華廣敏

（天津機(jī)電職業(yè)技術(shù)學(xué)院 財經(jīng)與工商管理系，天津 300131）

近年來，經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程不斷加強(qiáng)，任何一個國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展都離不開與其他國家的密切合作。在世界產(chǎn)業(yè)分工體系調(diào)整過程中，發(fā)達(dá)國家因成本快速上漲，將全球產(chǎn)業(yè)鏈中的低端環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)移到成本相對低廉的發(fā)展中國家，而將核心制造技術(shù)和核心產(chǎn)業(yè)技術(shù)留在國內(nèi)并實(shí)行對外嚴(yán)格控制。這些產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移是否促進(jìn)東道國技術(shù)效率的提高，需要重新測度。本文通過對OECD國家數(shù)據(jù)進(jìn)行考察，運(yùn)用隨機(jī)前沿技術(shù)實(shí)證分析服務(wù)業(yè)開放對不同發(fā)展水平國家技術(shù)效率的影響。

一、文獻(xiàn)綜述

20世紀(jì)70年代后隨著西方國家服務(wù)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，一些學(xué)者開始對服務(wù)業(yè)自由化與國家經(jīng)濟(jì)增長和技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系進(jìn)行研究。Francois（1990）、Rivera-Batiz FL和Rivera－Batiz LA（1992）從分工和專業(yè)化的角度分析服務(wù)業(yè)FDI有助于促進(jìn)東道國分工，提高制造業(yè)的勞動生產(chǎn)率。Markusen等（1989，1990）運(yùn)用比較靜態(tài)模型研究發(fā)現(xiàn)服務(wù)業(yè)FDI自由化提高了利用其作為中間投入的最終產(chǎn)品部門的生產(chǎn)力，有利于增加?xùn)|道國的福利。江靜、劉志彪和于明超（2007）分析了服務(wù)業(yè)促進(jìn)制造業(yè)效率提升的機(jī)理。這些研究為服務(wù)業(yè)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長和技術(shù)效率提高機(jī)理研究打下了理論基礎(chǔ)。

在實(shí)證研究方面，目前文獻(xiàn)還相當(dāng)有限。OECD（2006）研究表明服務(wù)市場開放所引起的技術(shù)轉(zhuǎn)移和擴(kuò)散效應(yīng)能促進(jìn)所有經(jīng)濟(jì)部門的生產(chǎn)率；Javorcik等（2006）認(rèn)為服務(wù)業(yè)FDI會促進(jìn)企業(yè)效率的提升；莊麗娟（2007）認(rèn)為，服務(wù)貿(mào)易可通過物質(zhì)資本積累效應(yīng)等途徑影響一國的技術(shù)進(jìn)步。江錦凡（2004）、陳景華（2010）、施永（2011）等學(xué)者實(shí)證分析了中國服務(wù)業(yè)利用外資與經(jīng)濟(jì)增長存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系。此外，Mary Amiti等（2004）、Egger（2001）、Fernandes Ana M.和Paunov Caroline（2008）、沈坤榮、耿強(qiáng)（2001）研究了服務(wù)業(yè)國際轉(zhuǎn)移對勞動生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。這些實(shí)證分析都充分證明了服務(wù)業(yè)開放對經(jīng)濟(jì)增長及制造業(yè)效率的促進(jìn)作用。

綜上所述，雖然國內(nèi)外已有研究對服務(wù)業(yè)開放問題進(jìn)行了較多關(guān)注，但關(guān)于不同發(fā)展水平國家服務(wù)業(yè)開放對經(jīng)濟(jì)增長及制造業(yè)效率影響的研究較少。本文嘗試使用隨機(jī)前沿模型，對服務(wù)業(yè)開放水平對技術(shù)效率的影響進(jìn)行實(shí)證分析。

二、實(shí)證研究

（一）隨機(jī)前沿技術(shù)

隨機(jī)前沿方法從20世紀(jì)70年代末開始被廣泛應(yīng)用于生產(chǎn)率分析，目前在實(shí)踐中應(yīng)用最廣泛的是由Battese等（1992，1995）發(fā)展起來的隨機(jī)前沿技術(shù)，根據(jù)研究時間和重點(diǎn)不同，可分為Battese等（1992）和Battese等（1995）兩個模型。

面板數(shù)據(jù)的隨機(jī)前沿模型的基本形式為：

其中，yit表示i國t時期的實(shí)際產(chǎn)出；xit表示i國t時期的投入要素；βi為待估參數(shù)；f（.）表示生產(chǎn)技術(shù)的確定性前沿，也即在現(xiàn)有技術(shù)水平下能實(shí)現(xiàn)的最大產(chǎn)出。該模型的特征是具有復(fù)合誤差結(jié)構(gòu)。vit為一般的隨機(jī)誤差項(xiàng)，假定vit～iidN（0，）；uit是一個非負(fù)隨機(jī)誤差變量，呈半正態(tài)分布，即uit～iidN＋（0，）；vit與uit相互獨(dú)立，且與解釋變量不相關(guān)。

Battese等（1977）根據(jù)誤差項(xiàng)的性質(zhì)設(shè)定了如下的方差參數(shù)：

用γ來檢驗(yàn)復(fù)合誤差項(xiàng)中技術(shù)無效項(xiàng)所占比例，作為判斷模型設(shè)定是否合理的參考指標(biāo)。

當(dāng)涉及較長時期的面板數(shù)據(jù)時，需要適當(dāng)考慮時間因素對技術(shù)效率的影響。因此，Battese等（1992）在假定ui服從截斷正態(tài)分布的基礎(chǔ)上，將技術(shù)非效率隨時間變化的表達(dá)式表示如下：

其中，η反映時間變化對技術(shù)效率變遷的影響，而η＞0，η＝0和η＜0分別表示技術(shù)效率隨時間遞增、不變和遞減。該模型沿用了Battese等（1977）設(shè)定的參數(shù)γ來檢驗(yàn)技術(shù)非效率是否存在。

依據(jù)Battese等（1992）模型，可以計(jì)算出樣本的平均技術(shù)效率以及每個個體的技術(shù)效率，但卻無法解釋樣本個體之間的技術(shù)效率差異。為此，Battese等（1995）依據(jù)Kumbhakar等（1991）及Reifschneider等（1991）的思路及其提出的“一步法”估計(jì)技術(shù)做了進(jìn)一步改進(jìn)，使其能夠定量分析出外生因素對個體技術(shù)效率的影響。

Battese等（1995）模型設(shè)定技術(shù)非效率誤差uit服從均值mit的截斷正態(tài)分布，也就是uit～iidN＋（mit），且 mit由下式確定：

其中，mit表示技術(shù)非效率，Zit是一組用來解釋個體之間技術(shù)非效率的外生因素，δ為待估參數(shù)。該模型仍用參數(shù)γ來檢驗(yàn)技術(shù)非效率是否存在。

隨機(jī)前沿模型的一個重要方面是能夠計(jì)算出技術(shù)效率，也就是某個經(jīng)濟(jì)體實(shí)際所處的生產(chǎn)曲線同技術(shù)前沿之間的距離。依據(jù)Farrell（1957）給出的技術(shù)效率的含義，可以定義i國在t時期的技術(shù)效率為樣本中該國產(chǎn)出的期望與隨機(jī)前沿的期望的比值，即：

（二）模型設(shè)定

假設(shè)各國的生產(chǎn)函數(shù)為柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，根據(jù)1995年Battese和Coelli提出的模型，本文的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型可以表示如下：

其中，Y為產(chǎn)出，L為勞動力，K為資本存量；a為相應(yīng)的彈性系數(shù)；vit～iidN（0，）；uit～iidN＋（mit，），其中mit＝Zitδ＋εit，且εit～N＋（0）。特別地，借鑒Battese等（1995）模型的做法，我們將進(jìn)一步分析代表服務(wù)業(yè)開放程度的變量對技術(shù)非效率的影響，即：

其中，mit表示技術(shù)非效率，服務(wù)業(yè)開放度變量用TRAit和FDIit表示（TRAit表示外貿(mào)依存度，F(xiàn)DIit表示外資依存度），CVit為控制變量，從而更為客觀地反映現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中服務(wù)業(yè)開放與國家技術(shù)效率的關(guān)系。

將式（6）取對數(shù)，則得到：

其中，y為產(chǎn)出，l為勞動力投入，k為資本投入，其余符號的含義同上。

將式（7）和式（8）結(jié)合起來，同時利用式（2）和式（5），就構(gòu)成了本文用于測算和分析各國技術(shù)效率的隨機(jī)前沿模型。

（三）變量說明及數(shù)據(jù)處理

本文選取OECD19個國家作為樣本①，樣本區(qū)間為1995－2010年。產(chǎn)出Y選取以2005年不變價格和不變匯率進(jìn)行折算的實(shí)際GDP值，數(shù)據(jù)來源于UNCTAD Statistics數(shù)據(jù)庫；勞動力投入L采用各國的全部從業(yè)人員數(shù)來衡量，數(shù)據(jù)來源于OECD數(shù)據(jù)庫。資本投入K采用資本存量來衡量，資本存量的估算采用常用的永續(xù)盤存法，其公式為：Kt＝（1－δt）Kt－1＋I(xiàn)t／Pt。其中，It／Pt為2005年不變價格平減的固定資本形成總額。在遞推計(jì)算時，采用單豪杰（2008）的做法：（1）1970年的資本存量用各國1970年的固定資本形成總額（2005年不變價）②除以折舊率與1971－1975年間的固定資本形成總額年平均增長率之和得到③，固定資本形成總額數(shù)據(jù)來源于UNCTAD Statistics數(shù)據(jù)庫。（2）折舊率δt各國統(tǒng)一采用10.96%。

服務(wù)業(yè)開放不僅會提高服務(wù)業(yè)自身效率，還可以直接促進(jìn)制造業(yè)效率的提高，進(jìn)而提高整個國家的經(jīng)濟(jì)效率。服務(wù)業(yè)開放程度包括了外貿(mào)依存度（TRA）和外資依存度（FDI）。本文采用各國當(dāng)年人均服務(wù)貿(mào)易額作為衡量服務(wù)業(yè)外貿(mào)依存度的指標(biāo)，數(shù)據(jù)來源于OECD數(shù)據(jù)庫。采用各國外商直接投資流入總量代替服務(wù)業(yè)FDI④，數(shù)據(jù)來源于UNCTAD Statistics數(shù)據(jù)庫。服務(wù)業(yè)開放數(shù)據(jù)均平減為2005年不變價格。

控制變量采用國內(nèi)工業(yè)生產(chǎn)總值來表示，用來反映一國的工業(yè)發(fā)展水平和規(guī)模，數(shù)據(jù)來源于UNCTAD Statistics數(shù)據(jù)庫。工業(yè)是一國經(jīng)濟(jì)增長的主要動力和重要載體，對一國技術(shù)效率的提高起著重要推動作用。

（四）模型估計(jì)及評價

運(yùn)用Frontier4.1軟件對上述模型進(jìn)行估計(jì)，可得到參數(shù)的極大似然估計(jì)值，如表1。其中，模型一是在沒有考慮效率影響因素情形下的隨機(jī)前沿模型估計(jì)結(jié)果；模型二則是在考慮了服務(wù)業(yè)開放水平對效率的影響之后得到的估計(jì)結(jié)果。

模型的檢驗(yàn)：判斷上述模型設(shè)定是否合理，可以考慮如下兩方面：（1）考察復(fù)合誤差項(xiàng)中技術(shù)無效項(xiàng)所占的比例，即γ的大小。當(dāng)γ接近于0時，說明實(shí)際產(chǎn)出與可能最大產(chǎn)出的差距主要來源于純隨機(jī)因素，采用OLS法估計(jì)參數(shù)即可；當(dāng)接近于1時，說明誤差主要來源于技術(shù)無效因素的影響，此時采用隨機(jī)前沿模型估計(jì)參數(shù)更合理。從表1知，兩個模型的g值分別為0.9929和0.9999，均在1%的顯著性水平上拒絕了g＝0的原假設(shè)，表明實(shí)際產(chǎn)出與可能最大產(chǎn)出的差距主要來源于技術(shù)無效因素。（2）采用基于模型的極大似然函數(shù)設(shè)計(jì)的廣義似然比（LR）檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，進(jìn)一步識別和檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停绫?。LR檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算公式是：

其中，L（H0）和L（H1）分別是原假設(shè)和備擇假設(shè)下的模型似然函數(shù)值。在原假設(shè)成立的條件下，LR統(tǒng)計(jì)量服從混合卡方分布而非單個卡方分布（Coelli，1995），自由度為約束條件的個數(shù)。

表1 隨機(jī)前沿模型參數(shù)的極大似然估計(jì)結(jié)果

由表2對模型一中各參數(shù)的廣義似然比（LR）檢驗(yàn)結(jié)果得知，樣本數(shù)據(jù)存在技術(shù)無效性，說明建立隨機(jī)前沿模型是合理的（原假設(shè)H0：γ＝μ＝η＝0被拒絕）；技術(shù)非效率是隨時間而發(fā)生變化的（原假設(shè)H0：μ＝η＝0和H0：η＝0都被拒絕）；技術(shù)無效項(xiàng)服從截斷正態(tài)分布是比較穩(wěn)健的（原假設(shè)H0：μ＝0被拒絕）。總之，技術(shù)無效項(xiàng)服從截斷正態(tài)分布在1%的顯著性水平上是穩(wěn)健的，技術(shù)非效率隨時間而變化在統(tǒng)計(jì)上高度顯著，有必要對技術(shù)非效率隨時間變化的原因作進(jìn)一步分析。因此，我們進(jìn)一步考慮了外生的服務(wù)業(yè)開放度對技術(shù)非效率的影響，構(gòu)建了模型二。從表2對模型二的檢驗(yàn)結(jié)果來看，LR檢驗(yàn)在1%的顯著性水平上拒絕了原假設(shè)H0：γ＝δ0＝δ1＝δ2＝0，說明模型中包含外生的技術(shù)非效率影響因素是合理的，而且外生的服務(wù)業(yè)開放程度對技術(shù)非效率的影響顯著（原假設(shè)H0：δ1＝δ2＝0被拒絕）。下面我們主要考察模型二所揭示的經(jīng)濟(jì)含義。

表2 模型的假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

從模型二的基本方程可以看出，勞動力投入和資本投入的系數(shù)分別為0.4344和0.5307，說明這兩項(xiàng)基本投入對經(jīng)濟(jì)增長均有積極的作用。資本投入的系數(shù)大于勞動力投入，說明OECD國家是資本推動型的，物質(zhì)資本在OECD國家經(jīng)濟(jì)增長中仍然具有不可替代的作用，對推動技術(shù)前沿的正向移動有積極的貢獻(xiàn)。資本和勞動的產(chǎn)出彈性之和略小于1，不具備規(guī)模報酬特征，可能由于OECD發(fā)達(dá)國家的產(chǎn)出一半以上是服務(wù)業(yè)，服務(wù)業(yè)一般不具備規(guī)模報酬特征。

模型二的技術(shù)無效方程中，外貿(mào)依存度和外資依存度變量的系數(shù)均為負(fù)，且在1%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，說明兩變量均對各國的技術(shù)效率有正向影響效應(yīng)。特別地，δ1＝－0.0418，意味著如果OECD國家內(nèi)進(jìn)行外商直接投資增加一個單位，在其他因素不變的情況下，該國的技術(shù)效率會提高4.18%。δ2＝－0.2490，意味著如果OECD國家服務(wù)貿(mào)易增加一個單位，在其他因素不變的情況下，相同條件下該國的技術(shù)效率會提高24.9%。δ3＝－0.1630，意味著如果OECD國家國內(nèi)工業(yè)生產(chǎn)總值增加一個單位，在其他因素不變的情況下，該國的技術(shù)效率會提高16.3%?？梢?，服務(wù)業(yè)開放對國家技術(shù)效率的提高具有明顯的促進(jìn)作用，特別是服務(wù)貿(mào)易的影響尤為明顯，原因是OECD國家之間的貿(mào)易往來較頻繁，特別是大部分OECD國家都是歐盟成員，國家間的貿(mào)易實(shí)行零關(guān)稅，所以進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)的影響較大，特別是由貿(mào)易所帶來的先進(jìn)的技術(shù)和產(chǎn)品對國內(nèi)技術(shù)起到極大的促進(jìn)作用。此外，OECD成員國的工業(yè)基礎(chǔ)一般較強(qiáng)（如德國、美國等），工業(yè)發(fā)展對國家的技術(shù)效率的提高起著直接的推動和促進(jìn)作用。δ0顯著為正，這說明在服務(wù)業(yè)開放度之外，仍有一些導(dǎo)致技術(shù)無效的因素存在，比如全球價值鏈分工的模式可能對技術(shù)效率的提升有一定的制約作用。

三、技術(shù)效率水平的測算結(jié)果及國家間差異分析

運(yùn)用Frontier4.1軟件，計(jì)算出各國每年的技術(shù)效率，其結(jié)果顯示各國每年的技術(shù)效率均小于1，說明各國的生產(chǎn)點(diǎn)均位于生產(chǎn)前沿之下，生產(chǎn)過程存在技術(shù)無效性。下面將OECD國家分為最發(fā)達(dá)國家、中等發(fā)達(dá)國家、新興經(jīng)濟(jì)國家、發(fā)展中國家⑤，對不同發(fā)展水平國家間技術(shù)效率特征進(jìn)行分析。

（一）不同發(fā)展水平國家間技術(shù)效率特征分析

世界平均技術(shù)效率在1995－2010年間呈上升趨勢，1995年技術(shù)效率最低值為0.6882，2007年達(dá)到最高值0.7254，隨后由于經(jīng)濟(jì)危機(jī)出現(xiàn)下降，其間技術(shù)效率的平均值為0.7081，這和世界經(jīng)濟(jì)增長的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)基本一致（如圖1）。

圖1 不同發(fā)展水平國家間技術(shù)效率差異分析

從圖1看，不同發(fā)展水平國家的技術(shù)效率有所不同，最發(fā)達(dá)國家、中等發(fā)達(dá)國家、新興經(jīng)濟(jì)國家、發(fā)展中國家技術(shù)效率依次呈遞減狀態(tài)，技術(shù)效率均值分別為0.8279、0.6809、0.4778、0.4249。發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的技術(shù)效率均值相差0.403，差距近1倍。

從時間上看，除了2009年由于受到經(jīng)濟(jì)危機(jī)的沖擊各國受到不同程度影響外，整體上各國技術(shù)效率呈上漲趨勢：最發(fā)達(dá)國家和中等發(fā)達(dá)國家的技術(shù)效率分別從1995年的0.8169和0.6507上升到2007年的0.8421和0.7022，上升幅度分別為5.41%和3.08%。新興經(jīng)濟(jì)國家從1998年亞洲金融危機(jī)時的最低值0.4173上升至2010年的最高值0.5391，上升幅度為26.3%。發(fā)展中國家的技術(shù)效率在波動中呈緩慢上升態(tài)勢，在1995－2007年間增長幅度僅為1.69%。這說明世界技術(shù)效率不斷提高，而新興經(jīng)濟(jì)國家技術(shù)效率增長幅度最大，發(fā)展中國家技術(shù)效率增長幅度最小。

綜上，不同發(fā)展水平的國家技術(shù)效率存在較大差距，發(fā)達(dá)國家技術(shù)效率最高，發(fā)展中國家技術(shù)效率最低；從技術(shù)效率的增長速度看，新興經(jīng)濟(jì)國家技術(shù)效率增長最快，發(fā)展中國家技術(shù)效率增長最慢。這說明在新的國際分工體系下，新興經(jīng)濟(jì)國家技術(shù)效率得到了充分提高，而發(fā)展中國家技術(shù)效率卻發(fā)展緩慢，可能與發(fā)展中國家所處的價值鏈最低端的位置有關(guān)。

（二）不同發(fā)展水平國家間產(chǎn)業(yè)變化特征分析

為了能更清楚地說明國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移中，不同發(fā)展水平國家技術(shù)效率變化趨勢，我們在計(jì)算各國的產(chǎn)出變化率時（如圖2），發(fā)現(xiàn)新興經(jīng)濟(jì)國家產(chǎn)出增長速度最快，其次是發(fā)展中國家，發(fā)達(dá)中國家產(chǎn)出增長速度最慢。

這表明，隨著國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的加快，新興經(jīng)濟(jì)國家積極參與國際分工，產(chǎn)出和技術(shù)效率都得到了快速增長，新興經(jīng)濟(jì)國家擴(kuò)大對外開放時，非常注重吸收發(fā)達(dá)國家的技術(shù)溢出，將國外的技術(shù)進(jìn)行轉(zhuǎn)化，注重再創(chuàng)新，積極有效地促進(jìn)了技術(shù)效率提升。發(fā)展中國家產(chǎn)出增長較快，但技術(shù)效率增長非常緩慢，主要由于發(fā)展中國家在進(jìn)行貿(mào)易和承接發(fā)達(dá)國家產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移時，大多進(jìn)口零部件或在產(chǎn)業(yè)鏈中承接簡單加工和組裝等低附加值環(huán)節(jié)，在技術(shù)、管理等方面獲得的溢出效應(yīng)極少，因此盡管產(chǎn)出增長較快，但技術(shù)效率增長非常緩慢。發(fā)達(dá)國家進(jìn)行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移時，將產(chǎn)業(yè)鏈中的低端環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)移到發(fā)展中國家，產(chǎn)出增長較慢；而服務(wù)貿(mào)易和轉(zhuǎn)移特別是高技術(shù)服務(wù)貿(mào)易和轉(zhuǎn)移大多在發(fā)達(dá)國家之間進(jìn)行，有效地促進(jìn)了發(fā)達(dá)國家技術(shù)效率的提高。

圖2 不同發(fā)展水平國家間產(chǎn)出增長率變化

四、結(jié) 論

本文利用OECD面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用SFA研究方法測算了OECD19個國家的技術(shù)效率，分析服務(wù)業(yè)開放對東道國技術(shù)效率的影響，得到以下結(jié)論：在新的國際分工體系下，由于發(fā)展中國家處在價值鏈的低端環(huán)節(jié)，并沒有為發(fā)展中國家?guī)砀嗟囊绯鲂?yīng)，隨著開放程度特別是服務(wù)業(yè)開放程度的擴(kuò)大，發(fā)展中國家技術(shù)效率增長仍非常緩慢。新興經(jīng)濟(jì)國家由于充分吸收國外先進(jìn)技術(shù)，并積極進(jìn)行研發(fā)轉(zhuǎn)變，技術(shù)效率增長速度非常迅速，這也是發(fā)展中國家特別是中國應(yīng)該借鑒和學(xué)習(xí)的地方。為此，本文提出如下建議：擴(kuò)大服務(wù)業(yè)開放，提高利用服務(wù)貿(mào)易和投資的質(zhì)量，更好地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變與技術(shù)效率的提高。

我們應(yīng)把參與服務(wù)全球化與培育服務(wù)業(yè)內(nèi)生增長創(chuàng)新能力有機(jī)結(jié)合，促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型，提高技術(shù)效率。重視服務(wù)業(yè)開放，首先要大力發(fā)展服務(wù)貿(mào)易，適當(dāng)擴(kuò)大服務(wù)進(jìn)口，既為國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供高質(zhì)量的服務(wù)投入，又引入市場競爭，促進(jìn)國內(nèi)服務(wù)業(yè)質(zhì)量的改善。在引進(jìn)服務(wù)產(chǎn)品和技術(shù)的過程中，加大對技術(shù)的消化和吸收，形成對引進(jìn)技術(shù)的系統(tǒng)集成和綜合創(chuàng)新，并在此基礎(chǔ)上形成我國具有獨(dú)立的技術(shù)體系。其次要進(jìn)一步加大服務(wù)業(yè)吸引外資的力度，以提高中國承接國際服務(wù)業(yè)向外轉(zhuǎn)移的速度，在鼓勵跨國公司在我國加大投資力度的同時，不斷提高承接轉(zhuǎn)移服務(wù)業(yè)的技術(shù)層次，迅速提升服務(wù)水平。由于服務(wù)產(chǎn)品的無形性和不可儲存性，有利于獲取技術(shù)外溢或者技術(shù)引進(jìn)，通過產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)促進(jìn)上下游產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率的提升，進(jìn)而促進(jìn)社會技術(shù)效率的提升。

注釋：

①由于數(shù)據(jù)的可得性，本文只選了OECD的19個國家，如果可選取更廣泛的國家，并將其分為發(fā)達(dá)國家、發(fā)展國家、新型國家進(jìn)行對比研究將更能說明世界技術(shù)效率變化問題。

②雖然本文的研究以1995年為初始年份，但為盡量降低估算誤差對實(shí)證研究的影響，永續(xù)盤存法基期的選取應(yīng)越遠(yuǎn)越好，因此，本文仍以1970年為基期遞推計(jì)算各年的資本存量，然后截取1995－2010年的數(shù)據(jù)做樣本。

③由于缺失德國1992年前的數(shù)據(jù)，以經(jīng)濟(jì)水平接近國家的數(shù)據(jù)均值近似估算。

④限于篇幅，文中未給出各國具體技術(shù)效率值，如有需要可與作者聯(lián)系獲取。

⑤發(fā)達(dá)國家主要從四個方面衡量：人均GDP高、工業(yè)技術(shù)先進(jìn)、科學(xué)技術(shù)先進(jìn)、社會福利高。本文最發(fā)達(dá)國家包括美國、日本、德國、法國、英國、意大利、加拿大7個國家（即G7）；中等發(fā)達(dá)國家包括澳大利亞、比利時、匈牙利、荷蘭、挪威、波蘭、西班牙、瑞典、瑞士、韓國；發(fā)展中國家包括智利、墨西哥（由于缺少中國和印度的數(shù)據(jù)，故未能列入）；鑒于數(shù)據(jù)可得性，新興經(jīng)濟(jì)國家只能用韓國來代表。

[1]Battese G.E.，Coelli T.J.Frontier production functions、technical efficiency and panel data：with application to paddy farms in India[J].Journal of Productivity Analysis，1992，（3）.

[2]Battese G.E.，Coelli T.J.A model for technical inefficiency effects in a stochastic frontier production function for panel data[J].Empirical Economics，1995，（20）.

[3]顧乃華，畢斗斗和任旺兵.中國轉(zhuǎn)型期生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展與制造業(yè)競爭力關(guān)系研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2006，（9）.

[4]蒙英華，黃寧.中美服務(wù)貿(mào)易與制造業(yè)效率——基于行業(yè)面板數(shù)據(jù)的考察[J].財貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2010，（12）.

[5]胡朝霞.FDI對中國服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響[J].廈門大學(xué)學(xué)報，2010，（4）.

[6]江靜，劉志彪，于明超.當(dāng)代服務(wù)外包的經(jīng)濟(jì)學(xué)觀察：產(chǎn)品內(nèi)分工的分析視角[J].世界經(jīng)濟(jì)，2007，（8）.

[7]單豪杰.中國資本存量 K的再估算：1952—2006年[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2008，（10）.