我国海运服务贸易技术外溢与全要素生产率变动

李 晨，戴国平

(中国海洋大学经济学院，山东青岛266100)

一、问题的提出

目前国内外学者对海运服务贸易的研究主要集中在海运服务贸易竞争力、海运服务贸易低碳、海运服务贸易逆差等方面，对我国海运服务贸易技术外溢涉及较少，只有海运服务贸易能给货物贸易内部结构升级和技术进步提供强力支撑(张学萌，2013①)、中国海运业开放将吸引外国海运公司投资并促进我国海运企业的设备更新和技术改造、并有效提高了我国海运产业的服务水平和技术含量(何伟、何忠伟，2008;唐颖峰、寇宁、朱冰冰，2011②③)等观点散见于文献。目前尚没有对我国海运服务贸易技术外溢较深入的理论分析，更缺乏相关的实证研究。本文对我国海运服务贸易技术外溢的存在性进行理论判断，阐释技术外溢的主要途径及衡量方法，通过设置全要素生产率的影响因素作为控制变量，对我国海运服务贸易技术外溢效应进行实证检验，并提出相应的对策建议。

二、我国海运服务贸易技术外溢存在性的理论分析

伴随着入世后我国海运业逐步开放，海运业外资公司数量已经超过70%。截至2012年底，外商在华设立的独资船务公司42家，分公司196家;在华设立外商独资集装箱运输公司7家，分公司74家。外资企业进入影响了国内海运企业发展及经济技术进步，并通过下列途径体现出海运服务贸易的技术外溢效应。第一，通过海运服务贸易的产业关联效应提高了贸易效率。在产品差异化和国际分工的基础上，我国海运服务贸易逆差体现了国外产品或服务对国内市场的分享或对国内供给不足的弥补，意味着外资企业进入促进了我国海运服务业的效率提高，海运服务贸易通过提高运输效率再作用于依托运输服务的其他行业或产业。运输效率一经提高，运输服务时效性得以提高，物料供应更加及时，制成品销售加快，库存压力减小，由此，依托运输服务的各类生产、制造、销售企业的运作效率相应得到提高。而企业运作效率的提高又加快了国际贸易及整个国民经济系统的物流循环，降低了物流成本，产生巨大的外溢效应;第二，通过外资企业进入所带来的竞争压力提升了国内航运企业的竞争力水平。外资企业以其技术及管理优势对国内海运服务贸易配套企业产生竞争压力，迫使国内企业加大自身创新及研发力度，刺激国内企业更加有效地配置现有资源，并不断推动技术效率的提高，从而与国外企业抗衡，恢复并扩大在海运服务贸易配套领域的市场份额。因此，技术创新是缩小与外资企业差距、提升企业竞争力水平的重要途径，而加快技术创新也是国内企业面临激烈竞争时的必由之路;第三，通过外资企业FDI引致学习和示范效应。海运服务贸易FDI给国内航运服务贸易企业带来先进技术和经验，为相关企业提供了学习机会，促进了技术溢出机制的实现，这里着重强调从事海运服务贸易的跨国公司对东道国企业技术和管理水平的影响。已有研究表明，海运服务贸易通过FDI的引入可以带来示范效应，进而降低国内服务价格水平，提高服务质量状况，从而降低技术溢出成本(方慧，2009④);第四，通过人力资本流动产生技术溢出。外资企业出于成本及本土化考虑，一般会雇佣大量国内员工，并对员工进行管理技术培训以满足企业经营活动的需要。这些员工一旦有机会流动到国内企业或自己创业，就会将其所积累的经验、跨国公司先进的服务生产技术和管理经验等重要信息运用于新的企业并产生技术外溢效应。

三、我国全要素生产率测算及影响因素分析

(一)我国全要素生产率测算

本文采用目前应用最广泛的索罗残差法(Solow，1957⑤)计算我国全要素生产率，即除要素投入因素之外的技术进步或能力实现等所引起的产出增加，是剔除要素投入的贡献之后所得到的残差。基本思路是利用总量生产函数，在获知产出、劳动和资本增长数据以及劳动和资本在产出中所占份额的基础上，经济增长中的技术进步率可通过产出增长率扣除各投入要素增长率之后的残差来表示。在规模报酬不变和要素中性型技术进步假设下，技术进步率就等于TFP增长率。

具体估算中，采用包括资本和劳动两要素的柯布－道格拉斯生产函数作为对总量生产函数的表示:Yt=(原始方程)，其中Y是t年的产出，在分析中取tt年的实际GDP数值;Kt是t年的资本存量;Lt是t年的劳动投入，即t年的实际就业人数;α和β分别表示资本份额和劳动份额，即资本和劳动收益在产出中所占的比重;代表经济发展的技术状况，即TFP。原始方程对t求导并移项，得到C－D生产函数下TFP增长率的表示方法，即:

原始方程两边同时取自然对数有:

在规模报酬不变假设下，有α+β=1，故方程(2)可变行为:

其中，Y和L的具体数值都可通过历年统计年鉴查阅得知，K值无法直接获取，需要进一步测算如下:

其中It是t年的名义投资额，Pt是t年的固定资产投资价格指数，δ是t年的固定资产折旧率。确定了资本存量的初始值以及每年实际投资额之后，通过(4)式便可求的历年的实际资本存量。

在使用索洛残差法估算我国2000－2012年全要素生产率之前，先结合相应数据并根据公式(4)求得K值(见表1)。然后结合表1中有关数据，按公式(1)即可求出历年的TFP值。由于使用索洛残差法的前提要求规模经济不变，因此首先要对α+β=1的约束条件进行检验。在此，使用Wald参数检验方法进行检验。首先给出所要检验的无约束条件回归方程见方程(5)，对其中解释变量ln(K)和ln(L)的系数进行wald线性约束检验，检验结果见表2。

表1 1999－2012年各要素数值 单位:亿元、万人

表2 自变量参数的Wald检验结果

如表2所示，P值＞0.05，表示在5%的显著性水平下，不能拒绝原假设，因此认为在所取年份2000－2012年间，我国经济处在规模收益不变的条件下。进而对变量进行移项处理，构建新的约束条件方程如下所示:

OLS回归结果如下:

R2=0.8928，F值 =158.3027，DW 值 =0.4529

由以上检验结果可以看出，方程的拟合效果较好，总体显著，可以认为具有较强的解释能力。从而得到α=0.2244，β=0.7756。带入方程(1)，并结合表1有关数据，即可求得历年的ΔA/A值，即TFP的增长率。经折算，求得历年的TFP水平如表3所示。

(二)我国全要素生产率的影响因素分析

一个经济体全要素生产率的变动往往受到多种因素的影响，除了文章所要探讨的海运服务贸易的相关影响之外，经济体制变迁以及科研环境变化也是影响我国全要素生产率的重要宏观指标。

上世纪70年代中期兴起的以诺斯为代表的新制度经济学派强调制度因素对一国经济增长的重要影响，认为经济增长过程都受到特定制度安排和制度环境的制约，绝无可能独立于制度背景而存在。就我国而言，经济体制变迁对全要素生产率的影响主要通过两方面表现出来:一是产业政策，国家出台的鼓励型或限制型产业政策通过相关产业直接反映在产业技术革新的意愿上，从而对全要素生产率产生影响;二是市场化水平的演进，尤其是民营企业进入加剧市场竞争，继而引发技术革新。

科研环境是影响全要素生产率的又一重要因素，这里的科研环境主要指我国每年用于科技研发的费用支出、每年申请专利数量以及法律政策的扶持等。相对宽松和鼓励性的科研环境能增强科技研发投入积极性，进而使科技水平得到快速提高，带动社会生产率的进一步提高。Goto和Suzuki(1989)通过对研发投入与日本制造业全要素生产率之间关系的实证研究得出，研发投入对行业全要素生产率的边际贡献率高达40%左右，其他相关行业研发投入的加强也能促进制造业的发展。

四、我国海运服务贸易技术溢出效应的实证检验

设置经济体制变迁以及科研环境变化两个全要素生产率影响因素作为控制变量，选取海运服务贸易对我国经济的贡献度以及产业内贸易指数等海运服务贸易相关指标构建线性回归方程，对我国海运服务贸易的外溢效应进行实证检验。

(一)模型构建及变量说明

从海运服务贸易技术外溢效应的溢出途径入手，选用国有企业和集体企业产值之和与全国工业总产值之间的比值来表示经济体制约束，选用我国每年的科技研发支出与当年GDP的比值来表示科技环境，并将这两个全要素生产率的主要影响指标设置为控制变量，由此构建实证模型如下:

其中，IR表示国有企业和集体企业产值之和与全国工业总产值之间的比值，表明国内政策和制度环境对海运服务贸易技术溢出水平的制约;R*D表示我国每年的科技研发支出与当年GDP的比值;ST表示海运服务贸易对我国经济的贡献度，用历年我国海运服务贸易进出口总额与当年GDP的比值来表示;G－L表示G－L指数(格鲁贝尔－劳埃德指数)，从静态角度测算我国海运服务贸易的产业内贸易水平，其计算公式为 Bi=1－，其中Xi表示该产业在一定时期内的出口额，Mi表示该产业在一定时期内的进口额，Bi在0－1之间取值，数值越接近于1，说明此时该行业的出口额和进口额越接近，即产业内贸易程度越高;越接近于0，则产业内贸易程度越低，经计算2000年－2012年我国海运服务贸易的年均G－L指数如表4所示。文中所用到的原始数据均来源于《中国贸易外经统计年鉴》、《中国统计年鉴》、《中国工业统计年鉴》以及中国国家统计局网站数据库2000－2012年数据，如表4所示。

表4 解释变量的原始数值(100%)

(二)变量优选及回归方程确定

首先对模型(8)中的变量进行多重共线性检验，结果如表5所示，可见部分变量之间的多重共线性较为明显，因此本文采用逐步回归的方法对初选控制变量进行筛选，以使回归结果更加严谨。

表5 变量的多重共线性检验结果

按照逐步回归的思路，首先对所有解释变量逐一与因变量Ln(TFP)进行一元线性回归，并根据其显著性水平得到最优解。据表6可知，变量Ln(GL)与被解释变量形成的一元线性回归方程最为显著，因此将其余解释变量按照R2由大到小的顺序逐一带入上述一元回归方程，若形成的新方程显著性水平更优，则保留该变量;否则剔除该变量。重复该过程，直至筛选出最终的回归方程为止。结合表7经逐步回归后方程各参数值的综合分析，确定该模型的最终回归方程式如下，方程(9)中各解释变量的t检验值均通过了5%的临界值水平，即上述解释变量的回归系数显著不为零，可认为其具有较好的显著性水平和较强的解释能力。

表6 各回归方程检验统计量的显著性水平

表7 逐步回归结果一览

(三)实证结果

除海运服务贸易对我国经济的贡献度之外的其他初选变量都通过参数显著性检验和方程总体的显著性检验，结合最终回归方程可知，国内制度环境、科研环境以及我国海运服务贸易产业内贸易程度等指标都会对我国全要素生产率水平产生重要影响。

G－L指数与全要素生产率呈正相关关系，G－L指数每增加1%，全要素生产率提高0.1411%。即我国海运服务贸易产业内贸易水平的提高有利于促进全要素生产率的提升，由此也验证了我国海运服务贸易技术外溢效应的存在。

表示经济体制和科技环境的两个控制变量也对全要素生产率产生显著变化。其中，Ln(IR)的系数为负值，根据前文设定，国有企业和集体企业产值之和与全国工业总产值之间的比值越高，说明市场集权程度越高，市场化水平越低，因此国有企业和集体企业产值之和与全国工业总产值之间的比值每提高1%，会使全要素生产率下降0.3195%。研发支出与全要素生产率成正相关关系，加大科研投资的规模会带动我国全要素生产率水平的提高。

五、结论及建议

我国海运服务贸易通过产业关联效应、竞争因素、学习和示范效应以及人力资本流动实现其技术外溢效应，而技术外溢效应水平主要受我国海运服务贸易产业内贸易水平的影响。我国海运服务贸易产业内贸易水平的提升反映了逆差的不断收敛以及贸易效率的不断提升，能够促进我国全要素生产率的提升。在海运服务贸易之外，经济体制约束和科技研发支出均对我国全要素生产率产生显著影响。由此，本文提出如下建议:第一，提升我国海运服务贸易产业内贸易水平，通过学习借鉴跨国公司先进技术及管理经验并经由吸收创新提升自身技术及管理水平，完善海运人才市场流动机制促进人才流动，增强我国海运服务贸易国际竞争力。第二，完善海运立法及海运业产业扶持政策，优化市场准入机制以保证内企与外企之间的平等竞争关系，改善融资条件，优化投资环境，保证市场化进程的平稳有序发展。第三，鼓励和支持科技创新，加大科研投资规模，充分发挥政府、市场及企业在科技资源配置、科技创新及科技成果转化中的多元主体功能，完善科技创新环境。

［注释］

①张学萌:《中国海运服务贸易与货物贸易的相关性研究》，硕士毕业论文，大连海事大学，2013年6月。

②何伟，何忠伟:《我国运输服务贸易逆差及其国际竞争力》，《国际贸易问题》，2008年第11期。

③唐颖峰，寇宁，朱冰冰:《我国海运服务市场开放与海运服务贸易自由化》，《世界贸易组织动态与研究》，2011年11月第18卷第6期。

④方慧:《服务贸易技术溢出的实证研究》，《世界经济研究》，2009年第3期。

⑤Robert Merton Solow，“Technical Change and the Aggregate Production Function”，1957.