外商直接投资对中国技术溢出的分类检验研究，本文主要内容关键词为：中国论文,外商论文,直接投资论文,技术论文，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 引言
外商直接投资(FDI)的技术溢出(knowledge spillovers)问题得到了学者们的广泛研究。在传统经济学理论中，资本被假设为具有同质性。但是大量研究表明不同资本在产出效率上存在很大区别，不仅在实际产品的产出效率上有差别，而且在知识产出上也存在不同的产出效率。具体到外资和内资对东道国技术进步促进作用的差异，实际上就是内外资资本在知识产出效率上非同质性的体现。这种非同质性一方面体现在企业内技术和研发投入的使用效率不同，另一方面影响了其他企业或行业的技术效率，后者就是FDI的“技术溢出”。它可以发生在同一行业之内，也可以发生在不同行业之间，可能是正向的，也可能是反向的。
对FDI技术溢出效应的早期研究，较多使用行业和企业层面的数据。Caves(1974)对澳大利亚制造业的研究得出了显著正向溢出的结果，Globerman(1979)对加拿大、Liu等人(2000)对英国、Kokko等人(1996)对乌拉圭的研究也得出了类似的结论；而Haddad和Harrison(1993)对摩洛哥、Aitken和Harrison(1999)对委内瑞拉的研究则出现了不存在溢出甚至负向溢出的结论。使用区域与国家层面数据的研究在20世纪90年代后逐渐增多，Hejazi和Safarian(1999)利用经合组织(OECD)国家与6个G7国家的双边数据发现，相对于贸易，FDI更易产生技术溢出，Borensztein等人(1998)对69个发展中国家的研究、Krishna等人(2004)对20个OECD国家的研究也证实了存在外资技术溢出的假设。
国内的相关研究中，包群、赖明勇(2003)、徐涛(2003)等研究基本得出了FDI正向溢出的结论；在省级层面数据上，沈坤荣(1999)利用截面数据得出了正向的结论，何洁(2000)则认为存在区域“经济门槛”，王飞(2003)的结论是不存在明显的正向或负向溢出；在行业层面数据上，陈涛涛(2003)、Liu(2000)等研究证实了正向技术溢出的存在，而Hu和Jefferson(2002)等少数研究则得出了负向溢出的结论；在企业层面的数据上，姚洋和章奇(2001)、王志鹏和李子奈(2003)等研究得出了正向溢出的结论。
总体来说，在FDI技术溢出的研究上截面数据使用较多。较之面板数据，截面数据更易得出显著溢出的结论，但却不符合国内经济环境迅速变化的重要特征。企业和行业层面的数据较之省际层面的数据更易得出显著溢出的结论，而中国市场分割的特点使得省际层面的数据结论似乎显得较为可信。因此，在以往研究的基础上，本文使用省际面板数据，首先对FDI总体技术溢出进行测定，然后对不同类型的FDI进行分组检验，这种研究具有新的政策内涵。
二 模型分析
1962年阿罗建立了第一个内生增长模型，成为内生增长理论的开端。它将内生技术进步理解为经济增长的关键，简化后的阿罗模型总量生产函数可以写成：
我们延续阿罗的思路，从(1)式的总量生产函数中，得出一个具体经济产出函数：
它表明，产出Y由资本形成总量K、技术水平A和劳动投入
决定。
假定在一个资本封闭的经济环境中，即不存在FDI的经济中，技术进步是由本国投入技术开发的物质资本
和人力资本
决定，即：
在一个资本开放的经济环境中，假定这个开放是仅指存在FDI的经济，除了本国投入资本和人力进行技术开发外，技术进步还可以通过依靠消化吸收外资技术溢出并进行再创新来获取。从技术供给方来说，它可以通过产业前后向关联、示范与模仿等产生直接技术溢出效应，其大小将直接取决于FDI的量
，①也即：
从技术需求方来说，FDI通过作用于本国投入技术进步的物质资本和人力资本可以产生间接性技术溢出，如竞争效应、人才培训和流动效应等。其效果可能是潜移默化的，途径可能是多样的，但它从长期推动了本国的技术进步，即：
在(4)、(5)式中，我们关注的是φ、σ、η和μ。系数φ表示随FDI引入的技术先进程度，也就是同等规模外资下的技术差异性，系数b则表示了东道国的技术吸收能力和产业关联度等，两者构成了直接性技术溢出；系数μ、σ、η、c构成了间接性技术溢出，其中σ表示外资对内资技术资本投入效率的影响，η则表示了外资进入对内资技术人力投入效率的影响。
因此，在资本开放的经济环境下，技术进步就由自主进步A[，1]、直接性技术溢出A[，2]和间接性技术溢出A[，3]所组成。也即：
(7)式表明，东道国技术水平的提高取决于东道国技术进步的物质投入、劳动投入的增长和外资增长。
(7)式和(2)式构成了本文构建的包含FDI的内生经济增长模型。对(2)式也取增长率可得：
将(8)式带入(7)式得：
(9)
(9)式表明，东道国的经济增长
由资本投入增长率
、劳动投入增长率
、技术进步资本投入增长率
、技术进步劳动投入增长率
和FDI增长率
所决定，其中，前两项是通过要素投入的规模扩张来实现的，而后三项则是通过技术进步来实现产出扩张的。
由于对变量取对数之后不改变产出的弹性系数，为方便实际计量分析，将(9)式以对数的形式改写如下：
(10)式右侧后三项系数β(γ+σ)、β(δ+η)、β(φ+μ)分别反映了国内技术进步的资本投入、劳动投入和外资技术溢出对中国经济增长的作用。根据(10)式，我们就可以把理论模型的分析结果用于经验检验。
三 经验分析
(一)模型设定
Buckley和Casson(1976)、Dunning(1977)均认为，不同国别外资投资者在所有制优势上的不同会导致他们对当地技术溢出效应上的差异。根据中国引进外资的历程和现状，我们将外资分为海外华裔背景的外资(海外华资，主要来自港澳台地区的投资)和来自西方市场经济国家的投资(外国投资，主要来自于欧美日等发达国家)。海外华资在实体资源上不拥有战略资产(Kay，1993)，它们的优势在于使用标准化且成熟技术的经验(Lee and Plummer，1992；Davies，1996)。另外，其发展阶段决定了它们具有经营出口导向和劳动密集型企业的经验，同时熟悉和了解国际市场及其竞争规则。而西方国家投资一般拥有较为明显的技术优势，注重研发投入并保持技术的相对领先。我们分别用FDI[，C]和FDI[，W]来表示这两种类别的外资。
此外，影响FDI技术溢出的因素还有很多，其中，投资方式和股权安排是一个重要因素，国内较少有文献关注。近年来中国外资呈现“独资化”和“跨国并购”增多的特点，投资方式的变化是否影响外资的技术溢出？姚利民、唐春宇(2005)研究了独资与合资对国有工业企业劳动生产率的影响后认为，独资优于合资。从定性分析看，一方面合资和合作形式似乎更有利于技术的扩散和学习，技术溢出应该较为明显，但在合资双方地位相差较大时，技术联系可能更多表现为技术依赖和垄断，而非溢出和创新；另一方面，独资形式较之合资与合作形式一般引进技术更为先进，技术溢出起点更高。我们按投资方式将中国FDI分为中外合资、中外合作和外商独资(外资并购时间不长，且规模相对较小，不纳入研究范围)，分别用FDI[，1]、FDI[，2]和FDI[，3]表示这三种投资方式。
这样，我们对FDI技术溢出效应的经验检验就可以从(10)式转化为如下检验模型：
FDI总体技术溢出检验：
(二)数据处理
我们采用了2000-2005年中国省际面板数据进行分析。在具体指标的选取上：
1.产出变量lnY,选择各省市实际国内生产总值(以2000年为基期)；
2.资本存量lnK[，Y]的测算，我们采用张军等(2004)计算的中国省际资本存量数据；
3.劳动投入ln，采用各省市当年末从业人员数；
4.技术进步的资本投入ln和劳动投入ln，采用当年地区财政三项科技经费和地区城镇单位年末专业技术人员数；
5.核心变量FDI。为了考察技术溢出的时间差异，我们分别使用当期实际外商直接投资额和滞后一期的实际外商直接投资额衡量，用lnFDI和lnFDI′表示；按来源地分组检验，海外华资变量采用当期和滞后一期实际港台地区直接投资额，用lnFDI[，C]和lnFDI[′][，C]表示，外国投资变量采用除港台地区之外其他来源地的实际外商直接投资额，用lnFDI[，W]和lnFDI[′][，W]表示；按投资方式分组检验，分别采用当期和滞后一期合资、合作和独资形式的实际外商直接投资额，
所有货币均按当年名义汇率中间价换算成人民币来计算。
张军等(2004)在计算省际实际资本存量时为保持数据一致性，将1996年后的重庆数据归入四川，这样在该数据处理上有两种选择：一是重庆数据仍归入四川，二是完全舍去两省市数据。考虑到重庆成为直辖市后的宏观经济政策变化较复杂，难以衡量，故选择后者。西藏没有FDI进入，不纳入样本范围，因此共选用除重庆、四川、西藏外的28个内地省市数据，样本数为168。按来源地分组的检验，由于吉林、海南、贵州、青海、宁夏等5省市的分组数据无法获得，故该检验中的样本省市为23个，样本总数为138。
常用的面板数据模型有三种，即常截距模型(common intercept model)、固定效应变截距模型(fixed effects model)和随机效应变截距模型(random effects model)。如果采用了不恰当的模型形式，其估计结果将与所要模拟的经济现实偏离甚远。首先判断模型形式为常截距还是变截距，即判断个体成员之间是否存在个体影响。常用的检验方法是利用Hendry“从一般到特殊”的思想，采用协方差分析方法构造F统计量。
如果选用变截距模型，则应在固定效应模型和随机效应模型之间做出判断，即在已知个体成员之间存在个体影响的前提下，判断是否存在结构变化。构造H统计量如下：
为克服邻近区域经济联系带来的截面异方差性，我们采用广义最小二乘法(GLS)进行估计。
(三)分析结果
1.总体溢出检验。首先对FDI总体溢出进行检验，表1报告了FDI总体溢出检验的三种面板数据模型的回归结果。
根据表1的检验结果，得出一些基本结论：
(1)在中国经济增长中，资本投入贡献率α和劳动投入贡献率β均较大，尤其α达到了0.76以上，基本符合中国经济仍处于粗放型增长，并过于依赖投资拉动的经济现实。
(2)技术资本投入系数β(γ+σ)显著但不大，这或许和我们选择的变量只反映了政府部门技术资本投入有关，但政府投入目前仍是中国技术资本投入的主要力量，因此，该结果在一定程度上说明中国技术资本投入使用效率仍有待提高。蒋殿春、夏良科(2005)对中国高技术产业的分析也有类似结论。
(3)技术劳动投入系数β(δ+η)出现了负值，似乎说明中国技术劳动投入对经济增长有负面影响。我们的解释是：一方面是因为在各地区专业技术人员中，卫生技术人员和教学人员等非直接技术研发人员比重较大，他们对经济增长的贡献主要通过提高劳动力素质等间接渠道实现，无法直接体现在经济贡献上；另一方面也说明技术劳动投入从费效比上看可能是非经济的，即相同技术，自主研发的成本要高于直接引进的成本。
(4)在关键的FDI变量系数中得出了重要结论：不论是当期还是滞后一期的外资系数β(φ+μ)均为负，说明总体上FDI技术溢出为负向，尽管从绝对值上看，负向溢出不算很大。这一结论和沈坤荣(1999)、何洁(2000)等采用省际数据的经验研究结论正好相反，少数研究如Hu和Jefferson(2002)等得出和本文类似的结论。我们认为，除了在研究对象、方法、模型和指标等方面的差异而导致结果不同外，数据年份选择是重要因素。中国入世后，在引进外资速度、质量、激励政策等方面均产生了一些重要变化：
在速度上，包括完善知识产权制度在内的一系列政策出台，使引资数量摆脱了徘徊局面，出现了两次大幅度增长，同时外资企业成为技术引进的主要力量(中国外商投资报告，2005、2006)。外资规模变化使经济和行业环境在竞争强度、行业集中度、产业关联度、内资挤出等方面发生新的变化。
在结构上，高增长行业如高新技术产业、装备制造业、房地产行业等成为外资感兴趣的主体。而中国开放服务业领域并未出现预期中的外资井喷，制造业则吸引了外资流入的2/3，一方面“中国制造”更加不可撼动，另一方面却并未出现由“中国制造”向“中国创造”转变的更多迹象(中国外商投资报告，2005、2006)。
在来源上，海外华资仍占FDI流入的最大比重，比例上并未发生太大变化。
在方式上，独资趋势继续显著加强，同时，外资并购国内企业尤其是行业优势企业成为近年一大特点(中国外商投资报告，2005、2006)，我们认为投资方式的变化是权重较大的影响因素。
在引资领域上，每年《外商直接投资指导目录》都在大幅降低对外资的限制，扩大外资参与中国经济的广度和深度，特别是2007年“两税合一”使外资国民待遇改革达到了阶段性顶峰。上述变化极大影响了外资技术溢出的作用方向与途径。
(5)从FDI系数绝对值看，技术溢出存在时间差异。负向溢出在滞后一期方程中被明显削弱，FDI进入初期负向溢出较大，随经营深入，负向溢出减弱，正向溢出增强。其原因如下：一方面外资进入模式还主要以绿地投资为主，进入初期的本土化需求加大了对内资各类技术资源的争夺力度；另一方面，说明FDI的技术溢出存在一定滞后性，持续经营是充分发挥外资正向溢出的前提。事实上FDI技术溢出是否存在时间或者周期性差异，仍有待研究。蒋殿春、夏良科(2005)的解释是内外资企业技术差距上可能存在“挤牙膏”现象和外资企业“领先一步”的研发策略。也就是同行业的外资企业总是保持着对内资企业一定程度的技术领先，这就意味着在初期，外资技术投入有所保留，正向溢出有限，随着企业发展和竞争加剧，将逐步提高技术投入水平，加快新产品创新速度，正向技术溢出也随之增强。
(6)除去生产函数中劳动投入的贡献系数β的影响外，我们得出：γ+σ在0.36左右。γ表示自主技术进步中内资资本投入贡献率，σ表示外资进入对内资技术资本效率的影响，现有方程中我们无法测定γ和σ的具体值，有待后续研究；δ+η取值为-1.0至-1.1，δ表示自主技术进步中内资劳动投入贡献率，η表示外资进入对内资技术劳动投入效率的影响，尽管无法测定各自数值，但可以判断，外资对内资技术劳动投入效率有较大负面影响，可能是由于人才单向流动、高层次人才垄断等原因；φ+μ为-0.10～-0.13，由于FDI较国内同类企业技术优势明显，因此φ为正，具体数值有待后续研究测定。
2.按来源地检验。我们将FDI按来源地分成海外华资和外国投资进行分组检验，表2报告了按来源地分组检验结果。
首先考察技术溢出方向，检验结果显示，不论海外华资还是外国投资，其技术溢出均为负向，与总体检验结果一致。
其次从绝对值上看，不论是当期还是滞后一期外资变量，外国投资负向溢出程度均小于海外华资，显示出不同来源地外资的溢出差异。我们解释如下：第一，外国投资明显的技术优势是重要原因，说明内外资技术差距越大越利于发挥外资正向溢出，同时也说明中国内资吸收能力不足的问题已有所改善，而赖明勇等(2005)认为吸收能力方面较为重要的是经济“门槛”和人力资本投资(何洁，2000)；第二，和外国投资相比，海外华资偏重于劳动密集型行业，对内资企业竞争压力更大，充分竞争会促使效率提升，而过度竞争则会导致非效率；第三，由于文化、语言等原因，海外华资企业本土化程度更高，进入初期需要更多本土资源，因而挤出效应更强。
另外，按来源地分组检验同样表现出了显著时间差异，海外华资和外国投资的滞后一期变量系数绝对值均小于当期变量系数绝对值，和总体检验结果保持一致。但从系数变化上看，外国投资的正向溢出发挥明显快于海外华资。我们认为其原因在于：首先，外国投资的正向溢出侧重先进技术和管理的扩散，而海外华资正向溢出更侧重经验示范和人力流动，前者溢出发挥的后续潜力显然更大；其次，海外华资的负向溢出主要体现在过度竞争上，外国投资主要体现在争夺技术主导权(如行业标准、技术依赖等)上。
3.分组检验：将FDI按投资方式分组检验。表3报告了按投资方式的分组检验结果。按投资方式分组检验结果显示了三类投资方式在技术溢出方向和程度上的显著差异。合资形式检验结果显示了显著负向的技术溢出；合作形式检验结果中，当期外资变量lnFDI[，2]在5％水平上显著为负，滞后一期外资变量lnFDI[，2]为负但不显著；独资企业检验结果均为正但不显著。再结合系数绝对值，发现从合资到合作再到独资，其技术溢出效应呈现出显著负向—负向程度减弱甚至不明显—正向溢出的规律，尽管独资企业正向溢出没有通过显著性检验，但这种转变的趋势可以认为是存在的。姚利民、唐春宇(2005)也表明了类似观点，但张小蒂、徐旻(2005)则持相反观点。同时，结合前述总体检验负向溢出的结论，我们可以认为，合资企业是FDI负向技术溢出的主要来源。
近年来外商投资一个显著变化就是跨国公司技术发展模式的改变，跨国公司不仅将中国作为重要制造基地和销售市场，而且也逐渐在中国布局区域性甚至全球性的研发基地。我们注意到，这一趋势和近年来显著的独资趋势在时间上不谋而合，绝大多数外资研发中心也均依托其在华的独资企业。在跨国公司看来，独资企业将更能够保证技术封闭性，因而会更多地将R&D活动引入中国。而在东道国看来，外资研发中心研发的技术和从母公司转移引进的技术，虽然其所有权都掌握在独资企业手中，但对内资企业的技术溢出却是完全不同的两个概念。前者由于技术研发的过程在中国完成，将更多使用中国本土研发资源，和本土企业有更多前后向联系，本土元素在技术研发各环节中参与的深度和广度越大，其技术溢出的正向效应就越明显。这是近年来独资企业更易于产生正向性技术溢出的重要原因。
我们注意到，按投资方式分组检验也存在显著时间差异。三类企业当中，合资企业负向溢出增强，表明随着经营深入，合资企业体现了越来越强的负向溢出。而在合作企业和独资企业中，负向溢出减弱或者正向溢出增强，就是说，合作企业和独资企业的正向溢出会逐渐发挥(合作企业比重较小)。我们认为主要原因在于合资企业更多作为跨国公司海外制造基地或销售基地，在经营进程中追加技术投入的意愿不够强烈，反而会通过过度竞争、资源争夺甚至垄断等手段阻碍内资企业技术进步；同时也说明，中国FDI独资趋势的发展利于发挥正向技术溢出。另外，这个结果也为我们提供了新的研究视角，即三类投资方式的FDI，其技术溢出在不同经营阶段的表现及其作用机制。Hu和Jefferson(2002)关注到了FDI长短期效果的区分。
四 结论
本研究得出了以下不同类型FDI技术溢出影响中国经济发展的重要结论。
1.中国经济增长主要特征仍体现为依靠资本和劳动要素投入的粗放型增长，技术进步在经济增长中的作用有待提高，技术进步主要依靠资本投入，劳动投入效率不高；
2.FDI呈现明显的资本非同质性，主要表现为显著但不大的负向溢出，并随经营深入，负向溢出逐渐减弱，正向溢出逐渐加强；
3.不同来源地的FDI在技术溢出程度上有所差异，相对于外国投资，海外华资技术溢出负向程度更高，表明海外华资对中国技术进步的负面影响更多，技术“挤出”现象更为明显；
4.不同投资方式的FDI在技术溢出方向和程度上存在差异，合资形式负向溢出较严重，而合作形式和独资形式负向溢出不明显或表现为正向溢出；同时合资形式负向溢出将逐步增强，而合作和独资形式负向溢出会逐步减弱，正向溢出逐步增强。
本文也存在一定局限性和需要进一步研究的问题。第一，区域差异是影响FDI技术溢出的重要因素，尤其是在经济条件和吸收能力上，限于数据条件，本文未能加入代表区域差异的控制变量；第二，外资投资动机不同也是影响其投资和研发行为的重要因素，但鉴于企业投资动机往往比较复杂且难以判断，本文忽略了该因素的影响；第三，对于外资变量指标和滞后变量的选取，国内学者有不同的做法，如谢建国(2006)直接使用当年度外资总额，江锦凡(2004)按10％的折旧率计算等，但均未能取得令人满意的效果。鉴于数据可获性和溢出效应的可区别性，本文采用了年度实际外商直接投资额和滞后一期的外商直接投资额，对多期的情况及其检验问题作者将在后续研究中进一步探讨。
(截稿：2008年4月)
注释：
①根据内生增长理论的研究与开发(R&D)模型，FDI带来的新技术与FDI规模存在严格单调的正相关关系，也即A[，2]=bK[φ][，f]。严格地说，这种严格单调的正相关关系不一定成立。但是Howitt(1999)、Young(1998)的研究证明了企业知识存量与企业的R&D投入成正比，技术溢出效应的大小与资本规模大小存在正相关关系。由此，我们可以认为，FDI的资本规模和技术溢出之间存在正相关性。
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