贸易开放、FDI与中国工业经济增长方式——基于30个工业行业数据的实证研究，本文主要内容关键词为：工业论文,中国论文,经济增长方式论文,实证研究论文,数据论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
改革开放以来，尤其是上世纪90年代以来，中国工业对外贸易蓬勃发展，流入工业的FDI持续快速增长。在1990-2010年间，中国工业对外贸易年均增速高达17.59%，2010年中国工业对外贸易总额约为2.7万亿美元，占中国对外贸易比重超过90%。截至2010年底，中国工业累计实际使用FDI金额约为7000亿美元，占来华直接投资比重接近70%。①然而，在对外贸易和来华直接投资带动中国工业经济繁荣的同时，中国工业技术水平的提升速度却偏慢，工业经济增长长期依赖资本、劳动和资源的大量投入，致使资源短缺和环境恶化问题日益严峻。因此，如何对FDI产业布局和对外贸易结构进行合理引导，并充分发挥对外贸易和FDI带动中国工业乃至总体经济增长方式转型的作用是至关重要的问题。
技术进步是经济可持续发展的必要前提。加快中国经济增长方式转型就是要从根本上改变过于依靠要素投入的粗放型经济增长方式，使技术进步成为经济增长的主导力量。对于如何实现技术进步问题，Keller（2001）认为在开放经济条件下，一国的技术进步不仅取决于国内研发支出和高科技人才的培育，而且其他国家的知识创新活动也会以知识外溢的形式，通过各种传导机制直接或间接地作用于该国的技术进步，其中国际贸易和FDI是国家间知识扩散和外溢的主要渠道。
以Romer（1986）为代表的新增长理论强调国际贸易的技术扩散效应，认为对外贸易可以促进本国技术进步，促使本国经济增长。这一观点得到大量的实证研究支持（Lichtenberg & Potterie，1996；Coe & Helpman，1997；Keller，2002；Blylde，2004）。FDI对东道国经济的影响一般认为不仅表现在弥补东道国的投资和储蓄缺口，更重要地在于它所带来的外部性或溢出效应对东道国技术进步的推进作用，但相应实证研究结论却存在很大分歧。Blomstrom（1994）、Kokko et al.（1996）和Alfaro et al.（2004）指出FDI通过技术外溢促进东道国的经济增长，而Haddad & Harrsion（1993）、Aitken & Harrison（1999）及Carkovic & Levine（2002）却发现FDI对东道国技术进步和经济增长不存在明显的正面影响，甚至形成负溢出效应。
对外贸易、FDI对中国技术进步和经济增长方式转型是否具有促进作用，国内学者也进行了较多研究。在对外贸易方面，包群等（2003）指出出口主要通过对非贸易部门的技术外溢来促进我国的经济增长。方希桦等（2004）认为通过进口传导机制，贸易伙伴国R&D投入、国内科技投入对我国技术进步具有显著的促进作用，但存在一定的滞后效应。李小平和朱钟棣（2006）实证发现国际R&D投资通过国际贸易途径促进了中国生产率和经济增长。许和连等（2006）认为贸易开放度主要是通过影响人力资本的积累影响全要素生产率，进而作用于经济增长。高凌云和王洛林（2010）发现大部分三位码工业行业面临着日益激烈的进口竞争，并通过提高技术效率的方式最终促进了工业行业全要素生产率增长。
在FDI方面，不同于国外学者偏重于研究FDI对东道国技术进步，进而对东道国经济增长的影响，国内学者直接考察FDI对中国经济增长方式的作用关系。沈坤荣和耿强（2001）认为外商直接投资通过外溢效应与学习效应，提高了国民经济的综合要素生产率，促进国民经济快速稳定增长。但赖明勇和包群（2003）及陈继勇和盛杨怿（2008）指出FDI对中国的技术外溢效应并不明显。将研究FDI对中国技术进步的影响延伸至对中国经济增长方式的影响，郭克莎（1995）认为外资的大量进入增加了国内企业提高生产水平、转变经营方式的压力和紧迫感，为经济增长方式的转变提供了资金和技术基础。洪银兴（2000）认为应通过提高利用外资的效益和优化外资结构推动中国经济增长方式的转变。傅元海等（2010）认为本地企业在FDI溢出效应发生的不同机制下选择不同的技术进步路径，对经济增长方式产生不同的影响。而于津平和许小雨（2011）指出外商直接投资尽管也会通过技术外溢等途径促进技术进步，但由于其对国内投资的挤入效应推动了资本的扩张，因而尚未对经济增长方式转变形成显著的效果。
上述研究对于我们深入分析贸易开放和FDI对中国工业经济增长方式的影响具有重要参考价值，但现有研究也存在如下局限性：（1）直接探讨贸易开放和FDI对经济增长方式作用关系的研究较少。大部分研究是根据贸易开放或FDI对全要素生产率的影响，间接推断贸易或FDI对经济增长方式的影响，缺乏实证支持。其实全要素生产率变化与经济增长方式具有不同内涵，全要素生产率提升并非意味着经济增长方式也一定随之转变。即使贸易开放和FDI确实能够促进全要素生产率的提高，但如果贸易开放和FDI引致大规模的投资扩张和严重的环境破坏，经济增长方式完全可能在全要素生产率增长的同时趋于低端化。本文将经济增长中全要素增长的贡献率作为衡量经济增长方式的变量，这一变量综合考虑了贸易开放和FDI对经济增长方式的各方面影响。（2）更多基于中国总体或地区视角，忽略对外贸易或FDI对中国产业经济增长方式影响的差异性，难以揭示贸易开放和FDI所产生的产业结构调整效应。中国对外贸易主要完成于工业企业，来华直接投资也主要流入工业领域，由此对工业行业内部不同产业间的资源配置产生影响。若从总体或地区视角考察贸易开放或FDI对经济增长方式的作用，则有可能低估对外贸易或FDI对中国经济增长方式转型的影响。
本文首先通过合理选择经济增长方式衡量指标，分析中国工业经济增长方式的变化特征。然后通过构建基于中国工业行业的出口、进口、FDI与经济增长方式关系的计量模型，在总体和行业分组两个层面上评析出口、进口和FDI对工业经济增长方式的具体影响。最后根据上述分析结论，提出促进中国工业乃至总体经济增长方式转型的政策建议。
本文其余部分安排如下：第二节分析2000年以来中国工业经济增长方式的变化特征；第三节是计量模型构建及变量说明；第四节是工业总体层面的实证结果与分析；第五节是不同约束条件下的实证结果与分析；第六节是本文结论及相关的政策启示。
二、中国工业经济增长方式的评价
（一）工业经济增长方式的评价方法
在经济增长方式的测度中，许多学者直接将全要素生产率作为经济增长方式的衡量标准（郑京海和胡鞍钢，2008；卢艳等，2008；赵彦云和刘思明，2011）。我们认为全要素生产率能很好地体现生产要素的组合效率，但其变化不足以说明经济增长方式的变化，刻画经济增长方式的关键就是要揭示经济增长的动力机制。资源、劳动和资本要素投入对经济增长的作用属于外延式推动，而全要素生产率提高对经济增长的作用则属于内涵式推动，转变经济增长方式的本质就是提高全要素生产率对经济增长的贡献（刘国光，1983；于津平和许小雨，2011）。因此，我们用全要素生产率对经济增长的贡献率作为经济增长方式的衡量指标。
等式（2）右边三项分别代表全要素生产率增长、资本增长和劳动增长对经济增长的贡献率。全要素生产率增长对经济增长贡献率上升，说明经济增长趋向集约和内涵型，经济增长质量也趋于提升；反之则说明，经济增长对资本和劳动投入的依赖加重，经济增长方式趋向粗放和外延型。
为评价工业行业的增长方式，我们首先测算各工业行业在各期的全要素生产率水平，然后根据（3）式求出全要素生产率变化对经济增长的贡献率。其中，科学测算各期各工业行业的全要素生产率是关键。
（二）各工业行业全要素生产率的测算
本文采用DEA-Malmquist生产率指数方法测算全要素生产率。这一方法的优点在于适用于对多种投入与产出变量的效率分析，且不涉及特定参数函数的估计，也无须界定研究对象是否具有技术效率。在具体测算过程中，把每个工业行业作为决策单元，以实际中间投入、劳动和实际资本存量作为投入变量，以实际总产出作为产出变量。
《中国统计年鉴》给出了工业行业的总产值、增加值、固定资产年平均余额、出厂价格指数和平均就业人数等数据，本文利用上述数据以及2002年和2007年的中国投入产出表对变量进行推算。
各行业实际总产出是经过行业出厂价格指数缩减后的工业行业总产值。由于缺少2000年和2001年各细分工业行业的出厂价格指数，出厂价格指数用本行业所属工业部门的价格指数替代。其他年份直接采用所在行业的出口价格指数进行计算。
各工业行业实际资本存量是经过行业固定资产价格指数缩减后的固定资产年平均余额。这一处理方法虽然忽视了流动资产投入的影响，但对于本文分析的工业行业而言，固定资产对生产能力的影响更为直接。参照朱钟棣和李小平（2005）的方法，行业固定资产价格指数采用行业设备价格指数和建筑安装工程价格指数的加权平均数，前者用行业出厂价格指数替代，后者则用建筑业生产总值缩减指数替代，权重分别为建筑安装工程费用和设备费用分别占固定资产总值的比重。
各工业行业实际中间投入等于行业名义中间投入除以行业的中间投入价格指数。行业名义中间投入量等于行业名义总产值减去名义增加值。中间投入价格指数是根据中国投入产出表提供的行业直接消耗系数和工业行业出厂价格指数以及农业、建筑业、服务业生产总值缩减指数估算。2000-2004年中间投入价格指数的估算是基于2002年的中国投入产出表，2005-2010年是基于2007年中国投入产出表。鉴于数据的可获得性，我们用工业行业的平均就业人数表示行业劳动投入。工业行业的产出增长率等于行业实际总产值的增长率。
（三）各工业行业增长方式
在测算出各行业全要素生产率的基础上，我们利用（3）式计算出各工业行业全要素生产率对其产出增长的贡献率。图1显示了2000年、2005年和2010年各行业增长方式的评价结果。②可以发现自2000年以来中国30个工业行业的经济增长方式呈现如下变化特征：
（1）从工业总体来看，全要素生产率对工业经济增长的贡献率表现为先下降后上升，总体缓降趋势。2000年中国30个工业行业的全要素生产率对产出增长的贡献率平均为49.01%，2001年上升至71.92%，但在随后几年内大幅度下降，2006年下滑至-30.86%。在之后的四年内，30个工业行业全要素生产率对产出增长贡献率的均值出现上升趋势，至2010年达到37.71%。2000年以来的总体走势表现为缓慢下降的趋向，年均下降1.13%。这表明进入本世纪以来中国工业经济增长对资本、劳动和资源等要素投入的依赖性不但未出现弱化趋势，反而显示出强化迹象，中国工业经济增长方式越发显现粗放和外延型特征。
（2）分行业看，各工业行业全要素生产率对产出增长的贡献率存在不同的变化趋势。自2000年以来，饮料制造业、烟草制品业、化学原料及制品业和黑色金属压延加工业等4个工业行业的全要素生产率对产出增长的贡献率先上升后下降。石油和天然气开采业以及家具制造业等2个工业行业的全要素生产率对产出增长的贡献率先下降后上升。造纸及纸制品业、印刷业、医药制造业和化学纤维业等4个工业行业的全要素生产率对产出增长的贡献率呈现上升之势。橡胶制品业和塑料制品业的全要素生产率对其产出增长的贡献率分别在20%和30%上下震荡。而其余18个工业行业的全要素生产率对产出增长贡献率均显示下降趋势。
（3）各工业行业全要素生产率对产出增长贡献率的差异性存在缩小趋向。借鉴龚六堂（2004）离差指标，③我们测算了2000年以来各年中国30个工业行业全要素生产率对产出增长贡献率的差异性，发现离差指标值绝对值表现出在波动中趋向0.1。离差指标值绝对值于2001年、2006年和2010年达到波峰，分别为0.72、0.22和0.13，波峰高度不断下降，这表明中国30个工业行业全要素生产率对产出增长贡献率的变化具有收敛性特征。
总之，进入本世纪以来，中国大部分工业行业的全要素生产率对产出增长的贡献率呈现下滑之势，中国工业经济增长方式的外延和粗放型特征不仅未出现弱化趋向，反而具有强化迹象。对外贸易和FDI能提升中国工业全要素生产率对其经济增长贡献率，推进中国工业经济增长方式转型吗？对此问题的回答，需要我们对中国工业对外贸易、FDI及工业经济增长方式之间关系展开定量分析，剖析工业对外贸易、FDI对其经济增长方式的作用机理。
三、理论机制、计量模型和变量说明
（一）理论机制
如（1）式所示，工业产出的增长来源于全要素生产率的增长、资本和劳动投入的增加。全要素生产增长率对产出增长的贡献率是衡量增长方式的关键指标（如（3）式）。将（1）式代入（3）式可得：
（4）式表明，各工业行业经济增长方式由该行业资本增长率、劳动增长率和全要素生产率增长率决定。如果全要素生产率增长率超过劳动和资本投入增长率的加权平均值（即
），那么，
会增加，即经济增长方式趋于集约化。反之，如果全要素生产率的增长率小于劳动和资本投入增长率的加权平均值，经济增长方式趋于粗放化。
为了厘清贸易和FDI等因素对经济增长方式的影响机制，首先需要对这些因素产生的投资效应、就业效应和技术进步效应进行分析，然后再根据（4）式形成相应的理论假说。
国际分工驱动生产要素在行业间重新配置，其最明显的表现就是出口行业资本和劳动的增加和进口行业资本和劳动的减少。如果没有相伴的全要素生产率变化，由（4）式可知，出口部门的增长方式就会表现出粗放型增长，而进口部门则由于要素投入的减少趋于集约化。但更为实际的情况是：出口部门生产扩张会形成产业集群效应、规模经济效应和“干中学”效应，生产效率完全可能因出口增加而提高。在此情形下，当出口引致的要素投入增长效应大于技术促进效应时，经济增长方式才会因出口增长而趋于粗放化。不过，一般认为，中国出口产品的生产仍然处于全球价值链的低端，出口增长引致的技术进步效应并不十分明显。如果这一情形属实，那么出口增长对经济增长方式的促进效应就会表现为负。对于进口部门而言，进口的增长不仅抑制甚至减少了这一部门的要素投入，而且也加剧了进口部门之间的竞争，同时还为国内企业模仿创新带来了机遇。这些影响更易于驱动进口部门技术效率的提高，使工业生产集约化。
FDI利用对经济增长方式的影响同样来自于资本、就业和技术三个主要渠道。在资本效应方面，FDI虽然增加了进口部门的资本投入，但其对于行业总资本投入的影响并非显而易见。因为，如果FDI进入导致竞争型国内企业经营困境，那么该行业的国内资本增加就会减少，形成投资的挤出效应。但FDI进入也有可能促进国内资本投入的增长，与FDI企业配套的国内企业会因FDI的增加而增加投资，由此形成挤入效应。在就业效应方面，FDI增加一方面会形成自身企业和配套企业的劳动需求，另一方面也会使国内竞争型企业的就业减少。在FDI形成的技术效应方面，一般认为FDI带来更加先进的生产技术和管理经验，有助于技术水平的提高。尽管在FDI技术外溢效应不明显的情况下，FDI的进入也会带来整个行业技术效率的提高，因为，FDI企业拥有的技术通常高于内资企业。由于FDI的增加既能促进技术进步（Keller，2001；Lin，2010），同时也可能促进或减少资本和劳动投入的增长，定性分析无法对FDI对经济增长方式的影响进行判断。要明晰FDI对经济增长方式的影响，实证研究十分必要。
（二）计量模型
除了出口、进口和FDI这三个因素可能影响到经济增长方式以外，研发投入、人力资本、金融发展和政策规制也是影响技术进步或要素投入的重要因素（吴延兵，2008；夏良科，2010；梁超，2012）。本文采用以下的计量模型：
其中，下标i和t分别表示中国工业行业和时间。RTY表示全要素生产率对产出增长的贡献率，REX和RIM分别表示为出口比率和进口比率，RDI表示外商直接投资比率，RYZ表示研发支出比率，RKR表示科技人员比率，RWR表示科技活动经费外部融资比率，RHZ表示污染排放治理费用比率。
（5）式中所有解释变量均作了对数化处理，RTY未取对数的原因是此变量在某些工业行业某些年份取负值，
为误差项。为避免伪回归和变量间内生性问题，本文在实证分析过程中，在对（5）式中各个经济变量进行面板数据单位根检验和各变量之间关系的协整检验后，采用由Pedroni（2000）提出的完全修正最小二乘法（FMOLS）估计。样本为中国30个工业行业（见图1）从2000年到2010年的年度数据。
（三）变量说明及数据来源
1.行业经济增长方式
本文用工业行业全要素生产率对本行业产出增长的贡献率表示工业行业的经济增长方式，其测算方法和数据来源已在本文第二节中详细介绍。
2.行业出口率
和进口率
各工业行业出口率是以人民币表示的行业出口额与本行业总产出的比值，各工业行业进口率是以人民币表示的行业进口额与本行业销售产值的比值。为得到中国工业行业进出口数据，我们首先根据《中国国民经济行业分类（GB/T4754—2002）与国际标准产业分类（ISIC Rev3）对照表》以及《国际标准产业分类（ISIC Rev3）与国际贸易标准分类（SITC Rev3）对照表》，建立本文30个工业行业与国际贸易标准分类对照表。然后基于UNCOM-TRADE数据库，对SITC分类下5位码商品的进、出口额进行归类和汇总，最后得到2000-2010年中国30个工业行业进出口额。2000-2010年人民币对美元汇率、工业行业生产总值、工业行业销售产值等数据均来源于《中国统计年鉴》。
3.行业外商直接投资比率
各工业行业外商直接投资比率RDI是各行业外商和港澳台商直接投资企业的固定资产年平均余额与整个行业固定资产年平均余额的比值。工业行业外商和港澳台商直接投资企业的固定资产年平均余额和工业行业固定资产年平均余额等数据均来自《中国统计年鉴》。
各工业行业研发支出比率RYZ用行业研发支出额与本行业主营业务收入之比表示，工业行业科技人员比率RKR等于各行业科技活动人员数与本行业就业人数的比值。其中2000-2002年工业行业研发支出额，是我们根据2000-2003年工业行业的科技活动经费支出和2003年工业行业研发支出额估算的。2000年工业行业科技活动人员数用该年各行业科技开发人员数替代，2009-2010年工业行业科技活动人员数是根据2008-2010年各行业研发人员数和2008年各行业科技活动人数估算的。工业行业科技活动经费支出、研发支出、科技开发人员数、科技活动人员数以及主营业务收入等数据来源于《中国科技统计年鉴》和《中国经济普查年鉴》。
各工业行业的科技活动经费外部融资比率RWR是指在各行业科技活动经费筹集中本国政府、金融机构及其他外国机构的支持比重，各工业行业污染治理费用比率是指各行业废气和废水排放的处理费用占本行业主营业收入的比重。2000-2008年各工业行业科技活动经费外部融资比率是直接根据2009年以前各年《中国科技统计年鉴》和《中国经济普查年鉴》中分行业科技活动经费筹集统计数据计算的，而2009年和2010年该指标值是根据2010年和2011年《中国科技统计年鉴》中按行业分工企业研发经费内部支出数据估算的。各工业行业废气和废水排放的处理费用则直接来源于各年《中国环境统计年鉴》。
四、实证结果与分析
（一）总样本单位根检验
（二）总样本协整检验
为了检验各变量之间是否存在稳定的长期关系，我们采用建立在Engle和Granger二步法检验基础上的Pedroni协整检验法和Kao协整检验法。前者以协整方程的回归残差为基础通过构造多个统计量来检验面板变量之间的协整关系，在小样本（即时间跨度＜20）情况下，其中Panel ADF-Statistic和Group ADF-Statistic统计量是最有效力的。这也是本文在进行Pedroni协整检验时选择这两个统计量的主要原因。不同于Pedroni检验，Kao检验在第一阶段将回归方程设定为每一个截面个体有不同的截距项和相同的系数项，并将所有的趋势系数设为0。在第二阶段，基于DF检验和ADF检验的原理，Kao检验对第一阶段所求得的残差序列进行平稳性检验。从表1中的检验结果来看，无论是Kao检验，还是Pedroni检验，均强烈支持前四个变量系统存在协整关系。由于最后一个变量系统中变量较多，时间跨度较短，无法实现Pedroni检验，所以表1中未列出Panel ADF-Statistic和Group ADF-Statistic统计值。但Kao检验在1%显著水平下拒绝该变量系统不存在协整关系，由此我们也认为该变量系统存在协整关系。
（三）总样本FMOLS回归
在确定变量之间具有协整关系后，若直接采用普通最小二乘法（OLS）来估计，估计结果可能是有偏的。同时考虑到变量间可能存在内生性问题，我们选用FMOLS估计方法对总样本的面板数据进行拟合。需要强调的是FMOLS估计结果能很好地揭示变量间的相关程度和方向，但不足以说明变量之间的因果关系。因此，我们还进一步采用面板Granger因果检验法检验各变量之间的因果关系。总样本的FMOLS回归结果和变量间因果关系检验结果见表2。
从总样本FMOLS回归结果可以看出，在回归方程中逐步加入控制变量并不改变出口比率、进口比率和FDI比率等核心解释变量的系数符号，中国工业出口比率与其经济增长方式负相关，进口比率、FDI比率均与其经济增长方式正相关。除第（4）列回归结果显示出口比率变量的系数不显著外，其余系数均高度显著，这表明回归结果具有较好稳健性。④从变量间因果关系检验结果来看，中国工业出口比率变化不是其经济增长方式变化的格兰杰原因，工业进口比率变动是经济增长方式变化的格兰杰原因，且在1%水平下通过显著性检验。在10%的显著水平下，中国工业的FDI比率与其经济增长方式之间存在互为因果关系。综合FMOLS回归结果和Granger检验结果可知，中国工业出口对其经济增长方式的转变未表现出明显的促进作用，但工业进口和FDI对其经济增长方式的转型具有推进作用。
为什么中国工业出口和进口对经济增长方式存在相反影响，我们认为这主要是由中国工业进、出口具有不同商品结构特征所造成的。按照比较优势的国际分工原理，中国劳动力要素相对丰裕，自然资源、资本和技术要素相对缺乏，因此中国工业出口品多为低技术劳动密集型产品和利用本国劳动进行简单加工、组装的产品，而进口产品主要是资本、技术密集型产品及资源密集型产品。因为依赖于劳动力、土地和政策优惠的劳动密集型产品和简单加工产品在国际市场上具有低价格竞争优势，大部分又是生活必需品，所以生产或加工这些产品的工业企业所面临的国际竞争压力相对较小，缺乏技术和管理创新的动力和压力，阻碍了其全要素生产率水平的提升，这些企业的粗放型生产方式也就难以转型。
此外，出口增长会起到促进投资和劳动投入的作用，易于导致粗放式增长。本文关于出口对增长方式集约化不利的结论表明出口对全要素生产率的促进效应小于其对要素投入的激励效应。在已有的研究中，Fu（2005）和李小平等（2008）的研究表明中国工业出口对其全要素生产率不存在促进作用，何元庆（2009）的研究虽然发现出口对技术效率的提升具有正向效应，但认为这一效应并不显著。
进口对经济增长方式集约化产生的效应来自于其对进口行业技术进步和生产要素投入的综合影响。进口对同类行业的技术促进效应源自于竞争、产业关联、干中学和技术外溢，一般认为进口对于同类行业的技术进步效应为正（李小平等，2008）。但进口对经济增长方式集约化产生正面影响的一个更为重要的原因可能是由于其对同类行业资本投入与劳动投入的抑制作用。
在行业内，外资企业的进入强化了国内市场竞争程度，迫使内资企业提高技术和管理水平，转变其粗放型经营方式。因此同行业内资企业通过学习、模仿以及员工在内外资企业之间的流动提高自身的技术水平。在行业间，上游内资企业必须进行自主技术改造和升级，或接受外资企业的技术指导以满足其外资客户对中间产品高质量和高技术含量的要求。下游内资企业同样要自主技术升级或接受技术指导以高效地使用外资企业的中间产品，以获取更多的经济效益。综合看，中国工业FDI在提升工业全要素生产率水平的同时，也带动了工业经济增长方式的转型。
从表2还可以看出，中国工业加大研发支出比重会有助于其经济增长方式的转变，在其他条件不变的情况下，研发支出比重每增加1个百分点，工业全要素生产率对其经济增长贡献率将提高0.07个百分点—0.91个百分点。中国工业科技活动人员的增加对其经济增长方式的转型也有积极作用，但作用力度有限，因为格兰杰因果检验不支持科技活动人员比率变动是经济增长方式变化的原因。表2也显示强化工业企业污染排放治理责任对于工业经济增长方式转变具有重要意义，会迫使工业企业变革自身的生产技术和方式，提高全要素生产率对工业经济增长的贡献度。最后，在企业科技活动经费外部融资方面，由政府和金融机构支持的科技活动经费对工业经济增长方式的转型尚不具有显著促进作用，这可能与政府和金融机构的支持力度有限和附加条件较多有关。
五、不同约束条件下实证结果与分析
在运用所有30个工业行业数据来估计出口、进口、FDI与经济增长方式之间的作用关系时，暗含的假定是各行业具有相同的生产技术，所估计的系数值在各行业中相同，从而忽略了这些变量之间关系在不同行业内的差异性。显然，行业要素密集度和平均规模因素也会影响到出口、进口、FDI对经济增长方式的作用关系。为揭示这两种因素的具体影响，我们按照要素密集度和平均规模对30个工业行业进行分组处理，进而探讨不同约束条件下进出口贸易、FDI与经济增长方式的作用关系。
（一）按要素密集度分组的实证结果与分析
根据韩燕等（2008）的资源集约度产业分类方法，我们将本文30个工业行业分为两组：一组是资本和技术密集型行业组，包含14个工业行业，分别为文教体育用品制造业、石油加工及炼焦业、化学原料及化学制品制造业、医药制造业、化学纤维制造业、塑料制品业、黑色金属冶炼及压延加工业、有色金属冶炼及压延加工业、通用机械设备制造业、专用机械设备制造业、交通运输设备制造业、电气机械及器材制造业、电子及通讯设备制造业和仪器仪表及文化、办公用机械制造业。另一组是资源和劳动密集型行业组，由其余16个工业行业组成。在对这两组样本进行单位根和协整检验后，发现检验结果与总体样本类似，为节省篇幅，本文未列出这两项检验的具体结果。表3为这两组样本的FMOLS回归和Granger因果检验结果，我们从中可以得到如下结论：
第一，无论是资本和技术密集型行业组，还是资源和劳动密集型行业组，添加控制变量并不改变出口率、进口率和FDI比率等变量的系数符号，回归结果均具有较好的稳健性。从出口方面看，这两大类工业的出口均无助于各自经济增长方式的转变，其中在资本和技术密集型工业中，出口贸易甚至会阻碍其经济增长方式的转型，因为格兰杰因果检验在5%显著水平下拒绝了该行业组的出口比率不是其经济增长方式的格兰杰原因。之所以会形成阻碍作用，这与资本和技术密集型工业行业的出口主要是机电产品的加工贸易有关。从事这种贸易的国内企业主要负责投入劳动、追加资本进行简单加工和组装，无需过多考虑销路问题，还能获取一定加工费，进而就缺乏技术进步的积极性，自然不利于自身甚至行业生产方式的转变。
第二，资源和劳动密集型工业的进口对其经济增长方式的正向作用力强于资本和技术密集型工业。形成这一情况的原因有以下两个方面：一是由于国外对于高技术产品的出口采取了种种限制条件，不利于国内企业吸收、模仿国外先进技术，而资源和劳动密集型产品的进口限制条件较少，国内外技术差距也相对较小，国内企业较容易吸收国外先进技术。二是与总样本回归结果分析一致，由资源类产品大量进口而引发的生产成本快速上升和海外供应风险的增加会迫使国内企业进一步加快技术进步，改变其粗放型生产方式。
第三，资本和技术密集型工业的外资流入对其经济增长方式的促进作用强于资源和劳动密集型工业。对此我们的解释是，对于资本和技术密集型工业，由于其具有资本密集或技术和知识密集等重要特点，该类工业内资企业更为关注技术、知识和管理等要素对产出的作用，拥有或创造更多接触FDI先进技术的机会，同时也具有较好的技术吸收和消化能力，所以该类工业的FDI对其经济增长方式转变的正向作用强于资源和劳动密集型工业。
第四，资本和技术密集型工业的研发支出对该工业经济增长方式具有显著推进作用，与资源和劳动密集型工业中的微弱作用形成鲜明对比，表明资源和劳动密集型工业的技术进步更多地依赖外来技术。与总体分析结果一致，在这两大类工业中，科技活动人员的增加、由政府和金融机构支持的科技活动经费对产出增长方式的转变均不具有明显促进作用。在资源和劳动密集型工业中，污染排放治理支出会对该工业经济增长方式的改进产生正向作用，且强于资本和技术密集型工业。
（二）按平均规模分组的实证结果与分析
我们首先计算了30个工业行业的平均固定资产额。如果某个行业的平均固定资产额大于2230万元（2230万元是各工业行业的平均固定资产额的中位数），则将该行业划归为平均规模较大的行业组，否则将该行业划归为平均规模较小的行业组。平均规模较大的行业有15个，它们是煤炭采选业、石油和天然气开采业、有色金属矿采选业、饮料制造业、烟草加工业、造纸及纸制品业、石油加工及炼焦业、化学原料及化学制品制造业、医药制造业、化学纤维制造业、橡胶制品业、黑色金属冶炼及压延加工业、有色金属冶炼及压延加工业、交通运输设备制造业和电子及通讯设备制造业。其余15个工业行业被划归为平均规模较小的行业组。在对这两组样本进行单位根和协整检验后，发现检验结果也与总体样本类似，为节省篇幅，我们未列出这两项检验的具体结果。表4为这两组样本的FMOLS回归结果和Granger因果检验结果，我们从中可得到如下结论：
第一，在出口方面，尽管在添加控制变量后，平均规模较大行业组的出口比率变量的系数由负值转向正值，因果检验结果也支持出口比率变化是增长方式转变的Granger原因。但结合该变量系数值的显著性检验结果，该类工业的出口对其增长方式的转变仍不具有明显的促进作用。与总样本回归结果一致，添加控制变量并不改变平均规模较小行业组的出口比率变量的系数符号，综合显著性检验和因果检验结果，该类工业出口对其增长方式的转型存在微弱的抑制作用。
第二，在进口方面，添加控制变量对进口比率变量的系数符号没有影响，但结合显著性检验和因果检验结果，进口与增长方式在不同行业组中具有不同作用。在平均规模较小行业组中，进口对该组工业增长方式转型的积极作用有限，而在平均规模较大行业组中，进口对其增长方式转变却表现出强劲推进作用。这可能与平均规模较大工业行业倾向于并有能力进口高技术生产设备有关。
第三，在FDI方面，在平均规模较大的行业组中，添加控制变量不改变FDI比率变量的系数符号，且显著性增强。结合因果检验结果，FDI流入对该组工业增长方式的转型具有显著带动作用。与此不同，在平均规模较小的行业组中，内流FDI的影响力有限，因为该组FDI比率变量的系数在添加控制变量的前后在统计上均不显著。这种FDI影响的差异性可能是由相对于平均规模较小工业行业，平均规模较大的工业行业具有更多的与FDI接触机会，拥有较好的技术吸收和创新基础而造成的。
第四，平均规模较大工业行业的研发支出对其增长方式具有明显的推进作用，而平均规模较小工业行业的研发支出对其增长方式尚未表现出积极作用。在这两个行业组中，科技活动人员数量的增加对各自增长方式的影响有不同效应，在平均规模较小工业行业中，科技活动人员数上升会明显地推进其增长方式的转型，而在平均规模较大工业行业中，则出现相反的现象。平均规模较大工业行业的科技活动经费外部融资比重、污染排放治理支出的增加均会推动本行业增长方式的改善，且推动力均强于平均规模较小的工业行业。
本文以全要素生产率对经济增长的贡献率作为经济增长方式衡量指标，采用基于非参数DEA-Malmquist指数方法，分析了进入21世纪以来中国工业经济增长方式变化特征，并分别从总体和行业分组两个层面研究了出口、进口和FDI对中国工业经济增长方式的影响，得出以下结论：（1）自2000年以来，中国大部分工业行业的全要素生产率对产出增长的贡献率呈现下滑之势，工业经济增长方式的外延和粗放型特征不仅不存在弱化趋向，反而具有强化迹象。（2）中国工业出口对其经济增长方式的转变不具有明显促进作用，在不同要素密集度特征和不同企业规模特征的工业行业中均如此。（3）中国工业进口有助于其经济增长方式转型，其中资源劳动密集型和平均规模较大的工业行业进口对本行业经济增长方式转型的推进力强于资本技术密集型和平均规模较小的工业行业。（4）中国工业FDI的增加会带动工业经济增长方式转型和升级，其中资本技术密集型和平均规模较大的工业行业FDI对本行业经济增长方式转型的拉动力强于资源劳动密集型和平均规模较小的工业行业。
作者感谢匿名审稿人的宝贵建议，但文责自负。
①本文对外贸易指货物对外贸易，流入工业的FDI数据是根据2007年《中国外商投资报告》和历年《中国统计年鉴》估算得到。
②为节省篇幅，本文未给出所有的测算结果，需要者可直接和作者联系。部分行业在一些年度出现TFP贡献率（全要素生产率变化率与实际产出增长率之比）超过100%的情况，主要原因有两点：第一，当年产品价格的大幅上升导致实际产出增长率大幅减少；第二，行业投资的大幅下降和劳动力的减少导致资本和劳动对产出的贡献为负数，即
，根据（2）式可知，此时全要素生产率增长率与实际产出变化幅度，即全要素生产率对行业增长贡献率超过100%。
④如图1所示，石油开采业全要素生产率的贡献值变化较大，可能会影响总体回归结果，而掩盖其余工业行业中各主要变量之间的数量关系。为此，我们在总样本中剔除石油开采业后作进一步回归估计，结果表明核心解释变量的系数符号并未改变，统计上均高度显著不为零，再次表明总回归结果具有较好稳健性。
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