郭先枝

(湖北大學(xué) 商學(xué)院，湖北 武漢 430062)

自改革開放以來，中國(guó)外商直接投資的總量不斷增加，對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響也變得越來越大。眾所周知，外資的影響是兩面的。一方面，外資可以通過技術(shù)外溢效應(yīng)，提升中國(guó)國(guó)內(nèi)的生產(chǎn)效率，即全要素生產(chǎn)率，促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)。另一方面，外資的投入，對(duì)中國(guó)內(nèi)資企業(yè)無疑會(huì)產(chǎn)生“擠出”效應(yīng)，即通過對(duì)中國(guó)國(guó)內(nèi)資本和其他生產(chǎn)要素的占用、對(duì)中國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的壟斷，從而阻礙中國(guó)國(guó)內(nèi)投資的增加。江蘇省作為中國(guó)地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值排在前列的省份，也是引進(jìn)外資最多的地區(qū)之一，研究外資對(duì)江蘇省經(jīng)濟(jì)的影響作用，對(duì)今后如何利用外資有效促進(jìn)其他省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有借鑒和指導(dǎo)作用。

一、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

國(guó)內(nèi)外已有眾多學(xué)者對(duì)外商直接投資的技術(shù)外溢效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證研究。外商直接投資的技術(shù)外溢效應(yīng)的實(shí)證研究最早可追溯到Caves(1974)的研究，他利用擴(kuò)展的生產(chǎn)函數(shù)來檢驗(yàn)FDI變量與東道國(guó)生產(chǎn)率之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)對(duì)于澳大利亞的制造業(yè)，F(xiàn)DI存在顯著的技術(shù)外溢效應(yīng)。Aitken和Harrison選用委內(nèi)瑞拉制造業(yè)1976－1989年間的企業(yè)面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)在該國(guó)全國(guó)范圍內(nèi)存在普遍的負(fù)溢出效應(yīng)。Basant和Fikkert(1996)利用印度1974－1982年度廠商間數(shù)據(jù)的研究表明，技術(shù)的溢出對(duì)印度當(dāng)?shù)貜S商R＆D是非常重要的一種補(bǔ)充;同時(shí)Lall(1980)在對(duì)印度的研究中發(fā)現(xiàn)，某些“互補(bǔ)性行為”可以通過向后聯(lián)系產(chǎn)生外溢效應(yīng)，外資企業(yè)采購(gòu)的當(dāng)?shù)鼗瘜⒂兄谔岣弋?dāng)?shù)毓镜纳a(chǎn)效率，從而發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)于印度的卡車制造業(yè)有著技術(shù)外溢效應(yīng)。

在有關(guān)中國(guó)情況研究中，陳炳才(1998)和周解波(1998)卻對(duì)FDI的技術(shù)外溢效應(yīng)持懷疑態(tài)度，認(rèn)為FDI對(duì)于我國(guó)企業(yè)技術(shù)水平和競(jìng)爭(zhēng)力的提高沒有明顯的效果。沈坤榮和耿強(qiáng)(2001)建立的內(nèi)生增長(zhǎng)模型表明，相對(duì)于單純的技術(shù)引進(jìn)而言，F(xiàn)DI的外溢效應(yīng)對(duì)于我國(guó)企業(yè)技術(shù)水平的提高發(fā)揮著更大的作用。潘文卿(2003)認(rèn)為:外商直接投資對(duì)中國(guó)東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)與中部經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)的外溢效應(yīng)表現(xiàn)為正向。李廣眾等(2005)采用似然最大法對(duì)中國(guó)各地區(qū)19個(gè)制造行業(yè)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得出行業(yè)內(nèi)FDI溢出效應(yīng)為負(fù)而地區(qū)間溢出效應(yīng)為正的結(jié)論。

對(duì)上述相關(guān)文獻(xiàn)的分析，我們可以總結(jié)出FDI的技術(shù)外溢作用機(jī)制有三種途徑:競(jìng)爭(zhēng)與示范、產(chǎn)業(yè)聯(lián)系和人力資本流動(dòng)。目前研究存在的不足主要體現(xiàn)在學(xué)者們的研究主要集中在國(guó)家的層面，盡管國(guó)內(nèi)的一部分學(xué)者對(duì)地區(qū)進(jìn)行了一定分類，但很少集中在某個(gè)省份的專門研究，忽視具體地區(qū)的實(shí)際情況，不利于分析外商直接投資的技術(shù)外溢效應(yīng)，也不利于因地制宜的制定吸引外資的政策。本文通過對(duì)江蘇省制造業(yè)2001－2009年27個(gè)行業(yè)的全要素生產(chǎn)率的實(shí)證研究，為江蘇省制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高尋找解決路徑和依據(jù)。

二、模型的設(shè)定與數(shù)據(jù)來源

(一)全要素生產(chǎn)率模型的設(shè)定

基于外商直接投資通過競(jìng)爭(zhēng)與示范、產(chǎn)業(yè)聯(lián)系、人力資本流動(dòng)可以影響東道國(guó)企業(yè)的技術(shù)水平。本文假定外商直接投資產(chǎn)生的技術(shù)外溢影響我國(guó)全要素生產(chǎn)率的重要因素，從而建立模型如下:

(1)式中FDIit為江蘇省第t年第i行業(yè)外資企業(yè)人均固定資產(chǎn)凈值。γ為外資與內(nèi)資相比的相對(duì)生產(chǎn)率彈性系數(shù)，反映外資促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的直接作用。對(duì)(1)式取對(duì)數(shù)，得:

經(jīng)濟(jì)的開放度在一定程度上會(huì)迫使企業(yè)加強(qiáng)競(jìng)爭(zhēng)力，從而加強(qiáng)對(duì)外商直接投資技術(shù)外溢的吸納能力。為了更好研究外商直接投資產(chǎn)生的技術(shù)外溢影響我國(guó)全要素生產(chǎn)率的重要因素，模型(2)引入經(jīng)濟(jì)開放度OPEN的概念，將經(jīng)濟(jì)開放度OPEN與外商直接投資FDI的交叉項(xiàng)OPEN*Ln(FDIit)也作為解釋變量，模型變?yōu)?

(二)數(shù)據(jù)來源

本文依據(jù)江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒2001－2009年制造業(yè)27個(gè)行業(yè)的各行業(yè)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)。外資數(shù)據(jù)選自制造業(yè)各行業(yè)外商投資和港澳臺(tái)商投資工業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)，內(nèi)資企業(yè)的數(shù)據(jù)為規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)減去外商投資和港澳臺(tái)商投資工業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)。由于統(tǒng)計(jì)年鑒上所列數(shù)據(jù)均以當(dāng)年價(jià)格計(jì)算的名義值，其中包含了價(jià)格變動(dòng)的影響，為了消除價(jià)格波動(dòng)的影響，本文采用了必要的價(jià)格調(diào)整。

Yit為江蘇省第t年第i行業(yè)內(nèi)資企業(yè)工業(yè)增加值，并以2001年物價(jià)指數(shù)為基期，進(jìn)行平減的工業(yè)增加值。

Kit為江蘇省第t年第i行業(yè)內(nèi)資企業(yè)固定資產(chǎn)凈值。資產(chǎn)總計(jì)減去流動(dòng)資產(chǎn)年平均余額作為固定資產(chǎn)存量。通過經(jīng)驗(yàn)的折舊率計(jì)算固定資產(chǎn)凈值，即永續(xù)盤存法。以內(nèi)資企業(yè)各行業(yè)內(nèi)各年的固定資產(chǎn)年末余值之差作為當(dāng)年的固定資產(chǎn)投資。當(dāng)年投資固定資產(chǎn):△kt=kt－(1－σ)kt－1。調(diào)整過程中，本文將折舊率σ取9.6%。設(shè)第t年固定資產(chǎn)投資的價(jià)格指數(shù)為Pt，第t期固定資產(chǎn)凈值:

Lit為江蘇省第t年第i行業(yè)內(nèi)資企業(yè)的從業(yè)人員。

FDIit為江蘇省第t年第i行業(yè)當(dāng)年的外資企業(yè)的人均固定資產(chǎn)凈額。通過外資企業(yè)各行業(yè)的固定資產(chǎn)凈額除以各行業(yè)的從業(yè)人員得到。

OPEN為江蘇省經(jīng)濟(jì)的開放度。以江蘇省各年進(jìn)出口總額除以江蘇省各年工業(yè)增加值為標(biāo)準(zhǔn)。各年進(jìn)出口總額以各年人民幣兌美元平均匯率進(jìn)行調(diào)整。

三、江蘇省制造業(yè)各行業(yè)全要素生產(chǎn)率的衡量

為了分析江蘇省制造業(yè)27個(gè)行業(yè)內(nèi)資企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)的變動(dòng)情況，本文采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析方法。我們假設(shè)內(nèi)資企業(yè)各行業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為兩要素的C－D生產(chǎn)函數(shù):

(4)式中 Yit、Kit、Lit分別代表第 i個(gè)行業(yè)第 t年內(nèi)資企業(yè)的總產(chǎn)值、內(nèi)資企業(yè)資本的投入、內(nèi)資企業(yè)勞動(dòng)的投入，參數(shù)α、β分別是內(nèi)資企業(yè)資本與內(nèi)資企業(yè)勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性，Ait為效率系數(shù)，是技術(shù)進(jìn)步水平的反映，即代表第i行業(yè)第t年內(nèi)資企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

對(duì)(4)式取對(duì)數(shù)變形后得到函數(shù)形式為:

由于每個(gè)行業(yè)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)只有9個(gè)(2001－2009年)，如果我們采用每個(gè)行業(yè)數(shù)據(jù)單獨(dú)回歸，可能因?yàn)闃颖救萘啃?，?dǎo)致自由度過小，從而個(gè)別回歸結(jié)果不準(zhǔn)確。因此，本文假定27個(gè)行業(yè)有相同的資本和勞動(dòng)產(chǎn)出彈性，采用27個(gè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)做回歸。又因?yàn)镃－D生產(chǎn)函數(shù)模型假設(shè)要素替代彈性為1，在計(jì)量結(jié)果估計(jì)中，如果α+β=1，即規(guī)模報(bào)酬不變，可通過產(chǎn)出彈性的估計(jì)值直接計(jì)算全要素生產(chǎn)率。如果α+β≠1，不符合規(guī)模報(bào)酬不變的假設(shè)，則需要進(jìn)行正規(guī)化處理:

根據(jù)(5)式，利用江蘇省內(nèi)資企業(yè)制造業(yè)27個(gè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用混合OLS方法，求得回歸方程，通過正規(guī)化處理為:

根據(jù)(4)式，求得技術(shù)水平的函數(shù)表達(dá)式為Ait=即可求出全要素生產(chǎn)率Ait:

通過回歸估計(jì)，可以得出江蘇省2001－2009年內(nèi)資企業(yè)各行業(yè)全要素生產(chǎn)率的變化情況如表1。從表中可以看出江蘇省內(nèi)資企業(yè)各行業(yè)全要素生產(chǎn)率呈逐漸上升趨勢(shì)(除家具制造業(yè)波動(dòng)較大外)，即從2001－2009年，內(nèi)資企業(yè)全要素生產(chǎn)率逐漸提高。

表1 內(nèi)資企業(yè)各行業(yè)全要素生產(chǎn)率

四、全要素生產(chǎn)率模型回歸結(jié)果及分析

(一)固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)兩種估計(jì)方法的估計(jì)結(jié)果

鑒于采用混合OLS估計(jì)方法中，沒有考慮非觀測(cè)效應(yīng)與解釋變量相關(guān)的情形，從而導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果是非一致、無偏。為了消除解釋變量可能是內(nèi)生性的情況，本文采用固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)兩種估計(jì)方法。通過(8)式的全要素生產(chǎn)率，運(yùn)用江蘇省2001－2009年制造業(yè)27個(gè)行業(yè)的數(shù)據(jù)，采用固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)兩種估計(jì)方法，對(duì)模型(3)的估計(jì)結(jié)果，見表2。從估計(jì)結(jié)果可知，固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)兩種估計(jì)方法給出的Ln(FDI)、OPEN*Ln(FDI)的系數(shù)大體類似。自變量在5%顯著性檢驗(yàn)水平上都拒絕原假設(shè)，即自變量對(duì)因變量的影響都是顯著的。Ln(FDI)變量系數(shù)為正，說明江蘇省的制造業(yè)中外資直接促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，從而外商直接投資參與程度的加大，有利于江蘇省制造業(yè)的技術(shù)水平的提高。OPEN*Ln(FDI)的系數(shù)為正，表明經(jīng)濟(jì)開放度技術(shù)進(jìn)步的重要因素，促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高。

表2 全要素生產(chǎn)率的估計(jì)結(jié)果

(二)Hausman檢驗(yàn)

對(duì)于隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)方法和固定效應(yīng)估計(jì)方法，本文采用Hausman檢驗(yàn)，檢驗(yàn)兩種估計(jì)方法的自變量系數(shù)的統(tǒng)計(jì)顯著差別，從而在隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)方法和固定效應(yīng)估計(jì)方法中選擇一種更適合本文的估計(jì)方法。檢驗(yàn)結(jié)果如表3，通過Hausman檢驗(yàn)可以看出隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)方法和固定效應(yīng)估計(jì)方法兩種方法間不存在顯著的差異，即非觀測(cè)效應(yīng)與解釋變量不存在相關(guān)性，故本文選擇隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)方法?；貧w方程為:Ln(Ait)=0.65+0.22OPEN*Ln(FDIit)+0.21Ln(FDIit)。

從回歸結(jié)果看，R2=0.4647，說明解釋變量能解釋部分因變量的方差。顯著為正的Ln(FDI)的系數(shù)說明江蘇省制造業(yè)的外商直接投資促進(jìn)了江蘇省制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。OPEN*Ln(FDI)系數(shù)為正則表明通過經(jīng)濟(jì)開放度的提高，從而加強(qiáng)行業(yè)內(nèi)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，迫使企業(yè)提高生產(chǎn)效率。

表3 Hausman檢驗(yàn)

五、結(jié)論及政策建議

本文研究結(jié)果表明，江蘇省外商直接投資存在顯著技術(shù)外溢效應(yīng)。FDI每提高1%，其他條件不變情況下，全要素生產(chǎn)率將提高約0.21%。另外，當(dāng)經(jīng)濟(jì)開放度提高時(shí)，會(huì)促進(jìn)外商直接投資的技術(shù)外溢效應(yīng)。經(jīng)濟(jì)開放度每提高一單位，會(huì)促進(jìn)FDI的技術(shù)外溢提高約0.22%，從而促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高。又FDI的技術(shù)外溢主要通過三個(gè)渠道:競(jìng)爭(zhēng)、產(chǎn)業(yè)聯(lián)系和人力資本流動(dòng)，從而導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率的提高;另外，經(jīng)濟(jì)開放度的提高，能促進(jìn)FDI技術(shù)的外溢效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)開放度的提高主要依賴于國(guó)際市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)力，只有增加本地企業(yè)在國(guó)際市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)力，地區(qū)經(jīng)濟(jì)開放度才能得以提高。可見，提高全要素生產(chǎn)率，可從三方面考慮:第一，加強(qiáng)江蘇省的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)。通過在同一行業(yè)內(nèi)引進(jìn)多家跨國(guó)公司，因?yàn)榭鐕?guó)公司之間競(jìng)爭(zhēng)勢(shì)必導(dǎo)致各跨國(guó)公司為了維護(hù)自身的利益，加快新產(chǎn)品與新技術(shù)的開發(fā)與應(yīng)用，最終加快技術(shù)向江蘇省省內(nèi)企業(yè)的滲透。第二，加強(qiáng)外資與江蘇省內(nèi)企業(yè)的產(chǎn)業(yè)聯(lián)系。通過吸引那些具有較強(qiáng)產(chǎn)業(yè)聯(lián)系效應(yīng)的跨國(guó)公司進(jìn)入，并積極引導(dǎo)其進(jìn)行生產(chǎn)、經(jīng)營(yíng)與研究的當(dāng)?shù)鼗訌?qiáng)與國(guó)內(nèi)企業(yè)的前向與后向聯(lián)系，從而帶來更多的技術(shù)外溢效應(yīng)。第三，增強(qiáng)江蘇省內(nèi)資企業(yè)的就業(yè)吸引力。通過防止內(nèi)資企業(yè)人才向外資企業(yè)的逆向流失，提高對(duì)技術(shù)人才、管理人才的就業(yè)吸引力，引導(dǎo)人力資本向江蘇省內(nèi)資企業(yè)的流動(dòng)。

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