蘇 楠 宋來(lái)勝

（1．中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430073；2．湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院 經(jīng)濟(jì)學(xué)系，湖北 武漢 430205）

一、引言

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)整體勞動(dòng)生產(chǎn)率增速位居全球前列，遠(yuǎn)高于印度等發(fā)展中國(guó)家同期增長(zhǎng)水平。對(duì)于中國(guó)制造業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，一般認(rèn)為其主要來(lái)源于外商直接投資的外部作用或溢出，還有部分是通過(guò)技術(shù)轉(zhuǎn)讓等途徑獲得［1］。然而實(shí)證研究的結(jié)果并不一致，對(duì)于外商直接投資是否存在對(duì)東道國(guó)內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)溢出目前沒(méi)有統(tǒng)一的結(jié)論。諸多學(xué)者的研究結(jié)果表明存在正效應(yīng)，理由是外資企業(yè)的進(jìn)入提高了當(dāng)?shù)貎?nèi)資企業(yè)或東道國(guó)同一部門(mén)的勞動(dòng)生產(chǎn)率［2］。但最新的研究表明外商直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng)并不明顯，甚至為負(fù)，即外資企業(yè)的存在對(duì)本地企業(yè)的生產(chǎn)率并沒(méi)有明顯影響，甚至降低了本地企業(yè)生產(chǎn)率，這說(shuō)明FDI的溢出效應(yīng)并不是一個(gè)自動(dòng)得到的結(jié)果。既然是這樣，東道國(guó)的哪些條件會(huì)影響FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的大小？不少學(xué)者從不同角度研究了影響東道國(guó)對(duì)FDI吸收能力的因素，也得出許多不同結(jié)論。Ozawa認(rèn)為技術(shù)溢出的過(guò)程如果以運(yùn)行良好的市場(chǎng)為基礎(chǔ)將更有效，在此條件下能確保競(jìng)爭(zhēng)和減少市場(chǎng)扭曲，增強(qiáng)企業(yè)之間的知識(shí)交流［3］。Smarzynska強(qiáng)調(diào)產(chǎn)權(quán)的作用，特別是知識(shí)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)，對(duì)于吸引高技術(shù)FDI流入十分重要，如果一個(gè)國(guó)家的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)缺乏力度，則外國(guó)企業(yè)只愿意進(jìn)行低技術(shù)項(xiàng)目投資，這將減少技術(shù)溢出從而降低本地企業(yè)生產(chǎn)率提高的效果［4］。最近的研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對(duì)本地企業(yè)生產(chǎn)率的正向效應(yīng)依賴于東道國(guó)金融部門(mén)的發(fā)展程度，Alfaro提出證據(jù)支持了這一觀點(diǎn)［5］。這一結(jié)論對(duì)于金融監(jiān)管比較嚴(yán)格、金融發(fā)展水平比較低的中國(guó)是否適合？目前金融部門(mén)在FDI技術(shù)溢出與內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率提高之間起到了多大的聯(lián)結(jié)作用？存不存在技術(shù)溢出正（負(fù)）效應(yīng)的金融發(fā)展臨界值？這些問(wèn)題都需要我們做進(jìn)一步的研究。

二、文獻(xiàn)綜述

金融發(fā)展對(duì)FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響可以從兩個(gè)方面考察：一方面是金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)體系的整體影響；另一方面單獨(dú)從FDI技術(shù)溢出的角度考慮，金融體系在其中起到的作用，兩個(gè)方面相互關(guān)聯(lián)。首先從整體經(jīng)濟(jì)角度，Levine認(rèn)為金融市場(chǎng)發(fā)展可以為資源配置提供便利條件，信息更加通暢，從而提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［6］。Greenwood和Jovanovic認(rèn)為高效率的金融體系可以將社會(huì)閑置資金集中進(jìn)行項(xiàng)目投資，并且監(jiān)督職能相對(duì)更專業(yè)化，從而提高項(xiàng)目效率，進(jìn)而提高企業(yè)利潤(rùn)［7］。從金融發(fā)展對(duì)FDI技術(shù)溢出這個(gè)特定角度來(lái)看，國(guó)外學(xué)者從理論和實(shí)證方面做了大量研究。Choong用GMM方法檢驗(yàn)了95個(gè)國(guó)家金融市場(chǎng)對(duì)FDI技術(shù)溢出吸收能力的影響，他證實(shí)金融市場(chǎng)發(fā)展對(duì)東道國(guó)FDI吸收能力具有正向促進(jìn)作用［8］。在Hermes和Lensink的研究中，F(xiàn)DI被定義為創(chuàng)新成本的函數(shù)，當(dāng)創(chuàng)新成本下降時(shí)，由于創(chuàng)新的價(jià)格更低，F(xiàn)DI流入會(huì)增加，外企向本地企業(yè)的技術(shù)轉(zhuǎn)移將更多，金融部門(mén)的發(fā)展提高了東道國(guó)內(nèi)資企業(yè)的創(chuàng)新速度和FDI的技術(shù)溢出［9］。álvaro等認(rèn)為本地企業(yè)會(huì)向跨國(guó)公司在東道國(guó)的子公司學(xué)習(xí)，在發(fā)生技術(shù)轉(zhuǎn)移情況下，本地企業(yè)會(huì)利用獲得的新技術(shù)建立新企業(yè)。而新企業(yè)的建立需要風(fēng)險(xiǎn)投資，假定從國(guó)內(nèi)金融市場(chǎng)借貸，如果因?yàn)榻鹑诓块T(mén)的發(fā)展不夠充分導(dǎo)致借貸成本過(guò)高，則新企業(yè)有可能無(wú)法建立，技術(shù)轉(zhuǎn)移將中斷［10］（P78－80）。此外關(guān)于金融部門(mén)發(fā)展臨界值或門(mén)檻效應(yīng)也引起一些學(xué)者的關(guān)注，例如Berthelemy和Varoudakis對(duì)不同經(jīng)濟(jì)體的實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展在臨界值以上的經(jīng)濟(jì)體，通過(guò)金融深化將會(huì)促進(jìn)FDI對(duì)本地企業(yè)的溢出，反之低于發(fā)展臨界值的經(jīng)濟(jì)體，金融部門(mén)規(guī)模的邊際增長(zhǎng)實(shí)際上起抑制作用［11］。

國(guó)內(nèi)學(xué)者也進(jìn)行了大量理論和實(shí)證方面的研究。王永齊分析了企業(yè)家利用從跨國(guó)公司學(xué)到的技術(shù)經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行自主創(chuàng)業(yè)時(shí)的困難，他發(fā)現(xiàn)金融市場(chǎng)在FDI溢出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間起到重要的聯(lián)結(jié)作用，金融市場(chǎng)效率提高能夠降低企業(yè)家的融資成本，建立新企業(yè)的可能性增加，從而提高了FDI的邊際社會(huì)產(chǎn)出，F(xiàn)DI的溢出效應(yīng)將促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［12］。趙奇?zhèn)ズ蛷堈\(chéng)采用省級(jí)面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析了金融深化程度對(duì)FDI溢出效應(yīng)的影響，他們認(rèn)為我國(guó)目前金融制度改革滯后是造成FDI溢出效應(yīng)為負(fù)的原因之一，同時(shí)金融深化程度不同也是造成跨區(qū)域FDI溢出效應(yīng)差異的重要原因［13］。有關(guān)金融發(fā)展臨界值的研究，鐘娟和張慶亮證實(shí)FDI對(duì)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步有顯著正向作用，但是FDI技術(shù)溢出存在顯著的金融發(fā)展“門(mén)檻效應(yīng)”［14］。黃凌云等利用省級(jí)面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，到1994年多數(shù)省份金融發(fā)展達(dá)到最低臨界值，F(xiàn)DI出現(xiàn)顯著的技術(shù)外溢，但由于還未跨越更高的門(mén)檻值，對(duì)FDI技術(shù)溢出的吸收還不夠充分［15］。

以上文獻(xiàn)認(rèn)同F(xiàn)DI技術(shù)溢出與東道國(guó)金融發(fā)展水平密切相關(guān)，存在溢出效應(yīng)由負(fù)轉(zhuǎn)正的臨界值。本文認(rèn)為不僅存在由負(fù)轉(zhuǎn)正的臨界值，還存在由正轉(zhuǎn)負(fù)的臨界值，如果當(dāng)?shù)亟鹑诓块T(mén)過(guò)度發(fā)展，會(huì)面臨產(chǎn)業(yè)空心化的風(fēng)險(xiǎn)，生產(chǎn)率難以提高。同時(shí)，筆者認(rèn)為僅從全國(guó)整體的角度研究FDI技術(shù)溢出效應(yīng)是不夠的，不同類(lèi)型FDI與金融部門(mén)之間的相互作用存在相當(dāng)大的差別?；谶@一點(diǎn)，我們將FDI中的制造業(yè)FDI和服務(wù)業(yè)FDI分開(kāi)進(jìn)行研究，同時(shí)把各?。ㄊ?、區(qū)）以部門(mén)相對(duì)規(guī)模為基準(zhǔn)分為制造業(yè)主導(dǎo)和服務(wù)業(yè)主導(dǎo)區(qū)域。通過(guò)這樣的細(xì)分，我們來(lái)研究金融發(fā)展在不同類(lèi)型FDI和不同主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)地區(qū)間起到的關(guān)聯(lián)作用。

三、模型的建立

本文基礎(chǔ)模型的建立是按照Blomstrom采用的方法［16］，以此來(lái)說(shuō)明FDI是否存在溢出效應(yīng)?；A(chǔ)模型的形式是：

其中，g為企業(yè)生產(chǎn)率，F(xiàn)DI表示產(chǎn)業(yè)外資的進(jìn)入程度，CAP為產(chǎn)業(yè)人均資本數(shù)量，JS表示產(chǎn)業(yè)中企業(yè)平均的人力資本狀況。

考慮到諸多影響生產(chǎn)率的因素，我們?cè)跈z驗(yàn)?zāi)Ｐ椭刑砑右恍┛刂谱兞?，從而使?shí)證得到的結(jié)論更為準(zhǔn)確，這些控制變量主要有政府消費(fèi)支出（GOV）、開(kāi)放度（OPEN）和金融發(fā)展水平（FI）。在這里我們借鑒鐘娟、張慶亮的做法［14］，將FI與FDI、FDI2的交叉項(xiàng)也引入方程，以此來(lái)驗(yàn)證金融發(fā)展水平與FDI技術(shù)溢出之間是否存在U型關(guān)系。為進(jìn)行GMM估計(jì)，在基礎(chǔ)模型基礎(chǔ)上增加時(shí)間維度和動(dòng)態(tài)因素，并在等式右側(cè)增加了產(chǎn)出的一期滯后值。此外由于FDI和國(guó)內(nèi)投資等變量實(shí)際發(fā)揮作用往往需要滯后1～2年的時(shí)間，因此被解釋變量采用一階滯后項(xiàng)。本文最終的計(jì)量方程為以下形式：

其中，上標(biāo)k是和GDP有關(guān)的指標(biāo)，在下文分組計(jì)量中分別表示人均GDP、制造業(yè)增加值、服務(wù)業(yè)增加值；上標(biāo)j是與FDI有關(guān)的指標(biāo)，分別表示制造業(yè)FDI、服務(wù)業(yè)FDI；下標(biāo)i代表地區(qū)，t代表時(shí)期；CAPit、JSit、GOVit、OPENit、FIit分別為i省（市、區(qū)）第t期人均資本數(shù)量、人力資本存量、政府消費(fèi)支出、開(kāi)放度、金融發(fā)展程度；μi為個(gè)體效應(yīng)，ηt為時(shí)間效應(yīng)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)，其中，μi～i．i．d（0，σ2μ），εit～i．i．d（0，σ2ε），E［μi·εit］＝0。這里存在兩種情況：

1．FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)與金融發(fā)展水平存在線性關(guān)系，即β9＝0，則方程（2）簡(jiǎn)化為：

此時(shí)，F(xiàn)DI的技術(shù)溢出效應(yīng)Spillover可表示為：

2．FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)與金融發(fā)展水平存在非線性關(guān)系，即β9≠0。此時(shí)，F(xiàn)DI的技術(shù)溢出效應(yīng)Spillover可表示為：

四、變量說(shuō)明及數(shù)據(jù)來(lái)源

本文實(shí)證分析的模型為式（2），其中g(shù)it為企業(yè)生產(chǎn)率指標(biāo)，衡量本地技術(shù)水平，分別表示人均GDP、人均制造業(yè)增加值、人均服務(wù)業(yè)增加值，均為剔除物價(jià)波動(dòng)的真實(shí)值（以2000年的價(jià)格為不變價(jià)格）。FDIit為外商直接投資指標(biāo)，衡量外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，分別用各期制造業(yè)、服務(wù)業(yè)FDI與各自產(chǎn)業(yè)增加值的比值來(lái)表示。CAPit為國(guó)內(nèi)投資指標(biāo)，衡量國(guó)內(nèi)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，用各省（市、區(qū)）國(guó)內(nèi)投資與GDP的比值來(lái)表示。其中國(guó)內(nèi)投資總額是利用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額減去經(jīng)匯率換算后的FDI，再用GDP平減指數(shù)調(diào)整得到的數(shù)據(jù)。JSit為人力資本存量指標(biāo)，衡量人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。國(guó)際上對(duì)人力資本存量的測(cè)算，通常采用平均受教育年限來(lái)近似計(jì)算。但是由于數(shù)據(jù)難以獲得，本文選用公有經(jīng)濟(jì)企事業(yè)單位專業(yè)技術(shù)人員數(shù)和就業(yè)人員數(shù)的比值來(lái)表示。FIit為金融發(fā)展指標(biāo)，衡量金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。衡量金融發(fā)展的指標(biāo)主要有麥?zhǔn)现笜?biāo)（M2／GDP）和戈氏指標(biāo)（一國(guó)全部金融資產(chǎn)價(jià)值占GDP的比重）。本文借鑒戈氏指標(biāo)的度量方法，采用各地各項(xiàng)貸款余額來(lái)替代當(dāng)?shù)亟鹑谫Y產(chǎn)的價(jià)值，并以其占GDP的比重來(lái)反映當(dāng)?shù)亟鹑谑袌?chǎng)發(fā)展水平。OPENit為開(kāi)放度指標(biāo)，衡量對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，用進(jìn)出口總額與GDP的比值來(lái)表示。GOVit為政府消費(fèi)支出指標(biāo)，衡量政府消費(fèi)支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，用政府最終消費(fèi)支出額與GDP的比值來(lái)表示。

本文所用到的2000～2010年全國(guó)及31個(gè)?。ㄊ?、區(qū)）的面板數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及各?。ㄊ?、區(qū)）統(tǒng)計(jì)年鑒。對(duì)省份歸類(lèi)為制造業(yè)主導(dǎo)或服務(wù)業(yè)主導(dǎo)的定義原則如下：以全國(guó)制造業(yè)和服務(wù)業(yè)增加值占GDP的比重作為平均值，如果某個(gè)省份的制造業(yè)比重大于平均數(shù)，而服務(wù)業(yè)比重小于平均數(shù)，則定義為制造業(yè)主導(dǎo)省份。服務(wù)業(yè)主導(dǎo)的定義類(lèi)似，也就是服務(wù)業(yè)份額大于平均數(shù)，而制造業(yè)份額小于平均數(shù)。不符合以上條件的，如果制造業(yè)增加值比重大于服務(wù)業(yè)增加值比重，定義為制造業(yè)主導(dǎo)省份；反之，定義為服務(wù)業(yè)主導(dǎo)省份。此外由于數(shù)據(jù)獲得性限制，部分省區(qū)用人均工業(yè)增加值替代人均制造業(yè)增加值，用工業(yè)FDI替代制造業(yè)FDI。

在計(jì)量方程（2）中，被解釋變量與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)，E（Δgki，t－1·Δεit）≠0，存在嚴(yán)重的內(nèi)生性，動(dòng)態(tài)項(xiàng)OLS估計(jì)量嚴(yán)重上偏，固定效應(yīng)OLS估計(jì)量嚴(yán)重下偏，隨機(jī)效應(yīng)GLS估計(jì)量也有偏。此外，其他解釋變量也可能存在內(nèi)生性。為了解決以上的計(jì)量問(wèn)題，本文采用Blundell和Bond提出的廣義矩（GMM）方法對(duì)動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行估計(jì)，計(jì)量分析使用Stata10．0軟件。

五、回歸結(jié)果分析

1．整體分析。首先從全國(guó)整體來(lái)分析金融市場(chǎng)發(fā)展的影響，實(shí)證結(jié)果參見(jiàn)表1。從表1我們可以看出：第一，總FDI、制造業(yè)FDI和服務(wù)業(yè)FDI項(xiàng)的系數(shù)均為負(fù)值，且至少在10%的水平統(tǒng)計(jì)顯著，這說(shuō)明以上幾類(lèi)FDI對(duì)產(chǎn)出存在較為顯著的負(fù)溢出效應(yīng)，外資進(jìn)入阻礙了內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率的提高。這一結(jié)論與趙奇?zhèn)?、張誠(chéng)的實(shí)證結(jié)果一致［13］，從金融深化過(guò)程來(lái)理解，他們認(rèn)為在2000年以前國(guó)內(nèi)金融市場(chǎng)尚能滿足內(nèi)資企業(yè)融資需求，從而抑制了FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)。第二，如果以人均GDP作為被解釋變量，金融發(fā)展變量FI對(duì)產(chǎn)出的影響為正，無(wú)論是整體還是各部分均如此，這說(shuō)明金融市場(chǎng)發(fā)展有利于國(guó)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)率的提高。這與王永齊的研究一致，他認(rèn)為金融發(fā)展降低企業(yè)融資成本，便于企業(yè)家自主創(chuàng)業(yè)，從而實(shí)現(xiàn)技術(shù)擴(kuò)散和轉(zhuǎn)移，出現(xiàn)技術(shù)溢出效應(yīng)［12］。第三，總FDI·FI的系數(shù)為正，且在5%的水平上顯著，這說(shuō)明金融市場(chǎng)起到了聯(lián)結(jié)FDI技術(shù)溢出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要作用；將服務(wù)業(yè)FDI作為解釋變量進(jìn)行回歸，F(xiàn)DI·FI的系數(shù)為15．793，大于總FDI·FI的系數(shù)6．422，這說(shuō)明金融環(huán)境的改善更加有助于服務(wù)業(yè)FDI技術(shù)溢出的實(shí)現(xiàn)。第四，總FDI和服務(wù)業(yè)FDI在FDI·FI2上的系數(shù)分別在1%、5%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明我國(guó)總FDI、服務(wù)業(yè)FDI技術(shù)溢出的發(fā)揮和金融發(fā)展水平存在非線性關(guān)系，F(xiàn)DI的技術(shù)溢出隨著金融發(fā)展水平的提高呈現(xiàn)倒U型變動(dòng)，即隨著金融市場(chǎng)發(fā)展，F(xiàn)DI技術(shù)外溢對(duì)國(guó)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)率會(huì)產(chǎn)生先增后減的作用，開(kāi)始會(huì)促進(jìn)增長(zhǎng)，隨著金融發(fā)展過(guò)度深化最終導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)空心化，反而起抑制作用。全國(guó)總FDI技術(shù)溢出與金融發(fā)展水平之間的關(guān)系如圖1所示。由圖1可知，當(dāng)各項(xiàng)貸款與GDP的比值在0與1．175之間時(shí)，總FDI的技術(shù)溢出是負(fù)效應(yīng)；在1．175與1．482之間時(shí)是正效應(yīng)，其中在1．175與1．328之間，是遞增的正效應(yīng)，在1．328與1．482之間，是遞減的正效應(yīng)（1．328是拐點(diǎn)），大于1．482是負(fù)效應(yīng)。

從全國(guó)整體來(lái)看，2005～2008年，我國(guó)各項(xiàng)貸款與 GDP的比值分別為1．052、1．041、0．984、0．966，均小于臨界值1．175，這說(shuō)明我國(guó)低水平的金融業(yè)抑制了FDI的技術(shù)溢出，并且為負(fù)效應(yīng)。而2010年我國(guó)各項(xiàng)貸款與GDP的比值為1．188，大于由負(fù)轉(zhuǎn)正的臨界值1．175，這說(shuō)明當(dāng)前我國(guó)FDI的技術(shù)溢出正效應(yīng)才開(kāi)始顯現(xiàn)，金融市場(chǎng)才開(kāi)始放大FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。通過(guò)對(duì)FDI類(lèi)型進(jìn)行分解，正效應(yīng)主要來(lái)自服務(wù)業(yè)FDI，也就是說(shuō)金融市場(chǎng)發(fā)展在促進(jìn)FDI技術(shù)溢出中起著非常重要的聯(lián)結(jié)作用，尤其是在推動(dòng)服務(wù)業(yè)FDI技術(shù)溢出方面。因?yàn)橹圃鞓I(yè)與服務(wù)業(yè)向東道國(guó)轉(zhuǎn)移的技術(shù)有很大差別，制造業(yè)技術(shù)外溢主要是“硬”技術(shù)，如設(shè)備、工業(yè)生產(chǎn)線等；相反，服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)移的是“軟”技術(shù)，如生產(chǎn)工藝、管理、營(yíng)銷(xiāo)、組織、信息等。很多研究認(rèn)為“軟”技術(shù)（緘默知識(shí)）對(duì)我國(guó)現(xiàn)階段生產(chǎn)率的提高作用更大，因此金融市場(chǎng)發(fā)展對(duì)改善服務(wù)業(yè)FDI技術(shù)溢出，進(jìn)而提高整體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有更明顯的效果。2010年，北京、上海和浙江的各項(xiàng)貸款與GDP的比值分別為2．584、1．989和1．633，均大于由正轉(zhuǎn)負(fù)的臨界值1．482，正處于負(fù)效應(yīng)階段；貴州、天津、重慶的各項(xiàng)貸款與GDP的比值分別為1．248、1．394和1．373，正處于正效應(yīng)階段，只不過(guò)貴州處于正效應(yīng)遞增階段，而天津、重慶處于正效應(yīng)遞減階段。其他地區(qū)FDI技術(shù)外溢效應(yīng)均受到金融市場(chǎng)發(fā)展的制約。

表1 金融發(fā)展對(duì)總FDI、制造業(yè)FDI和服務(wù)業(yè)FDI溢出效應(yīng)的影響

圖1 我國(guó)總FDI技術(shù)溢出效應(yīng)隨著金融發(fā)展水平的提高呈現(xiàn)倒U型變動(dòng)

圖2 服務(wù)業(yè)主導(dǎo)區(qū)域FDI技術(shù)溢出效應(yīng)隨著金融發(fā)展水平的提高呈現(xiàn)倒U型變動(dòng)

2．按主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行地區(qū)分組分析。如果我們按主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)將各?。ㄊ?、區(qū)）分為制造業(yè)主導(dǎo)和服務(wù)業(yè)主導(dǎo)區(qū)域，然后分別進(jìn)行以上回歸，會(huì)進(jìn)一步揭示一些現(xiàn)象，計(jì)量結(jié)果列于表2。從表2我們可以看出，F(xiàn)DI、FDI·FI、FDI·FI2項(xiàng)的系數(shù)在制造業(yè)主導(dǎo)地區(qū)基本上是不顯著的（服務(wù)業(yè)FDI對(duì)地區(qū)人均GDP的影響除外），這說(shuō)明FDI在制造業(yè)主導(dǎo)地區(qū)基本上不存在技術(shù)溢出效應(yīng)，制造業(yè)企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高主要是由于國(guó)內(nèi)企業(yè)在金融部門(mén)的支持下進(jìn)行技術(shù)改造、研發(fā)創(chuàng)新、員工培訓(xùn)和人力資本積累而獲得的。而對(duì)于服務(wù)業(yè)主導(dǎo)地區(qū)，F(xiàn)DI技術(shù)溢出效應(yīng)和金融發(fā)展水平存在倒U型關(guān)系，金融發(fā)展水平大于由負(fù)轉(zhuǎn)正的臨界值將會(huì)促進(jìn)服務(wù)業(yè)FDI的溢出效應(yīng)，大于由正轉(zhuǎn)負(fù)的臨界值以后才會(huì)出現(xiàn)抑制效應(yīng)，具體如圖2所示。由圖2可知，當(dāng)各項(xiàng)貸款除以GDP在0與1．052之間時(shí)，服務(wù)部門(mén)FDI技術(shù)溢出效應(yīng)是負(fù)向的；在1．052與1．597之間，是正效應(yīng)，其中，在1．052與1．325之間，是遞增的正效應(yīng)，在1．325與1．597之間，是遞減的正效應(yīng)（1．325是拐點(diǎn)），大于1．597是遞增的負(fù)效應(yīng)。

表2 金融發(fā)展對(duì)不同區(qū)域制造業(yè)FDI和服務(wù)業(yè)FDI溢出效應(yīng)的影響

為保證估計(jì)結(jié)果的有效性，我們對(duì)模型進(jìn)行了四個(gè)方面的檢驗(yàn)。一是面板殘差的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。采用一般常用的IPS檢驗(yàn)，從檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，殘差是平穩(wěn)的，由此可以認(rèn)為動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)，廣義矩方法估計(jì)有效。二是自相關(guān)檢驗(yàn)。針對(duì)動(dòng)態(tài)面板廣義矩（GMM）估計(jì)，一個(gè)必要前提條件是模型不存在明顯的自相關(guān)。我們利用DW統(tǒng)計(jì)量來(lái)檢驗(yàn)廣義矩（GMM）估計(jì)中殘差的自相關(guān)狀態(tài)，結(jié)果表明，殘差沒(méi)有明顯的自相關(guān)性。三是Sargan檢驗(yàn)。根據(jù)Sargan檢驗(yàn)p值可知工具變量有效，矩條件成立。四是Wald檢驗(yàn)。如表1和表2所示，Wald統(tǒng)計(jì)量大于0．05，說(shuō)明統(tǒng)計(jì)量落在原假設(shè)接受域內(nèi)，接受原假設(shè)，參數(shù)約束條件成立，說(shuō)明模型整體上是有效的，因此估計(jì)的結(jié)果是可以信賴的。

六、研究結(jié)論

本文利用2000～2010年間的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，采用廣義矩（GMM）方法分析了我國(guó)金融發(fā)展對(duì)FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響。我們得到以下結(jié)論：（1）制造業(yè)FDI對(duì)內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率不存在明顯影響或存在不顯著的負(fù)效應(yīng)，制造業(yè)企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高主要是由于國(guó)內(nèi)企業(yè)在金融部門(mén)的支持下進(jìn)行技術(shù)改造、研發(fā)創(chuàng)新、員工培訓(xùn)和人力資本積累而獲得的。（2）金融市場(chǎng)發(fā)展對(duì)我國(guó)FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響存在著明顯的階段性特征。我國(guó)總FDI、服務(wù)業(yè)FDI技術(shù)溢出效應(yīng)和金融發(fā)展之間存在非線性關(guān)系，技術(shù)溢出效應(yīng)隨著金融發(fā)展水平的提高呈現(xiàn)倒U型變動(dòng)，金融發(fā)展水平大于由負(fù)轉(zhuǎn)正的臨界值時(shí)將會(huì)促進(jìn)FDI的技術(shù)溢出，金融市場(chǎng)發(fā)展達(dá)到一定程度（大于由正轉(zhuǎn)負(fù)的臨界值）以后才會(huì)出現(xiàn)抑制作用，即隨著金融發(fā)展過(guò)度深化最終導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)空心化，反而起抑制作用。（3）我國(guó)整體金融發(fā)展水平剛剛跨過(guò)由負(fù)轉(zhuǎn)正的臨界值，絕大多數(shù)省份仍低于此臨界值，貴州、天津、重慶正處于兩個(gè)臨界值之間，其FDI技術(shù)溢出效應(yīng)為正，而北京、上海和浙江跨過(guò)了由正轉(zhuǎn)負(fù)的臨界值，正面臨金融發(fā)展過(guò)度深化的風(fēng)險(xiǎn)。

對(duì)于大部分?。ㄊ小^(qū)）而言內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率改進(jìn)主要通過(guò)企業(yè)自身研發(fā)投入和科技人員數(shù)量、素質(zhì)提高獲得，總體上FDI流入并沒(méi)有起到提高內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率的作用。這些結(jié)論所蘊(yùn)含的政策含義也是較為明顯的，政府相關(guān)部門(mén)在吸引外資的同時(shí)，一定要增強(qiáng)本地企業(yè)對(duì)FDI技術(shù)溢出的吸收能力，同時(shí)還要注意本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和外資的類(lèi)型。根據(jù)研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：

1．由于金融市場(chǎng)發(fā)展對(duì)我國(guó)FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響存在著明顯的階段性特征（倒U型），全國(guó)絕大多數(shù)省份金融發(fā)展水平仍低于臨界值，而北京、上海和浙江三地的金融發(fā)展水平超過(guò)了FDI技術(shù)溢出由正轉(zhuǎn)負(fù)的臨界值，因此要避免金融發(fā)展過(guò)度深化的風(fēng)險(xiǎn)。

2．根據(jù)本文實(shí)證結(jié)果，金融發(fā)展更有利于服務(wù)業(yè)FDI的技術(shù)溢出，因此地方應(yīng)加強(qiáng)對(duì)那些與服務(wù)業(yè)FDI有緊密關(guān)聯(lián)的內(nèi)資企業(yè)的金融支持。而從融資需求特征和我國(guó)金融體系來(lái)看，作為主要資金供給者的銀行業(yè)更偏好將資金集中投向規(guī)模較大的制造業(yè)企業(yè)，而與服務(wù)相關(guān)的多為中小企業(yè)，難以獲得資金支持，因此金融機(jī)構(gòu)應(yīng)避免信貸結(jié)構(gòu)扭曲，采取更為靈活的經(jīng)營(yíng)機(jī)制，為內(nèi)資中小企業(yè)創(chuàng)造融資上的便利條件。

3．為了加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展，充分利用FDI技術(shù)溢出，我國(guó)絕大多數(shù)省份要大力發(fā)展金融市場(chǎng)，完善金融市場(chǎng)機(jī)制，提高金融服務(wù)效率，加速儲(chǔ)蓄向投資的轉(zhuǎn)化，降低我國(guó)企業(yè)的融資成本，實(shí)現(xiàn)傳統(tǒng)技術(shù)改造升級(jí)，讓國(guó)內(nèi)創(chuàng)業(yè)者在獲得足夠的知識(shí)和技術(shù)積累之后能夠自主創(chuàng)業(yè)，實(shí)現(xiàn)國(guó)外先進(jìn)技術(shù)的擴(kuò)散，獲得較大的FDI技術(shù)溢出效應(yīng)。相反，北京、上海和浙江三地要適當(dāng)放慢金融市場(chǎng)發(fā)展進(jìn)程，積極鼓勵(lì)高端制造業(yè)的發(fā)展，爭(zhēng)取占領(lǐng)國(guó)際技術(shù)制高點(diǎn)。

4．提高內(nèi)資企業(yè)自主創(chuàng)新能力。堅(jiān)持強(qiáng)調(diào)內(nèi)資企業(yè)自主創(chuàng)新的思想，構(gòu)建以企業(yè)為中心的產(chǎn)學(xué)研自主創(chuàng)新體系；進(jìn)一步加大我國(guó)財(cái)政對(duì)企業(yè)科技創(chuàng)新的支持力度，增加基礎(chǔ)性研究的資金投入，扭轉(zhuǎn)基礎(chǔ)研究投入嚴(yán)重不足的局面；積極發(fā)展資本市場(chǎng)和貨幣市場(chǎng)，增加自主創(chuàng)新的融資渠道，滿足不同內(nèi)資企業(yè)融資需求，增強(qiáng)內(nèi)資企業(yè)自主創(chuàng)新的主動(dòng)性，不斷提高自主創(chuàng)新能力。

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