王秋紅，李文文

（西北師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，蘭州730070）

出口導(dǎo)向型發(fā)展模式使中國經(jīng)濟(jì)迅速增長，但巨額的對(duì)外貿(mào)易順差卻成了貿(mào)易摩擦的借口。在此背景下，主動(dòng)擴(kuò)大進(jìn)口才是促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易平衡發(fā)展的良方。但進(jìn)口會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生怎樣的影響？倘若能提高全要素生產(chǎn)率，那么在依賴外需和加工貿(mào)易帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的模式陷入困境、亟需通過技術(shù)進(jìn)步來轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的背景下，擴(kuò)大進(jìn)口就顯得十分必要了；若進(jìn)口不能提高進(jìn)口國的技術(shù)水平，那就要重新思考和調(diào)整當(dāng)前的進(jìn)口政策，以便更好地服務(wù)于國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。即使進(jìn)口能促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高，中間品類型之間的技術(shù)含量和國家間的技術(shù)水平也存在差別，為了更好地發(fā)揮進(jìn)口中間品對(duì)全要素生產(chǎn)率的提升作用，就必須更深入、更細(xì)化地研究不同類別、來源地的進(jìn)口中間品的生產(chǎn)率效應(yīng)。

1 文獻(xiàn)回顧

本文構(gòu)建了新的進(jìn)口中間品技術(shù)復(fù)雜度指標(biāo)，有必要梳理以往測度進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度的文獻(xiàn)。進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度與出口技術(shù)復(fù)雜度是同一硬幣的兩面，但后者的建立及測度要先于前者，Hausmann 等（2007）[1]的兩步法是測算出口技術(shù)復(fù)雜度的經(jīng)典方法，首先計(jì)算某產(chǎn)品全部出口國人均收入的加權(quán)平均值，權(quán)重為出口品的顯示比較優(yōu)勢指數(shù)，再把第一步的數(shù)值與該產(chǎn)品出口額占該國總出口額的比重進(jìn)行加權(quán)平均。祝樹金等（2011）[2]認(rèn)為出口和進(jìn)口是相對(duì)的，Hausmann 第一步計(jì)算到的出口技術(shù)水平也是進(jìn)口技術(shù)水平，只需把第二步的權(quán)重修改為產(chǎn)品的進(jìn)口份額便得到進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度。此后，戴翔等（2013）[3]使用聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會(huì)的數(shù)據(jù)，測算了中國商業(yè)服務(wù)部門的進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度。楊玲等（2015）[4]、楊校美等（2014）[5]利用聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會(huì)的數(shù)據(jù)，測度了中國生產(chǎn)者服務(wù)部門的進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度。但上述測度方法都沒有考慮到在全球價(jià)值鏈分工體系下出口品包含著國外技術(shù)含量，高估了來自某國的技術(shù)復(fù)雜度。對(duì)此，國內(nèi)學(xué)者做了一些有益的探索，姚洋等（2008）[6]使用中國投入產(chǎn)出表并考慮了進(jìn)口中間品的問題，排除了進(jìn)口中間品對(duì)出口國內(nèi)技術(shù)含量的直接貢獻(xiàn)。杜傳忠等（2013）[7]將中國工業(yè)制成品的出口區(qū)分為一般貿(mào)易和加工貿(mào)易，并剔除了出口品所包含的進(jìn)口中間品的技術(shù)含量。倪紅福（2017）[8]運(yùn)用世界投入產(chǎn)出模型，考慮了國家—行業(yè)層面的出口技術(shù)含量的異質(zhì)性，創(chuàng)建了基于生產(chǎn)工序的技術(shù)復(fù)雜度。

本文從進(jìn)口中間品對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用機(jī)制及影響結(jié)論兩個(gè)角度做了文獻(xiàn)回顧。有關(guān)進(jìn)口中間品對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制方面，Bayoumiet等（1999）、Coe 等（1997）和Coe 等（1995）都認(rèn)為進(jìn)口產(chǎn)品通過國外研發(fā)資本存量的技術(shù)溢出機(jī)制影響著進(jìn)口國的全要素生產(chǎn)率[9-11]。張杰等（2015）[12]認(rèn)為企業(yè)能夠通過進(jìn)口中間品來提高全要素生產(chǎn)率，其主要作用機(jī)制為：產(chǎn)品種類機(jī)制、質(zhì)量機(jī)制和技術(shù)溢出效應(yīng)。張翊等（2015）[13]認(rèn)為進(jìn)口中間品通過數(shù)量效應(yīng)、種類效應(yīng)和價(jià)格效應(yīng)影響全要素生產(chǎn)率。羅勇等（2017）[14]認(rèn)為中間品進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)通過激勵(lì)效應(yīng)、競爭與擠壓效應(yīng)和技術(shù)溢出機(jī)制影響著技術(shù)創(chuàng)新。魏浩等[15]（2017）將進(jìn)口中間品對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響機(jī)制歸納為：成本節(jié)約效應(yīng)和生產(chǎn)互補(bǔ)效應(yīng)。

有關(guān)進(jìn)口中間品對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響結(jié)論方面，陳勇兵等（2012）[16]運(yùn)用2000—2005 年中國工業(yè)企業(yè)和海關(guān)數(shù)據(jù)庫，發(fā)現(xiàn)進(jìn)口中間品對(duì)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率有明顯的促進(jìn)效應(yīng)。張杰等（2015）[12]使用2000—2006 年間中國工業(yè)企業(yè)和海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫，發(fā)現(xiàn)中間品進(jìn)口規(guī)模與企業(yè)生產(chǎn)率之間呈顯著正相關(guān)。張翊等（2015）[13]利用2003—2010 年的COMTRADE 和WIOD 數(shù)據(jù)庫，發(fā)現(xiàn)中國制造業(yè)中間品進(jìn)口數(shù)量和種類的增加沒有促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升。余淼杰等（2015）[17]基于2002—2006 年間中國制造業(yè)企業(yè)、海關(guān)和行業(yè)差異化程度的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)進(jìn)口中間品僅對(duì)同質(zhì)性行業(yè)的企業(yè)生產(chǎn)率有促進(jìn)作用。初曉等（2017）[18]使用2004—2011 年世界投入產(chǎn)出表與中國行業(yè)面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)進(jìn)口中間品的技術(shù)溢出可提升中國全要素生產(chǎn)率。黃新飛等（2018）[19]利用2000—2006 年中國工業(yè)企業(yè)和海關(guān)數(shù)據(jù)庫，運(yùn)用PSM 傾向匹配得分法得到進(jìn)口中間品在短期和長期內(nèi)都能提高生產(chǎn)率的結(jié)論。

上述文獻(xiàn)不斷改進(jìn)衡量進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度的方法，使其貼近全球生產(chǎn)過程日益碎片化的現(xiàn)實(shí)，為本文構(gòu)建科學(xué)合理的測度方法提供了有益的參考。相關(guān)研究也厘清了進(jìn)口中間品對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制，多數(shù)文獻(xiàn)論證了進(jìn)口中間品會(huì)對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生積極作用，但是鮮有文獻(xiàn)測度進(jìn)口中間品的技術(shù)復(fù)雜度，并研究其對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響。本文從進(jìn)口中間品技術(shù)溢出機(jī)制的視角出發(fā)，考慮了中間品往返邊境和各國各行業(yè)技術(shù)水平存在差異的事實(shí)，構(gòu)建了新的進(jìn)口中間品技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)，并創(chuàng)新性地從中間品類別和來源地的角度研究了進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響。

2 模型構(gòu)建、變量選取及數(shù)據(jù)說明

2.1 模型構(gòu)建

首先，基于Coe 等[11]構(gòu)建的國際R&D 溢出模型（以下簡稱CH 模型），依據(jù)越多的研發(fā)資本投入會(huì)導(dǎo)致越高的產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度，因此可以把進(jìn)口的R&D 資本存量替換為進(jìn)口中間品的技術(shù)復(fù)雜度。其次，借鑒Grossman 等（1991）[20]對(duì)“ 質(zhì)量階梯 ”的定義，引入“ 技術(shù)復(fù)雜度等級(jí) ”，以考察中間品技術(shù)復(fù)雜度的進(jìn)口類別對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響。最后，張杰等（2015）[12]認(rèn)為全要素生產(chǎn)率函數(shù)也取決于其自身過去的狀態(tài)，故將全要素生產(chǎn)率的滯后一期引入模型，建立（1）式計(jì)量模型：

其中，i和t分別表示個(gè)體和時(shí)間，j= 1、2 和3，依次代表農(nóng)產(chǎn)品、制造品和服務(wù)品，lnTFPit是當(dāng)期的全要素生產(chǎn)率（取對(duì)數(shù)），lnTFPit-1是滯后一期的全要素生產(chǎn)率（取對(duì)數(shù)）是進(jìn)口中間品技術(shù)復(fù)雜度（取對(duì)數(shù)），Xit是一系列控制變量，φi是固定或隨機(jī)效應(yīng)，φt是時(shí)間效應(yīng)，反映經(jīng)濟(jì)周期的影響，εit是隨時(shí)間和個(gè)體而改變的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.2 變量選取

選擇合適的自變量是實(shí)證分析的前提，不能多選無關(guān)的自變量或遺漏重要的自變量；其次，選擇能夠準(zhǔn)確衡量變量的指標(biāo)可以減輕度量誤差，保證回歸結(jié)果的可信度和可靠性。綜合考慮上述兩點(diǎn)后，決定選擇如下變量及其度量指標(biāo)：

2.2.1 因變量

行業(yè)層面的全要素生產(chǎn)率借鑒Caves（1982）[21]的方法，使用行業(yè)增加值VAcht、勞動(dòng)補(bǔ)償份額σcht、凈資本存量Kcht和勞動(dòng)力數(shù)量Lcht來測算生產(chǎn)率，具體計(jì)算公式如（2）式：

其中，c、h、t和N分別代表國家、行業(yè)、時(shí)間和國家總數(shù)，勞動(dòng)補(bǔ)償份額等于勞動(dòng)補(bǔ)償與行業(yè)增加值之比，當(dāng)期凈資本存量等于上一期資本存量減去上一期的折舊。該公式與其他測算TFP 的方法有兩點(diǎn)不同之處：（1）這是一個(gè)被標(biāo)準(zhǔn)化的指數(shù)，部分消除了全要素生產(chǎn)率絕對(duì)水平中的時(shí)間趨勢，極大降低了非平穩(wěn)和序列自相關(guān)等現(xiàn)象出現(xiàn)的概率；（2）使用勞動(dòng)補(bǔ)償份額和它的樣本均值的平均值來計(jì)算勞動(dòng)力份額可以降低聯(lián)立方程的偏誤。

2.2.2 核心自變量

參考Hausmann 等（2007）[1]測算出口技術(shù)復(fù)雜度所用的兩步法來計(jì)算行業(yè)的進(jìn)口中間品技術(shù)復(fù)雜度，但本文對(duì)其第一步做出了改進(jìn)，用Wang 等（2017）[22]分解出的增加值出口替代技術(shù)含量指標(biāo)中的總值出口，并進(jìn)一步計(jì)算出國家—行業(yè)層面的出口技術(shù)含量（PRODY），公式如（3）式：

其中，f和k分別代表國家和行業(yè)，vax是出口品隱含的國內(nèi)增加值，不含折返國內(nèi)的增加值，Y是行業(yè)內(nèi)人均收入。該指標(biāo)比原始指標(biāo)有三個(gè)改進(jìn)之處：（1）扣除了出口品中隱含的國外技術(shù)貢獻(xiàn)，只包含一國某行業(yè)出口的國內(nèi)技術(shù)含量；（2）反映了國家間技術(shù)的異質(zhì)性，原始指標(biāo)假定同種產(chǎn)品在所有國家具有相同的技術(shù)含量，而上述指標(biāo)承認(rèn)了同類行業(yè)在不同國家有不同的技術(shù)含量；（3）能夠在一定程度上解決“ Rodrik 悖論 ”。對(duì)世界所有國家或地區(qū)而言，出口和進(jìn)口是相對(duì)的，一國或地區(qū)出口的產(chǎn)品，對(duì)于其他國家來說，就是進(jìn)口該產(chǎn)品，換句話說，式（3）不但衡量了出口的技術(shù)含量，亦度量了進(jìn)口的技術(shù)含量。

第二步以來自國外各國各行業(yè)的中間品占進(jìn)口國總進(jìn)口的比例為權(quán)重，對(duì)進(jìn)口技術(shù)含量進(jìn)行加權(quán)平均，即可以得到國家—行業(yè)層面的進(jìn)口中間品技術(shù)復(fù)雜度（IMPY）（4）式：

2.2.3 控制變量

根據(jù)CH 模型，國內(nèi)R&D 資本存量是影響全要素生產(chǎn)率的重要因素之一，本文用人均凈資本存量作為其代理變量；資本、勞動(dòng)等要素生產(chǎn)率越高的行業(yè)，往往其全要素生產(chǎn)率越低，故本文將資本與勞動(dòng)之比納入模型；為了控制國內(nèi)中間品對(duì)全要素生產(chǎn)率的技術(shù)溢出效應(yīng)，將投入的國內(nèi)中間品占總中間品的份額作為自變量；由于“ 出口學(xué)習(xí)效應(yīng) ”的存在，若沒有對(duì)出口加以控制，會(huì)導(dǎo)致進(jìn)口中間品的生產(chǎn)率溢價(jià)可能因?yàn)槲纯紤]出口而被高估，故將出口的國內(nèi)增加值占行業(yè)增加值的比重引入模型。最后將變量（取自然對(duì)數(shù)）的描述性統(tǒng)計(jì)列于表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

2.3 數(shù)據(jù)說明

計(jì)算全要素生產(chǎn)率、行業(yè)內(nèi)人均收入、人均凈資本存量、資本勞動(dòng)比的數(shù)據(jù)來自WIOD 的社會(huì)經(jīng)濟(jì)賬戶，匯率數(shù)據(jù)源自WB 的世界發(fā)展指標(biāo)，測算出口技術(shù)含量和出口國內(nèi)增加值份額的數(shù)據(jù)來自UIBE GVC 指標(biāo)體系，國內(nèi)外中間品和總進(jìn)口數(shù)據(jù)來自O(shè)ECD 的國家間投入產(chǎn)出表，以上數(shù)據(jù)庫通過ISIC Rev4 的國家—行業(yè)分類規(guī)則相匹配，最終整理成2005—2014 年43 個(gè)國家32 個(gè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)。需要注意的是，社會(huì)經(jīng)濟(jì)賬戶的數(shù)據(jù)是以本國貨幣計(jì)價(jià)的，使用世界發(fā)展指標(biāo)的匯率兌換為美元；人均凈資本存量和行業(yè)內(nèi)人均收入的數(shù)據(jù)以2010 為基期，消除了價(jià)格因素的影響；增加值出口數(shù)據(jù)剔除了中國和墨西哥的加工貿(mào)易制造業(yè)，從而避免高估來自兩國一般貿(mào)易行業(yè)的中間品技術(shù)復(fù)雜度以及出口中隱含的國內(nèi)增加值份額。

3 進(jìn)口中間品技術(shù)復(fù)雜度對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的實(shí)證分析

3.1 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)、模型的估計(jì)

在回歸之前，第一，對(duì)每個(gè)變量做平穩(wěn)性檢驗(yàn)，采用適合于短面板的Harris-Tzavalis（1999）單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)所有變量對(duì)應(yīng)的HT 值（見表2）均在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，即全部變量都是平穩(wěn)變量。第二，選擇合適的計(jì)量模型，Wald 檢驗(yàn)和BP檢驗(yàn)都表明不應(yīng)該使用混合最小二乘法估計(jì)模型，修正后的Hausman 檢驗(yàn)顯示固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型，又由于模型中包括因變量的滯后一期，所以最終將模型設(shè)定為包含年份效應(yīng)和固定效應(yīng)的動(dòng)態(tài)面板模型，其中的固定效應(yīng)是指國家—行業(yè)聯(lián)合固定效應(yīng)，反映了不隨時(shí)間變化的國家和行業(yè)特征。第三，檢驗(yàn)動(dòng)態(tài)面板模型中所有自變量之間是否存在共線性，發(fā)現(xiàn)全部自變量的VIF（見表2）遠(yuǎn)小于10，所以不存在多重共線性。第四，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臍埐钍欠翊嬖诮M間異方差，沃爾德檢驗(yàn)得出拒絕原假設(shè)的結(jié)論，故本文在估計(jì)參數(shù)時(shí)報(bào)告了穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

表2 變量的單位根及共線性檢驗(yàn)結(jié)果

3.2 基準(zhǔn)回歸的結(jié)果與分析

動(dòng)態(tài)面板模型中因變量的滯后項(xiàng)作為自變量，引起該自變量與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)，從而產(chǎn)生所估計(jì)模型的內(nèi)生性問題，又根據(jù)出口企業(yè)的“ 自我選擇效應(yīng) ”，即全要素生產(chǎn)率高的行業(yè)傾向于出口更多，所以出口國內(nèi)增加值份額和全要素生產(chǎn)率存在互為因果的關(guān)系，同樣也會(huì)導(dǎo)致內(nèi)生性問題。針對(duì)以上內(nèi)生性問題，若用固定效應(yīng)估計(jì)法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)會(huì)導(dǎo)致“ 動(dòng)態(tài)面板偏差 ”，因此本文使用系統(tǒng)GMM 估計(jì)該模型的參數(shù)并處理了出口國內(nèi)增加值份額的內(nèi)生性問題。

使用系統(tǒng)GMM 對(duì)動(dòng)態(tài)面板進(jìn)行估計(jì)時(shí)，必須解決如下兩個(gè)問題：一是選擇恰當(dāng)?shù)臏箅A數(shù)作為工具變量，過多的滯后階數(shù)會(huì)產(chǎn)生弱工具變量，而過少的滯后階數(shù)會(huì)影響工具變量的有效性，本文由最近的滯后項(xiàng)開始，逐漸增加滯后階數(shù)，依據(jù)Hansen 過度識(shí)別約束檢驗(yàn)，最終確定全要素生產(chǎn)率的二到四階滯后項(xiàng)作為全要素生產(chǎn)率一階滯后項(xiàng)的工具變量，選擇出口國內(nèi)增加值份額的一、二階滯后項(xiàng)作為其當(dāng)期變量的工具變量。二是為保證估計(jì)參數(shù)的有效性，系統(tǒng)GMM 假定計(jì)量方程的誤差項(xiàng)應(yīng)當(dāng)存在一階自相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)，對(duì)此，本文采用Arellano-Bond AR 檢驗(yàn)以判斷誤差項(xiàng)是否存在自相關(guān)。表3 報(bào)告了基準(zhǔn)回歸結(jié)果。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

觀察表3，可知在5%的統(tǒng)計(jì)水平上Hansen 檢驗(yàn)不能拒絕工具變量合理的原假設(shè)，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上AR（1）檢驗(yàn)拒絕了誤差項(xiàng)不存在一階自相關(guān)的原假設(shè)，但AR（2）檢驗(yàn)在10%的統(tǒng)計(jì)水平上無法拒絕誤差項(xiàng)不存在二階自相關(guān)的原假設(shè)，F(xiàn) 檢驗(yàn)也拒絕了自變量系數(shù)均為零的原假設(shè)?？傊?，模型的設(shè)定是有效的，估計(jì)結(jié)果是可靠的。

從表3 中的回歸系數(shù)看，全要素生產(chǎn)率滯后一期的系數(shù)顯著為正，表明當(dāng)期全要素生產(chǎn)率會(huì)受到以往技術(shù)水平的影響。從核心自變量的回歸系數(shù)看，進(jìn)口不同類型的中間品的技術(shù)復(fù)雜度對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了差異化的影響，進(jìn)口農(nóng)產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度的系數(shù)在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上不顯著，進(jìn)口制造品的技術(shù)復(fù)雜度的系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，進(jìn)口服務(wù)品的技術(shù)復(fù)雜度的系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，且進(jìn)口服務(wù)品技術(shù)復(fù)雜度的系數(shù)大于進(jìn)口制造品技術(shù)復(fù)雜度的系數(shù)的絕對(duì)值，這些結(jié)果表明進(jìn)口制造品會(huì)抑制全要素生產(chǎn)率的提高，進(jìn)口服務(wù)品會(huì)促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高，但從整體角度看，進(jìn)口中間品的技術(shù)復(fù)雜度仍會(huì)對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生促進(jìn)作用。就控制變量而言，其對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上均顯著，人均凈資本存量和國內(nèi)中間品投入份額的增加都有利于全要素生產(chǎn)率的提升，資本勞動(dòng)比對(duì)全要素生產(chǎn)率有負(fù)向效應(yīng)，出口國內(nèi)增加值份額每增長1%會(huì)使全要素生產(chǎn)率提高0.405 6%，表明出口會(huì)推動(dòng)國內(nèi)行業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

3.3 進(jìn)口來源地對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的回歸結(jié)果與分析

技術(shù)差距貿(mào)易理論承認(rèn)國家間的技術(shù)水平存在差距，甚至不同國家的同一產(chǎn)業(yè)也存在技術(shù)差距，由于生產(chǎn)率與人均收入是同向變化的，如果用全要素生產(chǎn)率表示技術(shù)水平，那么高技術(shù)水平（低技術(shù)水平）與高收入（低收入）便是一一對(duì)應(yīng)的，所以不同的收入水平就代表著不同的技術(shù)水平。依據(jù)世界銀行對(duì)國家收入等級(jí)的分類規(guī)則，將進(jìn)口來源地劃分為高收入國家、中等偏上收入國家、中等偏下收入國家和低收入國家，以考察進(jìn)口中間品技術(shù)復(fù)雜度的來源地差異（技術(shù)水平差異）對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響。先按照2010 年的人均國民總收入（GNI）進(jìn)行分類，然后為避免2008 年金融危機(jī)對(duì)國民收入造成的沖擊，再根據(jù)2007 年的人均GNI 對(duì)中間品來源地進(jìn)行分類，最后使用系統(tǒng)GMM 估計(jì)每個(gè)模型，回歸結(jié)果見表4。

表4 進(jìn)口來源地對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的回歸結(jié)果

觀察表4，可知在1%的統(tǒng)計(jì)水平上Hansen 檢驗(yàn)不能拒絕工具變量合理的原假設(shè)，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上AR（1）檢驗(yàn)拒絕了誤差項(xiàng)不存在一階自相關(guān)的原假設(shè)，但AR（2）在10%的統(tǒng)計(jì)水平上無法拒絕誤差項(xiàng)不存在二階自相關(guān)的原假設(shè)，F(xiàn) 檢驗(yàn)也拒絕了自變量系數(shù)均為零的原假設(shè)，說明了上述回歸結(jié)果的可靠性，同時(shí)保證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

從表4 的第（1）—（4）列來看，來自低收入國家的制造品技術(shù)復(fù)雜度對(duì)全要素生產(chǎn)率的負(fù)向影響大于來自其他國家的制造品，且大于基準(zhǔn)回歸結(jié)果的負(fù)向影響；來自高收入國家的制造品技術(shù)復(fù)雜度對(duì)全要素生產(chǎn)率的負(fù)向影響小于基準(zhǔn)回歸的影響。來自高收入國家的服務(wù)品技術(shù)復(fù)雜度對(duì)全要素生產(chǎn)率的正向影響最大，來自中等偏上收入國家的服務(wù)品技術(shù)復(fù)雜度的正向影響次之。這些結(jié)果說明進(jìn)口低技術(shù)水平國家的制造品不利于全要素生產(chǎn)率的提高，雖然進(jìn)口高技術(shù)水平國家的制造品依然會(huì)阻礙全要素生產(chǎn)率的提升，但其對(duì)全要素生產(chǎn)率的抑制作用明顯小于來自低技術(shù)水平國家的制造品；進(jìn)口高技術(shù)水平國家的服務(wù)品會(huì)極大促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升。其他自變量對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，不再贅述。由表4 的第（5）—（8）列，仍然可以得到相似的結(jié)果，支持了進(jìn)口中間品來源地對(duì)全要素生產(chǎn)率存在異質(zhì)性影響的結(jié)果。

4 結(jié)論與政策建議

本文利用2005—2014 年WIOD 的社會(huì)經(jīng)濟(jì)賬戶、UIBE GVC 指標(biāo)體系和OECD 的國家間投入產(chǎn)出表的43 個(gè)國家32 個(gè)行業(yè)的數(shù)據(jù)，運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板模型，分析了進(jìn)口中間品技術(shù)復(fù)雜度對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，得到如下結(jié)論：

一是從進(jìn)口中間品技術(shù)復(fù)雜度對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的角度來看，進(jìn)口中間品的產(chǎn)品類別不同，其技術(shù)復(fù)雜度對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響也不同。（1）在不區(qū)分進(jìn)口來源地的情況下，進(jìn)口農(nóng)產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度不會(huì)影響行業(yè)的全要素生產(chǎn)率；進(jìn)口制造品的技術(shù)復(fù)雜度對(duì)全要素生產(chǎn)率有負(fù)向影響；進(jìn)口服務(wù)品的技術(shù)復(fù)雜度越高就越能促進(jìn)行業(yè)技術(shù)的進(jìn)步。造成上述差異的原因如下：第一，由于中間農(nóng)產(chǎn)品多為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的易耗品，通常包括糧種、苗圃、肥料和藥劑等，與制造業(yè)、服務(wù)業(yè)的關(guān)聯(lián)性很弱，其進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度的影響局限于同行業(yè)內(nèi)，所以其他行業(yè)從進(jìn)口農(nóng)產(chǎn)品獲得的技術(shù)溢出微乎其微，導(dǎo)致在全部行業(yè)的回歸上不顯著。第二，因?yàn)檫M(jìn)口商使用較高技術(shù)復(fù)雜度的國外中間制造品，容易形成對(duì)國外核心技術(shù)的依賴，造成進(jìn)口國被鎖定在全球價(jià)值鏈的低端生產(chǎn)環(huán)節(jié)，阻礙了進(jìn)口國技術(shù)水平的提升。第三，服務(wù)品對(duì)全部行業(yè)的滲透率較高、與全部行業(yè)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度強(qiáng)，進(jìn)口中間服務(wù)品所包含的先進(jìn)服務(wù)技術(shù)的外溢會(huì)給各行各業(yè)帶來支撐效應(yīng)，提升行業(yè)的運(yùn)營效率、服務(wù)質(zhì)量，增強(qiáng)自主創(chuàng)新能力，最終提高全部行業(yè)的全要素生產(chǎn)率。（2）在區(qū)分進(jìn)口中間品來源地的情況下，進(jìn)口農(nóng)產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度仍然不會(huì)影響行業(yè)的全要素生產(chǎn)率。雖然來自中等偏上收入國家農(nóng)產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度每變動(dòng)1%會(huì)引起全要素生產(chǎn)率平均增加0.011 2%，并且在統(tǒng)計(jì)意義上是顯著的，但從經(jīng)濟(jì)意義上講，進(jìn)口中等偏上收入國家農(nóng)產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度不會(huì)影響行業(yè)的全要素生產(chǎn)率。來自高收入、中等偏上和偏下收入、低收入國家制造品的技術(shù)復(fù)雜度對(duì)全要素生產(chǎn)率依然起到阻礙作用，與上述結(jié)論一致。來自高收入國家服務(wù)品的技術(shù)溢出效應(yīng)最顯著。高收入國家的中間服務(wù)品具有較高的技術(shù)復(fù)雜度，高質(zhì)量的服務(wù)和高技術(shù)含量更有利于提升進(jìn)口國的全要素生產(chǎn)率。

二是從影響全要素生產(chǎn)率的其他因素來看。全要素生產(chǎn)率會(huì)受到過去技術(shù)水平的正向影響；較高的人均凈資本存量更容易孕育技術(shù)創(chuàng)新，利于全要素生產(chǎn)率的提升；行業(yè)生產(chǎn)越是依靠資本和勞動(dòng)的投入，就越會(huì)喪失提升全要素生產(chǎn)率的動(dòng)力；國內(nèi)中間品對(duì)行業(yè)全要素生產(chǎn)率存在促進(jìn)作用；出口使行業(yè)獲得了接觸先進(jìn)技術(shù)的機(jī)會(huì)，面對(duì)競爭更為激烈的海外市場也迫使行業(yè)提高全要素生產(chǎn)率。

對(duì)此，提出如下建議：（1）擴(kuò)大中間服務(wù)品的進(jìn)口，鼓勵(lì)進(jìn)口高技術(shù)水平國家的中間制造品，不僅可以平衡進(jìn)出口貿(mào)易，改善中國在國際貿(mào)易爭端中的不利境地，而且還可以提高中國行業(yè)的全要素生產(chǎn)率，助力中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)。（2）提高人均凈資本存量水平，加大研發(fā)資本的投入。不能只依靠國外中間品的技術(shù)溢出來提升國內(nèi)全要素生產(chǎn)率，高水平的研發(fā)資本存量不僅能為技術(shù)創(chuàng)新營造良好的環(huán)境，進(jìn)而提高全要素生產(chǎn)率，而且能提高本國企業(yè)學(xué)習(xí)和消化吸收國外先進(jìn)技術(shù)知識(shí)的能力，使中間品進(jìn)口技術(shù)溢出效應(yīng)最大化。