“一帶一路”戰(zhàn)略對沿線國家全要素生產(chǎn)率的影響分析

陳 高，范莎莎

（中南財經(jīng)政法大學(xué) 統(tǒng)計與數(shù)學(xué)學(xué)院，武漢430073）

“一帶一路”戰(zhàn)略對沿線國家全要素生產(chǎn)率的影響分析

陳 高，范莎莎

（中南財經(jīng)政法大學(xué) 統(tǒng)計與數(shù)學(xué)學(xué)院，武漢430073）

文章在“一帶一路”戰(zhàn)略背景下，以Malmquist全要素生產(chǎn)率指數(shù)為基礎(chǔ)，采用超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)，建立了隨機(jī)前沿面板模型（SFA）測算了各國的全要素生產(chǎn)率，并建立了個體時間固定效應(yīng)面板模型，研究了中國對外直接投資以及進(jìn)出口對各國全要素生產(chǎn)率的影響。研究結(jié)果顯示：出口貿(mào)易對數(shù)值對本國全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)是-0.0076，對其增長具有顯著的較小的負(fù)向效應(yīng)，而中國對各國的直接投資以及進(jìn)口貿(mào)易對數(shù)值對本國全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)分別為0.0004和0.0088，對其增長有顯著的正影響，但進(jìn)口總額對數(shù)值的系數(shù)大于中國對外直接投資對數(shù)值的系數(shù)；“一帶一路”的實施沒有讓中國對外直接投資對各國TFP的影響發(fā)生巨大變化。

一帶一路；全要素生產(chǎn)率；中國對外直接投資；進(jìn)出口

0 引言

“一帶一路”戰(zhàn)略自2013年被提出，到如今的全方位落實，其在國際舞臺上頻頻亮相。中國打造“一帶一路”的目的是與中亞以及中南亞等國形成經(jīng)濟(jì)共同體，為國內(nèi)以及沿線的國家?guī)硇碌慕?jīng)濟(jì)增長點?！耙粠б宦贰睉?zhàn)略構(gòu)想正在逐步實施，而在這個過程中，國家對項目實施的效果以及對各國經(jīng)濟(jì)的影響進(jìn)行實時監(jiān)測也是必不可少的。因此，在此背景下研究外商直接投資和進(jìn)出口對各國的全要素生產(chǎn)率影響機(jī)制對于國家制定各項經(jīng)濟(jì)策略以及進(jìn)一步推進(jìn)“一帶一路”建設(shè)有著重要的意義，由于本文主要是立足于我國“一帶一路”戰(zhàn)略，所以主要研究的是各國外商直接投資里的中國對各國的直接投資部分。

隨著“一帶一路”戰(zhàn)略的成熟，國內(nèi)學(xué)者從戰(zhàn)略意義、投資領(lǐng)域、推進(jìn)方式等各個角度研究“一帶一路”，而研究“一帶一路”政策效果的文獻(xiàn)少有，本文則在“一帶一路”背景下從中國對外投資對各國全要素生產(chǎn)率的影響來評價“一帶一路”的政策效果，填補(bǔ)這一部分的空白。在國內(nèi)，外商直接投資以及進(jìn)出口對全要素生產(chǎn)率的影響研究已經(jīng)很成熟，但立足于國外，研究中國對各國的直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易兩者與各國全要素生產(chǎn)率之間關(guān)系的文獻(xiàn)極少。同時，在全要素生產(chǎn)率的測算中，大多數(shù)文獻(xiàn)采用的還是非生產(chǎn)前沿方法、生產(chǎn)前沿方法中的參數(shù)方法，以及非參數(shù)方法中的DEA-Malmquist指數(shù)法，少數(shù)文獻(xiàn)采用非參數(shù)方法中的SFA-Malmquist指數(shù)法，但其具有可以進(jìn)行參數(shù)與模型檢驗的統(tǒng)計特性，且考慮了誤差項的分解，鑒于其方法的優(yōu)越性，本文將SFA-Malmquist指數(shù)法運(yùn)用到全要素生產(chǎn)率的測算中。綜上，本文從以上三點創(chuàng)新出發(fā)，擬建立SFA－Malmquist指數(shù)法下的超越對數(shù)模型計算全要素生產(chǎn)率，利用面板雙固定效應(yīng)模型研究“一帶一路”背景下中國對各國的直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易兩者對各國全要素生產(chǎn)率的影響。

1 模型設(shè)定與數(shù)據(jù)來源

本文基于數(shù)據(jù)的可獲得性，選擇馬來西亞、菲律賓、泰國、越南、柬埔寨、印度、巴基斯坦、孟加拉國、哈薩克斯坦、伊朗、格魯吉亞、阿塞拜疆、土耳其、敘利亞、約旦、以色列、阿爾巴尼亞、保加利亞、克羅地亞、捷克、匈牙利、拉脫維亞、立陶宛、羅馬尼亞、波蘭、塞爾維亞、斯洛伐克、俄羅斯聯(lián)邦、白俄羅斯、烏克蘭、蒙古和埃及32個參與“一帶一路”國家的面板數(shù)據(jù)，研究中國對其直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率的影響。

1.1 模型的設(shè)定

本文采用SFA－Malmquist指數(shù)法測算各國全要素生產(chǎn)率。由于超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的假設(shè)比C-D生產(chǎn)函數(shù)的假設(shè)更符合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實，所以選擇超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)作為測算基礎(chǔ)。其隨機(jī)前沿函數(shù)形式如式（1）所示。

其中，Yit為第i個國家第t期的產(chǎn)出向量，K為資本投入，L為勞動投入，β表示待估系數(shù)；誤差項vit-uit為復(fù)合殘差項。其中，技術(shù)效率定義為：

Malmquist指數(shù)法是基于投入與產(chǎn)出距離的定義，將全要素生產(chǎn)率（TFP）的變化分解為兩部分，技術(shù)效率變化（TECH）以及技術(shù)進(jìn)步變化（TPCH），公式表示為TFP= TECH×TPCH。

可以由式（2）的結(jié)果計算技術(shù)效率的變化：

由于技術(shù)進(jìn)步的變化依賴于投入向量的大小，可以通過相鄰年份偏導(dǎo)數(shù)的幾何平均計算得到。在超越對數(shù)函數(shù)形式下，TPCH應(yīng)采用對數(shù)求導(dǎo)的算術(shù)平均值的指數(shù)（張麗峰，2013）：

如果面板數(shù)據(jù)的時間維度較大，則“技術(shù)效率不隨時間而變”的假設(shè)可能不現(xiàn)實。Battese and Coelli（1992）假設(shè)無效率項uit同時隨個體和時間而變：

其中，Ti為個體i的時間維度，η為待估參數(shù)，ui～N+(μ，σu2)。檢驗η=0即可判斷技術(shù)效率是否隨時間變化。

1.2 數(shù)據(jù)的來源與處理

為了更加準(zhǔn)確地測算全要素生產(chǎn)率以及不浪費(fèi)所得數(shù)據(jù)信息，測算模型選擇的時間跨度為2000—2014年，比進(jìn)行影響分析的時間段要長。數(shù)據(jù)來源于世界銀行。本文將2005年不變價美元GDP作為產(chǎn)出變量Y，將2005年不變價美元資本形成總額作為投入變量（K）。因為無法直接獲得各國的就業(yè)人口，故使用總失業(yè)人數(shù)比例（模擬勞工組織估計）（L0）以及勞動力總數(shù)（L1）來計算就業(yè)人口并作為產(chǎn)出變量，公式為就業(yè)人口（L）=L1*（1-L0）。

考慮中國對外直接投資指標(biāo)的數(shù)據(jù)可獲得性，本文選擇2005—2014年各國的全要素生產(chǎn)率（TFP）作為被解釋變量，將各國出口總額（EXPR）與進(jìn)口總額（IMPR）對數(shù)值、年末中國對外直接投資存量情況（OFDI）對數(shù)值作為解釋變量，利用2005—2013年的面板數(shù)據(jù)建立面板數(shù)據(jù)模型，與2014年的數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)測對比，研究“一帶一路”背景下中國對各國的直接投資、各國進(jìn)出口對全要素生產(chǎn)率的影響。兩個模型的時間長度不同，是因為面板模型數(shù)據(jù)只有2005—2013年，但考慮到TFP的測算應(yīng)當(dāng)是數(shù)據(jù)越多測算精度越高，面板模型因變量的取值更可靠，所以其時間跨度更長。另外，本文之所以選擇中國對外直接投資存量數(shù)據(jù)，一是由于考慮到投資指標(biāo)的特性，需要注意當(dāng)期的流量以及滯后一期存量對全要素生產(chǎn)率的共同影響；二是因為《公報》中的流量指標(biāo)是凈額且存在負(fù)值，不符合本文的研究主題。數(shù)據(jù)來源于前文計算結(jié)果、《2014年中國對外直接投資公報》以及世界銀行。

2 實證分析

2.1 全要素生產(chǎn)率的測算

表1是文中使用STATA對式（1）中的各參數(shù)進(jìn)行估計的結(jié)果。

表1 SFA生產(chǎn)函數(shù)模型最大似然估計結(jié)果

由表1可以看出，整個模型結(jié)果都具有良好的統(tǒng)計性質(zhì)。大部分參數(shù)的系數(shù)都通過了顯著性檢驗，表明模型的估計結(jié)果較為可靠；γ=0.993，接近于1，較高的γ值代表該模型的建立是合適的，0.993表示模型中隨機(jī)誤差項有99.3%是受到技術(shù)非效率的影響，只有0.7%是來源于外部因素。時變參數(shù)η為正，表明技術(shù)效率變化隨著時間的推移而不斷增加。

利用表1各參數(shù)的估計值，結(jié)合STATA結(jié)果輸出的技術(shù)效率（TE），帶入式（3）和式（4）可以計算出2000—2014年32個國家的技術(shù)效率變化指數(shù)（TECH）、技術(shù)進(jìn)步變化指數(shù)（TPCH）和全要素生產(chǎn)率指數(shù)（TFP）。

2.2 中國對外直接投資、進(jìn)出口對全要素生產(chǎn)率的影響

因變量與自變量數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計見表2，可見TFP值大于1，表明“一帶一路”國家的平均全要素生產(chǎn)率是增加的。

表2 描述性統(tǒng)計

2.2.1 模型的建立與分析

在STATA中對表2數(shù)據(jù)進(jìn)行面板數(shù)據(jù)模型的建立。首先檢驗是否為混合模型，而混合模型的各系數(shù)都通不過檢驗，故應(yīng)該建立固定效應(yīng)或隨機(jī)效應(yīng)模型。由表3的Hausman檢驗可見，p值小于0.05，拒絕原假設(shè)，應(yīng)該建立固定效應(yīng)模型。在此基礎(chǔ)上，經(jīng)過模型的多次建立與比較，本文選擇個體時間雙固定效應(yīng)模型，模型結(jié)果見下頁表3。

表3 模型結(jié)果

從個體時間固定效應(yīng)模型的結(jié)果可知，模型的擬合優(yōu)度達(dá)到98.63%，F(xiàn)統(tǒng)計量為420.9983，表明模型整體通過檢驗。

觀察表3結(jié)果中各解釋變量的系數(shù)可知：

（1）LNEXPR的系數(shù)為-0.0076，并通過了1%的顯著性水平，表明出口貿(mào)易對本國全要素生產(chǎn)率的增長具有顯著的較小的負(fù)向效應(yīng)；出口貿(mào)易盡管在理論意義上被認(rèn)為是技術(shù)擴(kuò)散的渠道之一，但是一般來說，發(fā)展中國家想要通過出口貿(mào)易實現(xiàn)生產(chǎn)率的增長還具有難度。出現(xiàn)EXPR對TFP有著小幅度的負(fù)向影響，可能的原因有：一是“一帶一路”國家中都是發(fā)展中國家，其出口貿(mào)易基本集中在技術(shù)增長不快的傳統(tǒng)生產(chǎn)部門，產(chǎn)品多為低技術(shù)的勞動密集型，資本及技術(shù)密集型產(chǎn)品的比重較小，故各國出口貿(mào)易本身不具有技術(shù)優(yōu)勢，無法產(chǎn)生正的外部性。二是大量的低技術(shù)產(chǎn)品的出口導(dǎo)致資源分配的失衡，以至于擠占了資本以及技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的資源投入，這會打擊企業(yè)進(jìn)行研究和開發(fā)的積極性，阻礙技術(shù)進(jìn)步以及生產(chǎn)率增長。此外，通常所說的國際貿(mào)易所產(chǎn)生的技術(shù)擴(kuò)散嚴(yán)格意義上其實存在著“門檻效應(yīng)”，當(dāng)本國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平未達(dá)到這個門檻值時，無法獲得有效的明顯的技術(shù)擴(kuò)散。

（2）LNIMPR的系數(shù)分別為0.0088，通過了1%的顯著性檢驗，說明進(jìn)口貿(mào)易對本國全要素生產(chǎn)率的增長有顯著的正影響，即某國的進(jìn)口貿(mào)易增加1%時，將促使該省市全要素生產(chǎn)率增長0.0088。這是因為進(jìn)口貿(mào)易可以讓本國獲得發(fā)達(dá)國家的先進(jìn)的機(jī)器設(shè)備和零部件，投入本國的生產(chǎn)之中可以促進(jìn)生產(chǎn)率的提高；同時，本國還能夠引進(jìn)發(fā)達(dá)國家的高技術(shù)中間品來提高本國產(chǎn)品的技術(shù)含量；另外，進(jìn)口貿(mào)易還會產(chǎn)生模仿效應(yīng)，本國企業(yè)會主動模仿發(fā)達(dá)國家中間品的先進(jìn)技術(shù)，可以促進(jìn)生產(chǎn)率的提高。

（3）LNOFDI的系數(shù)為0.0004，通過了1%的顯著性檢驗，可見中國對各國的直接投資對各國的全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向效應(yīng)，即中國對某國的直接投資變動1%時，將促使全要素生產(chǎn)率同向變動0.0004。中國對某國的直接投資，對于某國來說，是外商直接投資的一部分，而外商直接投資在為某國帶來資金的同時，也會帶來此投資領(lǐng)域的外籍技術(shù)專家，為本土企業(yè)提供了技術(shù)模仿和學(xué)習(xí)的機(jī)會；外資企業(yè)的設(shè)立也會帶來本土人才招聘與先進(jìn)的員工培訓(xùn)，促使了某國人力資本的積累；另外，外商直接投資產(chǎn)生的競爭效應(yīng)也會促進(jìn)本國企業(yè)的技術(shù)改進(jìn)與管理水平。這些都會促進(jìn)本國生產(chǎn)率的提高。

同時，中國對外直接投資的系數(shù)比進(jìn)口總額的系數(shù)要小，這說明中國對某國的直接投資的促進(jìn)作用小于進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生的技術(shù)溢出，這可能是由于某國的進(jìn)口貿(mào)易包括了所有來自于發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家的技術(shù)溢出，而中國對某國的直接投資僅僅是中國的投資對某國的技術(shù)溢出。

2.2.2“一帶一路”戰(zhàn)略的影響

在2014年，我國著手實施“一帶一路”戰(zhàn)略，從上文可以得到2005—2013年中國對外直接投資對各國的影響，但2014年的“一帶一路”實施對各國TFP影響有沒有變化呢？首先，若只分析2014年中國對外直接投資的影響變化，則需要保證進(jìn)出口貿(mào)易并未有明顯變動，從圖1可以看出，2013年與2014年各國的進(jìn)出口貿(mào)易趨勢基本保持一致，未有明顯變動，故可以認(rèn)為2014年的進(jìn)出口指標(biāo)不變。如果2014年中國對外直接投資對各國TFP的影響系數(shù)有明顯變動，那么2014年TFP實際值將會與原影響系數(shù)下的預(yù)測值產(chǎn)生巨大差異。然而，從表4可以看出，32個國家的TFP預(yù)測誤差都在2%以內(nèi)，可以說預(yù)測值與實際值基本保持了一致，即可以說2014年“一帶一路”的實施沒有讓中國對外直接投資對各國TFP的影響發(fā)生巨大變化。

圖1 2013年與2014年進(jìn)出口趨勢對比

表4 TFP的預(yù)測誤差 （單位：%）

分析結(jié)果得不到所預(yù)期的OFDI影響系數(shù)變大的結(jié)論，這可能是因為，研發(fā)成本會因為市場規(guī)模的擴(kuò)大得到一定程度上的分?jǐn)偅彝ㄟ^利潤返回等渠道正向影響技術(shù)進(jìn)步也不能立刻實現(xiàn)，所以投資回報的獲得實際上可能有很長的滯后期。待“一帶一路”戰(zhàn)略實施成熟，擁有更多的面板數(shù)據(jù)，就可以在考慮滯后效應(yīng)的情況下更全面透徹地分析中國對外直接投資對“一帶一路”國家的影響。

3 結(jié)論

本文基于超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)測算了32個“一帶一路”國家的全要素生產(chǎn)函數(shù)，并建立個體時間固定效應(yīng)模型，研究中國對各國的直接投資以及各國進(jìn)出口貿(mào)易對各國全要素生產(chǎn)率增長的影響。結(jié)果表明出口貿(mào)易對數(shù)值對本國全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)是-0.0076，對其增長具有顯著的較小的負(fù)向效應(yīng)，而中國對各國的直接投資對數(shù)值以及進(jìn)口貿(mào)易對數(shù)值對本國全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)分別為0.0004和0.0088，對其增長有顯著的正影響，但進(jìn)口總額的系數(shù)大于中國對外直接投資的系數(shù)；在進(jìn)出口貿(mào)易未發(fā)生變化的條件下，測算原影響系數(shù)下的TFP，得到2014年“一帶一路”的實施沒有讓中國對外直接投資對各國TFP的影響發(fā)生巨大變化。

因此，中國對“一帶一路”國家進(jìn)行投資是有利于促進(jìn)各國的技術(shù)進(jìn)步以提高全要素生產(chǎn)率的。但我國在對“一帶一路”等發(fā)展中國家直接投資時，不能太急于求成，因為中國實施“一帶一路”戰(zhàn)略的目的先是“支援”，然后才是“收獲”，以達(dá)到“共贏”。同時，為了及時準(zhǔn)確地進(jìn)行“一帶一路”戰(zhàn)略實施效果的監(jiān)測與投資方向的定位，商務(wù)部應(yīng)該對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行更多的跟蹤與更新。

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（責(zé)任編輯/劉柳青）

F125

A

1002-6487（2016）23-0116-03

陳 高（1980—），男，湖北武漢人，博士，副教授，研究方向：經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計分析、國民經(jīng)濟(jì)核算。

范莎莎（1993—），女，貴州興義人，碩士研究生，研究方向：宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計分析。