張凱

摘 要：隨著全球價值鏈體系的發(fā)展，生產(chǎn)性服務已成為世界服務貿(mào)易的主體內(nèi)容。本文以生產(chǎn)性服務貿(mào)易為研究對象，從生產(chǎn)性服務貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率提升的微觀機制出發(fā)，采用1997年到2014年的相關數(shù)據(jù)，建立相關計量模型，研究生產(chǎn)性服務貿(mào)易的發(fā)展對中國全要素生產(chǎn)率提升的影響。結果表明，生產(chǎn)性服務貿(mào)易的進口與國內(nèi)研發(fā)對中國全要素生產(chǎn)率的提升有著顯著的正向效應。

關鍵詞：生產(chǎn)性服務貿(mào)易；全要素生產(chǎn)率；技術進步

一、引言

在全球價值鏈分工體系下，生產(chǎn)性服務可以將價值鏈的各個環(huán)節(jié)串聯(lián)起來，對一國經(jīng)濟與貿(mào)易的發(fā)展起著重要作用。隨著國際分工的深入與發(fā)展和世界產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整與升級，生產(chǎn)性服務貿(mào)易已經(jīng)成為國際服務貿(mào)易的主體內(nèi)容，越來越多的國家也開始重視對生產(chǎn)性服務貿(mào)易的發(fā)展。自改革開放以來，中國服務貿(mào)易雖然發(fā)展迅速，但同時，中國在生產(chǎn)性服務貿(mào)易方面的國際競爭力較弱，嚴重影響和制約了我國在全球價值鏈中的地位及國際貿(mào)易過程中的利益分配。基于此，本文探究生產(chǎn)性服務貿(mào)易的發(fā)展對中國全要素生產(chǎn)率提升的影響，并在此基礎上探尋促進中國生產(chǎn)性服務貿(mào)易發(fā)展的對策。

二、生產(chǎn)性服務貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率提升影響的微觀機制

Balk（2001）在對全要素生產(chǎn)率進行測算時，確定了生產(chǎn)率增長的四個來源，分別是：技術變化、技術效率變化、規(guī)模效率變化和產(chǎn)出混合效應（或投入混合效應）。由于產(chǎn)出混合效應考察的是產(chǎn)出組合對規(guī)模效率變化的效應，因此這里不予考慮，下面從技術變化、技術效率變化和規(guī)模效率變化三個方面研究生產(chǎn)性服務貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率的影響。

1.技術變化

全要素生產(chǎn)率的最直接來源是技術變化，即生產(chǎn)技術的變化對生產(chǎn)率的提升，而生產(chǎn)性服務貿(mào)易對技術變化的影響主要表現(xiàn)在溢出效應方面。在開放貿(mào)易的國際環(huán)境下，技術具有極強的外溢效應，一國的技術進步不僅取決于國內(nèi)的研發(fā)活動，還取決于國與國之家的貿(mào)易與投資活動。在與其他技術水平較為先進的國家進行外商投資、跨國貿(mào)易時，其他國家的先進技術就會對本國產(chǎn)生一定的提升效應。因此，生產(chǎn)性服務貿(mào)易的進行，一方面可以使技術以跨境交付、自然人流動等方式在國與國、企業(yè)與企業(yè)之間進行轉移，產(chǎn)生技術外溢；另一方面由于生產(chǎn)性服務具有技術和知識密集型的特點，貿(mào)易的進行可以從技術先進的發(fā)達國家進口到高技術含量的中間投入，直接提升本國生產(chǎn)活動的技術水平。

2.技術效率變化

效率改進指的是廠商利用可利用技術的能力，即在沒有技術變化時，廠商通過更有效率地利用投入與運營，從而可以有效地提高生產(chǎn)率。生產(chǎn)性服務貿(mào)易對效率改進的影響這里從投入導向的角度來分析。假設規(guī)模報酬不變，廠商在完全效率的單位等產(chǎn)量曲線上進行生產(chǎn)，其生產(chǎn)均是完全有效率的。假設廠商在曲線外任意一點P的投入量進行生產(chǎn)，P點與（0，0）點的連線與單位等產(chǎn)量曲線的交點為Q，則QP就可以表示廠商的技術無效率，其含義為產(chǎn)出不減少時所有投入按比例減少Q(mào)P才能達到完全效率。由此可知，廠商的技術效率（TE）為：TE=OQ/OP。

Porter（1985）將企業(yè)的生產(chǎn)活動分為兩種類型：一是企業(yè)的基本生產(chǎn)活動，包括進料、生產(chǎn)、銷售、售后等；二是支持性活動，包括財務、研發(fā)、采購等。這兩個方面共同構成了企業(yè)的價值鏈。由于資源的稀缺性，企業(yè)不可能將要素投入到價值鏈的每個環(huán)節(jié)之中，只能選擇自身具有比較優(yōu)勢的環(huán)節(jié)進行投入。因此企業(yè)在進行生產(chǎn)活動的過程中會將自身的非核心業(yè)務進行外包，減少對支持性活動的要素投入，專注于自身具有比較優(yōu)勢的核心業(yè)務。而廠商選擇外包的原則是服務的價格與自身生產(chǎn)成本孰大孰小，這就減少了廠商對服務固定投入，導致了廠商在產(chǎn)出不減少時投入?yún)s減少了，即QP減小，導致OP減小了，此時TE增大了。這說明了生產(chǎn)性服務貿(mào)易的進行對廠商技術效率的提高有著促進作用。

3.規(guī)模效率變化

考察單投入、單產(chǎn)出規(guī)?？勺兊那闆r，在規(guī)?？勺兊那闆r下，可能存在這樣一種情況：廠商技術有效且配置有效，但其運營規(guī)模卻不是最優(yōu)的，這樣通過改變其運營規(guī)模也能夠使廠商的生產(chǎn)率得到提高?，F(xiàn)假定廠商在技術無效的D點運作，要使廠商達到規(guī)模效率，首先去除技術無效的影響，即廠商規(guī)模從技術無效的D點移動到技術有效單規(guī)模無效的E點，再去除規(guī)模無效的影響，也就是廠商運營點從E移動到規(guī)模有效的B點（B點為廠商的最大生產(chǎn)能力規(guī)模點，廠商已經(jīng)運營于技術最優(yōu)生產(chǎn)能力規(guī)模上，不能夠通過改變其運營規(guī)模而變得更有生產(chǎn)能力）。因此，廠商的規(guī)模效率（SE）變化為E點向B點移動的過程。即SE=GF/GE（G點為D點和E點映射到y(tǒng)軸的數(shù)值點）。

馬庫森（1989）認為由于生產(chǎn)性服務貿(mào)易既具有差異性，又具有知識和技術密集型的特點，需要高額的初始投資，但其邊際成本是下降，說明生產(chǎn)性服務貿(mào)易具有較高的規(guī)模經(jīng)濟效益。假設開始時廠商在D處進行生產(chǎn)，一方面在規(guī)模報酬遞增下，隨著生產(chǎn)性服務貿(mào)易規(guī)模的擴大，生產(chǎn)性服務自身的效率會得到提高；另一方面生產(chǎn)性服務規(guī)模的擴大也會給廠商的生產(chǎn)提供更多的中間服務，使廠商的生產(chǎn)規(guī)模得到擴大，并且更加專業(yè)化。生產(chǎn)性服務貿(mào)易的擴大，使廠商在價值鏈的各個環(huán)節(jié)都實現(xiàn)了規(guī)模經(jīng)濟，這就會使GE變小，使廠商的規(guī)模效率SE變大，從而提高了廠商的全要素生產(chǎn)率。

三、生產(chǎn)性服務貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率提升的實證分析

1.模型建立

Coe和Helpman（1995）認為一國技術進步的來源，一是來源于本國自身因素，二是來源于國外的溢出。因此Coe和Helpman在內(nèi)生增長的理論基礎上，建立了如下全要素生產(chǎn)率與本國研發(fā)和國外研發(fā)相聯(lián)系的模型：

2.變量選取與數(shù)據(jù)來源

（1）中國社會全要素生產(chǎn)率

本文研究的是生產(chǎn)性服務貿(mào)易對中國全要素生產(chǎn)率的影響，所以選取1997年到2014年以2011為基期，固定價格水平下的全要素生產(chǎn)率水平，用TFP表示。數(shù)據(jù)來源于佩恩表9.0。

（2）生產(chǎn)性服務貿(mào)易

這里將生產(chǎn)性服務貿(mào)易的進口與出口分開來考慮，選取1997年到2014年中國生產(chǎn)性服務貿(mào)易的出口額與進口額作為核心變量，分別用STE與STI表示。數(shù)據(jù)來源于中國1997年到2014年國際收支平衡表。

（3）中國貨物貿(mào)易的發(fā)展水平

選取1997年到2014年中國貨物貿(mào)易的進口額與出口額來表示中國貨物貿(mào)易的發(fā)展水平，分別用GTE和GTI表示，數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒。

（4）國內(nèi)自身技術進步

這里以研發(fā)支持占GDP的比重作為國內(nèi)自身技術進步的替代變量，選取的是1997年到2014年中國研發(fā)支出占GDP比重的數(shù)據(jù)，用RD表示，數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。

3.變量的平穩(wěn)性檢驗

由于選取的數(shù)據(jù)與處理的模型為時間序列，因此必須進行平穩(wěn)性檢驗，避免偽回歸現(xiàn)象的出現(xiàn)。首先對上述選取的數(shù)據(jù)進行取對數(shù)處理，然后進行單位根檢驗，檢驗結果為各變量及其一階差分是存在非平穩(wěn)數(shù)據(jù)，而二階差分都是平穩(wěn)的，因此各變量都是二階單整。

4.協(xié)整檢驗及因果檢驗

根據(jù)上文建立的模型，利用Eviews8.0對1997年到2014年的相關數(shù)據(jù)進行進行回歸分析，得到回歸方程：

由模型的具體回歸結果可以看出，各變量的P值均在0.05以下，表明各解釋變量與被解釋變量之間存在明顯的相關關系。F統(tǒng)計量為305.3487，方程整體通過F檢驗，表明因變量與自變量之間存在較為明顯的線性關系，調(diào)整后的R平方值為0.9890，說明方程具有較好的擬合性，DW值為2.7703，也說明了方程沒有自相關性。再對模型進行協(xié)整檢驗，這里經(jīng)過計算，取滯后階數(shù)為2，對數(shù)據(jù)進行Johansen協(xié)整檢驗。檢驗結果為，似然比統(tǒng)計量的值大于5%顯著水平下的臨界值，說明方程的被解釋變量與解釋變量之間存在協(xié)整關系。再對模型進行格蘭杰因果檢驗，結果表明當滯后期為2時，被解釋變量與解釋變量之間存在著明顯的因果關系。

5.回歸結果分析

如表5所示，回歸結果中，解釋變量ln（STI）、ln（GTE）和ln（RD）的回歸系數(shù)為正，且p值較小，說明生產(chǎn)性服務貿(mào)易進口、貨物貿(mào)易出口與國內(nèi)研發(fā)對中國全要素生產(chǎn)率的提升有著顯著的正向效應，表明生產(chǎn)性服務貿(mào)易進口、貨物貿(mào)易出口與國內(nèi)研發(fā)均能提升中國社會的全要素生產(chǎn)率。解釋變量ln（STE）的回歸系數(shù)為負，且p值為較大，說明生產(chǎn)性服務貿(mào)易的出口與中國全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)微弱的負相關關系。變量ln（GTI）的回歸系數(shù)為負，且p值較小，可能的情況是貨物貿(mào)易進口對中國全要素生產(chǎn)率的提升有著一定的滯后效應，因為技術進步是個累積的過程，貨物貿(mào)易的進口對技術進步和生產(chǎn)要素的優(yōu)化的正向作用并不能立即發(fā)生，貨物貿(mào)易進口并不能立即改變一國的全要素生產(chǎn)率。

四、結論與建議

通過以上的實證分析，我們可以發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務貿(mào)易對中國全要素生產(chǎn)率具有較大的影響。生產(chǎn)性服務貿(mào)易的發(fā)展，一方面可以給本國企業(yè)帶來規(guī)模效率的提升，從來帶來全要素生產(chǎn)率的發(fā)展；另一方面也可以將國外先進的技術通過技術外溢的方式帶入國內(nèi)，有利于本國技術水平的發(fā)展，通過技術的進步，達到全要素生產(chǎn)率的提高?，F(xiàn)階段的中國還處于全球價值鏈的低端環(huán)節(jié)，出口產(chǎn)品的國內(nèi)附加值較低，生產(chǎn)性服務貿(mào)易在國際市場上的競爭優(yōu)勢較弱。因此，中國需要加強生產(chǎn)性服務貿(mào)易的發(fā)展，通過生產(chǎn)性服務的提高，來提升本國產(chǎn)品的國內(nèi)附加值，增強國際競爭力。

從回歸結果中可以看出，國內(nèi)研發(fā)水平對中國全要素生產(chǎn)率的提升具有顯著的積極影響。中國早期的經(jīng)濟增長方式主要是粗放型經(jīng)濟增長，依靠資本和廉價的勞動力，片面追求數(shù)量和產(chǎn)值的增長。隨著技術水平的發(fā)展，勞動、資本等傳統(tǒng)要素對經(jīng)濟增長的貢獻份額逐漸下降，企業(yè)的核心競爭力也不再依靠這些傳統(tǒng)要素，更多的依賴管理等現(xiàn)代要素，因此要素生產(chǎn)率的提高就成為了經(jīng)濟增長的主要源泉，而要素生產(chǎn)率的提高必須依賴于技術水平。中國雖然隨著經(jīng)濟的發(fā)展，技術水平也在不斷提升，但與發(fā)達國家還有著巨大差距。因此，中國必須采取如加強研發(fā)投入等方式，提高國內(nèi)研發(fā)水平，促進技術進步。

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