國際貿易、外商直接投資對技術效率變遷的影響程度,計量經(jīng)濟學論文發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟是當今世界各國推進生態(tài)文明建設、實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的重要途徑，其主要目的是轉變經(jīng)濟增長方式，促進經(jīng)濟增長與人口、資源和環(huán)境的協(xié)調發(fā)展。這就意味著在不增加任何資源投入的情況下，要想促進經(jīng)濟增長，必須提高技術效率水平。因而，有關技術效率的研究引起了學術界的廣泛關注。國內外學者分別從政治制度、創(chuàng)新能力、吸引人才和技術引進等方面對技術效率的影響因素進行了深切進入的理論和實證分析，得出了不同的結論〔Fareetal.，1994；Ray＆Desli，1997；Chang＆Luh，1999；顏鵬飛、王兵，2004；Kneller＆Stevens，2006；李小平、朱鐘棣，2006；Daouia＆Simar，2007；Mastromarco＆Ghosh，2018；Probowo＆Cabanda，2018；Badinetal，2020〕。但是，僅有少數(shù)學者考察了經(jīng)濟開放條件下國際貿易、外商直接投資〔FDI〕與技術效率變遷的關系。①Parameswaran〔2002〕以20世紀90年代初印度工業(yè)和貿易改革為背景，使用1990~1998年全國4大行業(yè)640家公司的面板數(shù)據(jù)，建立了隨機前沿超越對數(shù)〔Translog〕生產(chǎn)函數(shù)模型，測算了公司技術效率水平及其影響因素，得出介入國際貿易的公司技術效率水平較高，進出口貿易均能有效提升公司技術效率水平的結論。袁鵬等〔2005〕以1991~2003年中國29個省級面板數(shù)據(jù)為研究樣本，建立了隨機前沿C-D〔Cobb-Douglas〕生產(chǎn)函數(shù)模型，測算了國際貿易對技術效率的影響程度，發(fā)現(xiàn)外商直接投資對技術效率的提高奉獻最大，進口貿易次之，出口貿易最小。Yao和Yang〔2006〕基于1994~2005年中國29個省份的面板數(shù)據(jù)，建立了隨機前沿C-D生產(chǎn)函數(shù)模型，測算了國際貿易、FDI對技術效率的影響程度，以為國際貿易、FDI均能有效提升技術效率水平，而國際貿易對技術效率的影響程度不及FDI。Henry等〔2018〕使用1970~1998年全球57個發(fā)展中國家的面板數(shù)據(jù)，建立了隨機前沿超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)，測算了各國〔地區(qū)〕間技術效率水平及其影響因素，得出各國〔地區(qū)〕間技術效率水平存在顯著差異，國際貿易及其政策能夠顯著提高各國〔地區(qū)〕技術效率水平的結論。Wang和Liu〔2018〕以1992~2006年中國29個省份的服務業(yè)面板數(shù)據(jù)為研究樣本，建立了隨機前沿C-D生產(chǎn)函數(shù)模型，測算了各省服務業(yè)技術效率水平及其影響因素，發(fā)現(xiàn)全國技術效率水平呈上升趨勢，但各省間技術效率有很大的不同，東部地區(qū)省份的技術效率水平要高于中部和西部地區(qū)，外商直接投資和進出口貿易均對服務業(yè)技術效率水平具有促進作用。黃凌云和鮑怡〔2018〕基于1999~2007年中國26個制造行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，建立了隨機前沿C-D生產(chǎn)函數(shù)模型，測算了制造行業(yè)技術效率水平及其影響因素，發(fā)現(xiàn)制造業(yè)整體及各制造行業(yè)的技術效率均在逐年提高，外商直接投資對提升制造行業(yè)技術效率水平具有顯著的正效應。Arazuradov等〔2020〕以1995~2008年前蘇聯(lián)15個聯(lián)盟成員國的面板數(shù)據(jù)為研究樣本，建立了隨機前沿超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型，測算了各聯(lián)盟成員國技術效率水平及其影響因素，發(fā)現(xiàn)各聯(lián)盟成員國的技術效率存在顯著差異，外商直接投資能夠提高國家間的技術效率水平。Kravtsova〔2008〕使用1998年5個轉型經(jīng)濟體國家的制造業(yè)截面數(shù)據(jù)，運用數(shù)據(jù)包絡分析方式方法〔DEA〕，分析得出外商直接投資對轉型經(jīng)濟體國家制造業(yè)技術效率的提升具有顯著正效應的結論。尹希果和陳剛〔2008〕以1986~2003年中國28個省級面板數(shù)據(jù)為研究樣本，運用數(shù)據(jù)包絡分析方式方法進行了分析，以為外商直接投資和國際貿易對中國生產(chǎn)率增長的促進作用不是具體表現(xiàn)出在技術效率的改善上，而是具體表現(xiàn)出在技術進步的提升上。Lin等〔2018〕使用2005~2006年中國31個省級面板數(shù)據(jù)，運用數(shù)據(jù)包絡分析方式方法進行了分析，發(fā)現(xiàn)FDI對技術進步和技術效率均有促進作用，但其對技術進步的影響程度不及技術效率。羅良文和闞大學〔2020〕基于1987~2018年中國29個省、自治區(qū)、直轄市的面板數(shù)據(jù)，運用數(shù)據(jù)包絡分析方式方法，測算了東、中、西三大地區(qū)的技術效率指數(shù)和技術進步指數(shù)，發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)的進出口貿易、FDI均對技術效率和技術進步具有顯著的正效應，但對技術效率的影響要小于技術進步，而中、西部地區(qū)的進出口貿易、FDI則提升了技術效率，抑制了技術進步。不難看出，以上學者對于國際貿易、外商直接投資與技術效率關系的研究主要集中在兩個方面：一是使用隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)〔SFA〕進行技術效率分析，二是使用數(shù)據(jù)包絡分析方式方法〔DEA〕進行非參數(shù)前沿模型的構建和應用。然而，學者們在分析的經(jīng)過中忽視了下面兩點內容：〔1〕在使用隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)進行分析時，對于生產(chǎn)函數(shù)能否存在技術進步存在分歧，②一般都是在使用C-D生產(chǎn)函數(shù)時假設不存在技術進步，而在使用超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)時又假設存在技術進步，很少有人針對生產(chǎn)函數(shù)能否存在技術進步進行假設檢驗，進而導致估計結果與現(xiàn)實存在偏差；〔2〕在使用數(shù)據(jù)包絡分析方式方法進行非參數(shù)模型的構建和應用時，假設生產(chǎn)前沿面是固定的，這就忽略了樣本之間的差異性，沒能考慮統(tǒng)計噪聲的影響，而且不得不放棄一些樣本觀測值，進而導致觀察結果的不穩(wěn)定性。本文使用1987~2020年我們國家29個省〔自治區(qū)、直轄市〕的面板數(shù)據(jù)，深切進入分析了國際貿易、外商直接投資對技術效率變遷的影響程度?！?〕鑒于當下對中國經(jīng)濟增長能否存在技術進步未達成一致意見，我們采用不考慮技術進步以及考慮技術進步因素的隨機前沿C-D生產(chǎn)函數(shù)進行分析，進而選擇最優(yōu)的測算方式方法。隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)法允許技術無效率的存在，并將全要素生產(chǎn)率的變化分解為生產(chǎn)可能性邊界的移動和技術效率的變化，這種方式方法比傳統(tǒng)的生產(chǎn)函數(shù)法更接近于生產(chǎn)和經(jīng)濟增長的實際情況。〔2〕采用隨機前沿分析法〔SFA〕，通過構建計量模型，實證分析國際貿易、外商直接投資對技術效率變遷的動態(tài)影響。與指數(shù)方式方法、DEA分析方式方法相比，SFA分析方式方法具有統(tǒng)計特性，能夠對模型本身和參數(shù)進行檢驗；還能夠建立隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，而生產(chǎn)前沿面本身是隨機的，這對于跨時期的面板數(shù)據(jù)而言，其研究結論比指數(shù)方式方法、DEA分析方式方法更接近于現(xiàn)實?！?〕在測算國際貿易、外商直接投資對全國技術效率變遷影響的同時，我們比擬了它們在各地區(qū)技術效率變遷中的奉獻大小。國內外學者尚未采用不考慮技術進步以及考慮技術進步因素的隨機前沿C-D生產(chǎn)函數(shù)，實證分析國際貿易、外商直接投資對技術效率變遷的影響，而通過本文的實證分析不僅能夠了解經(jīng)濟開放條件下技術進步在經(jīng)濟增長中能否得到有效轉化，以及國際貿易、外商直接投資在全國及各地區(qū)技術效率變遷中的奉獻大小，而且能夠為我們國家提高技術效率水平，制定相應的政策措施提供參考根據(jù)。本文其余部分的內容布置如下：第二部分介紹了本文使用的數(shù)據(jù)和變量；第三部分簡單介紹了隨機前沿分析方式方法，構建了不考慮技術進步及考慮技術進步因素的隨機前沿C-D生產(chǎn)函數(shù)模型；第四部分給出了實證估計結果，并進行了具體分析；第五部分給出了研究結論，并提出了政策建議。二、數(shù)據(jù)講明與統(tǒng)計描繪敘述考慮到本文的研究重點是估算全國及區(qū)域性技術效率水平，進而分析國際貿易、外商直接投資對技術效率變遷的影響程度，為了科學反映我們國家不同區(qū)域的社會經(jīng)濟發(fā)展情況，我們根據(jù)2018年6月國家統(tǒng)計局的劃分辦法，將我們國家的經(jīng)濟區(qū)域劃分為東北、東部、中部和西部地區(qū)。華而不實，東北地區(qū)包括黑龍江、吉林和遼寧，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、海南、臺灣、香港和澳門，中部地區(qū)包括山西、河南、湖北、湖南、安徽和江西，西部地區(qū)包括內蒙古、寧夏、新疆、甘肅、陜西、重慶、四川、貴州、云南、廣西、青海和西藏。由于臺灣、香港、澳門、青海和西藏的部分變量數(shù)據(jù)存在嚴重缺失，故排除以上5個省〔地區(qū)〕，保存其余29個省〔自治區(qū)、直轄市〕供本文研究使用。研究數(shù)據(jù)主要來源于(新中國60年統(tǒng)計資料匯編〕、(中國統(tǒng)計年鑒〕、(中國勞動統(tǒng)計年鑒〕、(中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒〕以及中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。對于時間區(qū)間的選擇，我們主要基于下面三點進行判定：一是海南省和重慶市缺失1986年及以前年份的進出口貿易數(shù)據(jù)，北京市缺失1986年及以前年份的外商直接投資數(shù)據(jù)；二是參考了部分國內學者采用的基本通用區(qū)間〔袁鵬等，2005；尹希果、陳剛，2008；羅良文、闞大學，2020〕；三是由于各省區(qū)尚未頒布2020年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，故時間跨度選為1987~2020年?；跀?shù)據(jù)的可獲得性以及參考相關研究文獻〔Parameswaran，2002；袁鵬等，2005；Henryetal，2018；Arazuradovetal.2020〕，我們選取國內生產(chǎn)總值〔〕作為各省區(qū)經(jīng)濟增長的產(chǎn)出指標，選取勞動力人數(shù)〔L〕、物質資本存量〔K〕、人力資本存量〔H〕三個生產(chǎn)要素作為投入變量，③選取進口總額占國內生產(chǎn)總值的比重〔IM/〕、出口總額占國內生產(chǎn)總值的比重〔EX/〕、外商直接投資占全社會固定資產(chǎn)投資總額的比重〔FDI/INV〕作為測算變量。為了測算準確，我們對數(shù)據(jù)進行了相應處理?！?〕各省區(qū)國內生產(chǎn)總值按各年度平減指數(shù)折算成以1987年不變價格計算的實際國內生產(chǎn)總值，以消除價格變動帶來的影響?！?〕勞動力人數(shù)是指16周歲及以上從事一定社會勞動并獲得經(jīng)營收入或勞動報酬的人員，此處等價于就業(yè)人數(shù)。〔3〕物質資本存量無法直接從現(xiàn)有統(tǒng)計資料中獲得，但有部分研究者對物質資本存量進行了合理估算，借鑒前人的研究成果，本文給出了基于永續(xù)盤存法的計算物質資本存量的基本公式：Kit=Kit-1〔1-it〕+Iit。華而不實，Kit、Iit分別表示第i個省份第t年的物質資本存量、全社會固定資產(chǎn)投資總額；it表示各省的經(jīng)濟折舊率，參考張軍等〔2004〕的研究成果，這里將其統(tǒng)一規(guī)定為9.6%；對于基年物質資本存量確實定，我們采用了國內外通用的做法〔Hall＆Jones，1999；Young，2003；張軍、章元，2003〕，即1987年各省區(qū)的物質資本存量=1987年各省區(qū)的全社會固定資產(chǎn)投資總額〔/各省區(qū)1987年至1992年全社會固定資產(chǎn)投資總額增長的幾何平均數(shù)+經(jīng)濟折舊率〕，然后根據(jù)上述計算公式，將各省區(qū)的物質資本存量按平減指數(shù)折算成以1987年不變價格計算的實際物質資本存量?！?〕人力資本存量無法直接從現(xiàn)有統(tǒng)計資料中獲得，罷了有研究提供了很多可供借鑒的方式方法，如受教育年限法、當期價值法、將來收入現(xiàn)值法、成本法等，但這些計量方式方法都存在一些弊端，故我們采用國內外研究的常用做法，用平均受教育年限表示人力資本存量水平〔Henryetal.，2018；王維國、顏敏，2008〕，將受教育程度分為未上過學、小學、初中、高中、大專及以上五個層次。④人力資本存量的基本計算公式為：Hit=51pithit。華而不實，Hit、pit、hit分別表示第i個省份第t年的人力資本存量、各受教育層次勞動力人數(shù)占總勞動力人數(shù)的比重、各受教育層次的平均受教育年限〔其取值分別為1、6、9、12、15.5〕。對于部分省份某些年度受教育年限的缺失數(shù)據(jù)，我們采用潘向東等〔2005〕的研究方式方法，用平移的方式方法獲得?！?〕進口總額占國內生產(chǎn)總值的比重〔IM/〕、出口總額占國內生產(chǎn)總值的比重〔EX/〕、外商直接投資占全社會固定資產(chǎn)投資總額的比重〔FDI/INV〕，均以當年價格計算。各變量及其統(tǒng)計性描繪敘述如表1所示?！颈?.略】三、計量經(jīng)濟分析方式方法與模型構建Aigner〔1977〕、Meeusen和Broeck〔1977〕、Bat－tese和Corra〔1977〕同時提出了隨機前沿分析方式方法〔SFA〕，其模型的基本形式為：Y=〔fX；〕exp〔V-U〕〔1〕華而不實，Y代表經(jīng)濟的產(chǎn)出水平，X代表一組要素投入變量，代表一組待估參數(shù)；exp〔V-U〕為復合誤差項，V為影響生產(chǎn)的隨機因素，ViidN〔0，2V〕；U〔非負〕表示僅對某個個體的沖擊，為技術無效率項，Ui.i.dN+〔M，2u〕。對方程式〔1〕兩邊分別取對數(shù)，則隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)能夠寫為如下式〔2〕：【2】由于技術進步經(jīng)常會導致經(jīng)濟關系十分是生產(chǎn)函數(shù)的變化，要研究一定時期內的生產(chǎn)效率問題，能夠在模型中參加時間因從來解釋技術進步對生產(chǎn)效率的影響。這樣，考慮技術進步因素的隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)就能夠寫為如下式〔3〕：【3】為了能夠準確地測算全國和四大區(qū)域的技術效率水平以及國際貿易、外商直接投資對技術效率變遷的影響程度，本文借鑒Battese和Coell〔i1995〕的模型原理，分別采用不考慮技術進步及考慮技術進步因素的隨機前沿C-D生產(chǎn)函數(shù)模型進行分析和比擬，進而選擇最優(yōu)的測算方式方法。在采用不考慮技術進步因素的隨機前沿C-D生產(chǎn)函數(shù)時，基于式〔2〕，能夠構建如下計量模型：【21】在采用考慮技術進步因素的隨機前沿C-D生產(chǎn)函數(shù)時，基于式〔3〕，能夠構建如下計量模型：【31】式〔2a〕和式〔3a〕中的Yit、Lit、Kit、Hit分別表示第i個省第t年的國內生產(chǎn)總值、勞動力人數(shù)、物質資本存量、人力資本存量，T為反映技術進步效應的時間變量，0為常數(shù)項，、1、2、3為一組待估參數(shù)，反映各投入要素的產(chǎn)出彈性。式〔2b〕和式〔3b〕中的TEit表示第i個省第t年的技術效率水平，其取值介于0~1之間。式〔2c〕和式〔3c〕中的Mit表示無效率生產(chǎn)函數(shù)，0為常數(shù)項，1、2、3為一組待估參數(shù)，反映進口總額、出口總額及外商直接投資總額對技術效率變遷的影響程度〔若1為負值，講明進口數(shù)額對技術效率變遷存在正效應；若1為正值，講明進口數(shù)額對技術效率變遷存在負效應。2和3的分析亦是如此〕。式〔2d〕和式〔3d〕中的也是待估參數(shù)，反映隨機擾動項中技術無效率所占的比重，其取值介于0~1之間。若接近于1，講明生產(chǎn)單元的實際產(chǎn)出與前沿產(chǎn)出的差距主要來源于技術無效率引起的損失；若接近于0，講明差距主要來源于統(tǒng)計誤差等外部因素；假如=0，講明無需使用隨機前沿分析，直接運用OLS對面板數(shù)據(jù)進行分析即可。四、模型估計結果與分析〔一〕模型設定檢驗在分析全國及四大區(qū)域國際貿易、外商直接投資對技術效率變遷的影響程度時，我們首先使用考慮技術進步因素的隨機前沿C-D生產(chǎn)函數(shù)。模型的統(tǒng)計結果顯示，全國、東部和西部地區(qū)最大似然比檢驗〔LR〕統(tǒng)計量均服從混合卡方分布，值分別為0.810、0.873、0.562，且各自的t值分別在5%、10%、10%的顯著性水平上通過了統(tǒng)計檢驗，講明在全國、東部和西部地區(qū)國內生產(chǎn)總值中，實際產(chǎn)出與可能的最大產(chǎn)出之間的差距主要來源于技術的非有效性，分別有81.0%、87.3%、56.2%的因素能夠用技術非效率來解釋，而隨機誤差的變異僅占19.0%、12.7%、43.8%。在對東北和中部地區(qū)進行分析時，我們也首先選擇了考慮技術進步因素的隨機前沿C-D生產(chǎn)函數(shù)。但模型的估計結果顯示，東部和中部地區(qū)的值分別為0.325、0.317，其各自的t值分別在10%的顯著性水平上未通過統(tǒng)計檢驗，講明考慮技術進步因素的隨機前沿C-D生產(chǎn)函數(shù)在統(tǒng)計上是不可靠的。因而，在分析上述兩個地區(qū)時，我們放棄了考慮技術進步因素的隨機前沿C-D生產(chǎn)函數(shù)，而選用不考慮技術進步因素的隨機前沿C-D生產(chǎn)函數(shù)進行分析。模型的估計結果顯示，東北和中部地區(qū)的最大似然比檢驗〔LR〕統(tǒng)計量均服從混合卡方分布，值分別為0.436、0.591，且各自的t值在1%的顯著性水平上通過了統(tǒng)計檢驗，講明東北和中部地區(qū)的技術非效率顯著存在，未考慮技術進步因素的隨機前沿C-D生產(chǎn)函數(shù)在統(tǒng)計上是可靠的，也是最優(yōu)的?！颈?】〔二〕生產(chǎn)要素的產(chǎn)出彈性從全國國內生產(chǎn)總值生產(chǎn)要素的產(chǎn)出彈性來看，技術進步為正值，講明技術進步在增長中得到了有效轉化，能夠提升產(chǎn)出效率。勞動力人數(shù)1、物質資本存量2、人力資本存量3均為正值，講明增加生產(chǎn)要素的投入亦能提升產(chǎn)出效率。但人力資本存量3要大于物質資本存量2和勞動力人數(shù)1，講明人力資本在我們國家經(jīng)濟增長中發(fā)揮了主要作用?！颈?】從四大區(qū)域國內生產(chǎn)總值生產(chǎn)要素的產(chǎn)出彈性來看，各區(qū)域生產(chǎn)要素投入的產(chǎn)出彈性差異不同顯著，講明區(qū)域間經(jīng)濟產(chǎn)出存在明顯的地域性差異不同，并非同質性構造體。詳細來講，東部和西部地區(qū)的技術進步在1%的顯著性水平上通過了統(tǒng)計檢驗，講明技術進步在該地區(qū)的增長中得到了有效轉化，對提高地區(qū)的產(chǎn)出效率具有積極的正向影響作用。由于東北和中部地區(qū)考慮技術進步因素的隨機前沿C-D生產(chǎn)函數(shù)在10%的顯著性水平上沒有通過統(tǒng)計檢驗，講明技術進步在該地區(qū)的增長中沒有得到有效轉化，其對地區(qū)產(chǎn)出效率的奉獻作用不明顯。東北、東部、中部和西部地區(qū)勞動力人數(shù)1、物質資本存量2和人力資本存量3均在1%的顯著性水平上通過了統(tǒng)計檢驗，講明在這些地區(qū)增加勞動力人數(shù)、物質資本存量和人力資本存量能夠提高產(chǎn)出效率水平。但是，從各區(qū)域生產(chǎn)要素投入的產(chǎn)出彈性大小來看，東北和中部地區(qū)人力資本存量在經(jīng)濟增長中起了主要作用，而東部和西部地區(qū)則是物質資本存量在經(jīng)濟增長中起了主要作用?！踩臣夹g效率變遷從表4中能夠看出，1987~2020年全國平均技術效率水平僅為0.770，講明全國技術效率水平不高，仍有很大的上升空間。詳細來講，東北和東部地區(qū)的平均技術效率分別為0.775、0.884，均高于全國平均水平；中部和西部地區(qū)的平均技術效率分別為0.711、0.710，均低于全國平均水平。華而不實，東部地區(qū)為最高，西部地區(qū)為最低，講明技術進步在增長中得到有效轉化的區(qū)域，其平均技術效率水平并不一定高，技術進步與技術效率在各地區(qū)間的表現(xiàn)并不一致?！颈?略.表5】從全國及四大區(qū)域技術效率水平的變動趨勢來看，1987~2020年全國及各地區(qū)的技術效率水平大體上呈現(xiàn)上升下降再上升再下降的趨勢。詳細來講，1987~1994年的技術效率呈上升趨勢，1995~2001年呈下降趨勢，2002~2007年再呈上升趨勢，2008~2020年又呈下降趨勢。華而不實，東部地區(qū)的技術效率水平增幅最快，由1987年的0.794上升到2020年的0.869，遠高于全國同期增幅，而東北、中部和西部地區(qū)則低于全國同期增幅?！菜摹硣H貿易、外商直接投資對技術效率變遷的影響基于全國層面的模型測算結果顯示，1987~2020年進口總額、出口總額和外商直接投資總額對技術效率損失的參數(shù)值1、2、3分別為-0.154、-0.508、-0.783，其t值均在1%的顯著性水平上通過了統(tǒng)計檢驗，講明進口總額、出口總額和外商直接投資總額的增加會提升技術效率水平。從參數(shù)值的大小來看，外商直接投資總額對技術效率變遷的影響最大，其次為出口總額，進口總額的影響最小，講明外商直接投資不僅為我們國家的經(jīng)濟增長提供了資金支持，而且?guī)砹讼冗M的管理和技術，對經(jīng)濟增長和技術效率水平的提升均具有重要作用；相對于進口貿易，出口貿易更有利于本國企業(yè)技術和知識創(chuàng)新，對提高技術效率水平的作用更大。從四大區(qū)域國際貿易、外商直接投資對技術效率變遷的影響來看，各區(qū)域國際貿易、外商直接投資對技術效率變遷的影響各不一樣?！?〕東北地區(qū)進口總額對技術效率損失的參數(shù)值1為-0.046，其t值在10%的顯著性水平上沒有通過統(tǒng)計檢驗，講明進口總額的增加對技術效率的促進作用不明顯；出口總額對技術效率損失的參數(shù)值2為0.855，其t值在1%的顯著性水平上通過了統(tǒng)計檢驗，講明出口總額的增加對技術效率具有顯著的負效應；外商直接投資總額對技術效率損失的參數(shù)值3為-0.803，其t值在1%的顯著性水平上通過了統(tǒng)計檢驗，講明外商直接投資總額的增加對技術效率具有促進作用?！?〕東部地區(qū)進口總額對技術效率損失的參數(shù)值1為-0.179，其t值在10%的顯著性水平上沒有通過統(tǒng)計檢驗，講明進口總額的增加對技術效率的促進作用不明顯；出口總額、外商直接投資總額對技術效率損失的參數(shù)值2、3分別為-0.597、-0.380，其t值在5%的顯著性水平上通過了統(tǒng)計檢驗，講明出口總額、外商直接投資總額的增加均能提高技術效率水平?！?〕中部地區(qū)進口總額、外商直接投資總額對技術效率損失的參數(shù)值1、3分別為-5.427、-5.119，其t值在1%的顯著性水平上通過了統(tǒng)計檢驗，講明進口總額、外商直接投資總額的增加對技術效率具有顯著的正效應；出口總額對技術效率損失的參數(shù)值2為1.141，