外商直接投资的技术溢出效应分析

来源:用户上传      作者: 赵　煜

　　摘要：文章整理了1999到2003年我国31个省市的面板数据，并以此为基础进行了初步的计量分析。实证结果表明：存在外商直接投资的技术溢出效应。文章进一步采用回归分析，比较了外商直接投资的技术溢出效应对东部、西部、中部三个地区的效应影响，结果表明溢出效应的强弱与地区经济发展水平有正相关的关系。
　　关键词：外商直接投资（FDI）；面板数据（panel）
　　
　　一、对FDI研究的基本假设
　　
　　从开始研究FDI至今，我国学者的大部分研究都借鉴了外国学者的模型和方法。综合来看，运用的模型主要有单方程计量模型、联立方程组模型，同时也有调查问卷、案例分析等。研究的内容包括基于行业、地区、企业技术吸收能力等层面的溢出效应分析。部分学者认为我国FDI存在着正的溢出效应；部分学者认为溢出效应不明显，同时溢出效应和挤出效应同时存在。
　　由于我国学者选取的大多数是我国工业部门的数据，并且没有一个共识的检验方法存在，所以每个研究者在模型选择上的不同，指标选择上的不同，会造成结论的差异性。笔者提出如下假设：第一，外商直接投资对于内资部门的产出有正的溢出效应；第二，这种溢出效应在不同的地区存在显著的差异性，经济越发达的地区的溢出效应相对越明显。以下是具体的数据分析。
　　
　　二、关于FDI溢出效应的计量分析
　　
　　（一）数据来源
　　本文使用《中国统计年鉴》（2000～2004），31个省、自治区、直辖市从1999～2003年，共计5年155个工业数据来分析外商直接投资带来的技术溢出效应。
　　在分组处理时，将31个省市划分成东部、中部、西部三个区域，划分如下――东部：北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、山东、浙江、福建、海南、广东、广西，共12个省份；中部：黑龙江、山西、内蒙古、吉林、安徽、江西、河南、河北、湖南，共9个省份；西部：西藏、四川、重庆、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆，共10个省份。
　　（二）变量选择和处理
　　对所知用的主要名词、变量及其含义界定如下：
　　1、相关名词含义界定。（1）工业：使用的数据均为统计年鉴上的工业企业数据，根据统计年鉴的解释，工业指从事自然资源的开采，对采掘品和农产品进行加工和再加工的物质生产部门。（2）外商直接投资（FDI）：在本文中是指“三资”企业，即港、澳、台商投资企业和外资企业的总称。在数据中运用的是统计年鉴中“三资”工业企业的各种指标。（3）技术溢出：是指在贸易或其他经济行为中，先进技术拥有者有意识或无意识地转让或传播他们的技术，包括国际技术溢出、国内技术溢出、行业间技术溢出、行业内技术溢出等几种形式。
　　2、相关变量选取与界定。（1）内资（Kn）/外资（Kf）工业部门的资本存量。Kf选取年鉴中各地区三资企业的“资产总计”来衡量。Kn=K-Kf，其中：K表示全部国有及规模以上非国有工业企业的“资产总计”。（2）内资（Yn）/外资（Yf）工业部门的总产值。Yf选取年鉴中各地区三资企业的“总产值”来衡量。Yn=Y-Yf，其中：Y表示全部国有及规模以上非国有工业企业的“总产值”。（3）内资（Ln）/外资（Lf）工业部门的劳动力数量。由于对于劳动量的统计，只有2004年及以后的年鉴才直接列明此项，所以在本文中，对于劳动力的数量的统计，我们根据劳动生产率的计算原理，利用工业增加值和全员劳动生产率的比值计算得出：Lf=外资部门工业增加值/外资部门全员劳动生产率，Ln=总就业人数-外资部门就业人数。同时为了消除通货膨胀等因素的影响，通过运用生产指数把数据处理为以1999年为基期的数据。
　　（三）模型的选择
　　与大部分现有研究的分类方法一样，本文也将整个经济划分为内资和外资两个部门，由于本文的数据所限，针对地区层面上研究，只能将一个地区整体的工业部门作为一个整体考虑。在模型设定上，本文借鉴了严兵（2006）的研究方法，以内资部门的产出（Yn）作为因变量，把内外资部门的资本存量（Kn/Kf）以及内资部门的劳动力数量（Ln）作为自变量。
　　假设全部产业的投入产出过程服从下面的生产函数：
　　
　　为了减小变量中存在的异方差，我们对Kn、Kf、Ln作自然对数变换。
　　
　　其中：α表示内资企业资本的边际产出弹性；
　　β表示外资企业资本对内资企业的边际产出弹性；
　　γ表示内资企业劳动的边际产出弹性。
　　μ表示误差项，我们假设μ～N（0，δ2）。
　　（四）数据分析
　　在面板数据中，常常要面临在常截距模型和变截距模型中进行选择。我们用的斜方差检验。用文中数据的F检验值与临界值进行比对，如果在5%显著水平下小于临界值则接受零假设，反之则拒绝零假设。进一步，我们进行Hausman检验，在随机效应和固定效应之间进行选择。因为EViews3.1没有直接给出检验的命令，所以利用程序进行检验。计量结果显示如表1所示。
　　按照这一结果，比对Hausman检验的临界值，零假设在1%的显著性水平下被拒绝，因此我们采用固定效应的面板模型（H0：选择随机效应模型）。
　　1、基于国家层面上的外商投资的技术溢出效应分析。在1999年到2004年期间，我国31个省市工业部门的产出相关影响因素在总体上表现是一致的，不同地区间的差异不明显；我们通过实际回归发现在常截距模型和变截距模型中，选择常截距模型进行整体回归的效果更好，回归结果如下：
　　
　　从回归结果看到，各项检验指标都通过了检验，但DW值相对比较低，对于面板数据来说，可能在数据中存在着自相关现象。检验结果的系数表明，1999年到2003年期间，外商直接投资对我国工业部门的技术溢出效应为正，符合我们的假说和预期。总体上看，外资工业部门的资产增加1%，可以带动内资工业部门的产出增加0.1017个百分点。对于内资部门的产出来说，最主要的贡献还是内资部门的资本，内资企业资本的边际产出弹性为0.7857；劳动的边际产出弹性为0.2859。对比来说，外资本部门的溢出效应比较小。
　　2、基于地域层面上的外商投资的技术溢出效应分析。由于历史的原因，造成了我国东、西、中部地区发展的不平衡，我们考虑在技术溢出效应时，会不会因为地区的原因有所不同，按照中国经济年鉴的分组方式，我们分成三组进行回归检验。检验结果报告如表2所示。对于回归结果，从表格中我们可以直观的看到，基本所有的系数都通过了10%下显著性水平的检验。东、中、西部的FDI技术溢出效应存在着很大的差异。这一点符合我们的第二点假说。
　　3、计量结果的解释。对于东部地区，技术溢出的效应非常明显，外资工业部门的资产每增加1%，可以带动内资工业部门的产出增加0.2925个百分点。但是我们看到，内资部门劳动力的边际产出为负效应，这与我们的预期相反。要对这一结果进行合理解释，就要考虑到我国的实际国情。作为在改革开放大潮中第一批发展起来的珠三角，以及后来的长三角，甚至目前已知再讨论中的环渤海“大北京”经济圈，都属于我国东部地区。这些地区经济发达，也是我国改革开放后最早接受外商投资的地区。外资的进入对于我国经济的快速发展和GDP的增长起到了非常重要的作用；同时作为引进现代技术、观念、服务的载体，使我国内资企业在生产技术水平、管理水平、创新研发等方面都得到了相当程度的提高，东部地区有着明显的技术溢出效应。同时，因为外商投资企业都是大都资本密集型的企业，所以我们预计可能会对劳动力需求产生一个“挤出”效应，这还需要下一步的实证分析。对于西部地区的溢出效应不明显，外资部门资本的对内资部门的边际产出弹性是0.0752。与此同时，对西部地区来说，内资部门劳动力和资金的边际产出效果非常明显。我们考虑到可能是由于政策、地理位置、经济水平等多重因素，外商投资相对来说较少；同时内资企业的技术水平比较低，竞争能力和学习能力都比较弱，吸收外资企业的技术、管理的水平比较弱，所以溢出效果不明显。对于中部地区的溢出效应明显小于东部地区，外资部门资本的对内资部门的边际产出弹性是0.1209。但是我们看到，对中部地区来说，内资部门劳动力和资金的边际产出效果非常明显。对比东中部地区，我们发现，随着国家支持力度的增强，中部地区的经济发展正处在一个上升的阶段，外资对于中部地区的作用也在逐步的加强。
　　
　　三、结论
　　
　　研究表明，从国家整体层面上进行分析存在比较比较明显的正的技术溢出效应。
　　分组检验表明，只有经济发展到一定的阶段，溢出效应才会比较明显。这个结果说明，我国东、中、西的经济阶梯状情况，就是典型的效率优先的结果。效率优先，引发了经济的不平衡，地区经济间发展趋异，是一种“发展趋异”的马太效应。随着地区经济的发展，招商引资的增强，正溢出效应的存在，又会演变成一种“发展趋同”马太效应。
　　
　　参考文献：
　　1、姚立民.独资与合资方式的技术溢出效果分析[J].国际贸易问题,2005(10).
　　2、严兵.外商直接投资行业内溢出效应及相关影响因素分析[J].经济评论,2006(1).
　　3、包群,赖明勇.中国外商直接投资与技术进步的实证分析[J].经济评论,2002(6).
　　4、何春燕,钟惠中.FDI对我国技术溢出效应及其提升策略[J].商业研究,2005(17).
　　5、周雁,齐中英.基于不同特征FDI的溢出效应比较研究[J].中国软科学,2005(2).
　　（作者单位：恒丰银行济南市分行）
　　注：“本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文。”

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