2013年第11期No. 11,2013 (总第401期)舍、.，.，何记General No. 401 要素市场扭曲是否抑制了国际技术溢出李永王艳萍孟祥月(同济大学经济与管理学院，上海2仪泊92)摘要:巾国地方政府出于GDP竞争、财税竞争以及就业岗位创造等目的对关键要素资源控制，要素市场滞后于产品市场的市场化进程。本文在对已有垄断竞争模型扩展基础上，研究中国劳动、资本、土地和R&D等要素价格扭曲对国际技术溢出的抑制效应。研究表明，要素扭曲显著抑制国际技术溢出，主要体现为中间品进口抑制效应、外资流入复合效应、政府控制要素定价权力下的专利引用挤出效应;利用内生门限检验方法将TFP纳入分析框架，发现要素扭曲所获得的"租"未促进TFP增长，当溢出强度跨过个门槛后，要素扭曲对TFP的抑制效应显著增强。关键词:要素市场扭曲;国际技术溢出川、FP;门榄检验JEL分类号:024, 033, D72 文献标识码:A文章编号:1∞2一7246(2013)1l-0140一14-，~I言1978年以来，以市场化改革为方向的经济转型给中国带来了举世瞩目的经济成就。市场化改革的着力点集中在产品市场层面以及对经济主体进行经济激励，多数产品实现了市场机制定价。但与之鲜明对比的是，要素价格的系统性扭曲问题依然严峻，要素市场滞后于产品市场的改革进程(黄益平，2009)，主要体现在资本、劳动和土地等要素价格以及人民币币值低估上。地方政府偏好对要素资游、干预与控制，导致要素市场扭曲(以下简称要素扭曲)现象长期普遍存在。中国已经走到必须依靠技术进步促进经济结构调整和发展质量提升的重要关口，而以市场机制实现要素优化配置将是目标实现的微观基础。目前全要素生产率(TFP)提升收稿日期:2013-05 -06 作者简介:李永，同济大学经济与管理学院，副教授，Email: tjyongli@. 王艳萍(通讯作者)，同济大学经济与管理学院研究生.Email:wangyanpingchina@. 孟祥月，同济大学经济与管理学院研究生。*本文得到上海市科技发展基金软科学研究项目"上海市政府R&D资助对企业技术创新效率的影响..(126921037∞)的资助。感谢匿名审稿人的修改建议，文责自负。140
2DJ3年第11期要素市场扭曲是否抑制了国际技术溢出141 主要源于国际技术溢出、自主创新两种途径，共同构成产业结构转型和升级的重要前提。地方政府对要素市场的定价权、分配权的控制，虽然短期内有助于地方政府调动资源促进经济增长，但长期或对经济发展可持续性形成障碍。让人疑虑的是，要素扭曲是促进还是阻碍了国际技术溢出效应的发挥?对TFP增长影响的表现如何?现有研究多集中于后者，即针对TFP变动结果考察，如Dollar和Wei(2007)通过对12400家中国企业的研究，发现如果减少扭曲，通过对资本进行更有效的配置，可以在不增加投入的前提下使TFP增加5%0 Hsieh和Klenow(2009 )证明了造成资本和劳动等要素边际产出呈现差异的扭曲会降低总量TFP，若按照等边际收益对中国的劳动和资本进行重新配置，则TFP可以提升25%-40%。但是，现有研究缺乏针对国际技术溢出问题的关注，导致过程机制与效果仍不明朗，需要进一步理清关系，推动研究发展。本研究重点回答要素市场扭曲是否抑制了国际技术溢出问题，并以门槛新视角进一步检验要素扭曲租金对TFP的作用效果。在以下三方面丰富已有文献:理论上，对Hsieh和Klenow( 2009 )的垄断竞争模型进行扩展，不仅将两部门模型扩展至三部门，还将其结论由要素扭曲和TFP的关系，推广至要素扭曲对国际技术溢出的抑制效应，讨论中国劳动、资本、土地和R&D等要素价格扭曲对国际技术溢出的抑制效应，从中间品进口抑制效应、外资流人复合效应、政府控制要素定价权力背景下的专利引用挤出效应三方面展开;实证上，检验不同溢出强度下要素扭曲对TFP的影响，采用Hansen门槛检验方法将TFP纳入分析框架，检验要素扭曲获得"租"(或低成本要素收益)对促进TFP增长的作用;政策上，为贯彻中国十八大"加快完善社会主义市场经济体制"的政策导向，完善国内市场体系，减少地方保护主义或贸易壁垒，提升国际技术溢出效果，提供理论与实证依据。二、理论背景分析(一)要素扭曲的界定与描述中国市场化改革进程存在要素市场化程度滞后于产品市场的"不对称现象要素价格形成机制仍受到行政性垄断和政府管制的影响而扭曲，主要表现为直接扭曲，即土地、资本和劳动等价格低估;间接扭曲，即关税、进口配额和汇率等政策影响。第一，土地价格扭曲。城市土地市场使用权定价和农村土地的征用补偿价格均由政府所决定。20世纪90年代中国逐步实施财政分权改革后，一方面，在商业用地方面，政府在供给侧抬高地价，在需求侧积极推涨房价(刘民权和孙波，2009)，以增加地方财政收入;另一方面，在工业用地方面，为了吸引外资和追逐"GDP锦标赛政府人为压低土地价格。第二，资本价格扭曲O金融市场发育滞后导致信贷资金配置效率低下。商业银行存贷款利率的形成受到官方基准利率管制，并且信贷数量也受到行政性控制，银行向非国有经济部门提供的银行信贷无论从规模还是期限上都无法与国有企业相比，中国金融在很大程度土是一种支持国有企业的政府控制性金融(Allen等，2005;鲁晓东，2008)。第三，劳动价格扭曲。源于劳动市场的分割和政府追求劳动力价格的"剪刀差"。户籍制
142 总第401期4、'"何也度、社会保障的不完善以及劳动者权益保护的缺失等加剧了劳动扭曲，而地方政府的政绩偏向也使得许多企业内高强度的用工现象得到默许。(二)要素扭曲对国际技术溢出的作用机制国际技术溢出是后进国家技术进步的重要源泉，是通过消费、生产等行为对他国技术的使用、吸收、复制和改进过程。要素扭曲对国际技术溢出的作用机制可归结为:1.中间品进口抑制效应要素扭曲制约中间品进口数量增加，制约国际技术溢出效果。进口国厂商可以利用外国中间品中含有的专业技术知识和研发成果，提升本国技术水平(Eaton和Ko由m，1996)oOECD国家实践证明，从高水平R&D国家进口产品会提高本国生产效率(Coe和Helpman, 1995)。但是，要素价格管制导致产品价格低估，如，本国劳动工资显著低于企业利润率增长，增强了本国产品价格优势，抑制了消费品和中间品进口扩大。此外，贸易壁垒、汇率等也可能造成新的价格扭曲，或导致工业品进口受限。2. FDI流入复合效应要素扭曲对国际技术溢出的推动与抑制效应并存。其一，跨国公司(MNC)掌握先进的技术，可能会对当地竞争者产生示范效应和人力资本流动效应，但更多外资倾向于独资企业进入会使上述效应受到抑制;其二，由于改革初期推行的"以市场换技术、以土地换资本"的超国民待遇，吸引了较多"淘金"资本流入本地比较优势产业，低水平重复引进、建设盛行。3.专利引用挤出效应要素扭曲抑制企业R&D投入，降低了专利申请需求，不利于国际专利溢出。与货物贸易相比，专利申请和引用带来的国际间知识流动的空间更为广阔(Anderson和Wincoop ,2001 )。但由于政府控制了关键性要素的定价权力，企业倾向于通过寻租活动与政府官员建立政治联系，并以较低成本获取生产要素和超额收益，吸引更多的社会资、源和人才转移至非生产性的寻租活动中去，对企业创新活动产生挤出效应(Murphy等，1993)，致使专利引用"惰性"。三、理论框架构建垄断竞争分析框架(Hsieh和Klenow,2009) ，该生产函数未考虑中间品投入，但已有文献表明中国中间品进口对产出的贡献较大，需引人该变量。此外，该模型的结论仅讨论到要素扭曲与TFP的关系，本章将其扩展为要素扭曲与国际技术溢出的数理关系。(一)N省份生产问题假设省份间生产函数存在差异，同一个省份内企业生产函数相同;生产要素设定为:资本K、劳动力L、中间投入品M;企业为价格接受者;省份t中的企业面临的资本、劳动力、中间投入品的价格分别为(1+ 7K)PK、(1+ 7μ)PL、(1+ 7)PM'其中PK、PL、PM是Mι
2013年第11期要素市场扭曲是否抑制了国际技术溢出143 竞争性条件下三种要素的价格水平，T•、TLi、T•分别表示i中三种要素的扭曲"租"。KM假设代表性企业生产函数为:具=TFPß了KiL~LiM作(1)其中，βKi+βLi +βMi = 1，即生产函数是规模报酬不变的。为实现利润最大化，即:~;，，{PiY. -<1 + TK)PKK-<1 + TLi)PLL. -<1 + TM)PMM) (2) i Pi表示省份i的产品价格。以其中最优资本投入问题为例，一阶条件为:βkzPzTFPzk?K「ILfuMfMB=(1+TKJPK(3)(二)加总生产函数假设总产出Y为规模报酬不变，经济总产出Y等于各省份产出额加总，因此:N Y = LPiY.且ðYlðY.= P. (4) (三)资源约束假设每期各生产要素总量外生给定，即:NY--M NThM NTl-M KK zL ’lu M M ，飞「M(四)竞争均衡定义附带要素扭曲的竞争均衡，以资本为例，K.为:pβKiYi K一(1+ TK')~K (6) zMd (1 + TKj)PK 定义相对扭曲系数(Hsieh和Klenow，2∞9): IγKi T’ -t一+-T--K z K ι γKi = N (7) 且刻苦)γ局其中，九表示资本相对扭曲系数。i的产值比重λ.= PiY/Y，以产出加权法计算的N 资本贡献值βK= LλβKi' TKi表示资本扭曲"租"。同样，分别定义劳动相对扭曲系数γμ、中间投人品相对扭曲系数YMiO由(6)、式(7): K. = AßK巳K_L =λßLi~"，" M λßMi~ _M L-~Kin.， Li = "ß:γLi， Irli = ~YMijVl (8) 省份i要素的相对扭曲系数可以写为:b=ihlli坐坐U-iLa 〓I{A L.\ :, _ f Mi\ !fλβ~ì (9) 飞KJ!\β--;-J"μ-飞T)1\ " :l ’ YMi一飞MJI 飞- M ) (五)要素价格扭曲和技术溢出在附带扭曲的垄断竞争均衡F，建立要素价格扭曲同产出之间的关系。假定中间品
144 总第401期4、'"何也禀赋不变，由式(1)、式(9)均衡下省份i产出如下，并进行对数化处理:飞=叫主主与kirka(盟与JHU(均MdM(m) 飞βK''''--，飞ßL"’-, \ M "’" --, lnY = InTFP; + ln{λ(&J&(&俨(也}飞+飞飞βK'飞βL'飞βM'( K)n( y,) +βμln吵μ)+βM)n( YM . ) ) + (卢K)nK+βμInL +βM)n M) (11) 对式(11)的TFP分解，根据Coe和Helpman( 1995 )的贸易溢出计量模型，假设Si = (S~)气S/)(12) 对开放经济体来说，Si取决于本国知识资本(S~)和国外的知识溢出(S{)，则TFP分解:InTFP=α[lnS; +α21nS{ + C (13) i 其中，InS~为国内创新投入、lnsf为国际技术溢出•S~选取研发资本投入(S~-，dk )和研发人员投入(S~-，dl ) ，将要素扭曲指标综合为factoT•常数项设为b，式(11)转变为:iord1 InY= b+ blnS1-’dk + b1nS1-+ b1nS{ + bJactori + (βK)nK +βl)nL) (14) O 123i 对式(14)移项处理:lnS; =α。+αJactor+α21ns1忖k+α31nS~-rdl +α41nYi + +αslnK +α61nL ( 15) i将代表三种要素扭曲交互项引人模型中.(15)式扩展为:ln时=α。+αJαctor+α21ns1-rdk +α31nS;-'dl +α41nYi + +αslnKi +α61nL， i(16) +αJactor* im i ln呵Sf-仪f，íμiiα。+αJactor+α21nS1-耐+α31nS~-，dl+α41nYi + +αslnKi +α6lnL， i(17) +α7fiαctor， *fd, lns{-pa, =α。+αJactor，+α21nS~-，dk +α31nS1-'dl +α41nY， + +αslnK. +α6lnLa +α7fiαctor， tmι(18) 其中，时川、反-pat、sf-μ分别表示进口溢出、FDI溢出和专利溢出，im表示进口数i表示技术成果市场化进程，分别度量中间品进口抑制效量，fd表示引进外资程度，tmiii的技术溢出不仅和资本劳动投入及应、外资流人复合效应和专利引用挤出效应。省份GDP相关，还较大程度取决于要素使用成本扭曲状况。因此一旦要素使用成本的扭地区曲状况改变，对国际技术溢出乃至TFP均产生影响。四、模型、数据与方法(一)变量选取和度量采用1998-2∞9省级面板数据，i表示省份•t表示时间，变量的定义及度量如下:1.要素扭曲指标要素扭曲测度方法:factor = (各省级地区产品市场市场化进程程度指数一要素市场市场化进程程度指数)1产品市场市场化进程程度指数。
2013年第11期要素市场扭曲是否抑制了国际技术溢出145 2. Y、K、L的度量Y表示各省历年GDP，以1998年为基期CPI指数平减处理;资本存量K以1998年为基年用永续盘存法进行估计;劳动数据L采用各地区就业人员数来表示。3. s1.-呻、s;-dt、sf.、sfJm、sfyat、SCfdE的度量(1) S~-呻、s;d的度量。以1998年为基期采用永续盘存法①计算中国各地区历年研发存量，即s~= <1 -δ)S:_l + RDiI'各地区的研发支出额RD采用固定资产价格指数it平减处理。借助Griliches和Pakes( 1980 )方法计算各地区1998年的研发存量:叫唰=RDil酬I<g+δ)其中，g为每年研发投资支出对数形式增长率的平均数，8=5%为研发资本折旧率(Coe和Helpman, 1995 )。研发人员采用各省市高技术活动人员来表示。(2)研发溢出国j的国内研发存量与。将各国或地区1998年的研发存量及历年的研发投人数据以PPP汇率折算为人民币，同样依据永续盘存法来估算。(3)SCm进口溢出的度量。选择1998-2009年中国累计进口前二十位国家或地区②。采用Licl山nher和Potterie(1996 )的度量方法(四法)测度进口在中国的研发溢出存量，IMj，表示中国第t年从j国的进口量，GDPj，表示j国第t年的GDP。已有文献多采用进口占GDP比重代表权重(谢建国和周露昭，2∞9;李平和许家云，2011)，采用比重测度各省进口溢出量也比较合理，因此以历年各地区进口额占该年全国进口额的比重作为权重(JK)。历年各地区的进口溢出存量为:it jt s(.-im = (~ IMv "d ,-,m 1)::.~ x 8~ I x JK. …叮叮也飞声1GDP jt(4)SCP副专利溢出的度量。选用199829年在中国专利申请总量前八位国家的-∞数据③，借鉴LP法度量历年国外专利申请在中国的研发溢出存量VP表示j，国流入中国j，专利申请的总额VPRDE/TPAx PAPA，jt jjjt表示j国第t年向中国的专利申请数量;= , , , TPA表示j国第t年的专利申请总数j，;表示jRDEj'国第t年投入的研发支出RD1，/TPA乌jt表示每项专利申请中所投入的研发经费。以历年各地区研发支出额占该年全国研发经费支出总额的比重作为权重(YFit)，历年各地区的专利溢出存量为:根据Goldsmith(1951)_① 开创的永续盘存法:凡，K= (1 8)+儿，其中，对当年投资I这一变量，采用固定资it1 -本形成额这一指标，以各省(市、自治区)固定资产投资价格指数折算为1998年价格表示的实际值，其中，缺失的固定资本投资价格指数借鉴张军等(2ω4)的处理方法，计算各地区1998-29年的固定资本价格指数，国内生产总值核∞算历史资料提供了各地区以不变价计算的固定资本形成指数，据此可以计算整理出以1998年为基期的各地区实际固定资本形成总额，用各地区名义的固定资本形成总额除以实际的固定资本形成总额，可以得到各地区固定资本形成价格指数。根据Coe和Helpman(1995)的方法，估计经济折18率δ=5%.并通过固定资产投资价格指数将其折算成1998年价格。②二十国分别是:澳大利亚、加拿大、法国、德国、中国香港地区、日本、韩国、新加坡、美国、印度、印度尼西亚、伊朗、马来西亚、菲律宾、沙特阿拉伯、中国台湾、泰国、俄罗斯、巴西、安哥拉，由于菲律宾、安哥拉、中国台湾R&D数据缺失被剔除，其余十七国累计迸口总额占比约%。③ 根据中宏数据库数据1国际统计年鉴》及世界经济研究数据库数据计算出在中国发明专利申请总量前八位的国家分别是:美国、日本、英国、德国、法国、加拿大、澳大利亚、意大利，前八国累计专利申请占比约%。
146 总第401期4、""付钱2sf.-pat =主VP...\ .-pu, = , , 一一~’\t’ dlYF丰x 岛飞f:tGDP-" Jι jt(5) S俨出FDI溢出的度量。选用1998-2009年累计实际对华外商直接投资额前十位国家或地区①，借鉴LP法计算历年输入型FDI在中国的研发溢出存量。FDl表示j国jt第t年流入中国的实际外商直接投资额，以历年各地区实际利用FDI额占该国实际利用FDI总额比值为权重(W)，历年在各地区的FDI溢出存量:it di S<-f= 、ιι些主''\t\'t'ç，du\ x w.. I X .. 丁/也易飞f:tGDPjt(二)数据来源选取1998-2009年数据，因西藏数据缺失，采用30个省市样本数据。表1数据来源GDP、从业人员数、固定资产额、价格指数、中国统计年鉴国外在华专利申请数量研发支出、高科技活动人员中国科技年鉴各地区进口总值新中国五十年统计资料汇编贸易总额、研发溢出国流入中国的FDI数额中国对外贸易统计年鉴世界货币基金组织的研发溢出国的GDPWo rld Economic Outlook Database ( 2∞9) 研发溢出国研发投资数据OECD Factbook 2009 要素扭曲各种指标樊纲等的2011年《中国市场化进程指数报告》五、检验结果与分析(一)主要变量的初步统计分析第一，总体看，中国的要素市场扭曲程度从1998年的逐年下降到2009年的，表明要素市场的市场化进程得到了较快的推进。表2主要变量的统计描述变量1998均值1998标准差2009均值2∞9标准差LNst;;im 1. 7351 1. 1834 LNs{，-μ -1. 2187 LNSCPat 1. 4166 -l. 4580 factor O. 3408 ① 分别是中国香港、美国、日本、新加坡、英国、德国、法国、加拿大、澳大利亚、意大利，前十国累计FDI流入占比约%0
2013年第11期要素市场扭曲是否抑制了国际技术溢出147 第二，各省级地区之间的要素市场相对于产品市场所体现出的要素市场扭曲程度呈现出较大的差异性和复杂性。要素扭曲的标准差由逐步上升为，表明各省市的要素扭曲状况呈现不均衡发散式增长。第三，北京、天津和上海三个地区的要素市场扭曲指数出现了负值，可视为要素市场快于产品市场的市场化进程。并且，以上地区的国际技术溢出程度却出现了逐渐上升的趋势，印证了要素市场扭曲的弱化对促进国际技术扩散的内在关系。(二)回归结果及分析要素市场扭曲程度越高的地区在"总体效应"上表现出越低的溢出倾向。考虑到要素扭曲影响的长期性，将被解释变量滞后1期，发现两期t值均通过1%的显著性检验，且滞后一期回归结果显示，抑制系数显著增强，说明要素扭曲对技术溢出的抑制作用存在长效机制。将交互项同时纳入模型，采用减少多项式或交互效应模型中多元共线性问题的"对中"( centering)法来降低变量间的共线程度(见表3)。表3要素扭曲溢出效应的OLS回归结果当期滞后一期解释变量进口溢出FDI溢出专利溢出进口溢出FDI溢出专利溢出 -1. 762 一 (一)川( )川( )川( )川()’" ( )叫 3. 150 LNY ()川()川()忡 ()川()" ( )川 -1. 398 LNK )川( )( ( ) ( )忡( )川( )川-1. 149 一一 一 LNL ( ) ( )川( )川( )川( )川(一)' -1. 103 LNSd-’dk ()忡( -1. 56) ( ) (一) (一)’" ( ) o. 773 2. 148 o. 749 1. 073 LNSd-’dl ( ()叫) ( ()川) ()川()川 factor * im ()川( )川 factor * fd ( -11. 76) ( -10. 75)川-O. 006 factor * tm ( ) ( ) 一 ( )川( ) ( -15. 11)川() ()川( )川Hausman o.∞o P -value
148 4、.，.街也总第401期续表当期滞后一期解释变量进口溢出FDI溢出专利溢出进口溢出FDI溢出专利溢出48. 14 F值"事 ... .串串... ..咿2 Ro. 786 O. 839 O. 779 样本数360 360 360 359 359 359 1.交互项:第1、4列加入了交互项factor* im，系数在1%的显著水平为正(当期，滞后一期)，表明在要素市场扭曲程度越高的省级地区，进口数量越高，越不利于技术溢出，这印证了中间品进口抑制效应。第2，5列加入了交互项factor’" fd。系数在1%的显著水平为负(当期，滞后→期)，表明在要素扭曲程度越高的省级地区，引进外资越多，对技术溢出的抑制效应越大，即引进FDI数量虽有所增长，但是质量却相对下降，要素扭曲所吸引的外资可能未使各省区技术溢出有所改进。第3、6列加入了交互项factor* tm系数在1%的显著水平为负(当期，滞后-期) ，在要素扭曲程度越高的省级地区，技术成果市场化程度越高，技术溢出的抑制效应越大，这与中国专利的知识产权保护力度不足现状吻合。drdl2.控制变量:LNY、LNS-的系数显著为正(与已有多数文献结论一致)，越是注重R&D人员及GDP积累的地区技术溢出越充分，因为中国的技术进步主要依靠R&D人员，具有高技术水平的R&D人员是吸收技术溢出的根本，而GDP增长较快的地区更倾向drdk于吸收先进国外技术。但是LNK、LNL和LNS-的系数显著为负，即资本、劳动、R&D经费与技术溢出呈反向关系，说明引进的技术必须与当地的基础设施和人力资本相结合，才能更好的被吸收，而中国资本投入、R&D投入可能未跨过最优临界门槛，而且劳动力可能存在素质不高或生产过程中激励不足等问题，不利于溢出技术的吸收。表4要素扭曲溢出效应的2SLS、GMM检验结果解释2SLS SYS -GMM 变量进口溢出FDI溢出专利溢出进口溢出FDI溢出专利溢出 -l. 620 factor ( )川( )川( )川( )川( ) ( ) 4. 375 LNY ( )忡()川()叫( )川(一)( ) LNK 3)川( )( () (一)川( ) ( )川-1. 086 一 1. 769 LNL ( )川(一)川( -1. 73) ( -l. 85)事(2.∞)忡( )川 o. 320 Jrdk LNS-(l. 88)事( )忡( (0. 18) () () ) o. 808 drdl LNS-()川( )川(0. 18) ( ) ()** ( )
2013年第11期要素市场扭曲是否抑制了国际技术溢出149 续表2SLS SYS -GMM 解释变量进口溢出FDI溢出专利溢出进口溢出FDI溢出专利溢出-4. 143 factor * im ( ) ( ) factor *μ ( )川( )川 factor * tm ( ) ( )川 C ()川( )川(一)…2 o. 786 RWald Wald Wald ... F值 ... 8. 22e +6时事 ..事605∞.26川P = P = P = AR<D ( -1. 876)申( ) ( )川P = P = AR(2) () () Chi2(56 ) Chi2(l9) Chi2(l9) DiJ.知rence-m = 17. 11 = 14. 34 = -Sargan检验P = P = P = 样本数359 359 359 240 240 240 (三)内生性问题处理1.工具变量2SLS估计结果ddrdl选取解释变量factor、LNY、LNK、LNL、LNS-呻、LNS-滞后一期作为工具变量，将模型中所有变量回归发现，6个工具变量均在5%的统计水平上显著，拟合优度分别为o. 786、和。表明6个工具变量与内生变量之间具有强相关性。运用过度识别检验方法得到的Sargan检验结果接受工具变量独立于2SLS估计的残差的原假设，表明选取的工具变量是合适的。2.系统广义矩估计(SYS-GMM) 回归结果显示，各变量的系数符号和显著性并未发生本质性改变。具体而言，估计系数的联合显著性Wald检验在1%水平上显著，表明模型总体线性关系显著;Sargan检验P值较大，分别为、和，说明SYS-GMM估计中的工具变量不存在过度识别问题;专利溢出的AR(1)和AR(2)值表明，差分后的残差只存在一阶序列相关而元二阶序列相关，进口溢出和FDI溢出无一阶序列相关，说明模型序列之间不存在相关性，这与SYS-GMM估计中序列无相关性的先验假设是一致的。对比2SLS和SYS-GMM回归结果，发现各变量系数符号及显著水平基本一致，说明
150 4、htJf也总第401期考虑内生性因素后，模型依然稳健，要素扭曲确是抑制中国各地区国际技术溢出的重要因素，这与前面理论相吻合。六、不同溢出强度下要素扭曲对TFP的影口自(一)模型假设假设生产函数符合科布一道格拉斯生产函数形式且技术近步是希克斯中性。飞=A，叮叮叮全要素生产率TFP，= Y/(K~L~) = A，S;，表示广义的技术进步。运用Fare等(1994) 提出的基于DEA的Malmquist指数①方法来估计中国地区级TFP的变动状况。(二)溢出强度门槛检验借助(Hansen , 1999 )门槛模型，根据数据自身特点实现组别划分"内生化InTFP, =α。+αJαctOTjl* l( G, ~ 7")) +αJ'actoT" * I( 7"1 < G" ~ 7"2) +αJactoT， * l( Gjjjit > 7"2) +向lnsim+问lnscfdz+G6lnSCM+α7lns;咄+αSInsf-rdl+ιz(19) cmln~-μlnsfJpaa;其中，l( , )为示性函数，7"1< 7"2’ G为门槛变量，分别为lns、和itT为特定的门槛值iid(O;旷)为随机干扰项。如果门槛值T使该模型的分段形式是，~i' -适当的，则模型会取得较好的回归结果。表5门槛值估计结果门槛值进口溢出FDI溢出专利溢出一一-一一一.. ,.. ’" 第一个() () () 1. 317’ 第二个() ( ) () (=)模型参数估计结果1.进口门槛。Bootstrap估计进口溢出强度的门限值分别为和根据这两个门限值将溢出强度划分为低溢出(运)、中溢出(4. 396 < ~ 4. 754 )和G"G" 高溢出 ()三种类型，检验结果表5。从各门槛值划分的三个区间来看，要素> G" 扭曲对TFP的影响随着国际技术溢出强度的提高呈现出显著的区间效应。当溢出强度的小于时，要素扭曲对TFP的抑制效应最弱，为;随着溢出强度的提高，抑①最初由Malmquist( 1953 )提出，Caves等(1982)首先将该指数用于生产率变化的测算，此后与Chames等978 (1)建立的DEA理论相结合，在生产率测算中的应用日益广泛。该方法的原理主要是通过保持决策单元(DMU，Decision Making Units)的输入或者输出不变，借助于数学规划和统计数据确定相对;有效的前沿面，将各个决策单元投影i1JDEA的生产前沿面上，并通过比较决策单元偏离DEA前沿面的程度来评价相对有效性。
2013年第11期要素市场扭曲是否抑制了国际技术溢出151 制效应有着显著的提升，且提升幅度较大，当溢出强度达到4396时，要素扭曲对TFP的抑制效应达到;而溢出强度越过后，要素扭曲对TFP的抑制效应略降至。中国处于最高抑制区间的地区从高到低排列依次为:山西、内蒙古、安徽、江西、河南、湖北、湖南、广西、重庆、四川、贵州、陕西。2. FDI门槛。与进口门槛遵循相似路径，随FDI溢出增强，要素扭曲对TFP的抑制效应先增强后略有下降。当FDI溢出强度低于时，要素扭曲的TFP效应为，跨过第一个门槛值时，系数跃升为-O. 077，不显著;当其跨越第二个门槛值为，影响系数下降为，通过1~岛的显著水平检验。随着FDI溢出强度的增加，要素扭曲的TFP抑制效应呈现倒U趋势。目前中国FDI溢出强度处于最高抑制区间的省份有:河北、辽宁、黑龙江、江西、河南、湖北、湖南。表6门槛回归下要素扭曲对TFP的影响回归系数解释变量进口门槛FDI门槛专利门槛lnS:-’dk O.侃0()…O.侃。( (4. 93) ) ln~-im ()忡() O. 011 ( 1. 43 ) lnkf 一0∞4() -0.∞7() ∞() lns{.-阳-O. 025 ( -1. 44 ) -0. 022 ( -1. 26) -O. 050 ( -2. 84) lnS1.-’d1 -O. 067 ( -4. 58 ) -0. 068 ( )川-0. 053( ) factoT_1 -O. 051 ( -2. 27)忡-0. 048 (一) -O. 046 ( -2. 25) factoT_2 -0. 067 ( -1. 57) 一 ( -1. 37) 一O.∞4()factOT_3 -0. 057( ) 一() O. 059 (3. 13) ... .. C 1. 056 ( I 1. 49) ... 1.创6()川1. 030(11. 65) ... ... F值 ... 样本数360 360 360 注、"、'分别代表1%、5%、10%的显著性水平。3.专利门槛。当专利溢出强度小于时，要素扭曲的TFP系数为，且通过1%的显著性水平检验;当超过第一门槛时，抑制系数略有下降，但超过第二门槛 时，系数转为，可能是因为专利溢出较少，要素扭曲起主导作用，不利于TFP的增长;而专利溢出强度越大，专利申请引用的技术扩散应逐步显现。目前处于最高抑制区间的省份有:山西、内蒙古、辽宁、江西、广西、海南、云南、贵州、甘肃、青海、宁夏、新疆。4.其他变量:进口溢出的研发存量基本在5%的显著水平上促进了了TFP的增长;毛利溢出的研发存量与TFP负相关，可能因为中国的人力资本水平较低，技术基础未得到良好改善(P凹，2003)，并且近年来知识产权保护力度加强，降低了发达国家的创新效率，减少对发达国家先进技术的获得(Xu和Chiang，2oo5)。
152 总第401期4、h'何记七、结论地方政府GDP增长竞争所产生的要素市场扭曲，抑制了国际技术溢出及TFP增长。主要研究结论:(1)对Hsieh和阻enow(2009)的垄断竞争模型进行扩展，讨论了要素价格扭曲对国际技术溢出的抑制效应，不仅将两部门模型扩展为三部门，还将要素扭曲对TFP的影响扩展至其对技术溢出的影响。(2)要素扭曲显著抑制国际技术溢出，这种抑制效应主要体现中间品进口抑制效应、外资流入复合效应以及政府控制要素定价权力背景下的专利申请挤出效应。在考虑内生性因素后，要素扭曲的负向作用依然稳健存在。越是注重R&D人员及GDP积累的地区技术溢出越充分，而中国资本投入、R&D投入可能未跨过最优临界门槛，而且劳动力可能存在素质不高或生产过程中激励不足等问题，因此不利于溢出技术的吸收。(3)要素市场扭曲所带来的"租"或者说是低成本要素收益在短期虽能使GDP保持稳速增长，但在技术溢出过程中对TFP产生抑制效应。进一步运用Hansen提出的门槛检验方法，就进口溢出、FDI溢出和专利溢出的门槛特征进行检验，结果证实了要素扭曲溢出效应门槛特征的存在性O中国政府确定了"十二五"期间改革的重大战略任务，其中既包含了"完善社会主义市场经济体制"的任务，也包含"加快技术进步"的任务。本研究提供了一定程度的理论支持与可能的政策操作方向:进一步推进要素市场的市场化改革，完善国内市场体系，减少地方保护主义或贸易壁垒，不仅有助于提高资源配置效率，而且有助于技术引进和TFP的增长。参考文献[ 1]樊纲、王小鲁和朱恒鹏，2011，(中国市场化指数一一各地区市场化相对进程2011年报告>>，经济科学出版社2011年12月第一版。[2]黄益平，2∞9，(要素市场需引入自由市场机制)，(财经报道》第7期。[3J李平和许家云，2011，(国际智力回流的技术扩散效应研究一一基于中国地区差异及门限回归的实证分析)，(经济学(季刊n第3期935-964页。[4J刘民权和研波，2009，(商业地价形成机制、房地产泡沫及其治理>>.(金融研究》第10期22-37页。[5]鲁晓东，2008，{金融资源、错配阻碍了中国的经济增长吗}，(金融研究》第4期55-68页。[6]谢建国和周露昭，2∞9，(进口贸易、吸收能力与国际R&l】技术溢出:中同省区面板数据的研究)，(世界经济》第9期68-81页。[7J张军、吴桂英和张吉鹏，2004，{中国省际物质资本存量估算:1952 -2000}，{经济研究》第10期35-44页。[8] Allen F. ,Qian J. and Qian M. ，215 , "Law, Finance, and Economic Growth in China, " Joumal of Financial Economics, ∞77 ,pp. 57 -116. [9] Anderson James E. and van Winc∞p Eric. ，2'∞1 , .. Gravity with Gravitas: A Solulion 10 the Border Puzzle,. American Economic Review, 93 ( 1 ) pp. 170 -192. [ 10 J Dollar D. and Wei怠，2007，"Das( Wasted) Kapilal: Firm Ownership and Inveslmenl Efficiency in China," NBER Work›ing Paper, No. 13103. [ 11 ] Coe D. T. and He1pman E. .1995，叮nlemalionalR&D Spillover毡，"Europ回nEconomic Review,3 9 , pp. 859 -887.
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