出口與我國全要素生產率增長的關系-基于空間杜賓模型

1、-口與我國全要素生產率增長的關系一一基于空間杜賓模型國際貿易問題72013年第5期經貿論壇出口與我國全要素生產率增長 的關系一一基于空間杜賓模型葉明確方瑩摘要：本文基于出口內生增長模型，考慮技術和知識的空間依賴性以及出口的溢出效應，構建了空間杜賓模型，對出口與我國全要素生產率增長的關系進行了研究。結果發(fā)現，出口額對本地區(qū)的全要 素生產率增長沒有顯著的影響，但對其他地區(qū)的全要素生產率增長產生了促進作 用，對所有地區(qū)的全要素生產率增長也有促進作用。為了更加精確地分析出口與我國全要素生產率增長的關系，本文運用面板數據分位數回歸方法。結果發(fā)現， 當全要素生產率較低時，由于吸收能力較弱，出口貿易帶來的各

2、種效應沒有產生 顯著的影響；當全要素生產率較高時，由于我國的出口貿易方式還是“粗放型”， 對全要素生產率的影響也不顯著；只有當全要素生產率大小與出口貿易方式相匹 配時，出口貿易才會對全要素生產率增長產生顯著的促進作用。關鍵詞：出口貿易；全要素生產率；空間杜賓模型；分位數回歸一、引言自改革開放以來，我國 的對外貿易取得了快速的發(fā)展。從出口貿易的絕對量來看，1978年的出口總額為167.6億元，到2010年達到了 107022.8億元，年均增長率為23.53%;從 出口貿易的相對量來看，1978年出口總額占GDP勺比值（即外貿依存度）為4.60%, 至此2010年達至U了 23.74%,外貿依存度

3、提高了 4倍以上。對外貿易的迅猛發(fā)展 在很大程度上拉動了我國經濟的增長，1978年GDF% 3645.2億元，到2010 年上升到401202.0億元，年均增長率為10.06%。對外貿易與經濟增長的關系 一直以來是國際貿易中的核心問題。 自古典貿易理論產生以來，強調了國際貿易 能使分工專業(yè)化，最終將促使一國的財富增加。因此，國內外學者開始從理論轉 向實證，對出口與經濟增長的關系進行了大量的實證研究，如 Balassa （1978）, Falvey （2004）,林毅夫、李勇軍（2001）,呂惠娟、許小平（2003）等。隨著20世紀80年代內生經濟增長理論的興起，把技術進步考慮基金項目國家教育部

4、人文社會科學青年基金項目(12YJC79023；上海市自然科學基金面上 項目(編號：12ZR1411300o葉明確：上海大學經濟學院；方瑩：上海大學經濟學院。-19-經貿論壇國際貿易問題2013年第5期在內，認為技術創(chuàng)新是經濟增長 的源泉，之后以克魯格曼為代表的新貿易理論將貿易理論與內生經濟增長理論相 結合，認為貿易通過出口規(guī)模經濟效應和技術溢出效應對經濟增長和生產率產生 了影響。因此，對出口與經濟增長關系的關注開始集中于出口與全要素生產率增 長的研究，如 Fede r( 1982) ,AndrewLevin、Rau t( 1997),李春頂、唐丁祥(2010), 關兵(2010b)等。學者們

5、通過大量的理論和實證研究表明，出口貿易將通過出 口學習效應、出口溢出效應、出口規(guī)模效應和出口競爭效應促進全要素生產率的 增長。Grossman和 Helpman (1991), Pack和 Page (1994), Evenson 和 Westphal(1995)等的研究認為出口企業(yè)一方面會在國際市場上學習到國外企業(yè)更為先進 的技術和管理方法，以及在國外市場上接觸到技術含量更高的產品和品質更為優(yōu) 良的服務，另一方面會在與國外客戶打交道的過程中了解到客戶更為新穎的想法 和更高的產品及服務要求，這些都將迫使企業(yè)不斷進行技術創(chuàng)新和服務改良，從而提高出口企業(yè)的全要素生產率。Feder (1982),

6、Funk(2001), RabertoAlvarez 和RicardoLopez (2005)等的研究表明出口企業(yè)學習到的技術會通過示范、競 爭等效應溢出到非出口企業(yè)，使得這些非出口企業(yè)的全要素生產率得到提高，從而提高整體的全要素生產率水平。Helpman和Krugman (1985), Rivera和Romer(1991)等的研究指出國際貿易一方面使分工深化，使企業(yè)的生產更加專業(yè)化， 擴大了企業(yè)的生產規(guī)模，從而提高了生產率；另一方面使出口企業(yè)面對更為廣闊 的消費者市場，企業(yè)將會通過擴大其生產規(guī)模以滿足市場更大的需求，從而提高了企業(yè)的生產率。Melitz (2003)認為當企業(yè)進入國外市場需要

7、支付一定的沉 沒成本，由于每個企業(yè)的生產效率存在異質性，只有效率較高的企業(yè)可以從出口 市場獲得較高的市場份額和利潤，而效率較低企業(yè)的市場份額和利潤將縮小甚至 會導致這些低效率企業(yè)退出市場，競爭就使得資源逐漸轉移到效率較高的企業(yè)， 從而使得整個行業(yè)的生產率得到提高。 我國作為最大的發(fā)展中國家，自改革開放 以來對外貿易實現了快速發(fā)展，特別是在加入WT縱后發(fā)展更為迅猛。全要素生 產率作為決定經濟持續(xù)增長的關鍵因素，出口是否通過以上四個效應促進了我國 全要素生產率的發(fā)展？為了探討這一問題， 本文以出口內生增長模型為基礎，對 我國出口與全要素生產率增長進行實證研究。 由于技術和知識的空間依賴性以及 出口

8、的溢出效應，本文將運用空間杜賓模型（SDM進行分析，使得模型構建和 實證結果更加符合實際，從而為我國經濟持續(xù)健康地發(fā)展提供一定的理論指導。二、理論模型和數據描述（一）出口內生模型在經濟增長理論模型內生化的歷程 中，新古典增長模型中的那些決定最終產品產量的自變量，在新的經濟增長模型中幾乎都被內生化了。基于出口貿易將通過出口學習效應、 出口溢出效應、出口 規(guī)模效應和出口競爭效應促進經濟增長，一些學者開始考慮將出口內生化。AndrewLevin和Raut （1997）提出了出口內生增長模型：-20-國際貿易問題2013年第5期經貿論壇（1）其中，是i地區(qū)t時期的 國內生產總值（GDP;是i地區(qū)t時期

9、的勞動力；是i地區(qū)t時期的資本存量； 是i地區(qū)t時期的全要素生產率；是i地區(qū)t時期的出口額；是i地區(qū)t時期的 出口占GDP勺比重，即出口依存度；是出口依存度的彈性系數，反映了出口部門 的生產率優(yōu)勢；是出口額對全要素生產率的彈性，即出口部門對非出口部門的全 要素生產率產生的外部效應；是i地區(qū)t時期的其他影響全要素生產率的外部因 素。由于當z較小，所以，將全要素生產率的表達式取自然對數，我們可以得 到如下形式的出口內生增長模型：（2）為了檢驗我國出口與全要素生產率增長 的關系，本文基于以上 AndrewLevin和Raut （1997）提出的出口內生增長模型,并結合現有研究認為全要素生產率的提高基

10、于自主創(chuàng)新和引進技術，建立以下回歸方程：（3）其中，代表i省市t時期的全要素生產率，代表i省市t時期的出 口額，代表i省市t時期的出口依存度，代表i省市t時期的人力資本，代表i 省市t時期的研發(fā)水平，代表i省市t時期的外商直接投資。（二）空間杜賓模 型空間計量經濟學是經濟學學科的一個新興分支，研究的是如何在橫截面數據和面板數據的回歸模型中處理空間相互作用（空間自相關）和空間結構（空間不均 勻性）結構分析。近十幾年，空間計量模型應用于社會科學很多領域，尤其是在 應用經濟領域的運用呈現出爆炸的態(tài)勢， 成為計量經濟理論中一大亮點。 比較常 見的空間計量模型有空間滯后模型（SAR、空間誤差模型（SEM

11、、空間杜賓模型 （SDM。其中，空間杜賓模型不僅考慮了因變量的空間相關性，還考慮了自變量的空間相關性，即因變量不僅受到本地區(qū)自變量的影響， 還受到其他地區(qū)自變量 和因變量的影響。其基本形式為：（4） -21-經貿論壇國際貿易問題2013年第5期其中，Wy是因變量的空間滯后項， WX是自變量的空間滯后項。鑒于技術和知識的空間依賴性以及出口的溢出效應， 本文將采用空間杜賓模型，具體表述如下：（5）其中， W代表空間權重矩陣，代表因變量全要素生產率的空間滯后項， 代表自變量出口額的空間滯后項，代表自變量出口依存度的空間滯后項，代表自變量人力資本的空間滯后項， 代表自變量研發(fā)水平的空間滯后項，代表自變

12、量外商直接投資的空間滯后項。 在不考慮空間滯 后項的時候，回歸系數可以反映自變量對因變量的影響，但是在存在空間滯后項的情況下，回歸系數不再反映自變量對因變量的影響，這種影響的表述將變得非常復雜。Lesage、Pace （2008）提出了直接效應、間接效應和總效應等概念， 用來反映自變量對因變量的影響。直接效應表示 x對本地區(qū)y造成的平均影響，間接效應表示x對其他地區(qū)y造成的平均影響，總效應表示x對所有地區(qū)造成的平均影響。將空間杜賓模型用以下形式表示：（6） （7）其中，寫成矩陣形式為:（8） （9）,表示x對本地區(qū)y造成的平均影響，即直接效應，數值為矩陣中對角線元素的平均值，記為：-22-國際

13、貿易問題2013年第5期經貿論壇，表示x對其他地區(qū)y造成的平 均影響，即間接效應，數值為矩陣中非對角線元素的平均值，也是總效應減去直 接效應的差值，記為：總效應為矩陣中所有元素的平均值，記為：。（三）數據描 述1.國內生產總值Y。為了摒除價格的影響，采用各省的實際國內生產總值（GDP 指數），2003-2010年的GDP旨數（上年=100）數據來自中國統(tǒng)計年鑒，2002 年的GDP指數（ 1978=100）數據來自中國國 內生產 總值核算歷 史資 料 1952-2004,然后根據環(huán)比指數相乘等于同比指數的性質，用2002年的GDP指數（ 1978=100）依次與2003-2010的GDP旨數（

14、上年=100）相乘，換算為以 1978年不變價的國內生產總值。2.勞動力L。各省2002-2010年的勞動力數 據來自中國統(tǒng)計年鑒和一些地方統(tǒng)計年鑒的就業(yè)人員的數據。3.資本存量K。 各省2002-2010年的資本存量數據本文根據永續(xù)盤存法進行測算，具體的計 算公式如下：（10）其中i是第i個省區(qū)，t是第t年，和分別是第i個省區(qū)第 t+1年和第t年的資本存量，是第i個省區(qū)第t年資本存量的折舊率，是第i個 省區(qū)t+1年的名義總投資，是第i個省區(qū)t+1年的固定資產投資價格指數（1978 年=100）,則是第i個省區(qū)t+1年的實際總投資。從公式可以看出，在利用永續(xù) 存盤法估算資本存量時，需要考慮以下

15、四個方面的內容：（1）初始年份的資本存 量的數據；（2）每一年的名義總投資的數據；（3）經濟折舊率的數據；（4）每 一年的固定資產投資價格指數的數據。初始年份（1978年）的資本存量根據Hall 和Jones （1998）使用的公式/ （g+6）進行計算；名義總投資用固定資本形成 總額來表示；經濟折舊率則參考張軍（2004）計算的9.6%;固定資產投資價格 指數可從中國統(tǒng)計年鑒上獲得，由于得到的數據采用的是上一年=100的指 數，本文還將根據環(huán)比指數相乘等于同比指數的方法進行處理統(tǒng)一轉換成以 1978年=100的固定資產投資價格指數。4.人力資本HR各省2002-2010年的 人力資本數據采用

16、教育年限法，參考彭-23-經貿論壇國際貿易問題2013年第5期國華（2005）的做法，從國研 網數據中心得到“分地區(qū)全國就業(yè)人員受教育程度構成”的數據，其中受教育程度構成分成：未上過學、小學、初中、高中、大專及以上（大學?？?、大學本科、 研究生及以上）。平均受教育年數分別定為1.5、6、3、3、3.5年，運用以下公 式計算平均受教育年限：勞動力平均接受教育年數=未上過學的就業(yè)人口比重*1.5十接受小學教育的就業(yè)人口比重*7.5+接受初中教育的就業(yè)人口比重*10.5+接受高中教育的就業(yè)人口比重 *13.5+接受大專及以上教育的就業(yè)人口比 重*17 （11）把各年份平均接受教育年數轉換成人力資本存

17、量時，需要知道各個 接受教育階段的回報率。按照彭國華（2005）采用的做法，設回報率（E）為分段線 性函數，教育年數在0-6年之間時的教育回報率為0.18,6-12年之間為0.134 , 12年以上為0.151。如果受教育年數平均為12.5,則人均人力資本的計算方 法就為 Lnh=0.18*6 十 0.134*6+0.151*0.5=1.96 。最后就可以利用公式 H=exp（Lnh）*L計算出人力資本。5.出口總額 X。各省2002-2010年的出口總 額數據來自中國統(tǒng)計年鑒和一些地方統(tǒng)計年鑒的各地區(qū)按經營單位所在地分 貨物出口總額。然后用各年的平均貨幣匯率轉換為人民幣，再用以 1978年為

18、基 期的居民消費價格指數進行平減，換算為以1978年不變價的出口總額。6.研發(fā)水平RQ各省2002-2010年的研發(fā)水平數據來自中國科技統(tǒng)計年鑒的研 發(fā)經費支出，用以1978年為基期的居民消費價格指數進行平減，換算為以 1978 年不變價的研發(fā)經費支出。7.外商直接投資FDI。各省2002-2010年的外商直 接投資數據來自中國統(tǒng)計年鑒和一些地方統(tǒng)計年鑒的實際利用外商直接投資 金額。然后用各年的平均貨幣匯率轉換為人民幣，再用以1978年為基期的居民消費價格指數進行平減，換算為以1978年不變價的外商直接投資額。8.出口依 存度XG各省2002-2010年的出口依存度是用各省的出口額占 GDP勺

19、比重來 表示。9.全要素生產率TFR用基于數據包絡分析(DEA白Malmquist指數法 進行測算，用該方法涉及的投入要素為勞動力和資本，產出為國內生產總值。本文采用以產出導向的CRS真型測算的Malmquist指數值，為了避免在選擇生產技 術參照時隨意性，選用兩個時期的Malmquist指數的幾何平均值作為Malmquist 指數值。即：(12)其中，為t時期的產出距離函數。對，有，當且僅當位于生 產技術的前沿，。-24-國際貿易問題2013年第5期經貿論壇三、實證分析(一)面板數據回 歸由于本文選取的數據是2002-2010年中國各省區(qū)的數據，T=9, n=31,屬于 短面板數據，因此不需

20、要進行單位根檢驗和協整檢驗。但是要進行模型的選擇， 主要涉及使用混合OLS真型、固定效應模型還是隨機效應模型，通過F統(tǒng)計量檢 驗、LM檢驗和Hausmanl僉驗，本文選定了個體固定效應模型。下面，根據收集 和估算的數據，進行面板數據回歸，本文使用國際上比較通用的Stata (11.1)軟件進行操作?；貧w結果見表表1面板數據模型回歸結果1。從表1面板數據模 型的回歸結果看，出口額對變量回歸系數標準差全要素生產率增長的影響在5%的水平上是顯著的，lnx0.036*0.014 這與我們的理論分析一致，認為出口貿易 將通過出xg-0.0280.059 口學習效應、出口溢出效應、出口規(guī)模效應和出口 ln

21、hr-0.230*0.053競爭效應促進全要素生產率的 增長。外貿依 存度在lnrd0.0160.014 統(tǒng)計上不顯著，不能促進全要素生產率的發(fā)展。人 lnfdi0.0110.008力資本在 1%水平上是顯著的，但是對全要素生產率常數1.418*0.40 ,因此，我國的全要素生產率 增長存在著正P值0.005的空間自相關性，說明運用空間計量模型進行回歸平均 數-0.008將更加適合。標準差0.0422.空間權重矩陣在空間回歸分析中，地理 空間的相互影響可用空間相關來描述。 在度量空間相關時，還需要解決地理空間 結構的數學表達，定義空間對象的相互鄰接關系。因此，空間計量經濟學中引入 了空間權重矩

22、陣，來解決空間的相互關系?？臻g權重矩陣的選取有基于鄰接性和 基于距離兩種，由于本文采用的數據來自我國31個省市，每個省市之間基本都有共同表3空間杜賓模型回歸結果的邊界，因此，將采用基于鄰接性的方法構變量回歸系數t統(tǒng)計值P值建空間權重矩陣。lnx0.0030.2100.834 首先，在Geoda 軟件中根據中國地圖將31個省市采用車鄰接(RookContigWty )方式 xg-0.015-0.2310.817 創(chuàng) 建空間權重矩陣，生成的空 間權重矩陣是 lnhr-0.333*-6.0670.000 后綴為.gal 的格式，為一個 31X 31 的 0-1 矩 lnrd-0.049*-2.416

23、0.016 陣，對角線都是0,鄰接元素為1,由于海南島是島 嶼，沒有相鄰省份，考慮到它和廣東lnfdi0.0060.8270.408經濟聯系密切，令其與廣東鄰接。在空間計 W*lnx0.045*2.0230.043 量的分析過程中，我們需 要將空間權重矩陣 W*xg-0.014-0.1590.874進行標準化變換，使行之和等于1。W*lnhr0.1321.4420.149由于Geod瞰件無法進行空間杜賓模型的操作，因此 需要將相關的數據和空間權重W*lnrd0.055*2.0160.044 矩陣導入到Matlab(R2009a中進行操作。W*lnfdi0.0010.0990.9213.空間杜賓

24、模型的回歸結果W*lntfp0.166*2.1180.034本文基于技術和知識的空間依賴性以及出口的溢出效應，選擇了空間杜賓模型。使 R-squared0.500用Matlab (R2009a進行 回歸操作，回歸結log-likelihood455.955 果見表3。-26-國際貿易問題2013年第5期經貿論壇從回歸結果可以看出，空間杜賓 模型的表4空間杜賓模型的直接效2R=0.500相比面板數據模型有所提高，說明 空益、間接效應和總效應問杜賓模型的擬合優(yōu)度有所增強，而且出口直接效應系 數t統(tǒng)計值P值額、研發(fā)水平和全要素生產率的空間滯后項都 lnx0.0050.3130.756 是顯著的。xg

25、-0.016-0.2360.815 空間計量模型的回歸系 數并不能反映自變量對因變量的影響，要通過直接效應、間接效 lnhr-0.328*-6.1030.000應和總效應來反映。lnrd-0.046*-2.3510.025從表4可以看出，在空間杜賓模型直接效 lnfdi0.0060.7990.430 應中，相比面 板數據模型，出口額對全要素生間接效應系數t統(tǒng)計值P值產率增長的影響不再 顯著了，這個結論與徐順憨(2009)的研究相一致，認為我國還是按 照lnx0.053*2.2100.035 傳統(tǒng)的比較優(yōu)勢進行分工，出口的產品多為附 xg-0.021-0.2160,830 加值低的勞動密集型產品

26、，這種出口方式不僅 lnhr0.0930.9000.375 抑制了當地產業(yè)結構的升級換代，還強化了比 lnrd0.053*1.7500.090 較優(yōu)勢的存在，從而陷進Grossmanffi Helpman所說的較 低技術進步增長率的傳統(tǒng)部門；出口 lnfdi0.0030.2200.827 依存度和外商直 接投資依然還是不顯著；人力總效應系數t統(tǒng)計值P值資本依然是顯著的，空間 杜賓模型的直接效應lnx0.059*2.6020.014 比起面板數據模型的系數更小， 說明面板數據xg-0.037-0.3980.694模型因為沒有考慮空間溢出效應而高估了人力資本的直接效應；在空間杜賓模型直接效應中l(wèi)n

27、hr-0.235*-2.0740.046 的研發(fā)水平變顯著了，但影響為負，說明本地 lnrd0.0070.2440.809 區(qū)的研發(fā) 水平對本地區(qū)的全要素生產率增長有 lnfdi0.0090.5850.563阻礙作用。在空間杜賓模型的間接效應中，出口額在5%K平上是顯著的，說明出口額對其他地區(qū)的全要素生產率增長產生了促進作用；除了研發(fā)水平，外貿依存度、人力資本和 外商直接投資的間接效應都不顯著，說明我國整體的知識技術溢出效應并不明 顯。在空間杜賓模型的總效應中，出口額在5%K平上是顯著的，說明出口額對所有地區(qū)的全要素生產率增長有促進作用，這與我們的理論分析相一致，認為出口貿易會通過出口學習效應

28、、出口溢出效應、出口規(guī)模效應和出口競爭效應促進 全要素生產率的增長；人力資本在5%K平上是顯著的，但是對全要素生產率的增長產生了阻礙作用，說明我國的人口素質還有待提高，只有進一步加大教育投 入，我國的人力資本才能真正地有助于全要素生產率的發(fā)展?？偠灾?，空間杜賓模型的回歸結果表明出口額對本地區(qū)的全要素生產率增長沒有顯著的影響，但對其他地區(qū)的全要素生產率增長產生了促進作用，對所有地區(qū)的全要素生產率增 長也有促進作用。不同的全要素生產率增長水平，出口對其的影-27-經貿論壇國際貿易問題2013年第5期響是不一樣的，為了更加精確地分析出口與我國全要素生產率增長的關系，本文接下去將采用面板數據分位數回

29、歸做進一步的探討。（三）面板數據分位數回歸分位數回歸（QuantileRegression ） 最早由Koenker和Bassett于1978年提出，它能精確地描述自變量對于因變量 的變化范圍以及條件分布形狀的影響。分位數回歸是通過使加權誤差絕對值之和 最小得到參數的估計，因此估計量不容易受到異常值的影響，從而估計更加穩(wěn)健。 Koenker （2004）將分位數回歸應用到面板數據模型的參數估計中，提出面板數據分位數回歸的函數形式如下：（15）對參數的估計則要求解下述最小化問題：（16）面板數據分位數回歸是對面板數據模型采用分位數回歸的方法進行參數估 計。通過將分位數回歸和面板數據模型相結合對變

30、量之間的關系進行研究，可以更好地在控制個體差異的基礎上分析因變量條件分布的不同分位點上變量之間 的關系（李群峰，2011;齊曉麗等，2010）。本文采用Eviews6.0進行面板數 據分位數回歸，由于固定效應模型對于不同的截面或不同的時間序列，模型的截距是不同的，則采用在模型中加虛擬變量的方法進行參數估計。選取的分位點分 別為0.1、0.25、0.5、0.75、0.9 ,估計結果見表5。圖1分位數回歸系數折線 圖-28-國際貿易問題2013年第5期經貿論壇從表5面板數據分位數回歸結果 可表5面板數據分位數回歸結果以看出，在分位點較低或較高點，出口變量分位 點回歸系數標準差T統(tǒng)計量P值額對全要素

31、生產率增長的影響都是不顯lnx0.1000.0110.0140.7970.426 著的，只有在中間部位 0.25和0.5分位點 0.2500.020*0.0072.9420.004 時，出口額對全要素生產率增長是有顯 0.5000.016*0.0072.4550.015 著的影響，而且出口額的回歸系數隨著分位點 的提高呈現“倒U型”（如圖1所0.7500.0060.0070.8860.377 示）。這說明當全 要素生產率較低時，由 0.9000.0030.0150.2210.826 于吸收能力較弱，出口 貿易帶來的各種xg0.1000.0210.0360.5920.554 效應沒有產生顯著的影

32、響；當全要素生0.250-0.035*0.018-1.9970.047產率較高時，由于我國的出口貿易方式0.500-0.053*0.019-2.8490.005還是“粗放型”，產品以勞動密集型為主，附加值低，對全要素生產率的影響 0.750-0.0290.027-1.0830.280 也不 顯著；只有當全要素生產率大小與 0.900-0.0150.038-0.3910.696 出口貿易方式 相匹配時，出口貿易才會lnhr0.100-0.022*0.008-2.9000.004對全要素生產率 增長產生顯著 的 促進作 0.250-0.036*0.008-4.3890.000 用。0.500-0.

33、044*0.006-7.1890.000外貿依存度也只有在中間部位 0.25和0.5分位點時對全要素生產率增長產生顯著 0.750-0.024*0.010-2.5610.011的影響，但是影響是負的，而且回歸系0.900-0.0260.017-1.5400.125 數隨著分 位點的提高呈現“ U型”。這表lnrd0.1000.0050.0080.6540.513 明我國加強各 地區(qū)對外開放的政策對全 0.2500.0070.0061.0800.281 要素生產率增長反而起了阻礙作用，這 0.5000.0090.007主要因為我國的經濟水平還欠發(fā)達，關1.2870.199 兵(2010a)提出了

34、 “門檻”效應，認為 0.7500.0080.0090.90100.364當只有在經濟較發(fā)達的國家或地區(qū)，對外 0.9000.0010.0120.0580.954 開放對經濟增長才有明顯的作用，這就相l(xiāng)nfdi0.100-0.0060.010-0.6230.534 當于一 個經濟發(fā)展的“門檻”。0.2500.0000.0100.0380.970 人力資本只有在高分位點0.9 時對全要素生產率的增長沒有顯著的影響。在0.5000.016*0.0062.6520.009 其他分位點都產生了顯 著的影響，但影 0.7500.008*0.0051.8310.068 響是負的，而且回歸系數隨著分 位點的

35、 0.9000.017*0.0082.2350.026 提高呈現“ U型”。同時，研發(fā)水平在各分位 點對全要素生產率的增長都沒有顯著的影響。這說明我國的人力資本和研發(fā)水平 都較為薄弱，對全要素生產率增長產生了阻礙作用，我國應該加大教育和科研投入，增強我國的吸收能力。外商直接投資在0.5分位點以下時對全要素生產率增 長沒有顯著的影響，在0.5分位點以上時產生了顯著的促進作用，且隨著分位點提高影響更大。這表明外商直-29-經貿論壇國際貿易問題2013年第5期接投資對全要素生產率的影響在很大程度上取決于一個國家的吸收能力，當全要素生產率較低時，吸收能力較弱， 外商直接投資對全要素生產率沒有產生顯著的

36、影響；當全要素生產率較高時，吸收能力較強，外商直接投資對全要素生產率產生了顯著的影響。相比面板數據模型的最小二乘回歸，面板數據分位數的回歸結果提供了更為豐富的信息，還使得各參數估計值顯著性更高，回歸結果更加穩(wěn)健和精確。四、結論本文考慮技術和 知識的空間依賴性以及出口的溢出效應， 運用空間杜賓模型對出口與我國全要素 生產率增長的關系進行了分析，并運用了面板數據分位數回歸方法更加精確地分 析了兩者的關系。本文主要的結論如下：1.我國的全要素生產率增長存在著正的 空間自相關性，相比面板數據模型，空間杜賓模型的擬合優(yōu)度有所增強；2.運用空間杜賓模型進行回歸，結果發(fā)現出口額對本地區(qū)的全要素生產率增長沒有

37、顯 著的影響，但對其他地區(qū)的全要素生產率增長產生了促進作用， 對所有地區(qū)的全 要素生產率增長也有促進作用；3.運用面板數據分位數回歸方法，結果發(fā)現當全 要素生產率較低時，由于吸收能力較弱，出口貿易帶來的各種效應沒有產生顯著 的影響；當全要素生產率較高時，由于我國的出口貿易方式還是“粗放型”，產品以勞動密集型為主，附加值低，對全要素生產率的影響也不顯著； 只有當全要 素生產率大小與出口貿易方式相匹配時，出口貿易才會對全要素生產率增長產生 顯著的促進作用。參考文獻關兵，（2010） “出口地理方向與我國全要素生產 率增長一一基于中國省際面板數據的實證分析，”國際貿易問題第11期。一（2010） “出口貿易與全要素生產率增長的動態(tài)效應分析一一基于中國省際面板數據的角度，”國際商務一一對外經濟貿易大學學報第 6期。李春頂、唐 丁祥，（2010） “出口與企業(yè)生產率：新-新貿易理論下 的我國 數據檢驗（1997-2006年）國際貿易問題第 9期。彭國華，（2005） “中國地區(qū)收 入差距、全要素生產率及其收斂分析，”經濟研究第9期。徐順憨，（2009）“中國省域全要素生產率增長的空間鄰居效應，”科技和產業(yè)第9期。張軍、 吳桂英、張吉鵬，（2004） “中國省際物質資本存量估算：1952-2000,”經濟 研究第10期。？2?癡防種劊舟柢？慮？剩撿