復雜度與全要素生產(chǎn)率之間的正相關(guān)關(guān)系并不明顯，初步表明 “一帶一路”沿線國家的進口復雜度提升并沒有有效促進國內(nèi)行業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長；在圖1(c)和圖1(d)中可以看出，無論是全世界樣本還是“一帶一路”樣本，進口密度與全要素生產(chǎn)率之間存在著正相關(guān)關(guān)系，說明進口密度的提升能夠促進行業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長。

圖1 進口行業(yè)復雜度與全要素生產(chǎn)率散點分布

(四)實證分析

如表2所示，在實證分析之前對時間序列的非平穩(wěn)性進行檢驗，根據(jù)Multivariate Augmented Dickey-Fuller面板單位根檢驗后，所有變量的MADF值均超過了5%的顯著性水平，拒絕原假設(shè)，所有變量均可視為平穩(wěn)變量；同時，再考察方程中所有變量是否存在共線性，通常情況下0

表2 自變量的膨脹因子VIF值及面板單位根檢驗結(jié)果

經(jīng)過實證檢驗后，表3為Malmquist生產(chǎn)率增長指數(shù)回歸結(jié)果。從方程(1)-(3)來看，中國進口全世界復雜度的提升均促進了Malmquist生產(chǎn)率增長和技術(shù)進步增長，但對技術(shù)效率的影響卻不顯著，進口密度促進了全要素生產(chǎn)率的增長，但對技術(shù)進步和技術(shù)效率的影響都不顯著。從方程(4)-(6)來看，中國進口“一帶一路”沿線國家的復雜度提升對Malmquist生產(chǎn)率增長和技術(shù)進步增長均不顯著，對技術(shù)效率的影響顯著負，中國同“一帶一路”沿線國家進口密度促進全要素生產(chǎn)率的增長，但是對技術(shù)進步和技術(shù)效率均不顯著。隨著進口復雜度的提升，中國進口產(chǎn)品的技術(shù)溢出在全世界范圍內(nèi)對技術(shù)進步和全要素生產(chǎn)率具有“正溢出效應(yīng)”，而且生產(chǎn)率的增長主要來源于技術(shù)進步的提升，進口復雜度的提升主要體現(xiàn)為技術(shù)引進，比如新設(shè)備的使用和新技術(shù)的應(yīng)用，而國內(nèi)產(chǎn)生的競爭效應(yīng)對技術(shù)效率的提升作用還不明顯。在“一帶一路”沿線國家范圍內(nèi)，中國主要以進口能源類產(chǎn)品為主，進口復雜度較低，進口品帶來的國際技術(shù)溢出對于推動全要素生產(chǎn)率的提升具有較大局限性，因此進口貿(mào)易結(jié)構(gòu)需要進行相應(yīng)的調(diào)整，中國同“一帶一路”沿線國家應(yīng)擴大制造業(yè)產(chǎn)品進口，雖然“一帶一路”沿線國家的進口品質(zhì)量不一定很高，但“一帶一路”沿線國家生產(chǎn)的低技術(shù)產(chǎn)品具有低成本的價格優(yōu)勢，而且中國國內(nèi)正面臨產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的壓力。在此環(huán)境下，逐步擴大進口 “一帶一路”沿線國家中低技術(shù)產(chǎn)品，發(fā)揮“一帶一路”沿線國家比較優(yōu)勢的制造業(yè)發(fā)展，有利于中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)低技術(shù)行業(yè)向高技術(shù)行業(yè)轉(zhuǎn)型升級。無論在全世界范圍內(nèi)還是“一帶一路”沿線國家范圍內(nèi)，進口密度對技術(shù)進步和技術(shù)效率都不顯著，對全要素生產(chǎn)率有促進作用，說明進口密度主要通過節(jié)約成本和資源配置效率的提升來促進全要素生產(chǎn)率的增長。

表3 進口復雜度對全要素生產(chǎn)率的影響

表3 (續(xù))

表4 穩(wěn)健性檢驗

表3的控制變量具體表現(xiàn)為在全世界范圍內(nèi)進口滲透率正向促進全要素生產(chǎn)率的提高和技術(shù)進步，但是對技術(shù)效率影響不顯著，可以理解為工業(yè)企業(yè)利用這些進口的先進技術(shù)和機器設(shè)備直接獲得技術(shù)，促進全要素生產(chǎn)率的提高。但是，只注重技術(shù)產(chǎn)品的模仿而忽視了企業(yè)軟實力的提升，導致技術(shù)效率水平仍然難以提升。出口滲透率對全要素的影響無論在全世界范圍還是“一帶一路”沿線國家范圍均表現(xiàn)顯著，可以理解為出口企業(yè)的競爭壓力和學習效應(yīng)，以及出口企業(yè)對國內(nèi)非出口企業(yè)的帶動作用均有利于促進行業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。研發(fā)投入對技術(shù)進步影響超過對全要素生產(chǎn)率的影響，對技術(shù)效率促進作用不明顯，說明研發(fā)投入主要依靠技術(shù)更新或者購買先進設(shè)備等來提高國內(nèi)的生產(chǎn)率，更多體現(xiàn)在技術(shù)的更新與人力資本的適應(yīng)性提升，但是無法有效體現(xiàn)出管理效率的提高。企業(yè)規(guī)模對全要素生產(chǎn)率增長和技術(shù)進步起到負向影響，說明規(guī)模企業(yè)總體上未體現(xiàn)上促進研發(fā)活動對全要素生產(chǎn)率的正面效應(yīng)。資本強度顯著促進生產(chǎn)率和技術(shù)的增長，對技術(shù)效率沒有起到促進作用，可理解為每年投入的資本品也代表著技術(shù)的更替，投入的固定資本帶動了技術(shù)水平的提高，所以資本勞動比率提升起到了推動技術(shù)進步的作用。

(五)穩(wěn)健性檢驗

為了驗證模型結(jié)論的穩(wěn)健性，考慮到Tacchella et al. (2013)[11]適合度法計算的進口復雜度對全要素影響可能存在偏誤，本文采用反射法計算進口復雜度對全要素生產(chǎn)率的影響重新進行了檢驗[10]。從表4中可以看出，無論是全體樣本還是“一帶一路”沿線國家樣本，進口復雜度對全要素生產(chǎn)率的影響結(jié)果，以及控制變量的表現(xiàn)與表3基本一致，因此一定程度上可以說明表3的實證分析結(jié)果是穩(wěn)健的。

四、結(jié)論

本文將進口復雜度和進口密度納入到內(nèi)生增長模型，并實證分析了進口復雜度和進口密度在促進全要素生產(chǎn)率增長中的影響作用。從回歸結(jié)果來看，基于全世界樣本的中國進口復雜度提升顯著地促進了全要素生產(chǎn)率的增長和技術(shù)進步增長，但是對技術(shù)效率的影響卻是不顯著的，說明進口復雜度的提升對全要素生產(chǎn)率的促進作用主要是通過進口品帶來的技術(shù)創(chuàng)新或者中間投入品的直接使用帶來的行業(yè)技術(shù)進步，由于技術(shù)效率的提升主要體現(xiàn)在管理、制度等軟技術(shù)的創(chuàng)新，物化的進口復雜度提升沒有有效轉(zhuǎn)化為管理效率或者生產(chǎn)效率?；凇耙粠б宦贰毖鼐€國家樣本的進口復雜度，沒有促進全要素生產(chǎn)率的提高，對技術(shù)效應(yīng)影響為負向顯著，說明進口“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易結(jié)構(gòu)還沒有明顯起到促進技術(shù)進步的作用。進口密度在全世界范圍內(nèi)和“一帶一路”沿線國家范圍內(nèi)均促進全要素生產(chǎn)率的提升，而且影響效應(yīng)基本一致，說明進口貿(mào)易結(jié)構(gòu)從節(jié)約成本和配置效率角度均起到一定促進作用。

本文的研究結(jié)果有著較強的政策啟示：中國從“一帶一路”沿線國家進口主要以資源品和初級品為主，占用國內(nèi)過多資源，資源品和能源品自身技術(shù)溢出效應(yīng)也不明顯，導致影響全要素生產(chǎn)率的提升。因此政府在擴大“一帶一路”沿線國家進口貿(mào)易的同時，還要充分重視進口貿(mào)易結(jié)構(gòu)構(gòu)成，既要充分尊重市場對經(jīng)濟資源的自發(fā)調(diào)節(jié)，充當好市場規(guī)則的維護者和制定者，也要對“一帶一路”沿線國家的進口貿(mào)易結(jié)構(gòu)及時進行政策調(diào)節(jié)。不要偏面?zhèn)戎貜摹耙粠б宦贰毖鼐€國家進口高復雜度的能源類產(chǎn)品，而是要積極鼓勵同“一帶一路”沿線國家進口制造類產(chǎn)品，比如勞動密集型消費品等，這類產(chǎn)品是“一帶一路”眾多國家的出口主體，又是中國比較優(yōu)勢逐漸下降的行業(yè)。擴大同“一帶一路”沿線國家制造業(yè)進口，一方面可以促進國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級以及全要素生產(chǎn)率的提高，另一方面依托國內(nèi)巨大的消費市場帶動沿線國家經(jīng)濟增長，實現(xiàn)國內(nèi)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展和“一帶一路”合作共贏的雙重目標。

注釋：

① Keller(1993)[3]提出了“O型環(huán)經(jīng)濟理論”，研討了一個小部件達不到標準，造成整個復雜體系運轉(zhuǎn)失靈的現(xiàn)象?！癘型環(huán)理論”指出，完成任務(wù)的工人，要保持在一定的效率和水準之上。其中最好的工人，哪怕是100%高效而完美地完成工作，如果他的工友更加低效，完成質(zhì)量更差，整個產(chǎn)品就不可能完美。每個環(huán)節(jié)的失誤，給整個體系帶來的影響是乘數(shù)效應(yīng)而非加數(shù)效應(yīng)。

② 34個工業(yè)行業(yè)包括：煤炭采選業(yè)、石油和天然氣開采業(yè)、黑色金屬礦采選業(yè)、有色金屬礦采選業(yè)、非金屬礦采選業(yè)、電力熱力及水的生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)、煤氣的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、食品加工和制造業(yè)、飲料制造業(yè)、煙草加工業(yè)、紡織業(yè)、服裝及其他纖維制品制造業(yè)、皮革毛皮羽絨及其制品業(yè)、木材加工及竹藤棕草制品業(yè)、家具制造業(yè)、造紙及紙制品業(yè)、印刷業(yè)記錄媒介的復印、文教體育用品制造業(yè)、化學原料及化學制品制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、普通機械制造業(yè)、專業(yè)設(shè)備制造業(yè)、交通運輸設(shè)備制造業(yè)、電氣機械及器材制造業(yè)、電子及通信設(shè)備制造業(yè)、儀器儀表及文化辦公用機械、石油加工及煉焦業(yè)、化學纖維制造業(yè)、橡膠制品業(yè)、塑料制品業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、黑色金屬冶煉及延壓加工業(yè)、有色金屬冶煉及延壓加工業(yè)、金屬制品業(yè)。

③ “一帶一路”沿線國家樣本為東南亞10 國：泰國、老撾、柬埔寨、越南、新加坡、緬甸、馬來西亞、印度尼西亞、文萊、菲律賓；中東歐16 國：捷克、斯洛伐克、匈牙利、波蘭、立陶宛、愛沙尼亞、拉脫維亞、斯洛文尼亞、克羅地亞、阿爾巴尼亞、羅馬尼亞、保加利亞、波黑、黑山、塞爾維亞、馬其頓；蒙古、中亞5 國、獨聯(lián)體7 國：蒙古、俄羅斯、白俄羅斯、烏克蘭、阿塞拜疆、亞美尼亞、格魯吉亞、摩爾多瓦、土庫曼斯坦、塔吉克斯坦、哈薩克斯坦、烏茲別克斯坦、吉爾吉斯斯坦；南亞8 國：印度、孟加拉、斯里蘭卡、馬爾代夫、尼泊爾、巴基斯坦、阿富汗、不丹；西亞北非16 國：伊朗、伊拉克、敘利亞、約旦、土耳其、黎巴嫩、以色列、阿聯(lián)酋、卡塔爾、科威特、沙特阿拉伯、也門、阿曼、巴林、希臘、塞浦路斯。