楊俊超 薛國(guó)琴

（紹興文理學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，浙江 紹興312000）

制造業(yè)“雙向FDI”與制造業(yè)生產(chǎn)率提升效應(yīng)分析
——基于DEA的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法

楊俊超 薛國(guó)琴

（紹興文理學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，浙江 紹興312000）

文章基于中國(guó)制造業(yè)29個(gè)分行業(yè)2007—2012年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，分析了制造業(yè)雙向FDI對(duì)制造業(yè)生產(chǎn)率的影響效應(yīng)，重點(diǎn)分析外向FDI的技術(shù)吸收問(wèn)題。結(jié)果表明，自走出去戰(zhàn)略提出以來(lái)，中國(guó)制造業(yè)在進(jìn)行對(duì)外投資過(guò)程中的技術(shù)吸收效應(yīng)并不是很明顯，但已呈現(xiàn)正向的促進(jìn)效應(yīng)，可能的原因在于制造業(yè)的投資分布主要集中在東南亞、非洲和拉丁美洲等欠發(fā)達(dá)甚至不發(fā)達(dá)的地區(qū)，這些國(guó)家制造業(yè)的技術(shù)含量并不是太高甚至遠(yuǎn)低于中國(guó)，所以技術(shù)吸收效應(yīng)并不是太好。

制造業(yè)生產(chǎn)率；外商直接投資；對(duì)外投資

引言

新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論闡釋了一國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)取決于內(nèi)生技術(shù)的進(jìn)步，而且在開(kāi)放的經(jīng)濟(jì)條件下，影響內(nèi)生技術(shù)進(jìn)步的因素除了國(guó)內(nèi)研發(fā)（R＆D）資本外，還有外國(guó)研發(fā)資本的生產(chǎn)率溢出。一般來(lái)說(shuō)，外國(guó)資本的生產(chǎn)率溢出主要集中在外商對(duì)本國(guó)的直接投資上（即內(nèi)向FDI），但隨著走出去戰(zhàn)略提出以來(lái)，中國(guó)的跨國(guó)公司對(duì)外直接投資的規(guī)模在不斷擴(kuò)大，其中制造業(yè)的投資規(guī)模更是主力軍，根據(jù)中國(guó)對(duì)外直接投資公告顯示，中國(guó)制造業(yè)對(duì)外直接投資是僅次于服務(wù)業(yè)的第二大投資。所以，就有一個(gè)問(wèn)題值得去思考：制造業(yè)在進(jìn)行對(duì)外投資（即下文提出的外向FDI）的過(guò)程中對(duì)被投資國(guó)家的技術(shù)吸收效應(yīng)是怎樣的？因此，在提出走出去和一帶一路等戰(zhàn)略的大背景下，本文考察了制造業(yè)雙向FDI重點(diǎn)是外向FDI對(duì)制造業(yè)本身的生產(chǎn)率效應(yīng)的影響，這有助于我們更加充分的認(rèn)識(shí)制造業(yè)在對(duì)外投資過(guò)程中的技術(shù)吸收效應(yīng)。

一、文獻(xiàn)回顧

1.外商直接投資（FDI）的技術(shù)溢出效應(yīng)

（1）國(guó)外學(xué)者對(duì)外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)的研究

國(guó)外學(xué)者在外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)方面所做的的研究起步較早，早在20世紀(jì)60年代MacDougall（1960）［1］就提出了FDI溢出效應(yīng)，并第一次系統(tǒng)地將FDI的溢出效應(yīng)包括在FDI的各種效應(yīng)之中，從理論上得出FDI的確存在技術(shù)溢出效應(yīng)，隨之關(guān)于FDI的溢出效應(yīng)得到廣泛關(guān)注。隨后，Caves（1974）［2］將外資作為一生產(chǎn)要素納入到生產(chǎn)函數(shù)并檢驗(yàn)了加拿大和澳大利亞1966年的制造業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)，證實(shí)了外商直接投資在東道國(guó)的技術(shù)溢出效應(yīng)并初步提出了相應(yīng)的溢出路徑。Coe和Helpman（1995）［3］最先給出了國(guó)際R＆D溢出的基本計(jì)量模型并且實(shí)證檢驗(yàn)了進(jìn)口的R＆D技術(shù)溢出效應(yīng)?？v觀前人所做的研究，基本證實(shí)了外商直接投資（FDI）的技術(shù)溢出效應(yīng)，雖然Haddad ＆Harrison（1991）［4］和Girma et al（2004）［5］的研究顯示FDI并不存在正向的溢出效應(yīng)，對(duì)FDI存在正向的溢出效應(yīng)提出疑問(wèn)，然而相當(dāng)多的研究者認(rèn)為外商直接投資對(duì)東道國(guó)尤其是發(fā)展中國(guó)家的經(jīng)濟(jì)有著積極的促進(jìn)作用。

（2）國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)的研究

相比國(guó)外學(xué)者，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)的研究較晚，秦曉忠等（1998）對(duì)1995年我國(guó)39個(gè)行業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)FDI存在明顯的行業(yè)內(nèi)溢出效應(yīng)。何潔（2000）和潘文卿（2003）研究了FDI的區(qū)域差異，得出了FDI的溢出效應(yīng)在不同省份和東、中、西部地區(qū)存在明顯的差異。金誠(chéng)曉和王猛（2009）將技術(shù)溢出效應(yīng)分為行業(yè)內(nèi)和行業(yè)間兩種情況并通過(guò)實(shí)證分析得到了支持行業(yè)內(nèi)存在技術(shù)溢出效應(yīng)假設(shè)的結(jié)果。

2.服務(wù)業(yè)外商直接投資對(duì)制造業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)

（1）國(guó)外學(xué)者關(guān)于服務(wù)業(yè)外商直接投資對(duì)制造業(yè)技術(shù)溢出效應(yīng)的研究

隨著外商直接投資（FDI）的技術(shù)溢出效應(yīng)被證實(shí)后，學(xué)者們研究的重點(diǎn)逐漸轉(zhuǎn)向行業(yè)間技術(shù)溢出效應(yīng)的研究上，其中，服務(wù)業(yè)外商直接投資對(duì)制造業(yè)的溢出效應(yīng)是學(xué)者們研究的重點(diǎn)。Francois＆Woerz（2007）［6］的研究得出通過(guò)出口以及服務(wù)業(yè)FDI開(kāi)放程度的提高，會(huì)在一定程度上提高制造業(yè)的附加值和制造業(yè)的就業(yè)水平。Fernandes＆Paunov（2008）［7］根據(jù)企業(yè)層面的數(shù)據(jù)都證實(shí)了服務(wù)業(yè)FDI對(duì)東道國(guó)制造業(yè)的溢出效應(yīng)。

（2）國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于服務(wù)業(yè)外商直接投資對(duì)制造業(yè)技術(shù)溢出效應(yīng)的研究

我國(guó)學(xué)者關(guān)于這方面的研究也相對(duì)成熟。馮泰文（2009）引入貿(mào)易成本和生產(chǎn)制造成本作為中介變量，證實(shí)了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的外商直接投資的確對(duì)制造業(yè)生產(chǎn)率會(huì)產(chǎn)生影響。趙偉和鄭雯雯（2011）以貿(mào)易成本作為中介變量，分析了服務(wù)業(yè)與制造業(yè)集聚之間的相互關(guān)系，在某種程度上也證實(shí)了服務(wù)業(yè)外商直接投資會(huì)影響制造業(yè)的生產(chǎn)集聚效應(yīng)。

縱觀前人所做的研究，大部分的學(xué)者的研究都聚焦在內(nèi)向FDI對(duì)TEP的影響和行業(yè)間（特別是服務(wù)業(yè)對(duì)制造業(yè)）技術(shù)溢出上。相比內(nèi)向FDI，學(xué)者們對(duì)外向FDI技術(shù)吸收效應(yīng)的關(guān)注度并不是很強(qiáng)烈。Van和Lichtenberg（2001）的研究顯示，利用外資與對(duì)外投資對(duì)本國(guó)TEP的影響彈性顯著性檢驗(yàn)分別為不顯著和顯著。近年來(lái)，國(guó)內(nèi)學(xué)者也開(kāi)始關(guān)注到了外向FDI的技術(shù)吸收效應(yīng)，但研究的結(jié)論不盡一致。趙偉（2006）研究顯示外向FDI對(duì)TEP有促進(jìn)作用，但李梅和柳士昌（2012）［8］的研究顯示外向FDI存在外向的技術(shù)溢出效應(yīng)。

與以往的研究相比，本文重點(diǎn)研究制造業(yè)領(lǐng)域的雙向FDI特別是外向FDI對(duì)制造業(yè)本身生產(chǎn)率的影響［9］。

二、理論分析和數(shù)據(jù)來(lái)源

（一）模型的設(shè)定

本文的理論模型是基于Coe和Helpman（1995）［3］給出的國(guó)際R＆D溢出的基本計(jì)量模型：

其中，F(xiàn)代表全要素生產(chǎn)率，S1表示國(guó)內(nèi)R＆D資本存量，S2表示通過(guò)進(jìn)口渠道獲得的國(guó)外R＆D資本存量。并且在此基礎(chǔ)上，LP（2001）將對(duì)外直接投資作為溢出渠道引入模型。借鑒這一模型，本文構(gòu)建了如下的計(jì)量模型：

其中，TEP表示制造業(yè)全行業(yè)生產(chǎn)率，S1表示研發(fā)投入，S2表示人力投入，S3表示內(nèi)向FDI，S4表示外向FDI［10］，αi表示的是相關(guān)的系數(shù)和常數(shù)項(xiàng)。

（二）變量的處理

1.制造業(yè)生產(chǎn)率的測(cè)定：借鑒李梅和柳士昌（2012）［8］在分析服務(wù)業(yè)時(shí)所用的方法，首先我們采用DEA-Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法測(cè)定制造業(yè)29個(gè)分行業(yè)的生產(chǎn)率指數(shù)，進(jìn)而得出制造業(yè)全行業(yè)年平均生產(chǎn)率指數(shù)；然后根據(jù)C-D生產(chǎn)函數(shù)測(cè)算出基期的制造業(yè)全行業(yè)的生產(chǎn)率，最后以基期為基礎(chǔ)，根據(jù)所測(cè)算的制造業(yè)全行業(yè)年平均生產(chǎn)率指數(shù)進(jìn)行累計(jì)乘積得出每年的制造業(yè)生產(chǎn)率，即2008年的制造業(yè)生產(chǎn)率等于2007年的制造業(yè)生產(chǎn)率乘以2008年的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)，后續(xù)年份的生產(chǎn)率依此類推。之所以采取上述方法去計(jì)算制造業(yè)的生產(chǎn)率是因?yàn)镈EA-Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法相對(duì)于C-D生產(chǎn)函數(shù)等其他方法具有無(wú)需預(yù)先假定具體的生產(chǎn)函數(shù)、不需要預(yù)先估計(jì)參數(shù)、避免主觀因素和簡(jiǎn)化算法、減少誤差等優(yōu)點(diǎn)。所以基期的生產(chǎn)率用C-D生產(chǎn)函數(shù)求出后，后期生產(chǎn)率的測(cè)算以基期為基礎(chǔ)全部采用Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法。

如表1所顯示，在2007-2012這六年間我國(guó)制造業(yè)29個(gè)分行業(yè)的年平均增長(zhǎng)率為21.8%，這一結(jié)果與張先鋒和胡翠群（2013）［11］所測(cè)算的結(jié)果存在一定的出入，主要原因是張先鋒和胡翠群（2013）所測(cè)算的是1999-2011的制造業(yè)生產(chǎn)率，而2008年后發(fā)生了很嚴(yán)重的金融危機(jī)，特別值得注意的是2009年制造業(yè)TEP驟降了60%左右，但在2010年迅速增長(zhǎng)了300%左右，由此可以看出中國(guó)制造業(yè)的生命力是非常強(qiáng)大的。所以由于所選時(shí)間跨度的差異使得金融危機(jī)所造成的負(fù)面影響被擴(kuò)大了。隨之筆者又測(cè)算了2002-2012的制造業(yè)生產(chǎn)率，年平均增長(zhǎng)率為26.3%，與張先鋒和胡翠群（2013）所測(cè)算的結(jié)果較為接近，由于商務(wù)部和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局從2007年才開(kāi)始分行業(yè)統(tǒng)計(jì)相關(guān)的外商直接投資額和中國(guó)對(duì)外投資額，所以時(shí)間跨度只能從2007年及以后開(kāi)始。

2.人力投入：參照張先鋒和胡翠群（2013）［11］用各行業(yè)年平均的從業(yè)人數(shù)代表本行業(yè)的人力投入。由于《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》僅列示了制造業(yè)各行業(yè)年末的從業(yè)人數(shù)，所以我們采用最簡(jiǎn)單的數(shù)學(xué)平均法即每年的年初和年末數(shù)相加再平均計(jì)算出各行業(yè)年平均從業(yè)人數(shù)，而且由于自2012年后中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒不再列示制造業(yè)各行業(yè)的年末從業(yè)人數(shù)，所以對(duì)于2013年的年平均從業(yè)人數(shù)，我們采用幾何平均法，以2007-2012的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)測(cè)算出平均增長(zhǎng)率后，再以所測(cè)算平均增長(zhǎng)率為基礎(chǔ)算出2013年的年平均從業(yè)人數(shù)。相比其他方法，幾何平均法受極端值的影響較小，所算出的結(jié)果也更接近真實(shí)值。

（三）數(shù)據(jù)的來(lái)源

本文實(shí)證研究中所使用的數(shù)據(jù)主要來(lái)源于2008-2013年的《中國(guó)工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的《國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》（GB／T4754-2002）將中國(guó)制造業(yè)分為30個(gè)行業(yè)，由于“廢棄資源和廢氣材料回收加工業(yè)”的數(shù)據(jù)缺失，所以剔除了這一行業(yè)。對(duì)于分行業(yè)總產(chǎn)值，直接選取中國(guó)工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒中按當(dāng)年價(jià)格計(jì)算的工業(yè)總產(chǎn)值，對(duì)于固定資產(chǎn)凈值，由于自2012年及以后沒(méi)有再列示，所以自2012年的固定資產(chǎn)凈值直接拿統(tǒng)計(jì)年鑒中所列示的固定資產(chǎn)原價(jià)減去相對(duì)應(yīng)的累計(jì)折舊后得到。

表1 中國(guó)制造業(yè)29個(gè)分行業(yè)平均全要素生產(chǎn)率（TEP）及其分解指標(biāo)（2007-2012）

行 業(yè) 全要素生產(chǎn)率（TEP）及其分解指標(biāo)TEP TE EC電氣機(jī)械及器材制造業(yè) 0.911 1.101 0.827通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè) 1.087 1.116 0.974儀器儀表及文化、辦公用機(jī)械制造業(yè) 1.125 1.128 0.996工藝品及其他制造業(yè) 1.009 1.138 0.885平均值 1.218 1.119 1.088

四、計(jì)量結(jié)果

運(yùn)用EVIEWS6.0軟件對(duì)上述數(shù)據(jù)進(jìn)行處理回歸，結(jié)果如下①T表示全要素生產(chǎn)率TEP，NF表示內(nèi)向FDI，WF表示外向FDI，RD表示研發(fā)投入R＆D，P表示人力投入。：

Dependent Variable：LNT

Method：Least Squares

Date：04／25／15 Time：15：02

Sample：2007 2012

Included observations：6

Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob. LNNF 1.259072 0.479959 0.264370 0.0055 LNWF 0.215465 0.277678 1.496211 0.0451 LNRD 1.094596 0.517032 1.281156 0.0119 LNP 0.662399 0.204648 2.348665 0.0377 C -10.93084 12.10684 -0.902865 0.0125 R-squared 0.699161 Mean dependent var 1.943193 Adjusted R-squared 0.675805 S.D.dependent var 0.336966 S.E.of regression 0.108770 Akaike info criterion 1.724258 Sum squared resid 0.011831 Schwarz criterion 1.897792 Log likelihood 10.17277 F-statistic 110.4676 Durbin-Watson stat 2.056238 Prob（F-statistic） 0.035031

由上，我們得出回歸方程為②本文的主要目的是分析制造業(yè)全行業(yè)在對(duì)外投資過(guò)程中的技術(shù)吸收效應(yīng)，所以本文僅采用單一的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，并沒(méi)有使用面板數(shù)據(jù)，在后續(xù)的研究中可以拓展至分行業(yè)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。：

由回歸結(jié)果我們看出，樣本決定系數(shù)R^2＝0. 699161，說(shuō)明模型的整體擬合度較好；D-W統(tǒng)計(jì)量為2.056238，表明不存在一階自相關(guān)性；F統(tǒng)計(jì)量為110.4676，表明方程整體的顯著水平適中。

由回歸結(jié)果我們得出，中國(guó)的制造業(yè)水平相對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家來(lái)說(shuō)還有一定的差距，制造業(yè)的技術(shù)含量并不是很高，中國(guó)制造業(yè)的對(duì)外投資對(duì)本國(guó)制造業(yè)水平提高的促進(jìn)效應(yīng)并不是很明顯。具體地，在其他因素不變的情況下，當(dāng)內(nèi)向FDI、外向FDI、研發(fā)投入和人力投入分別變化一個(gè)單位時(shí)，制造業(yè)全要素生產(chǎn)率分別變化1.259072、0.215465、1.094596和0.662399個(gè)單位。

五、結(jié)論與建議

從實(shí)證結(jié)果可以看出，雙向FDI、研發(fā)投入和人力投入對(duì)中國(guó)制造業(yè)生產(chǎn)率均具有正向的促進(jìn)作用，且內(nèi)向FDI、研發(fā)投入對(duì)制造業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)效應(yīng)要遠(yuǎn)大于人力投入和外向FDI。

由于本文的重點(diǎn)是分析外向FDI的技術(shù)吸收效應(yīng)，所以對(duì)于人力投入我們沒(méi)多做探討。經(jīng)查相關(guān)資料，2007-2013中國(guó)制造業(yè)對(duì)外投資主要集中在東南亞、拉丁美洲、非洲等一些不發(fā)達(dá)甚至欠發(fā)達(dá)的地區(qū)，這些地區(qū)制造業(yè)的技術(shù)含量相對(duì)較低，甚至要遠(yuǎn)低于中國(guó)，而制造業(yè)的外商直接投資主要來(lái)源于美國(guó)、歐洲等發(fā)達(dá)國(guó)家，這些國(guó)家的制造業(yè)水平非常發(fā)達(dá)，技術(shù)含量也相對(duì)較高［12］，所以相對(duì)于內(nèi)向FDI，外向FDI的技術(shù)吸收效應(yīng)并不是太好，但相比王恕立和胡宗彪（2013）對(duì)服務(wù)業(yè)所做的研究來(lái)說(shuō)，制造業(yè)的外向FDI已呈現(xiàn)正向的溢出效應(yīng)，這說(shuō)明中國(guó)的走出去戰(zhàn)略的正向效應(yīng)已開(kāi)始逐漸的顯現(xiàn)。

為了提高中國(guó)制造業(yè)的生產(chǎn)率水平，增強(qiáng)中國(guó)制造業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)水平，我們認(rèn)為：（1）中國(guó)應(yīng)加大對(duì)制造業(yè)企業(yè)的支持力度，鼓勵(lì)制造業(yè)企業(yè)走出去，大膽走向技術(shù)含量高、制造水平高的歐美等發(fā)達(dá)國(guó)家進(jìn)行投資，同時(shí)也要為本國(guó)的跨國(guó)公司營(yíng)造良好的國(guó)外投資和經(jīng)營(yíng)環(huán)境。（2）加大對(duì)中國(guó)制造業(yè)的研發(fā)投入，鼓勵(lì)制造業(yè)企業(yè)進(jìn)行相關(guān)的技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)研發(fā)，國(guó)家可以在稅收、企業(yè)政策等方面對(duì)相關(guān)的研發(fā)企業(yè)進(jìn)行支持。（3）中國(guó)要建立和完善人才培養(yǎng)和引進(jìn)機(jī)制，培養(yǎng)復(fù)合型、國(guó)際型的制造業(yè)人才，同時(shí)加強(qiáng)對(duì)國(guó)內(nèi)制造業(yè)人力資源的保護(hù)力度，防止人才流失對(duì)制造業(yè)商業(yè)信息和業(yè)務(wù)資源造成損害，而且還要營(yíng)造良好的就業(yè)環(huán)境，增加制造業(yè)對(duì)國(guó)外優(yōu)秀人才的吸引力。（4）鼓勵(lì)本國(guó)企業(yè)實(shí)施跨國(guó)兼并，特別是對(duì)一些掌握著核心技術(shù)的大型跨國(guó)公司進(jìn)行兼并。誠(chéng)然，我們承認(rèn)小魚(yú)吃大魚(yú)所帶來(lái)的陣痛是在所難免的，但國(guó)際聯(lián)姻所帶來(lái)的結(jié)果很可能是加法變乘法，在效率上會(huì)得到大大的提高。所以，不能讓小魚(yú)吃不了大魚(yú)的錯(cuò)誤謬論阻礙我們的發(fā)展。

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（責(zé)任編輯 張玲玲）

F124.3

A

1008-293X（2015）05-0100-05

10.16169／j.issn.1008-293x.s.2015.05.20

2015-08-10

楊俊超（1993-），男，安徽合肥人，紹興文理學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院2014級(jí)碩士研究生。

薛國(guó)琴（1968-），女，浙江上虞人，紹興文理學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院教授。