顧國達(dá)，郭愛美

(浙江大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310027)

一、引 言

自美國次貸危機(jī)及歐債危機(jī)迄今，令人堪憂的外貿(mào)出口前景，引起國內(nèi)學(xué)者對內(nèi)需的空前重視。然而，這種重視表現(xiàn)的卻是明顯的貿(mào)易“數(shù)量”觀，把貿(mào)易僅作為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的外需看待，而與經(jīng)濟(jì)增長的速度相比，我們更應(yīng)看重經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量。對于貿(mào)易，我們同樣應(yīng)強(qiáng)調(diào)它對增長的技術(shù)溢出和效率提升作用，否則在國際需求萎縮的情況下，很可能得出國際貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)增長不再重要這樣的錯(cuò)誤結(jié)論。我們知道，伴隨著內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論的興起，對外貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)已經(jīng)成為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長理論研究的一項(xiàng)重要內(nèi)容。Romer(1986，1992)[1－2]、Lucas(1988)[3]、Grossman 和 Helpman(1991)[4]、Barro 和 Sala-I-Martin(1995)[5]、Obstfeld和Rogoff(1998)[6]等明確指出貿(mào)易開放通過加快本國技術(shù)進(jìn)步、提高要素生產(chǎn)率促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，并且更為開放的國家具有更強(qiáng)的吸收發(fā)達(dá)國家先進(jìn)技術(shù)的能力。在實(shí)證方面，Edward(1998)[7]用1960－1990年間92個(gè)國家的數(shù)據(jù)考察了9個(gè)對外開放指標(biāo)對TFP增長的作用，研究結(jié)果表明，對外開放和全要素生產(chǎn)率的增長呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)，開放國家比保護(hù)主義國家趨向于經(jīng)歷更快的全要素生產(chǎn)率增長，而且這種正向顯著關(guān)系是穩(wěn)固的，不會(huì)因開放指標(biāo)和估計(jì)技術(shù)的不同而發(fā)生變化;Seck(2012)[8]的研究也肯定了貿(mào)易的技術(shù)溢出對發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)增長的積極作用。國內(nèi)學(xué)者如沈坤榮和耿強(qiáng)(2001)[9]、何元慶(2007)[10]、魏下海(2009)[11]、馮會(huì)娟(2012)[12]等的實(shí)證研究結(jié)果也表明，對外貿(mào)易發(fā)展促進(jìn)了我國全要素生產(chǎn)率的增長。

然而，既有關(guān)于貿(mào)易開放條件下技術(shù)(知識(shí))溢出的主流文獻(xiàn)仍存在兩點(diǎn)不足:(1)強(qiáng)調(diào)靜態(tài)的貿(mào)易溢出效應(yīng)，傾向于證實(shí)其存在性，對其在時(shí)間維度上的效應(yīng)變化研究不多。而“后發(fā)優(yōu)勢”理論給我們以啟發(fā):落后國家可以利用自己與先進(jìn)國家在經(jīng)濟(jì)技術(shù)上的差距通過技術(shù)學(xué)習(xí)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)追趕，技術(shù)差距越大，貿(mào)易的技術(shù)溢出余地也越大(Gerschenkron，1962[13];Fagerberg，1994[14];Barro 和 Sala-I-Martin，1997[15]);同時(shí)，隨著一國與前沿國家技術(shù)差距的縮小，對外貿(mào)易對后發(fā)國家技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用越來越小，貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)具有動(dòng)態(tài)性。(2)未考慮到技術(shù)差距跨度和技術(shù)溢出的吸收能力。一個(gè)地區(qū)只有同前沿的技術(shù)差距在一定范圍之內(nèi)，才能保證技術(shù)溢出的有效吸收，若技術(shù)差距過大，反而會(huì)因吸收能力所限使落后國家無法發(fā)揮后發(fā)優(yōu)勢(Acemoglu等2006[16];潘士遠(yuǎn)、林毅夫，2006[17])，因而，技術(shù)吸收能力同樣具有門檻效應(yīng)和動(dòng)態(tài)性。

以經(jīng)濟(jì)增長效率的提升為核心，本文對國際貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)的研究與前人相比有兩大貢獻(xiàn):其一體現(xiàn)在時(shí)間維度上，在研究貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)的同時(shí)，將技術(shù)進(jìn)步的收斂效應(yīng)也納入分析，研究國際貿(mào)易的“雙效應(yīng)”對我國經(jīng)濟(jì)增長效率的共同影響;其二則體現(xiàn)在空間維度上，按照比較優(yōu)勢的原理，參與貿(mào)易的各方都可以從貿(mào)易中獲益，然而利益的分配并不均衡，尤其從貿(mào)易技術(shù)溢出的角度來看，從貿(mào)易中獲益的多少主要取決于一國的技術(shù)吸收能力(Young，1991[18];彭水軍等，2005[19])。這一點(diǎn)同樣適用于一國內(nèi)部各地區(qū)間的對外貿(mào)易?；谖覈鴥?nèi)部區(qū)際間經(jīng)濟(jì)發(fā)展條件差異大的特點(diǎn)，本文研究了國際貿(mào)易的“雙效應(yīng)”對地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長效率的作用差異。比如，對于開放較早的我國東部沿海地區(qū)來講，由于更靠近技術(shù)前沿，國際貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)可能已經(jīng)很小，但對開放程度相對較低的西部地區(qū)來說，很可能由于與前沿的技術(shù)差距過大，尚未跨越技術(shù)吸收的門檻，使得國際貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)未得以發(fā)揮?？偟膩碇v，對于國際貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)在時(shí)間和空間上的全面考察，有助于重新審視我國改革開放進(jìn)程中地域間發(fā)展的不平衡性，揭示出國際貿(mào)易對各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長效率的作用差異，為各地區(qū)差異化的外貿(mào)發(fā)展戰(zhàn)略的制定提供客觀依據(jù)[20]。

本文將在第二部分提出待驗(yàn)證的經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ停谌糠纸淮龜?shù)據(jù)的來源和估算方法，第四部分進(jìn)行變量的描述性統(tǒng)計(jì)，第五部分分析模型的估計(jì)結(jié)果，最后總結(jié)全文，提出建議。

二、模型的構(gòu)建

基于開放經(jīng)濟(jì)條件下的技術(shù)擴(kuò)散視角，借鑒Nelson和Phelps(1966)[21]的技術(shù)收斂思想及Coe和Helpman(1995)[22]對技術(shù)擴(kuò)散的建模方式，本文將待檢驗(yàn)的經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)置如下:

其中:因變量是我國各地區(qū)第t期相對于上一期即t－1期的全要素生產(chǎn)率的變化率。自變量中的ln表示第t－1期我國第i個(gè)地區(qū)與同期世界技術(shù)前沿全要素生產(chǎn)率的接近程度(可稱前沿收斂度)，由于美國仍是目前國際公認(rèn)的頭號(hào)技術(shù)強(qiáng)國，因而在經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ椭械募夹g(shù)前沿特指美國，前沿收斂度為負(fù)數(shù)，越接近于0表示該地區(qū)與美國的技術(shù)水平越接近。Tradeit用該地區(qū)第t期的進(jìn)出口總額與當(dāng)期GDP之比來衡量，數(shù)值越大表示我國第i個(gè)地區(qū)的外貿(mào)依存度越高。表示對外開放度與前沿收斂度的交叉效應(yīng)，由于影響一個(gè)地區(qū)的全要素生產(chǎn)率的因素很多，比如人力資本、制度、地理位置等等，本文用地區(qū)固定效應(yīng)來排除對外貿(mào)易和前沿收斂度以外的地區(qū)特異性因素對被解釋變量的影響，地區(qū)i的固定效應(yīng)用ci來表示。Tt表示時(shí)期固定效應(yīng)，用來消除宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)等時(shí)期因素的影響。εit為白噪聲，表示隨機(jī)沖擊。變量用來評價(jià)技術(shù)收斂效應(yīng)的強(qiáng)弱，其系數(shù)預(yù)期為負(fù)值，意味著地區(qū)i與前沿的技術(shù)水平越接近，該地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步越緩慢;變量Tradeit用來評價(jià)國際貿(mào)易的技術(shù)擴(kuò)散效果，其系數(shù)預(yù)期為正值，意味著地區(qū)i的外貿(mào)依存度越高，從前沿獲得的技術(shù)溢出越多，該地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步越快。交叉項(xiàng)的系數(shù)預(yù)期為正，表明隨著地區(qū)i與世界技術(shù)前沿距離的縮小，經(jīng)濟(jì)效率的下降部分地被國際貿(mào)易的技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)所抵消，貿(mào)易依存度越高，經(jīng)濟(jì)效率下降的技術(shù)收斂效應(yīng)越弱。

三、變量的估算及數(shù)據(jù)來源

經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ椭械暮诵淖兞渴侨厣a(chǎn)率，全要素生產(chǎn)率的準(zhǔn)確估算一直是學(xué)者們的重點(diǎn)研究對象。目前學(xué)界計(jì)算全要素生產(chǎn)率主要采用以下兩種方法:一是源自于新古典增長理論的生產(chǎn)函數(shù)法;另一個(gè)是新發(fā)展起來的基于線性規(guī)劃和最優(yōu)控制理論的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(DEA)。相較而言，前者的優(yōu)點(diǎn)在于不僅可以計(jì)算出全要素生產(chǎn)率的變化率，還可以計(jì)算出全要素生產(chǎn)率的具體數(shù)值，但是需要對生產(chǎn)函數(shù)的形式作出一系列嚴(yán)格假設(shè);而DEA方法無需對生產(chǎn)函數(shù)的形式作出任何假設(shè)，只需明確投入要素和產(chǎn)出的數(shù)量即可，但卻只能得出全要素生產(chǎn)率的變化率，無法計(jì)算其絕對數(shù)值。通過筆者測算，采用這兩種方法計(jì)算的各地區(qū)全要素生產(chǎn)率的變化率雖數(shù)值不同，但各年變化方向和長期變化趨勢是一致的?；诒疚难芯啃枰?，我們采取前一種方法。

在計(jì)算我國各地區(qū)全要素生產(chǎn)率的過程中，很重要的一點(diǎn)是估算參數(shù)δ的值，本文采用全國1978－2010年的Y、K、L值(內(nèi)涵與計(jì)算方法同上述)統(tǒng)一估算各地區(qū)的δ值。首先利用Wald檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)規(guī)模報(bào)酬不變假設(shè)。Wald檢驗(yàn)是利用無約束回歸方程Ln(Yt)=Ln(At)+αLn(Kt)+βLn(Lt)+ε的OLS回歸結(jié)果，對α+β=1進(jìn)行線性約束檢驗(yàn)，與郭慶旺和賈俊雪(2005)[26]的研究結(jié)果類似，在1%的顯著性水平上，不能拒絕規(guī)模報(bào)酬不變的原假設(shè)，即認(rèn)為我國經(jīng)濟(jì)在1979－2010年間經(jīng)歷了不變的規(guī)模報(bào)酬。值得一提的是，他們在1979－2004年這個(gè)計(jì)算期間得到的資本產(chǎn)出彈性為0.64，高于我們的結(jié)果，說明2004年至今，我國的資本產(chǎn)出彈性在下降，這同此期間我國發(fā)生大規(guī)模低效率投資的事實(shí)相吻合。通過估算下面的約束方程ln(Y/L)=c+σln(K/L)+ε，得到資本的產(chǎn)出彈性δ的值為0.56。至此，我國大陸各地區(qū)歷年的Ait值均可得到。對1978－2010年美國全要素生產(chǎn)率的估算，δ值采用 Vandenbussche等(2006)[27]的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)1/3，Y和K的計(jì)算以2005年作為基期，計(jì)算過程與中國的相似。變量Openit的分子由以美元計(jì)價(jià)的地區(qū)i第t期的進(jìn)出口數(shù)據(jù)乘以當(dāng)年P(guān)PP匯率得出，分母為地區(qū)i當(dāng)年價(jià)GDP。

中國大陸31個(gè)地區(qū)1978－2010年的相關(guān)數(shù)據(jù)，如無特別說明，均來自《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，其中2009年和2010年數(shù)據(jù)分別來自《2010年中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《2011年中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。我國大陸31個(gè)地區(qū)中缺少北京1979－1982年的進(jìn)出口數(shù)據(jù)、海南1979－1986年的數(shù)據(jù)、內(nèi)蒙古1979年數(shù)據(jù)以及1979－1984年重慶和陜西的數(shù)據(jù)。本文采用的地區(qū)劃分如下:我國東部地區(qū)包括11個(gè)省級(jí)行政區(qū)，分別是北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南;中部地區(qū)包括8個(gè)省級(jí)行政區(qū)，分別是黑龍江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南;西部地區(qū)包括12個(gè)省級(jí)行政區(qū)，分別是四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內(nèi)蒙古;美國的相關(guān)數(shù)據(jù)除就業(yè)數(shù)據(jù)來自美國勞工統(tǒng)計(jì)局(U.S.Bureau of Labor Statistics)外，其他數(shù)據(jù)均來自美國經(jīng)濟(jì)分析局(U.S.Bureau of Economic Analysis)網(wǎng)站公布的數(shù)據(jù)資料。

四、變量的描述性統(tǒng)計(jì)

圖1是在計(jì)算我國31個(gè)地區(qū)從1978到2010各年全要素生產(chǎn)率的基礎(chǔ)上，對每個(gè)地區(qū)31年的全要素生產(chǎn)率取簡單平均的結(jié)果。通過圖1，我們可以直觀地看出我國全要素生產(chǎn)率總體水平最高的地區(qū)是上海，約為60，其經(jīng)濟(jì)效率遠(yuǎn)高于國內(nèi)其他地區(qū)，是當(dāng)之無愧的國內(nèi)技術(shù)前沿。處于第二梯隊(duì)的地區(qū)主要是其他東部省區(qū)如北京、天津、遼寧、廣東、浙江、福建、山東等，位于30～40一線，這些地區(qū)的共同點(diǎn)主要在于對外開放時(shí)間較早，對外開放度較高，外商投資和出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)的帶動(dòng)作用較大，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，且區(qū)位優(yōu)勢明顯，基礎(chǔ)設(shè)施較完善，區(qū)內(nèi)高等教育發(fā)達(dá)，人力資本充沛;中部地區(qū)其次，基本處于20～30一帶;西部地區(qū)最后，處于15～25一帶。

從表1可以看出我國東部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率均值最高，中部其次，西部最低，三個(gè)地區(qū)差距明顯。另外，東部地區(qū)生產(chǎn)率由于包含了海南所以標(biāo)準(zhǔn)差較大，不如中西部地區(qū)生產(chǎn)率集中。同時(shí)，將我國各地區(qū)的全要素生產(chǎn)率均值與美國同期的數(shù)據(jù)作對比，發(fā)現(xiàn)美國的全要素生產(chǎn)率基本上是我國的10倍。

圖1 1978－2010年我國各地區(qū)平均全要素生產(chǎn)率對比圖

表2是經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ椭懈髯兞康拿枋鲂越y(tǒng)計(jì)。與我們的預(yù)想相似，我國東部地區(qū)外貿(mào)依存度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中部地區(qū)，中部地區(qū)略高于西部地區(qū);與外貿(mào)依存度的排序類似，我國東部地區(qū)三十年跨度下的平均全要素生產(chǎn)率的增長率最快，中部地區(qū)其次，西部地區(qū)最慢;東部地區(qū)在三大地區(qū)中最接近世界前沿，其次是中部地區(qū)，最后是西部地區(qū)。描述性統(tǒng)計(jì)衡量的是數(shù)據(jù)的平均和靜態(tài)特征，而要發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)變量間的一般規(guī)律，我們還需要借助計(jì)量工具。

表1 1978－2010歷年各地區(qū)全要素生產(chǎn)率均值的描述性統(tǒng)計(jì)

表2 經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ椭懈髯兞棵枋鲂越y(tǒng)計(jì)

五、模型的估計(jì)結(jié)果

為了避免偽回歸，確保估計(jì)結(jié)果的有效性，必須對各面板序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。本文對各面板序列的一階差分分別進(jìn)行包含趨勢項(xiàng)和截距項(xiàng)的相同根單位根LLC檢驗(yàn)和不同根單位根Fisher-ADF檢驗(yàn)，結(jié)果均在1%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，即確認(rèn)了各截面序列為一階單整I(1);同時(shí)，Johansen面板協(xié)整檢驗(yàn)證明了面板數(shù)據(jù)間存在協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)行后續(xù)的回歸分析。根據(jù)研究需要，本文采用包含時(shí)期個(gè)體恒量的固定影響變截距面板數(shù)據(jù)LS估計(jì)方法估計(jì)經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ??；貧w結(jié)果見表3。各模型的F統(tǒng)計(jì)量均顯著，表明模型都通過了整體顯著性檢驗(yàn)。

通過實(shí)證檢驗(yàn)，我們至少可以得到以下經(jīng)驗(yàn)結(jié)果:

第一，對于我國不同地區(qū)，技術(shù)收斂項(xiàng)的系數(shù)無一例外為負(fù)值且在1%的顯著性水平下顯著，說明無論在全國范圍內(nèi)來看，還是中東西部各地區(qū)內(nèi)部而言，地區(qū)技術(shù)水平與世界技術(shù)前沿的距離越接近，其技術(shù)進(jìn)步速度越緩慢，平均每向技術(shù)收斂1%，技術(shù)進(jìn)步減速近0.09%，證明了技術(shù)收斂現(xiàn)象的存在。

第二，貿(mào)易開放度的系數(shù)為正并且顯著，說明改革開放以來，貿(mào)易開放對我國經(jīng)濟(jì)效率的提升效果明顯。綜觀各地區(qū)的實(shí)證結(jié)果，發(fā)現(xiàn)西部地區(qū)比較特殊，其外貿(mào)開放度的系數(shù)并不顯著，結(jié)合前面的描述性統(tǒng)計(jì)，我們認(rèn)為，其相對不利的地理位置及落后的經(jīng)濟(jì)發(fā)展條件，在阻礙其擴(kuò)大對外開放的同時(shí)，也妨礙了該地區(qū)對技術(shù)溢出的獲取。從這個(gè)角度講，西部大開發(fā)戰(zhàn)略仍需深入持續(xù)地推進(jìn)下去，如果在對外開放的競爭中與國內(nèi)其他地區(qū)相比處于劣勢，可以考慮如何從對內(nèi)開放中獲取好處。

第三，存在技術(shù)溢出效應(yīng)的吸收能力門檻。將回歸后的系數(shù)值代入，令式子β2+β3*ln()為零的技術(shù)差距值即為吸收能力的門檻值ln()。對于全國范圍來講，該值約為－2.58。對照前面的描述性統(tǒng)計(jì)，可以發(fā)現(xiàn)東部和中部技術(shù)差距的中位數(shù)和均值都超過了這個(gè)水平，且東部大于中部，說明我國東部和中部地區(qū)由于技術(shù)吸收能力較好，貿(mào)易開放均產(chǎn)生了正的技術(shù)外溢，并且東部地區(qū)獲取的技術(shù)溢出最大，中部地區(qū)的技術(shù)溢出也為正數(shù)，但西部地區(qū)由于總體上技術(shù)吸收能力并未跨越這個(gè)門檻，所以技術(shù)溢出效應(yīng)并不明顯。分地區(qū)來看，東部地區(qū)的多數(shù)省份都跨越了區(qū)內(nèi)門檻值(－2.76)，中部大多數(shù)省份卻并未跨越區(qū)內(nèi)的門檻值(－2.18)，說明地區(qū)之間和地區(qū)內(nèi)部都具有很強(qiáng)的異質(zhì)性。同時(shí)，中部地區(qū)的技術(shù)吸收門檻高于東部地區(qū)，說明中部地區(qū)獲得技術(shù)溢出的難度高于東部地區(qū)。

第四，存在技術(shù)收斂效應(yīng)的貿(mào)易開放度門檻。從全國范圍來看，要完全抵消技術(shù)收斂對地區(qū)經(jīng)濟(jì)效率提升的負(fù)效應(yīng)，貿(mào)易開放度至少要達(dá)到156%，從歷史數(shù)據(jù)來看，這是不可能事件，因而技術(shù)進(jìn)步的絕對收斂效應(yīng)再次得到確認(rèn)。分地區(qū)來看，東部地區(qū)的門檻值為220%，技術(shù)收斂效應(yīng)最強(qiáng)，說明隨著東部地區(qū)與技術(shù)前沿的接近，該地區(qū)很難通過進(jìn)一步擴(kuò)大貿(mào)易開放來加快技術(shù)溢出。因而對于東部地區(qū)來講，擴(kuò)大貿(mào)易開放度本身不再具有“增長”效應(yīng)。中部地區(qū)的門檻值為15.9%，說明只要中部地區(qū)的貿(mào)易開放度超過該值，技術(shù)溢出效應(yīng)和技術(shù)收斂效應(yīng)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)效率提升的綜合作用結(jié)果仍然是正的，貿(mào)易開放仍然具有“增長”效應(yīng)。由前面的描述性統(tǒng)計(jì)可知，中部地區(qū)的實(shí)際對外開放度只有3.7%，這表明中部地區(qū)通過擴(kuò)大貿(mào)易開放提升其經(jīng)濟(jì)效率的潛力依然很大。

表3 時(shí)間跨度為1979－2010年的計(jì)量結(jié)果(被解釋變量)

表3 時(shí)間跨度為1979－2010年的計(jì)量結(jié)果(被解釋變量)

注:括號(hào)中數(shù)字為相應(yīng)自變量系數(shù)的t值。*表示10%的顯著水平，＊＊表示5%的顯著水平，＊＊＊表示1%的顯著水平。

全部地區(qū) 東部地區(qū) 中部地區(qū) 西部地區(qū)lnAit－1 AUS t－1－0.092＊＊＊( －7.59)－0.082＊＊＊( －3.78)－ 0.236＊＊＊( －5.748)－0.089＊＊＊( －3.47)Tradeit 0.152＊＊＊(3.81)0.102＊＊(2.09)3.261＊＊＊(2.880)－0.087( －0.10)Tradeit*lnAit－1 AUS t－10.059＊＊＊(3.53)0.037*(1.84)1.499＊＊＊(2.998)－0.085( －0.24)觀測值數(shù)961 340 250 371 R20.00 0.00 0.00 0.000.40 0.52 0.50 0.33 P(F統(tǒng)計(jì)值)

六、結(jié)論與建議

本文同時(shí)考慮了貿(mào)易開放的技術(shù)溢出效應(yīng)和技術(shù)差距的收斂效應(yīng)，通過建立包含雙效應(yīng)交叉項(xiàng)的經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ停\(yùn)用1979－2010年省級(jí)面板數(shù)據(jù)對我國各地區(qū)貿(mào)易開放的經(jīng)濟(jì)效率提升作用進(jìn)行了實(shí)證研究，測度了各地區(qū)技術(shù)溢出的“技術(shù)吸收門檻”和貿(mào)易開放度的“增長效應(yīng)門檻”，研究發(fā)現(xiàn):各地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)技術(shù)基礎(chǔ)不同，相應(yīng)的技術(shù)吸收能力的門檻值也不同，東中部地區(qū)跨越了技術(shù)吸收能力的門檻值，而西部地區(qū)總體上尚不具備技術(shù)吸收能力。在時(shí)間維度上，地區(qū)“增長效應(yīng)”的貿(mào)易開放度門檻同樣存在差別，東部地區(qū)的貿(mào)易開放不再具有增長效應(yīng)，而中部地區(qū)的貿(mào)易開放在提升地區(qū)經(jīng)濟(jì)效率方面仍具有很大的增長潛力。

本文的理論分析與實(shí)證結(jié)果對制定各地區(qū)有差別的貿(mào)易發(fā)展戰(zhàn)略和技術(shù)進(jìn)步戰(zhàn)略具有很重要的參考價(jià)值和指導(dǎo)意義。具體到我國東、中、西部三個(gè)地區(qū)，可以發(fā)現(xiàn)，在我們大力倡導(dǎo)自主創(chuàng)新的今天，我國的中、西部地區(qū)卻遠(yuǎn)未跨越開放經(jīng)濟(jì)條件下技術(shù)溢出的充分吸收階段，其中西部地區(qū)由于地理經(jīng)濟(jì)上的劣勢尤為如此，所以自主創(chuàng)新作為我國的技術(shù)發(fā)展戰(zhàn)略不能一刀切地適用于我國所有地區(qū)。對于偏遠(yuǎn)的中西部地區(qū)，除了考慮通過擴(kuò)大開放獲取技術(shù)溢出外，通過國內(nèi)市場的開放增強(qiáng)國內(nèi)發(fā)達(dá)地區(qū)向不發(fā)達(dá)地區(qū)的技術(shù)溢出也不失為明智之舉。從實(shí)證結(jié)果來看，西部地區(qū)要獲取技術(shù)溢出，仍需做好很多基礎(chǔ)性工作，著重提高自身的技術(shù)吸收能力，可以先從激活市場潛力和培育人力資本兩方面著手。鑒于貿(mào)易開放對于中部地區(qū)仍然具有“增長”效應(yīng)，目前，中部地區(qū)的技術(shù)戰(zhàn)略仍應(yīng)以模仿創(chuàng)新為主，繼續(xù)擴(kuò)大對外開放獲取技術(shù)溢出。對于東部地區(qū)而言，其后發(fā)優(yōu)勢日漸喪失，已不適宜采用模仿創(chuàng)新戰(zhàn)略;東部地區(qū)應(yīng)充分挖掘自身的體制優(yōu)勢、人才優(yōu)勢和地理優(yōu)勢，開展對外經(jīng)濟(jì)技術(shù)合作，與技術(shù)前沿國家或地區(qū)進(jìn)行部分領(lǐng)域的合作創(chuàng)新，采用立足于自主創(chuàng)新的技術(shù)進(jìn)步模式。

需要注意的是，我國三大地區(qū)內(nèi)部省際間的差異也很大，具體的技術(shù)進(jìn)步戰(zhàn)略和貿(mào)易發(fā)展戰(zhàn)略還應(yīng)因地因時(shí)因產(chǎn)業(yè)而制宜，我們這里給出的建議僅是針對地區(qū)總體的。就全國范圍而言，我們正進(jìn)入一個(gè)從技術(shù)模仿到自主創(chuàng)新的轉(zhuǎn)換時(shí)期，能否順利地實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)型，關(guān)系到經(jīng)濟(jì)發(fā)展的后勁，關(guān)系到我們能否成功地規(guī)避“中等收入陷阱”，因而，如何充分利用地區(qū)間的異質(zhì)性有序高效地推進(jìn)我國自主創(chuàng)新事業(yè)應(yīng)成為我們今后研究的一項(xiàng)重要課題。

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