陳創(chuàng)練 張年華 陳經(jīng)緯

國(guó)際資本流動(dòng)、金融發(fā)展與技術(shù)溢出效應(yīng)關(guān)系研究
——對(duì)1991-2013年全球73個(gè)國(guó)家和地區(qū)的實(shí)證檢驗(yàn)

陳創(chuàng)練 張年華 陳經(jīng)緯

隨著資本賬戶的逐步開放，境外資本流入流出等外部效應(yīng)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)效率的影響變得日益突出。國(guó)際資本的進(jìn)出流動(dòng)是否有利于本土技術(shù)進(jìn)步？抑或只是改進(jìn)東道國(guó)的技術(shù)效率？有待深入研究。以隨機(jī)前沿函數(shù)和無(wú)效率效應(yīng)模型為基礎(chǔ)構(gòu)造隨機(jī)邊界模型，利用1991-2013年全球73個(gè)國(guó)家和地區(qū)的數(shù)據(jù)，實(shí)證分析資本賬戶開放下，國(guó)際資本流動(dòng)以及金融發(fā)展水平對(duì)技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)。結(jié)果表明：直接投資和證券投資降低了生產(chǎn)無(wú)效率，提高了技術(shù)效率；其中，直接投資流入對(duì)東道國(guó)技術(shù)效率改進(jìn)的影響并不顯著，但直接投資流出則對(duì)本國(guó)技術(shù)效率改進(jìn)有顯著的逆向溢出效應(yīng)。同時(shí)證券投資流入和流出分別對(duì)本國(guó)技術(shù)效率改進(jìn)具有顯著的正向溢出效應(yīng)和逆向溢出效應(yīng)。特別是，資本賬戶開放下跨境資本流動(dòng)有助于促進(jìn)本國(guó)的技術(shù)效率改進(jìn)。此外，提高國(guó)內(nèi)金融發(fā)展水平不僅拓展了國(guó)內(nèi)資本要素來(lái)源，而且推動(dòng)資本要素流動(dòng)，并最終有效降低技術(shù)無(wú)效率和改進(jìn)本國(guó)技術(shù)效率。進(jìn)一步研究還發(fā)現(xiàn)，受教育水平對(duì)技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率均存在正效應(yīng)；儲(chǔ)蓄率對(duì)技術(shù)效率改進(jìn)卻存在負(fù)效應(yīng)，但對(duì)全要素生產(chǎn)率有正向影響；人均GDP，即初始稟賦對(duì)技術(shù)效率改進(jìn)和全要素生產(chǎn)率都存在正效應(yīng)；人口增長(zhǎng)率對(duì)技術(shù)效率具有促進(jìn)作用，但高人口增長(zhǎng)率對(duì)全要素生產(chǎn)率具有負(fù)面的影響。初始稟賦和人力資本積累對(duì)于提升技術(shù)效率具有重要意義。

資本賬戶開放； 隨機(jī)前沿模型； 國(guó)際資本流動(dòng)； 技術(shù)效率

一 引 言

20世紀(jì)90年代以來(lái)，我國(guó)外商直接投資逐年增加，特別是近年來(lái)隨著資本賬戶開放的穩(wěn)步推進(jìn)和“一路一帶”戰(zhàn)略的進(jìn)一步落實(shí)，我國(guó)外商直接投資和對(duì)外直接投資迅速增長(zhǎng)，表現(xiàn)為跨境資本雙向流動(dòng)波幅加劇。統(tǒng)計(jì)顯示(見圖1和圖2)，我國(guó)跨境資本流入和流出總體上呈增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，特別是對(duì)外直接投資，從2004年的527.04億美元增長(zhǎng)至2013年的6090.95億美元，增幅高達(dá)1055.69%；而外商直接投資則從2004年的3689.7億美元增長(zhǎng)至2013年的23474.7億美元，增幅高達(dá)536.22%。理論上，資本是企業(yè)從事生產(chǎn)和經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的基本要素，跨境資本流入和流出能為企業(yè)在資本配置上增添選擇空間，即既可以選擇國(guó)內(nèi)資本也可以選擇國(guó)外資本，并最終影響企業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)效率和經(jīng)營(yíng)效率。特別是，隨著國(guó)際資本流動(dòng)越發(fā)頻繁，跨境資本對(duì)東道國(guó)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)和技術(shù)效應(yīng)的影響越來(lái)越明顯。那么，國(guó)際資本流動(dòng)究竟是提高還是降低東道國(guó)技術(shù)效率？這是我國(guó)在實(shí)施資本賬戶開放時(shí)需要回答的一個(gè)重要話題。更重要的是，跨境直接投資、證券投資、債券投資和股票投資對(duì)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)和技術(shù)效率的影響有何不同？也是事關(guān)我國(guó)資本賬戶開放次序策略制定、安排和實(shí)施的重要依據(jù)。

圖1 我國(guó)跨境資本流出

資料來(lái)源：CEIC數(shù)據(jù)庫(kù)，單位：百萬(wàn)美元。

圖2 我國(guó)跨境資本流入

資料來(lái)源：CEIC數(shù)據(jù)庫(kù)，單位：百萬(wàn)美元。

國(guó)外研究表明，國(guó)際金融市場(chǎng)整合對(duì)生產(chǎn)效率的影響遠(yuǎn)大于其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)(Gourinchas和Jeanne，2006[1]；Bekaert et al.，2010[2])，而且，資本賬戶開放能夠通過(guò)促進(jìn)金融發(fā)展、改善公司治理結(jié)構(gòu)以及釋放更強(qiáng)政府質(zhì)量信號(hào)等機(jī)制直接提高全要素生產(chǎn)率(Borensztein et al., 1998[3]；Rajan和Zingales，2003[4])。同時(shí)，也有研究表明，外商投資者保護(hù)制度有助于改善公司治理結(jié)構(gòu)，因此資本賬戶開放能夠有效提升股票市場(chǎng)效率和制度效率。資本賬戶開放后，由于投資者可以在國(guó)內(nèi)外兩個(gè)市場(chǎng)選擇投資配置和分散風(fēng)險(xiǎn)，國(guó)際資本流入對(duì)東道國(guó)生產(chǎn)效率最為直接的影響渠道是通過(guò)國(guó)內(nèi)資本配置(Obstfeld，1994)[5]。由此，國(guó)內(nèi)金融市場(chǎng)自由化和資本賬戶開放均能有效地改善投資配置效率，并提高生產(chǎn)水平(Fisman和Love，2004[6]；Wurgler，1999[7]；Galindo et al.，2007[8]；Laura et al.，2009[9]；Bekaert et al.，2010[2])。

國(guó)內(nèi)相關(guān)研究也表明，國(guó)外資本流入對(duì)我國(guó)生產(chǎn)效率、資本產(chǎn)出率以及全要素生產(chǎn)率均有顯著的正效應(yīng)，代表性研究如包群和賴明勇(2002)[10]、潘文卿(2003)[11]以及陳濤濤(2003)[12]等。而且，我國(guó)外商直接投資對(duì)內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)效率均存在外溢的比鄰效應(yīng)(羅雨澤和朱善利，2008)[13]。就技術(shù)溢出效應(yīng)渠道而言，蔣殿春和夏良科(2005)[14]的研究表明，雖然外商直接投資的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)對(duì)東道國(guó)企業(yè)的創(chuàng)新能力成長(zhǎng)不利，但示范效應(yīng)和技術(shù)人員流動(dòng)等依然能夠提高本國(guó)企業(yè)的研發(fā)能力。特別是，國(guó)際資本流入是新型經(jīng)濟(jì)體技術(shù)溢出的重要渠道，而金融深化起到進(jìn)一步促進(jìn)和充當(dāng)媒介的作用(殷書爐等，2011)[15]。此外，尹忠明和李東坤(2014)[16]研究認(rèn)為我國(guó)對(duì)外直接投資存在逆向溢出效應(yīng)，即我國(guó)對(duì)外直接投資增長(zhǎng)還會(huì)反向促進(jìn)省際全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。柏玲等(2013)[17]、胡杰和劉思婧(2015)[18]的研究更是表明金融發(fā)展有助于提高省際和制造業(yè)等的技術(shù)創(chuàng)新水平和技術(shù)效率。

理論上，如何核算全要素生產(chǎn)率(TFP)是該領(lǐng)域研究的關(guān)鍵內(nèi)容，而且全要素生產(chǎn)率又可分解為相互正交的兩部分，即代表創(chuàng)新能力的技術(shù)進(jìn)步(Technology Change)和代表追趕效應(yīng)的技術(shù)效率改進(jìn)(Efficiency Change)，前者意味著生產(chǎn)可能性邊界的永久性外移，測(cè)度的是對(duì)經(jīng)濟(jì)的永久影響效應(yīng)，而后者僅僅表示在生產(chǎn)可能性邊界內(nèi)點(diǎn)與點(diǎn)的外移，測(cè)度的是對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的暫時(shí)影響效應(yīng)。由此可見，技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率改進(jìn)是兩個(gè)不同的概念，雖然兩者是生產(chǎn)率增長(zhǎng)的不同來(lái)源，但效率差異卻解釋了大部分國(guó)家間的生產(chǎn)率不同(Prescott, 1998)[19]。目前，大部分文獻(xiàn)關(guān)注的是技術(shù)進(jìn)步及其影響因素(Coe和Helpman, 1995)[20]，而關(guān)注技術(shù)效率改進(jìn)及其決定因素(Boyle和McQuinn, 2004)[21]的研究較少，這主要是由于近幾十年來(lái)，測(cè)量生產(chǎn)率增長(zhǎng)普遍都選用增長(zhǎng)核算框架或傳統(tǒng)指數(shù)方法。然而，這些方法屬于確定性方法，并沒(méi)有考慮隨機(jī)因素對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，且隱性地假定生產(chǎn)率增長(zhǎng)就是技術(shù)進(jìn)步。在生產(chǎn)函數(shù)中引入Malmquist生產(chǎn)指數(shù)和Frontier方法，可將全要素生產(chǎn)率分解為技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)效率改進(jìn)和規(guī)模效率，為評(píng)估技術(shù)效率改進(jìn)是否是公司、行業(yè)乃至國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要決定因素提供了基礎(chǔ)條件(Kneller和Stevens, 2002)[22]。

在宏觀層面上，現(xiàn)有研究很少全面考察國(guó)際資本流入流出等外部效應(yīng)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)效率的影響，或只關(guān)注跨境資本流入，或只關(guān)注跨境資本流出，可能會(huì)導(dǎo)致分析這些因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響時(shí)出現(xiàn)偏差，抑或是低估了外部沖擊的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)(Hejazi和Safarian，1999)[23]。經(jīng)典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論Solow模型認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉(Solow，1956)[24]，而外商直接投資只能作為資本的形態(tài)加快經(jīng)濟(jì)體向穩(wěn)態(tài)收斂的速度，但是對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒(méi)有長(zhǎng)期持久的影響效應(yīng)?？梢?，資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)揮長(zhǎng)期影響效應(yīng)只有通過(guò)研發(fā)渠道。那么，跨境資本的流入和流出是否有利于提升本土技術(shù)進(jìn)步，抑或只是改進(jìn)了東道國(guó)的技術(shù)效率呢？這也是區(qū)分和評(píng)估國(guó)際資本流動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否具有長(zhǎng)期影響效應(yīng)的一個(gè)重要證據(jù)。而且，全球范圍內(nèi)國(guó)際資本流動(dòng)越發(fā)頻繁(見圖3和圖4)，1991-2013年，全球跨境資本流量總體呈上升趨勢(shì)，受2008年次貸危機(jī)影響曾一度下滑，但2010年后隨著全球經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇而強(qiáng)勁回升。其中，2013年與2010年相比，全球直接投資流入增長(zhǎng)了642%，直接投資流出增長(zhǎng)了432%，證券投資流入增長(zhǎng)了246%，證券投資流出增長(zhǎng)了322%，可見評(píng)估跨境資本以及不同類型跨境資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響效應(yīng)顯得越來(lái)越重要。

圖3 全球跨境資本流出走勢(shì)

資料來(lái)源：CEIC數(shù)據(jù)庫(kù)。

圖4 全球跨境資本流入走勢(shì)

資料來(lái)源：CEIC數(shù)據(jù)庫(kù)。

有鑒于此，本文基于隨機(jī)前沿模型，運(yùn)用超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)展開實(shí)證估計(jì)，并將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的全要素生產(chǎn)率分解為技術(shù)效率改進(jìn)、技術(shù)進(jìn)步和規(guī)模效率三部分。在此基礎(chǔ)上，實(shí)證分析全球范圍內(nèi)73個(gè)國(guó)家和地區(qū)國(guó)際資本流動(dòng)(包括直接投資流出、直接投資流入、證券投資流出和證券投資流入等四類不同國(guó)際資本流動(dòng))對(duì)外部技術(shù)效率、技術(shù)進(jìn)步以及全要素生產(chǎn)率的影響，比較發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家影響的差異，并進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)資本賬戶開放對(duì)國(guó)際技術(shù)溢出影響的門檻效應(yīng)，這不僅有利于理解資本自由流動(dòng)機(jī)制及其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，同時(shí)也能為我國(guó)進(jìn)一步開放資本賬戶，推動(dòng)金融市場(chǎng)改革，制定金融政策提供重要決策依據(jù)。

二 實(shí)證方法與數(shù)據(jù)來(lái)源說(shuō)明

(一)實(shí)證方法介紹

技術(shù)效率是指在給定技術(shù)水平下，要素投資最大可能產(chǎn)出水平的能力。在現(xiàn)有研究中有參數(shù)(如隨機(jī)前沿模型，SFA)和非參數(shù)(如數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法，DEA)兩種估計(jì)方法。與非參數(shù)方法相比，參數(shù)估計(jì)法同時(shí)考慮了模型中隨機(jī)因素對(duì)產(chǎn)出的影響效應(yīng)，而且在模型設(shè)定上更為靈活，可以避免模型誤設(shè)造成的估計(jì)偏誤。因此，本文構(gòu)建隨機(jī)前沿模型(SFA)將全要素生產(chǎn)率分解為技術(shù)效率改進(jìn)、技術(shù)進(jìn)步和規(guī)模效率等三部分。

根據(jù)Battese和Coelli(1992[25]，1995[26])的假定可得：

uit=exp[-η(t-T)]ui，uit≥0, i=1， …， N, t∈τ(i)

(1)

式(2)給出了無(wú)效率效應(yīng)模型：

mit=δ0+δ1+δzit+wit

(2)

其中，zit為生產(chǎn)技術(shù)無(wú)效率相關(guān)解釋變量組成的一個(gè)向量，在本文研究中，包括直接投資流入、直接投資流出、證券投資流入、證券投資流出、資本賬戶開放以及國(guó)內(nèi)金融市場(chǎng)發(fā)展指標(biāo)等變量。wit是一個(gè)隨機(jī)變量，服從截尾正態(tài)分布，且均值為零、方差為σ2；δ為待估系數(shù)向量矩陣。

式(3)是用半超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)形式表示的技術(shù)效率前沿實(shí)證方程：

lnyit=β0+βtt+βklnKit+βLlnLit+βKttlnKit+βLttlnLit+vit-uit

(3)

上式中yit為GDP；K為資本存量；L為勞動(dòng)力數(shù)；β為待估參數(shù)。采用混合誤差分解方法(JLMS)估計(jì)得到技術(shù)效率為：

TE=exp(-uit)

(4)

在多要素(勞動(dòng)力和資本)投入產(chǎn)出條件下，全要素生產(chǎn)率則為：

(5)

由此可見，全要素生產(chǎn)率包括三個(gè)部分：技術(shù)效率(TE)、技術(shù)進(jìn)步(βt+βKtlnKit+βLtlnLit)和規(guī)模報(bào)酬((βK+βKtt)Δk/k+(βL+βLtt)Δl/l)，而這三部分的比重大小決定了其在全要素生產(chǎn)率中的貢獻(xiàn)程度 。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源說(shuō)明

為了考察國(guó)際資本流動(dòng)、金融發(fā)展與技術(shù)溢出效應(yīng)關(guān)系，本文先采用隨機(jī)前沿模型分解了全要素生產(chǎn)率，再利用動(dòng)態(tài)面板回歸模型對(duì)全要素生產(chǎn)率與資本賬戶開放和金融發(fā)展的關(guān)系展開實(shí)證分析?；跀?shù)據(jù)的可獲得性，樣本選擇包括中國(guó)、德國(guó)、法國(guó)、日本、俄羅斯、瑞士、南非、韓國(guó)、墨西哥以及美國(guó)等73個(gè)國(guó)家和地區(qū)，時(shí)間跨度為1991-2013年。數(shù)據(jù)來(lái)源于世界銀行發(fā)展指標(biāo)、CEIC數(shù)據(jù)庫(kù)、國(guó)際貨幣基金組織以及世界銀行等，其中國(guó)家和地區(qū)分布見表1。此外，本文選取各變量定義和統(tǒng)計(jì)描述如下：

(1)資本存量(K)，是指經(jīng)濟(jì)社會(huì)在某一時(shí)點(diǎn)上的資本總量。由于在世界銀行無(wú)法直接獲取資本存量數(shù)據(jù)，與已有相關(guān)文獻(xiàn)相一致，采用永續(xù)盤存法對(duì)其展開估計(jì)。首先，從世界銀行直接下載得到各國(guó)家和地區(qū)以2005年不變價(jià)格計(jì)算的資本形成總額占GDP比重，用各國(guó)家和地區(qū)GDP乘以該數(shù)值可得到不變價(jià)格(2005=100)的投資序列數(shù)據(jù)，資本存量計(jì)算公式如下：

Kt=It+(1+δt)Kt-1

(6)

其中Kt為資本存量，It表示投資額，δt表示折舊率。與已有研究相一致，假定折舊率為5%。且初設(shè)1991年的資本存量為K1991=I1991/(g+δ)，其中，g為23年的資本形成(即投資)的平均增長(zhǎng)率(g=ln(I2013/I1991)/23)。

表1 73個(gè)國(guó)家和地區(qū)的分布

(2)國(guó)際資本流動(dòng)。包括直接投資流入、直接投資流出、證券投資流入和證券投資流出等四類國(guó)際資本流動(dòng)指標(biāo)。

(3)金融發(fā)展水平。為了考察不同金融發(fā)展水平下資本賬戶開放的國(guó)際資本流動(dòng)效應(yīng)，需要構(gòu)建金融發(fā)展指標(biāo)。具體而言，遵循現(xiàn)有的研究慣例，采用廣義貨幣與GDP比率來(lái)衡量國(guó)內(nèi)的金融深化程度，通常該指標(biāo)的數(shù)值越大，反映該經(jīng)濟(jì)體的貨幣化程度越高。然而，在實(shí)際應(yīng)用中，采用M2/GDP來(lái)測(cè)度各國(guó)金融深化程度并未得到一致的認(rèn)可。因?yàn)镸2/GDP畸高可能是國(guó)內(nèi)金融市場(chǎng)不發(fā)達(dá)的一個(gè)訊號(hào)，而許多發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體，如美國(guó)和英國(guó)等，由于其國(guó)內(nèi)金融市場(chǎng)發(fā)達(dá)，可通過(guò)證券市場(chǎng)或債券市場(chǎng)募集資金，從而降低了這些國(guó)家對(duì)M2的需求。而且，現(xiàn)有文獻(xiàn)也認(rèn)為，證券市場(chǎng)是分散風(fēng)險(xiǎn)和實(shí)現(xiàn)資金融通的重要場(chǎng)所，一個(gè)穩(wěn)定證券市場(chǎng)也是一國(guó)或地區(qū)金融發(fā)展和成熟的重要標(biāo)志，同時(shí)也有較多研究把股票市值/GDP用于測(cè)度一國(guó)或地區(qū)證券化程度(Levine和Zervos, 1998[27]；Kunt 和Maksimovic, 1999[28])。鑒于此，采用(M2/GDP+股票市值/GDP)來(lái)構(gòu)建金融發(fā)展指標(biāo)，以刻畫一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的金融發(fā)展?fàn)顩r，該指標(biāo)越大表明地區(qū)金融發(fā)展水平越高。

(4)資本賬戶開放指標(biāo)。關(guān)于資本賬戶開放程度，可劃分為規(guī)則指標(biāo)和定量指標(biāo)(Edison et al.，2002)[29]，其中，前者一般采用二元變量進(jìn)行識(shí)別，具有較好的可行性，但也存在明顯的局限性：首先它只能測(cè)度一國(guó)或地區(qū)要么資本賬戶開放要么完全封閉；其次，該指標(biāo)只反映居民資本流出的限制，卻沒(méi)有考慮非居民資本交易的限制，因此不能全面反映一國(guó)或地區(qū)資本開放的實(shí)際情況(Eichengreen et al.，1998)[30]*有關(guān)資本賬戶指標(biāo)測(cè)定的相關(guān)文獻(xiàn)述評(píng)，詳見Edison et al.(2002)[29]。。

為解決這一缺陷，Chinn和Ito(2008)[31]在Mody和Murshid(2005)[32]研究基礎(chǔ)上，提出了測(cè)度資本賬戶開放的新方法。該方法選取四個(gè)指標(biāo)，即多重匯率制度(k1)、經(jīng)常賬戶交易限制(k2)、資本賬戶交易限制(k3)和出口收益上繳要求(k4)，并對(duì)資本賬戶交易限制指標(biāo)做5年的滾動(dòng)時(shí)間處理*五年滾動(dòng)處理的計(jì)算公式為：SHARKE3, t=(k3, t+k3, t-1+k3, t-2+k3, t-3+k3, t-4)/5。，在此基礎(chǔ)上，通過(guò)提取第一標(biāo)準(zhǔn)主成分的方式來(lái)構(gòu)造金融開放指標(biāo)(Calit)，Calit數(shù)值越大說(shuō)明該國(guó)或地區(qū)跨境資本交易和資本流動(dòng)的開放程度越高，反之越低。該指標(biāo)在近期研究中被廣泛應(yīng)用(例如Panchenko et al.，2009[33]；Joyce, 2011[34])，并取得良好的效果。因此，本文采用Chinn和Ito(2008)[31]指標(biāo)來(lái)衡量資本賬戶的開放程度。

表2 變量說(shuō)明和數(shù)據(jù)來(lái)源

(5)其他變量，如實(shí)際GDP(Y)、勞動(dòng)力總數(shù)(L)、受教育水平、人口增長(zhǎng)率、人均GDP、儲(chǔ)蓄率、開放程度(進(jìn)出口總額/GDP)等指標(biāo)的數(shù)據(jù)和描述詳見世界銀行。

隨機(jī)前沿模型(SFA)涉及變量的介紹和預(yù)期符號(hào)詳見表2。SFA由前沿函數(shù)和一個(gè)無(wú)效率效應(yīng)模型組成，相應(yīng)地，解釋變量被分別列為要素投入和技術(shù)效率決定因素。其中，要素投入包括經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型中的資本、勞動(dòng)和時(shí)間。產(chǎn)出、資本和勞動(dòng)力都是標(biāo)準(zhǔn)測(cè)量并用對(duì)數(shù)來(lái)表示。無(wú)效率效應(yīng)模型包含一組衡量經(jīng)濟(jì)外部效應(yīng)的變量，包括對(duì)內(nèi)對(duì)外的直接投資、對(duì)內(nèi)對(duì)外的證券投資、資本賬戶開放、金融發(fā)展指標(biāo)等。外商資本外流對(duì)技術(shù)效率影響的預(yù)期符號(hào)無(wú)法界定，這主要是因?yàn)?，一方面資本供給的減少可能會(huì)迫使國(guó)內(nèi)企業(yè)更有效地利用要素投入，而另一方面資本外流可能會(huì)導(dǎo)致工業(yè)基地空心化和資本市場(chǎng)消耗，從而降低經(jīng)濟(jì)效率。與此同時(shí)，無(wú)效率模型包含了交互方面——資本賬戶開放指標(biāo)作為衡量國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)特征的一個(gè)指標(biāo)，包括外商直接投資、對(duì)外直接投資、對(duì)外證券投資、對(duì)內(nèi)證券投資。這些變量都將用來(lái)衡量國(guó)內(nèi)的吸收能力，而外商投資的外部效應(yīng)也可能依賴于這些變量的水平。

表3給出了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)。從表中均值可以看出，直接投資流入和直接投資流出占GDP比重的均值分別為47.96%和30.84%，而證券投資流入和證券投資流出占GDP比重的均值則分別為46.96%和40.96%，可見在全球范圍內(nèi)證券投資流動(dòng)也相當(dāng)活躍，不亞于直接投資，同時(shí)也說(shuō)明企業(yè)跨境投資和資本配置不容小覷；總體上，直接投資和證券投資都處于凈流入的狀態(tài)。

表3 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

資料來(lái)源：世界銀行、國(guó)際金融統(tǒng)計(jì)(IFS)和CEIC數(shù)據(jù)庫(kù)。

三 技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率實(shí)證估計(jì)結(jié)果及分析

(一)模型設(shè)定檢驗(yàn)和分析

隨機(jī)前沿模型設(shè)定是否正確直接影響技術(shù)效率估計(jì)的有效性，本文基于生產(chǎn)函數(shù)和超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)，采用廣義似然比方法對(duì)模型設(shè)定展開實(shí)證檢驗(yàn)，統(tǒng)計(jì)量LR=-2ln[L(H0)/L(H1)]～χ2(q)，其中，L(H0)為受約束模型的對(duì)數(shù)似然值，L(H1)表示無(wú)約束模型的對(duì)數(shù)似然值，q為受約束自由度。如表4所示，原假設(shè)1為不存在技術(shù)非效率，如無(wú)法拒絕原假設(shè)，則模型估計(jì)采用OLS估計(jì)；原假設(shè)2為不存在技術(shù)進(jìn)步，如無(wú)法拒絕原假設(shè)，則模型估計(jì)不應(yīng)包含時(shí)間相關(guān)變量；原假設(shè)3為技術(shù)進(jìn)步為Hicks中性，如無(wú)法拒絕原假設(shè)，則模型估計(jì)不應(yīng)包含資本、勞動(dòng)力與時(shí)間的交互項(xiàng)；原假設(shè)4是技術(shù)效率為常數(shù)，如無(wú)法拒絕原假設(shè)，則模型估計(jì)技術(shù)效率是不變的。

表4 不同隨機(jī)前沿模型假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

由表4檢驗(yàn)結(jié)果可知，所有原假設(shè)均被拒絕，表明技術(shù)效率是時(shí)變的，即呈現(xiàn)遞增或遞減變化趨勢(shì)；同時(shí)，存在技術(shù)進(jìn)步，而且技術(shù)進(jìn)步隨時(shí)間變化呈現(xiàn)時(shí)變走勢(shì)。故此，本文采用包含無(wú)效率項(xiàng)和非Hicks中性的半超越C-D生產(chǎn)函數(shù)的隨機(jī)前沿模型展開實(shí)證估計(jì)。

表5 隨機(jī)前沿模型診斷檢驗(yàn)結(jié)果

由表5隨機(jī)前沿模型診斷檢驗(yàn)結(jié)果可知，技術(shù)效率在1%水平上顯著統(tǒng)計(jì)為正，平均技術(shù)效率為84.6%，可見在同等技術(shù)和同樣投入條件下，平均利潤(rùn)要比理論最大可能利潤(rùn)低15.4%，這同時(shí)也表明技術(shù)效率與全要素生產(chǎn)率具有顯著正相關(guān)性，可見模型估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的，采用隨機(jī)前沿模型是合適的。此外，γ為0.829，接近于1表明無(wú)效率項(xiàng)是造成生產(chǎn)函數(shù)偏離的主要原因，而與隨機(jī)誤差項(xiàng)vi無(wú)關(guān)，即vt對(duì)全要素生產(chǎn)率的測(cè)算結(jié)果影響不大。

(二)隨機(jī)前沿模型估計(jì)結(jié)果

在以上分析基礎(chǔ)上，本文接著采用合理的隨機(jī)前沿模型對(duì)方程(3)展開實(shí)證估計(jì)。由表6可知，系數(shù)βK為0.947，接近于1且高度顯著，可見資本對(duì)產(chǎn)出有較大的積極影響(彈性高達(dá)0.95)；而系數(shù)βL為0.071接近于0，但依然在1%顯著性水平上拒絕為零的原假設(shè)，這表明勞動(dòng)力對(duì)產(chǎn)出有貢獻(xiàn)，但相對(duì)不是很明顯。同時(shí)，βKt和βLt一正一負(fù)的系數(shù)表明了隨著時(shí)間的推移，需要投入更多的資本才可以有相同的產(chǎn)出；反之，較少的勞動(dòng)力投入也可維持同樣的生產(chǎn)力水平。

表6 隨機(jī)前沿模型系數(shù)估計(jì)結(jié)果

(續(xù)上表)

ln(yit)估計(jì)系數(shù)z統(tǒng)計(jì)量P值95%置信區(qū)間下界上界βL0071???326000100280114βKt-0003??-2480013-0005-0001βLt0003??1960050257e-060006方差估計(jì)λ4844???3846000045975091σ2u0821???659000006091104σ2v0169???1667000001510191

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%顯著水平上通過(guò)檢驗(yàn)。

(三)分地區(qū)技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率估計(jì)結(jié)果

基于以上實(shí)證模型，估計(jì)得出全球73個(gè)國(guó)家和地區(qū)技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率在1991-2013年間的平均值。如果一個(gè)國(guó)家擁有充分的技術(shù)效率，那么它的值應(yīng)當(dāng)在0～1之間并且充分地接近1。結(jié)果顯示，不論是技術(shù)效率還是全要素生產(chǎn)率，發(fā)達(dá)國(guó)家和地區(qū)遠(yuǎn)高于發(fā)展中國(guó)家和地區(qū)，其中73個(gè)國(guó)家和地區(qū)的平均技術(shù)效率水平為0.853，發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家分別為0.903和0.803；而發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家的全要素生產(chǎn)率分別為1.052和0.954。從估計(jì)結(jié)果看，還發(fā)現(xiàn)技術(shù)效率高的國(guó)家，全要素生產(chǎn)率也較高；而技術(shù)效率低的國(guó)家，則全要素生產(chǎn)率也相對(duì)較低。

圖5 技術(shù)效率走勢(shì)

從圖5中進(jìn)一步觀察發(fā)現(xiàn)，1991-2013年期間，發(fā)達(dá)國(guó)家的技術(shù)效率水平都維持在0.9～0.93之間，變化并不是很大，其中在1993年達(dá)到了頂峰。而發(fā)展中國(guó)家則在這23年間有著曲折的變化。1991-1998年，發(fā)展中國(guó)家的技術(shù)效率呈波浪式的發(fā)展形態(tài)，在1992年達(dá)到頂峰，約為0.84，而又在1997年下滑到最低點(diǎn)，約為0.77。然而，在1999年達(dá)到另一個(gè)頂峰——約為0.85后，之后的7年均呈平穩(wěn)下降趨勢(shì)，在2007年跌落到0.77。2008年開始有所回升，此后依舊是呈波浪式發(fā)展形態(tài)。而全球的技術(shù)效率水平受到發(fā)展中國(guó)家的曲折發(fā)展影響，也呈現(xiàn)出不穩(wěn)定的發(fā)展形態(tài)。此外，可以發(fā)現(xiàn)圖6中無(wú)論是發(fā)展中國(guó)家還是發(fā)達(dá)國(guó)家的全要率生產(chǎn)率走勢(shì)都與圖5中的技術(shù)效率走勢(shì)有著一定的相似之處，而且技術(shù)效率對(duì)全要素生產(chǎn)率有較大的影響，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)較大。

圖6 全要素生產(chǎn)率走勢(shì)

四 技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率影響因素分析

(一)無(wú)效率效應(yīng)分析

進(jìn)一步對(duì)無(wú)效率效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果展開分析，以更好地理解效率外部性的決定因素。由于模型中的解釋變量是無(wú)效率的，若解釋變量的估計(jì)系數(shù)符號(hào)為負(fù)，就代表著解釋變量所對(duì)應(yīng)的指標(biāo)降低了無(wú)效率，提高了效率。

從表7中估計(jì)結(jié)果可知，F(xiàn)DI的估計(jì)系數(shù)是-0.610，檢驗(yàn)結(jié)果不顯著。而對(duì)外直接投資的估計(jì)系數(shù)為2.207，且高度顯著，依據(jù)?u/?OFDI=2.207-3.05Cal=-0.523，這意味著對(duì)外直接投資降低了生產(chǎn)的無(wú)效率，提高了生產(chǎn)效率，其主要原因可能在于OFDI的技術(shù)效率外部性取決于國(guó)家與世界平均技術(shù)效率水平之間的差距，具體來(lái)說(shuō)，相同數(shù)量的對(duì)外直接投資可能會(huì)產(chǎn)生更高的效率或使得資本賬戶開放對(duì)經(jīng)濟(jì)具有更深遠(yuǎn)影響?？梢?，對(duì)外直接投資對(duì)本國(guó)技術(shù)效率改進(jìn)具有顯著的逆向溢出效應(yīng)。同理，證券投資流入和流出的估計(jì)系數(shù)都為負(fù)，其中證券投資流出的系數(shù)值為-12.479，檢驗(yàn)結(jié)果也較為顯著，說(shuō)明對(duì)內(nèi)和對(duì)外的證券投資都降低了無(wú)效率，提高了技術(shù)效率。而IPI和Cal以及OPI和Cal的交互項(xiàng)系數(shù)估計(jì)結(jié)果分別為2.709和4.873，系數(shù)為正，為此，對(duì)表格中的交互項(xiàng)求一階導(dǎo)?u/?IPI=-4.157+2.709Cal=-1.732以及?u/?IPI=-12.479+4.873Cal=-8.118，可以得出解釋變量估計(jì)系數(shù)的符號(hào)都為負(fù)?？梢?，證券投資流入對(duì)東道國(guó)技術(shù)效率改進(jìn)具有正向溢出效應(yīng)，而且，證券投資流出對(duì)本國(guó)技術(shù)效率改進(jìn)也具有逆向溢出效應(yīng)。此外，資本賬戶開放有助于降低模型估計(jì)的無(wú)效率項(xiàng)，并提高技術(shù)效率項(xiàng)。特別是，資本賬戶開放通過(guò)國(guó)際資本流動(dòng)正向作用于技術(shù)效率，如對(duì)外直接投資增加、對(duì)外和對(duì)內(nèi)證券投資增加，可以降低無(wú)效率，從而提高跨境技術(shù)效率；同時(shí)，提高國(guó)內(nèi)金融發(fā)展水平也可以降低無(wú)效率，從而增強(qiáng)跨境資本對(duì)東道國(guó)技術(shù)效率改進(jìn)的溢出效應(yīng)。

表7 無(wú)效率效應(yīng)模型：基于SFA模型估計(jì)結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%顯著水平上通過(guò)檢驗(yàn)。

(二)技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率影響因素的實(shí)證分析

在以上技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率估計(jì)基礎(chǔ)上，接下來(lái)對(duì)它們的影響因素展開實(shí)證分析?，F(xiàn)有研究表明，資本賬戶開放對(duì)金融市場(chǎng)存在短期和長(zhǎng)期截然不同的影響效應(yīng)，其中，短期內(nèi)，可能會(huì)造成金融泡沫和金融風(fēng)險(xiǎn)，但長(zhǎng)期上，則有利于優(yōu)化東道國(guó)的金融市場(chǎng)結(jié)構(gòu)和功能(Kaminsky和Schmukler, 2002)[35]，特別是，對(duì)于金融市場(chǎng)越發(fā)達(dá)的國(guó)家和地區(qū)，資本賬戶開放對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響較小，反之，對(duì)于金融市場(chǎng)發(fā)展程度相對(duì)較低的國(guó)家和地區(qū)，則可能引發(fā)較大的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)(Mukerji 和 Tallon，2003)[36]。近年來(lái)，依托非線性計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)展開的研究表明，隨著金融市場(chǎng)水平的不斷提高，東道國(guó)資本賬戶開放的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)越顯著；但是，當(dāng)金融發(fā)展水平(私人信貸規(guī)模/GDP)突破門檻值時(shí)，資本賬戶開放的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)相對(duì)較弱?？傮w上說(shuō)明資本賬戶開放通過(guò)技術(shù)效率改進(jìn)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響存在較為顯著的非線性效應(yīng)和門檻效應(yīng)(Kose et al.，2009)[37]。

借鑒已有研究(Kose et al.，2009[37]；陳創(chuàng)練和黃楚光，2015[38])，本文采用銀行信貸/GDP作為國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模的替代變量，而采用(M2/GDP+股票市值/GDP)作為國(guó)內(nèi)金融發(fā)展水平的替代變量，以實(shí)證檢驗(yàn)資本賬戶開放對(duì)技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率影響的門檻效應(yīng)?？紤]技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率具有滯后一階過(guò)程，采用動(dòng)態(tài)面板估計(jì)回歸模型，但由此也可能導(dǎo)致自變量與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)和橫截面存在相依性。為了消除相依性對(duì)模型估計(jì)有效性的影響，運(yùn)用工具變量法消除內(nèi)生性問(wèn)題，把水平因變量作為一階差分方程的工具變量；而采用差分因變量作為水平方程的工具，并導(dǎo)出矩條件，對(duì)一階差分方程的估計(jì)可以消除動(dòng)態(tài)面板模型的固定效應(yīng)，從而避免特定誤差項(xiàng)的序列相關(guān)。此外，運(yùn)用m1和m2分別檢驗(yàn)擾動(dòng)項(xiàng)是否存在滯后一階和滯后兩階的序列自相關(guān)性，其原假設(shè)均為不存在序列自相關(guān)；同時(shí)通過(guò)Sargan統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)工具變量選擇的有效性，其原假設(shè)為工具變量的選取是恰當(dāng)合理的，若無(wú)法拒絕原假設(shè)，說(shuō)明模型估計(jì)有效。

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，圓括號(hào)內(nèi)為t值，中括號(hào)內(nèi)為P值。

針對(duì)技術(shù)效率改進(jìn)影響因素分析，本文采用一步系統(tǒng)廣義矩法和兩步系統(tǒng)廣義矩法進(jìn)行動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)。首先，模型的參數(shù)估計(jì)是否有效依賴于工具變量的選擇是否有效，從表8的估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，分別以國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模和金融發(fā)展水平為門檻變量，在兩部系統(tǒng)廣義矩法中，差分后的殘差項(xiàng)都不存在二階序列相關(guān)，其中模型估計(jì)的AR(2)值分別為-1.00和-1.10，其對(duì)應(yīng)P值為0.319和0.271，因此無(wú)法拒絕原假設(shè)，即擾動(dòng)項(xiàng)不存在序列自相關(guān)，模型工具變量的選擇有效。同時(shí)，兩步系統(tǒng)廣義矩法中，Sargant檢驗(yàn)的P值為1，接受原假設(shè)，即過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)是有效的，工具變量設(shè)定恰當(dāng)*選擇所有解釋變量的一階差分項(xiàng)作為一階差分方程的工具變量，而采用常數(shù)項(xiàng)作為水平方程的工具變量，Sargent檢驗(yàn)用于分析工具變量選取的合理性。。

從表8的估計(jì)結(jié)果可知，以國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模和金融發(fā)展水平為門檻變量，開放程度和資本賬戶開放指數(shù)對(duì)技術(shù)效率改進(jìn)都存在正效應(yīng)，且資本賬戶開放指數(shù)的系數(shù)貢獻(xiàn)率比其他影響因素大，說(shuō)明資本賬戶開放在一定程度上會(huì)較明顯地提高技術(shù)效率。并且資本賬戶開放指數(shù)與國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模和金融發(fā)展水平的交互項(xiàng)對(duì)技術(shù)效率的提高都存在正影響，說(shuō)明資本賬戶開放加劇國(guó)際資本流動(dòng)，降低無(wú)效率，提高技術(shù)效率；提高國(guó)內(nèi)金融發(fā)展水平也可以降低無(wú)效率，從而提高跨境技術(shù)效率。此外，結(jié)果顯示受教育水平對(duì)技術(shù)效率改進(jìn)存在正影響，而儲(chǔ)蓄率對(duì)技術(shù)效率改進(jìn)存在負(fù)影響，說(shuō)明提高勞動(dòng)力的素質(zhì)可以提高技術(shù)效率，而儲(chǔ)蓄率提高降低了技術(shù)效率。最后，估計(jì)結(jié)果表明，以國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模為門檻變量，人口增長(zhǎng)率對(duì)技術(shù)效率改進(jìn)影響不顯著，人均GDP可以提高技術(shù)效率；而以金融發(fā)展水平為門檻變量，人口增長(zhǎng)率提高技術(shù)效率，人均GDP則降低了技術(shù)效率。

同理，針對(duì)全要素生產(chǎn)率增速影響因素的分析，本文也采用一步系統(tǒng)廣義矩法和兩步系統(tǒng)廣義矩法進(jìn)行動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)。從表8的模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，分別以國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模和金融發(fā)展水平為門檻變量，在兩步系統(tǒng)廣義矩法中，差分后的殘差項(xiàng)都不存在一階序列相關(guān)，其中模型估計(jì)的AR(1)值分別為-0.63和-0.22，其對(duì)應(yīng)P值為0.527和0.822；而AR(2)值分別為-1.78和-1.80，其對(duì)應(yīng)P值為0.075和0.072，表明在5%的顯著性水平上，均無(wú)法拒絕原假設(shè)，即擾動(dòng)項(xiàng)不存在序列自相關(guān)，模型工具變量的選擇有效。同時(shí)，兩步系統(tǒng)廣義矩法中，Sargan檢驗(yàn)的P值為1，也接受原假設(shè)，即過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)是有效的，工具變量設(shè)定恰當(dāng)。

表8的估計(jì)結(jié)果反映出，以國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模和金融發(fā)展水平為門檻變量，開放程度和資本賬戶開放指數(shù)對(duì)全要素生產(chǎn)率增速存在正效應(yīng)，其中資本賬戶開放指數(shù)的系數(shù)貢獻(xiàn)率比其他影響因素大，說(shuō)明資本賬戶開放在一定程度上會(huì)較明顯地提高全要素生產(chǎn)率增速。同時(shí)，可以發(fā)現(xiàn)資本賬戶開放指數(shù)與國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模和金融發(fā)展水平的交互項(xiàng)對(duì)全要素生產(chǎn)率增速存在正影響，說(shuō)明資本賬戶開放加劇國(guó)際資本流動(dòng)，擴(kuò)展了國(guó)內(nèi)資本來(lái)源渠道，提高了資本的流動(dòng)性，對(duì)全要素生產(chǎn)率增速具有正效應(yīng)；提高國(guó)內(nèi)金融發(fā)展水平也可以降低無(wú)效率，提升全要素生產(chǎn)率增速。此外，在估計(jì)中發(fā)現(xiàn)，受教育水平對(duì)全要素生產(chǎn)率增速存在正影響，因?yàn)榻逃軌蛱岣邉趧?dòng)力的素質(zhì)，在其他生產(chǎn)因素不變時(shí)，相同數(shù)量不同質(zhì)量的勞動(dòng)投入必然會(huì)提高全要素生產(chǎn)率；儲(chǔ)蓄率對(duì)全要素生產(chǎn)率增速存在正影響，因?yàn)閮?chǔ)蓄率提高人均資本存量。最后，估計(jì)結(jié)果表明，分別以國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模和金融發(fā)展水平為門檻變量，人口增長(zhǎng)率降低了人均資本存量，對(duì)全要素生產(chǎn)率增速的影響為負(fù)，而人均GDP對(duì)全要素生產(chǎn)率增速影響不顯著。

五 結(jié)論與啟示

本文以隨機(jī)前沿函數(shù)和無(wú)效率效應(yīng)模型為基礎(chǔ)構(gòu)造隨機(jī)邊界模型，將相應(yīng)變量分為要素投入和無(wú)效率模型因素兩類，其中要素投入包括經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型中的重要因素，如資本、勞動(dòng)和時(shí)間，而無(wú)效率效應(yīng)模型則包含一組衡量經(jīng)濟(jì)外部效應(yīng)的變量，包括直接投資流出、直接投資流入、證券投資流出、證券投資流出、資本賬戶開放以及金融發(fā)展指標(biāo)等，并對(duì)全球73個(gè)國(guó)家和地區(qū)1991-2013年數(shù)據(jù)展開實(shí)證分析，研究結(jié)果表明：

第一，資本對(duì)產(chǎn)出有較大的促進(jìn)作用，勞動(dòng)力對(duì)產(chǎn)出有貢獻(xiàn)，但相對(duì)不明顯；而且，隨著時(shí)間的推移，資本對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)呈減弱態(tài)勢(shì)，但勞動(dòng)力對(duì)產(chǎn)出的促進(jìn)效應(yīng)卻不斷增強(qiáng)。第二，直接投資和證券投資降低了生產(chǎn)的無(wú)效率，提高了技術(shù)效率。其中，直接投資流入對(duì)東道國(guó)技術(shù)效率改進(jìn)的影響并不顯著，但直接投資流出則對(duì)本國(guó)技術(shù)效率改進(jìn)有逆向溢出效應(yīng)；證券投資流入和流出分別對(duì)本國(guó)技術(shù)效率改進(jìn)具有正向溢出效應(yīng)和逆向溢出效應(yīng)。特別是，資本賬戶開放不僅有利于促進(jìn)技術(shù)效率改進(jìn)，而且通過(guò)跨境資本流動(dòng)促進(jìn)本國(guó)技術(shù)效率改進(jìn)。第三，資本賬戶開放會(huì)在一定程度上提高技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率。資本賬戶開放指數(shù)與國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模和金融發(fā)展水平的交互項(xiàng)對(duì)技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率的提高都存在正影響，說(shuō)明資本賬戶開放加劇國(guó)際資本流動(dòng)，降低無(wú)效率，提高技術(shù)效率；提高國(guó)內(nèi)金融發(fā)展水平同樣也可以降低無(wú)效率，從而提高跨境技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率。第四，研究還發(fā)現(xiàn)，受教育水平對(duì)技術(shù)效率改進(jìn)和全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)均存在正效應(yīng)；儲(chǔ)蓄率對(duì)技術(shù)效率改進(jìn)存在負(fù)效應(yīng)，但對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)具有正影響效應(yīng)。此外，人均GDP，即初始稟賦對(duì)技術(shù)效率改進(jìn)和全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)都存在正效應(yīng)；人口增長(zhǎng)率對(duì)技術(shù)效率具有促進(jìn)作用，但高人口增長(zhǎng)率對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)具有負(fù)面影響效應(yīng)。可見，初始稟賦和人力資本積累對(duì)于提升技術(shù)效率具有重要意義。

在上述研究結(jié)論基礎(chǔ)上，可以得到如下兩點(diǎn)啟示：第一，證券投資和直接投資都有利于改進(jìn)東道國(guó)或本國(guó)技術(shù)效率，因此，逐步開放資本賬戶有助于提升我國(guó)的生產(chǎn)技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率。由此可見，跨境資本流動(dòng)對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不僅具有暫時(shí)效應(yīng)(對(duì)技術(shù)效率改進(jìn)有正效應(yīng))，同時(shí)也具有長(zhǎng)期影響效應(yīng)(對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)有正面促進(jìn)作用)。第二，采用國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模和金融發(fā)展水平作為門檻變量的估計(jì)結(jié)果顯示，提高一國(guó)或地區(qū)的金融發(fā)展水平能夠有效提升資本賬戶開放對(duì)技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率的正面促進(jìn)作用。因此，逐步開放我國(guó)資本賬戶，并在此過(guò)程中不斷提升我國(guó)的金融發(fā)展水平，不僅能夠促進(jìn)我國(guó)融入全球經(jīng)濟(jì)體，提高參加國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)的能力，同時(shí)也能夠發(fā)揮其通過(guò)跨境資本流動(dòng)帶動(dòng)本國(guó)技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率改進(jìn)的作用。

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[引用方式]陳創(chuàng)練, 張年華, 陳經(jīng)緯. 國(guó)際資本流動(dòng)、 金融發(fā)展與技術(shù)溢出效應(yīng)關(guān)系研究——對(duì)1991-2013年全球73個(gè)國(guó)家和地區(qū)的實(shí)證檢驗(yàn)[J]. 產(chǎn)經(jīng)評(píng)論, 2016, 7(6): 116-132.

Research on the Relationship among International Capital Flow, Financial Development and Technology Spillover Effect: Based on the Empirical Study of Seventy-three Countries and Regions from 1991-2013

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Under the background of capital account liberalization, the external effects of capital inflows and outflows on the domestic production efficiency has become increasingly prominent. Is the international capital flows in and out promoting the local technical progress? Or just improving the technical efficiency of the host country? This paper uses stochastic frontier model to study the technology spillover effect of seventy-three countries and regions during 1991 to 2013. The estimated results show that direct investment and portfolio investment reduce the inefficiency of production, and improve the efficiency of technology. The effect of direct investment inflow on technology efficiency is not significant, whilst there is a backward spillover effect of direct investment outflow on technology efficiency, and portfolio investment inflow and outflow respectively have forward and backward spillover effect on technology efficiency. In particular, capital account liberalization also presents an effective improvement to the technology efficiency. In addition, the development of financial market also expands the resource of domestic capital, and then improves the technology efficiency through promoting capital flows. The estimated results also show that education has a positive effect on technical efficiency and total factor productivity. Savings rate has a negative effect on the technical efficiency, whilst positive effect on TFP. Per- capita GDP and population growth rate both have positive effect on technical efficiency, but high rate of population growth would be has a negative impact on total factor productivity, indicating that the initial endowment and the accumulation of human capital act as two important factors to improve the technical efficiency. At last this paper puts forward some policy enlightenments.

capital account liberalization; stochastic frontier analysis; international capital flow; technology efficiency

2016-05-26

國(guó)家自然科學(xué)基金“不同基礎(chǔ)條件下資本賬戶開放的金融風(fēng)險(xiǎn)及管理研究”(項(xiàng)目編號(hào)：71303081，項(xiàng)目主持人：陳創(chuàng)練)；全國(guó)統(tǒng)計(jì)科研計(jì)劃項(xiàng)目“非線性動(dòng)態(tài)面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型：理論建模與金融應(yīng)用”(項(xiàng)目編號(hào)：2013LY084，項(xiàng)目主持人：陳創(chuàng)練)；中國(guó)博士后基金面上項(xiàng)目“資本賬戶開放的金融風(fēng)險(xiǎn)及管理研究”(項(xiàng)目編號(hào)：2013M540669，項(xiàng)目主持人：陳創(chuàng)練)；教育部人文社會(huì)科學(xué)研究青年基金項(xiàng)目“匯率調(diào)整之謎和我國(guó)經(jīng)常賬戶失衡研究：微觀基礎(chǔ)與動(dòng)態(tài)效應(yīng)”(項(xiàng)目編號(hào)：12YJC790006，項(xiàng)目主持人：陳創(chuàng)練)；廣東省軟科學(xué)研究計(jì)劃項(xiàng)目“廣東省區(qū)域資本配置效率驅(qū)動(dòng)高科技產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的動(dòng)力和路徑研究”(項(xiàng)目編號(hào)：2016A070705046，項(xiàng)目主持人：陳創(chuàng)練)；廣東省軟科學(xué)研究計(jì)劃項(xiàng)目“廣東省高科技制造業(yè)產(chǎn)融結(jié)合效率及轉(zhuǎn)型升級(jí)方向研究”(項(xiàng)目編號(hào)：2014A070704011，項(xiàng)目主持人：陳創(chuàng)練)；華南師范大學(xué)哲學(xué)社會(huì)科學(xué)決策研究項(xiàng)目“國(guó)家一路一帶戰(zhàn)略中港澳的地位與作用研究”(項(xiàng)目編號(hào)：JCYJ1507，項(xiàng)目主持人：陳創(chuàng)練)。

陳創(chuàng)練，博士，華南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院、(香江)國(guó)際金融研究中心副教授，研究方向：國(guó)際金融、金融計(jì)量；張年華，華南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院碩士研究生，研究方向：國(guó)際金融；陳經(jīng)緯，瑞士酒店管理學(xué)院碩士，澳門新濠天地(澳門新濠博亞娛樂(lè)有限公司)經(jīng)理，研究方向：國(guó)際金融。

F831.6

A

1674-8298(2016)06-0116-17

[責(zé)任編輯：戴天仕]

10.14007/j.cnki.cjpl.2016.06.010