中国工业部门引进外国直接投资外溢效应的实证研究，本文主要内容关键词为：工业部门论文,中国论文,直接投资论文,效应论文,外国论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、问题的提出
所谓跨国公司的“外溢效应”，也即“外部效应”，一方面是指由于跨国公司子公司的进入和存在，引起和本地企业之间业务上的联系，从而不自觉地引发了前后产业联动效应，另一方面是由于跨国公司的进入引起了本国公司面临的竞争加剧，迫使本公司进行技术模仿、改进，并实现生产效率的提高。但外溢作用最终还是要表现为公司获得的利益的增加，这当然要以外资企业不完全占有由于其进入和存在而带来的东道国企业由于效率整体和局部的提高而带来的利益为前提。
外溢效应是古典微观经济学中的经典内容，而有关跨国公司对东道国的外溢效应的研究，最早则可以追溯到MacDougall（1960），他以比较静态分析方法研究了有关的局部均衡，在其中第一次提出了跨国公司对东道国的外溢效应的重要性。而后Caves（1974 ）第一次比较全面地把跨国公司对东道国的外溢效应分为打破原有市场垄断、竞争和示范、本国企业的模仿三种类型。从此，学者们利用各种不同的分析工具和衡量方法，从不同的角度对外来直接投资溢出效应的发生条件、作用途径和影响效果，以及外溢效应对跨国公司的反作用等动态和静态的情况进行了不同层次的探讨。
中国有关这一方面的研究可以说是随着我国对外开放、吸收外资政策的出台发展而不断充实和完善的，尤其以90年代以后最为活跃。90—94年有关外商直接投资对国内经济的作用方面的研究主要集中在外资引进的正面作用方面。李向阳（1990）指出由外商投资“引进的技术不仅会作用于本产业，还会向其他产业进行传播”。刘星和谷源盛（1994）首次尝试着把利用外资对我国的技术进步的影响加以量化，高巍（1994），孙家恒（1994）则针对我国90年代初期我国的外资引进的势头很劲的现实情况，探讨了外来直接投资对我国对外贸易的影响，肯定了外国直接投资对于我国对外贸易的发展有正面作用。以华小红和杨荣珍（1994）为开端，理论界逐渐出现了对我国引进外资的实际效果表示担忧的言论。华小红和杨荣珍（1994）指出我国引进外资的产业结构欠合理，导致了资源的不合理配置，瓶劲问题和贸易条件的不断恶化，造成我国经济结构调整进程的延缓等问题的出现。李炼（1994）重新分析和诠释了“以市场换技术”的政策，提出对目前我国吸引外资质量的忧虑。许小波（1994）也表示出对广东这个引进外资的大省的引资质量的担忧及对高技术产业外资的渴望。有趣的是，在这段时间内，随着我国吸收外来投资的政策以及投资环境硬件的不断完善，引进外资的来源不断扩展，引资质量也得到了一定的提高，但理论界对于外国直接投资对我国经济的负面外溢效应影响的担忧却有增无减，王允贵（1996），林康（1997），赵晓晨（1997），张永景（1997），童书兴（1997），陈炳才（1998）分别从外资名牌对国产名牌的挤占效应，引资的产业结构效应，技术引进效应和成长压制效应几个不同的方面，指出外资企业对国内经济的负面作用，表达了对我国贯彻“以市场换技术”政策效果的怀疑，并指出不能对外国直接投资的技术转让效果抱太高的希望，认为引进外资对培育中国自己的名牌十分不利，认为我国在引进外资的同时所引进的不断加剧的竞争实际上提高了我们引进外资的成本，所以应该重新来认识和衡量外来直接投资对我国的影响效果，并指出保护国内产业，培育国内市场的重要特殊的意义。王曦（1998）利用实证研究的方法，用对比鲜明的数字说明了我国引进外资的合理规模，并指出现在进入中国的外国直接投资的规模“的确是过大了”；宋泓，柴瑜（1998）则指出跨国公司的“双刃剑”的作用，在肯定引进外国直接投资的同时，特别提出要“大力扶持本国企业的发展，逐步实现产业自立”。
本文笔者受到G.Feder（1982），D.T.Coe，E.Helpman（1995）， D.T.Coe，E.Helpman &A.W.Hoffermaster（1997）的启发，旨在通过利用近十几年来有关外国直接投资工业企业的统计数据来进行回归分析，以分解出外商直接投资企业（简称“三资企业”）对我国内资工业企业以及整个工业部门产生的外溢效应，并对分解出来的外溢效应进行进一步的剖析，从而通过实际的数字回应理论界对这一问题的各种不同的观点和看法。
二、分解外溢效应模型的推导和结果
本文将从供给面来描述工业部门产量总量的变化和各种不同的因素在其中的作用，这样的方法曾经多次用于各种有关促进经济增长的源动力的实证分析中，如Feder（1982 ）就用这样的方法来分析出口对于经济增长的作用，把非出口部门的总产量的增长和非出口部门所使用的劳动力、资本以及出口部门的总产量联系在一起利用生产函数来建立回归方程，这样出口这个自变量的回归系数就可以看成是描述出口部门对非出口部门的产量增长的外溢作用的系数。在本文中，笔者将借鉴 Feder（1982）的这种做法，把整个工业经济分为外资部门（F ）和内资部门（H）两部分，每个部门的生产过程可以用一个生产函数表示， 其中，外资部门对内资部门有外溢作用，考虑到这种作用主要来自外资部门对其资本的运用所带动起来的，所以我们将把外资工业企业的总资本K[,F]（而不是外资部门的总产量）计入内资工业部门的生产函数中，等于是说，当外资工业部门的资本积累加剧了内资工业部门所面临的竞争压力，从而促使内资工业部门采取一些手段提高本身的效率，最终提高内资工业部门的总产量时，所引进的外国直接投资对我国内资部门的外溢效应就为正；当然，如果这样的竞争压力导致内资部门无法招架，也可能出现产量下降的情况，这时候外溢效应就为负。
用数学方程来表示外溢效应如下：
F＝F（L[,F]，K[,F]） （1）
H＝H（L[,H]，K[,H]，K[,F]） （2）
Y＝F+H （3）
这里的Y表示我国工业总产量。F表示外资工业部门的产量，H 表示内资工业部门的产量，L[,F]和L[,H]分别表示外资和内资部门所使用的劳动力的数量，K[,F]和K[,H]分别表示外资和内资部门使用的资本的数量。
进一步假设F[,L]和F[,K]为外资部门的劳动力和资本的边际生产率，H[,L]和H[,K]则表示内资部门的劳动力和资本的边际生产率，且有：
（F[,L]/H[,L]）＝（F[,K]/H[,K]）＝1+δ （4）
就是说，外资部门要素的边际生产率是内资部门的1+δ倍。 我样我们可以对（1）（2）式进行微分，可得：
利用（5）（6）和（4）式，我们可以得到：
可以看到外资部门对内资部门的外溢效应体现在H[,F][*]ΔK[,F]/Y这一项上，如果这一项为正，那么外资的外溢效应就为正，如果这一项为负，外溢效应就为负。
这样，我们分解外资的外溢效应的回归方程可以写成：
我们将利用《中国统计年鉴》1985—1997中有关工业部门的以下相应数据进行回归分析：
Y：1985—1996年工业总产值（当年价格）
L：工业部门职工工资总额
K：全国独立核算工业企业年底固定资产净值
K[,F ]：全国独立核算工业企业中的外资企业的年底固定资产净值。由于官方有关外资部门的资产统计是从1988年开始，所以这里我们利用手头已有的88—96年的数据根据最小二乘法加以回归，（注：这里之所以使用88—92年的数据是因为92年以后我国引进的外商直接投资的结构和这之前很不相同，为了避免回归出来的数据受政府政策的影响太大，所以采用92年之前的数据进行回归。）来估算其他年份的外资部门的资产情况，所用的回归方程是：
K[,F]＝γ[,1]EXPORT+μ[,γ]
EXPORT是外资部门当年的出口量，结果为：
K[,F]＝9.5757967*EXPORT
（14.2585）（注：扩号内是T值）
R[2]＝R[2]＝0.929160
然后把通过回归估算出来的有关外资部门的资产的1985—1988的数值结果和通过笔者按以上提到的方法整理和计算的真实数据合在一起作为外资部门资产的时序数据。
F：外资工业部门的工业总产值（当年价格）。 由于这方面的官方统计是从1993年才开始，加上1985年的全国工业普查的一个数字，其他年份的数字是混合在其他经济类型的工业企业的总产值中的，所以这里笔者利用最小二乘法对1985年和1993—1996年的数据进行回归，来推算外资工业企业在其他年份（1986—1992）中的产值和相应值。所使用的回归方程如下：
F＝β[,0]+β[,1]F[,K]+β[,2]EXPORT+μ[,β]
回归的结果为：
F＝1.00993F[,K]+9.25169EXPORT
（9.8734） （10.7820）
R[2]＝0.9995R[2]＝0.9993F＝5512.59
然后我们用这个方程预测的1986—1992年的外资工业企业总产值的数值加上已有的真实数据共同作为以下分析中将用到的外资部门的总产值的时序数据。
利用最小二乘法，回归方程（8 ）的结果是：（注：为了明线性生产函数的结果同样可信，笔者在附录中给出了线性生产回归方程Y＝α[,1]L+α[,2]K+μ的结果，通过对比可以发现，在加入K[,F]以后，加归的解释力更强了，而同时K[,F]本身也通过了T检查。）
△Y／Y＝14.1250△L／Y＋0.5099△K／Y＋3.9804△K[,F]／Y＋0.3
974△F／Y （8.1）
（2.6081）（0.8314）（0.6973）（0.1030）
R[2]＝0.7776
R[2]＝0.6823
F＝8.1573
可见，外资工业部门的总产量的T值这时候最小， 这说明这一项的系数很有可能为零。于是把它从回归方程中去掉，这样等于是说α[,3]＝0，即δ＝0，所以可以推知外资工业部门的总体的要素边际生产率的总体水平和内资工业部门的水平是大致一样的。重新回归，可以得到以下的结果：
△Y/Y＝14.2886△L/Y+0.5266△K/Y+4.5158△K[,F]/Y （8.2）
（2.9480） （0.9511）（2.0432）
R[2]＝0.7772 R[2]＝0.7216
F＝13.9567
分析回归结果，劳动要素的边际生产率几乎是资本要素的28倍，说明我国工业部门的生产从总体上属于比较典型的劳动密集型。同时，外资部门对内资部门的外溢效应（SPILLOVER），即4.5158△K[,F]/Y 这一项，这里得出的正系数说明了随我国外资工业部门的投资的增加，外资工业部门对内资工业部门产量的外溢效应是正效应，说明我国近二十年来的大力引进外国直接投资的决策于我国工业，尤其是民族工业的发展的促进作用是现实存在的。
三、对外溢效用的进一步剖析
笔者在这一步的分析中采取了D.T.Coe ， E.Helpman 和 A.W.Hoffmaister（1997）的宏观总量分析方法。因为国内对吸收外国直接投资的目的作用方面较为一致的共识是：第一，引进资金，解决经济建设中资金短缺的问题；第二，开拓国际市场，扩大出口创汇；第三，通过引进外资促使外国先进的技术和管理经验流入。因此这里的剖析性实证分析的重点就放在以上三个方面对外国直接投资的外溢效应的实际贡献的情况上。剖析外资部门的外溢效应的回归方程如下：
SPILLOVER＝θ[,1]△R&D／R&D＋θ[,2]△EXPORT／EXPORT＋θ[,3]
△FDI／FDI＋μ[,0] （9）
SPILLOVER＝4.5158△K[,F]／Y
R&D＝以1985年我国吸收外资的主要的23个来源国当年的R&D的存量的加权平均数为基数+每年的增量（每年对我国进行直接投资的各个国家的研究开发经费的加权平均数）。这里的权数是各个国家每年的实际投资在我国当年实际利用外国直接投资数额中所占的比重，也就是说，在这里我们用投资国本国的研究开发投入作为描述外资企业的技术进步程度的数据。（注：这样的做法是模仿D.T.Coe，E.Helpman（1995）的做法，而且有关部门OECD国家的85—90年的存量和增量的数据也是沿用这篇文章中所提供的资料。）（技术因素）
EXPORT＝1985—1996年各年三资企业的出口额（注：这里需要说明的一点是，我们这里研究的是对工业三资企业外溢作用的剖析，但因为相关的三资工业企业外资研究开发经费，出口额和FDI 中用于工业部门的份额的数据都无法得到，同时考虑到外资部门的外溢效应也应该主要集中于工业部门，所以这里就冒然的使用全国总体的数据来回归三资工业企业的外溢效应了。）（市场因素）
FDI＝1985—1996 年各年我国实际利用的外商直接投资的存量（资金因素）
进一步来考虑外溢效应，不难想象在外资企业的技术水平和外资企业的出口业绩，以及外资企业对我国的投资数量之间可能会存在一定的相互作用。比如说，外资企业的技术水平越高，可能其产品的出口比例越大，技术水平越高，对生产规模的要求越高，从而外国直接投资的数量就越大，而对外投资规模越大，可能对规模经济的利用越充分，产品的成本越低，出口数量越大等等，所有这些解释要素间的相互作用又会进一步地影响各个因素各自对外溢效应的贡献程度。如果进一步把这样的考虑加入到我们的回归分析中，我们对外溢效应的剖析回归方程可以扩充为：（注：这样的做法是参照D.T.Coe ， E.Helpmin 和 A.W.Hoffmaister（1997）。）
SPILLOVER＝θ[,1]△R&D／R&D＋θ[,2]△EXPORT／EXPORT＋θ[,3]
△FDI／FDI＋μ[,0] （9）
SPILLOVER＝4.5158△K[,F]／Y
其中：
△FR＝△FDI*△R&D
△FE＝△FDI*△EXPORT
△ER＝△EXPORT*△R&D
如果θ[,4]＞0说明当我们引进的外国直接投资增加速度越快时，内资部门产量针对外资企业技术水平变化的弹性越大，如果θ[5]＞0说明当我们引进的外国直接投资速度越快，内资部门产量针对外资企业出口创汇业绩的变化的弹性越大，如果θ[,6]＞0 说明内资部门产量针对其中一方变化的弹性大小是和另一方的变化幅度的大小成正向关系的，一方因素增加速度的加快将促使内资部门产量针对另一方因素变化的弹性增大。
表1 外溢效应回归结果
参数估计(9.1)(9.2)
θ[,1]0.4808567 0.481093
(4.9702) (5.2462)
θ[,2]-0.019743 -
(-0.2485)
θ[,3] 2.330927 1.908844
(1.0702) (1.4784)
θ[,4] --
θ[,5] --
θ[,6] --
FDIE① 0.48085670.480193
EXPOE②-0.019743-
R&DE③ 2.330927 1.908844
R[2]
0.564019 0.560624
R[2]
0.455024 0.511837
参数估计(10.1)
(10.2)
θ[,1] 0.758899 0.569705
(0.9035) (2.8829)
θ[,2] 0.357610 0.357266
(0.5018) (0.5462)
θ[,3]-5.171138 -3.42034
(-0.3423)(-0.2844)
θ[,4] 12.97699 15.73640
(0.3141) (0.4331)
θ[,5]-1.441200-1.175302
(-0.5950)(-0.5994)
θ[,6] 3.537478 -
(0.2330)
FDIE①0.198568 0.261511
EXPOE②
-0.129763-0.123457
R&DE③2.431471 3.016172
R[2]
0.608359 0.604105
R[2]
0.216718 0.340175
参数估计(10.3)
(10.4)
θ[,1]0.573075 0.659086
(3.1170) (4.6330)
θ[,2]0.175264 0.166321
(1.3963) (1.3659)
θ[,3]- -
θ[,4]5.650776 -
(0.7700)
θ[,5]
-0.639860 -0.501055
(-1.2543) (-1.0777)
θ[,6]
- -
FDIE① 0.3211050.3314579
EXPOE②-0.086453
-0.038621
R&DE③ 2.311234 -
R[2]
0.598770 0.564789
R[2]
0.426814 0.455986
①表示外溢效应引进外国直接投资的资金缺口的弥补作用系数。FDIE＝θ[,3]+θ[,4]△R&D/R&D+θ[,5]△EXPORT/△EXPORT。
②表示外溢作用中引进外国直接投资中的出口创汇的作用系数。EXPOTE＝θ[,2]+θ[,6]△R&D/R&D+θ[,5]△FDI/FDI。
③表示外溢作用中的引进外国直接投资中的技术引进作用系数。R&DE＝θ[,1]+θ[,4]△FDI/FDI+θ[,6]EXPORT/EXPORT。
表—1中的（9.1）、（9.2）这两纵列的数据是方程（9）的回归结果，在其中，我们可以发现出口（市场因素）的外溢效应的回归关系似乎并不明显，去掉出口创汇这一项以后，F值有了很大的提高。 这时候内资工业部门产量针对外资企业的技术水平的弹性为2.3309，这就说明外国直接投资带来的技术水平每提高一个百分点，我国内资工业企业的技术外溢作用（即产量的增加）就提高2.3309个百分点，说明外国直接投资的技术因素对我国内资工业企业生产的正向促进作用是比较明显的。引进外国直接投资的资金缺口弥补弹性作用为0.4809，由此可以推知，我国引进的外资的数量每增加一个百分点，外资部门对内资部门的正向外溢效应就增加0.4809个百分点。
表中的（10.1）—（10.4）是方程（10）的回归结果，从中可以看出，当考虑了各自变量之间的相互作用时，回归结果出现了较明显的变化，内资部门的产量针对EXPORT（市场因素）的弹性系数从负数变为正数，而外资企业的技术因素变量R&D的弹性系数则由正变负。 这说明这两个因素的外溢作用主要是通过间接的途径实现的。 先来看技术因素R&D，其直接作用于我国内资部门的外溢作用的负系数表明， 外资企业的技术水平越高，对我国内资工业企业的竞争压力越大。
再来看市场因素EXPORT，（10.1）—（10.4）的回归结果说明单纯从直接渠道来看，市场因素对我国的内资部门的外溢效应是正的，对这种正效应的理解可以从出口创汇，开拓了国际市场，为国内企业的技术革新和技术设备的引进提供资金等方面来考虑。但如果考虑到市场因素通过资本的间接途径发生的外溢效应，其正向外溢作用就要打个折扣了。
在回归结果中，无论间接效果或直接效果中均没有改变弹性系数符号的解释变量是资金因素FDI， 这说明外国直接投资直接弥补资金短缺的作用比较显著。同时我们看到，资金因素在通过引进技术渠道发生的资金短缺弥补外溢效应也是显著正向的，这可以解释在国际技术市场交流日益方便和频繁的现实世界，技术和资本之间的互补性不断地加强，从而导致技术和资本外溢作用的相互促进关系不断加强。另一方面回归结果显示资金因素FDI 通过出口创汇途径发生的资金弥补外溢效应是负向的，这是因为集中在我国的出口型外资企业多数以廉价劳动力比较优势利用型的简单组装加工这样的技术水平和工业附加值都很低的企业为主，资本主要来自港澳台和东南亚，这些粗放型的外资企业占用了国内大量本可以用于生产效率更高的企业的资源，加大了高技术，高资本密集度的外资企业在国内获得资源的难度，导致资金和技术因素的正向外溢作用无法充分发挥。
在逐次去掉T值最小的解释变量的过程中， 我们可以利用得到的几个不同的回归的方程计算内资工业部门的产量相对各因素弹性的总的情况，结果也列出表—1中，分别用FDIE，EXPOE和R&DE来表示，可以看出用不同的方法得出的结果是基本一致的。总之，我们可以得到以下的结论，引进外国直接投资的外溢效应中，作用最明显的途径是技术因素的外溢作用，当引进外国直接投资的技术水平每提高一个百分点，我国工业内资部门的产量就增加2—3个百分点。其次是外国直接投资的资金因素的外溢作用，当我国引进的外国直接投资每增加一个百分点，工业内资部门的产量就增加0.3—0.4个百分点，而外资企业的市场因素对我国的内资部门的外溢作用是一个负数，当工业外资部门的出口每增加一个百分点，我国内资工业部门的产量减少0.1个百分点左右。
四、结论
可见，我国工业部门引进的外国直接投资的总体质量没有得到实质性的提高，和我国内资工业部门相比，工业部门的外资企业总体的要素边际生产率并不存在很明显的优势。但对外资企业对内资工业部门的总体的正向的外溢效应是现实存在的，而且这个正的效应还随我国对外开放的步伐的扩大，引进的外国直接投资的规模的扩张有不断加强的趋势。通过对这个正面的外溢效应加以分解分析，不难发现，中国引进外国直接投资的综合效果总地来说是比较理想的，但这样的外溢效应存在有较大的波动，这主要是因为本文中所考虑的三种不同因素的外溢作用程度并不是均质的，所引进的外资在这三方面的质量水平的不同必然会导致外溢效应总水平的变动。
这样就可以看出为了保持外资部门长期正的外溢效应，关键的问题并不是一味地扩大引进外国直接投资的规模和数量，而是对引进外国直接投资的质量加以有效的管理。在引进外资时，要注重选择外国直接投资适当的技术素质，通过多方引进同产业外资来减少这样的高科技外资对我国相关产业市场的过度挤占或垄断，同时注意不断的培养国内相关技术人才和备置相关技术基础设施，从而更好更快地吸收消化相关产业的技术，实现外国直接投资的技术正向外溢效应的增大。另一方面，需要对从事简单加工再出口的技术素质较低、资源耗费率高、附加值少的工业投资加以更有效的限制，从而减少其本身直接的负面效应和通过对技术和资本密集的外资的挤占的间接负面效应，从而为我国国内的工业企业在获取资源和资金方面提供更好的条件。第三方面，我们要对已进入和将进入我国的外国直接投资进行有效的引导，对技术素质较好的外资企业，注重提高他们的产品出口率，对技术素质较低的外资企业，则要注意其投入的地区和产业选择，使之符合我国产业结构和地区安排的全局合理性，把外国直接投资的引进和我国的产业政策及区域产业政策的长远目标结合起来。最后，要注意对三方面的因素的外溢效应的总体的控制，使总的正向外溢效应达到最大化。