外商直接投资与对外贸易技术溢出效应比较——基于面板因果关系的研究，本文主要内容关键词为：因果关系论文,对外贸易论文,外商论文,直接投资论文,效应论文，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
内生增长理论提供了一个分析技术进步如何影响经济增长的理论框架，其中基于研发（R&D）投入的内生增长模型已经成为描述技术进步作用的重要方法之一。内生增长理论也强调了国际技术溢出效应对一国技术进步的贡献，并把R&D和国际贸易作为技术进步的发动机（Grossman和Helpman，1991）。因此，在开放经济系统中，由于国家之间存在水平或垂直的中间产品贸易，一国的技术进步不仅取决于国内的R&D投入，而且其他国家的R&D活动也通过各类传播渠道直接或间接地影响本国的技术进步水平，即国际技术溢出效应。国际技术溢出通过商品贸易、FDI、劳务输出以及信息交流等渠道对一国经济产生影响，其中以商品贸易、外国直接投资为传播渠道的技术溢出称为物化型技术溢出（embodied spillovers）。近年来随着贸易投资一体化的快速发展，国际贸易和国际直接投资对东道国经济的影响，特别是对东道国产业的技术溢出效应，引起了各国理论界和政府部门的极大关注。研究表明贸易和FDI可以使一国获得含有外国先进技术的产品和服务，并提供了获取其他形式技术知识的机会，本国厂商通过学习和模仿可以提高生产效率和技术能力。
在外贸渠道技术溢出实证研究方面，Coe和Helpman于1995年进行了开创性的研究。Coe和Helpman（1995）利用Grossman和Helpman（1991）的“创新驱动”增长模型构建了一个进口贸易、R&D技术溢出效应与全要素生产率增长之间关系的经验模型，并利用21个OECD国家和以色列1971－1990年的总量数据进行了实证分析。模型以全要素生产率（TFP）水平为因变量，以国内R&D存量和双边进口贸易份额加权的外国R&D存量为自变量构建回归模型（CH模型），研究结果表明一国从高水平R&D国家进口产品会促进本国生产30的提高。Helpman和Hoffmaister（1997）利用1971－1990年22个工业化国家和77个发展中国家的总量数据为样本，分析通过贸易渠道对发展中国家的溢出效应。以CH模型为基础，建立了CHH模型，研究发现发达国家R&D对发展中国家的溢出效应是实质的、明显的。后来的研究在对CH模型和CHH模型的完善和改进方面开展了大量的工作，如LH和LP方法。Bin Xu和Jianmao Wang（1999）通过运用两种不同的方法重新分析OECD工业化国家之间的R&D溢出，再次证实了Coe和Helpman的观点，即OECD国家之间的贸易确实存在R&D溢出现象。
国内对贸易的技术溢出效应研究相对较晚，李小平和朱钟棣（2004）利用中国1999－2003年32个工业行业的面板数据，对贸易渠道技术外溢进行分析，得出国际R&D通过贸易渠道促进了中国工业行业的技术进步、技术效率和全要素生产率的增长。李志宏（2006）运用协整分析方法对CH模型数据进行了检验，认为R&D通过直接和间接增加资本积累及产出引发总产出的增长从而促进经济的可持续增长，而经济增长反过来会导致R&D创新活动的不断深化。
在外资渠道技术溢出实证方面，许多学者利用各国横截面、时序数据对“FDI技术外溢”假设进行了检验，结果发现流入发达国家的FDI对东道国企业普遍存在着技术外溢效应。Caves（1974）、Globerman（1979）、Imbriani和Reganati（1997）对澳大利亚、加拿大以及欧洲国家的检验结果表明外资企业对当地企业产生了明显的外溢效应。但是对发展中国家FDI技术溢出效应的检验却难以得到一致结论。Kokko（1996）、Sjoholm（1999）等人分别发现FDI在乌拉圭、印度尼西亚等国存在技术溢出；然而Haddad和Harrison（1993）、Aitken和Harrison（1999）等对委内瑞拉、摩洛哥等发展中国家的检验结果却不支持FDI技术外溢假设，或发现FDI的技术外溢效应只在一定条件下成立。国内学者对中国FDI的研究，如：何洁、沈坤荣（1999）等采用横截面数据，潘文卿（2003）、王志鹏和李子奈（2003）等采用面板数据进行的研究，均证实了FDI溢出效应的存在。
虽然国内外学者对外贸渠道和外资渠道的技术溢出效应给予了越来越高的关注，也有大量的文献发表。但多是针对其中一种溢出方式进行研究，将两种渠道结合起来分析的文献较少。Catherine Y.Co（1999）运用了美国1982—1990年448个制造业数据分析了FDI、贸易与工业生产率的关系。Joe P.Damijan,Mark Knell等（2003）运用了8个国家从1994—1998年的公司数据分析了FDI、贸易以及R&D与技术进步的关系。国内学者黄先海和张云帆（2005）运用拓展后的CH的贸易溢出计量模型，将我国从商品贸易以及FDI中所获得的技术溢出纳入同一模型中加以综合分析。经测度表明，我国外贸外资的技术溢出效应都较显著，且相互间存在共生互补关系，外资的技术溢出效应略大于外贸的溢出效应。李平和钱利（2005）在对CH模型进行改进的基础上，用面板数据就两种技术溢出渠道对我国东、中、西部技术进步的影响进行了实证检验。结果，进口和外资产生的技术溢出促进了各地区全要素生产率的提高。至于FDI与贸易之间的关系的研究，王俭，李雪松（2005）选用的国家和地区是中国香港、中国台湾、日本、韩国、欧盟、美国。不同国家和地区在华累计FDI（或FDI存量）与中国对其出口之间的关系十分显著。邱斌，唐保庆，孙少勤（2006）采用协整检验的方法，分别运用外资企业数据、全国数据以及江苏省数据重新检验了国际贸易与FDI之间的长期相互关系。实证结果表明，外资企业的国际贸易与FDI之间存在长期稳定的相互促进关系，基于全国数据的国际贸易与FDI之间没有相互促进关系，基于江苏省数据的国际贸易和FDI之间只具有单向促进作用。邵军、徐康宁（2007）用中国29个地区的面板协整方法的研究结果是：外资与中国外贸之间存在明显的互补关系。
国内外研究外商直接投资或外贸对技术进步的影响，要么采用的是时间数列分析方法，要么在采用面板数据进行的研究中，选取的时间跨度也大多在5年以内。这种研究结果只能揭示某个特定国家内技术溢出效应发生的静态规律，难以发现一般动态规律。而且以前的研究只是近似地表达外资、进出口和技术进步的线性关系，但是没有证据表明三者之间存在内在因果关系。针对中国的技术全要素生产率的增长是否来源于外向型经济的发展；外商直接投资和进出口能否是中国技术进步的长期和短期原因；两个渠道的关系如何；外商直接投资和进出口是否存在“互补”效应或“替代”效应等诸多值得探讨的问题，本文采用面板单位根检验、协整检验以及误差修正模型等现代计量经济学方法，实证研究外资和进出口对我国整体技术水平的影响。
二、我国外资、外贸与技术水平的发展
索洛（Solow）于1956年提出的经济增长模型。假定了一个两要素生产函数：
本文采用的数据全部来自于历年《中国统计年鉴》。其中，总产出用剔除了物价因素的国内生产总值衡量，劳动力总量可以用《中国统计年鉴》中的历年社会劳动者人数度量，资本存量依照公式：“第t年的资本存量＝第t－1年的资本存量+第t年的全社会固定资产投资总额”计算所得。通过对（3）式的回归，得到资本的产出弹性为0.697，劳动的产出弹性为β＝1－α＝0.303。代入方程（4）可以计算出历年来中国的全要素生产率及增长率。相关数据及计算结果如表1：
从图1中大致可以看出FDI和国际贸易均呈稳健上升的趋势，其中全要素生产率波动幅度稍大，这可能是由于相应年间中国经济体制变革与宏观经济政策的影响造成。但三者基本上都呈现上升的趋势，而这三者之间的相关性到底如何、是否存在内部的因果联系则需要进一步的检验。
三、模型与方法
在指标选择和数据来源方面，技术进步指标，本文选取全要素生产率（TFP），对外贸易进口和出口的和（TR）、外商直接投资（FDI）。同时对各变量取自然对数，分别以LnFDI、LnTR和LnTFP表示。引入对数是为了研究的方便，因为取对数后更容易得到平稳性，有助于消除时间序列中存在的异方差现象，并且不会改变时间序列的性质和相互关系。
在计量方法方面，本文分三部对外商直接投资、进出口和全要素生产率之间的关系进行检验。首先，利用面板数据单位根检验方法进行单位根检验；在此基础上，运用Engle和Granger（1987）的两步法，对其进行两两长期因果关系检验；在存在长期因果关系的条件下，本文在最后进行短期因果关系检验。
（一）面板数据单位根检验
为了克服选择一种方法进行检验所带来的偏差，本文选择了B检验、LLC检验和IPS检验三种方法对外商直接投资、进出口和全要素生产率各变量进行单位根检验。
（二）面板数据协整分析及长期因果关系检验
为了检验变量之间的长期因果关系，在此利用Engle和Granger（1987）的两步检验法。在度量外商直接投资和外贸是否是技术进步的长期原因时，如果度量三个变量是两两同阶单整的，则对下式运用面板方程进行回归，得到残差序列Eit，同时援用上述三种单位根检验方法对残差序列进行单位根检验，以判断残差序列的平稳性。如果Eit是平稳的，说明两者之间的长期关系成立。
（三）面板数据误差纠正模型及短期因果关系检验
协整关系只反应变量之间的长期均衡关系，为弥补长期静态模型的不足，可通过短期偏离长期均衡的修正机制。同时，由于数据年限不长，通过进行上述检验得到的长期关系令人质疑（Christopoulos和Tsionas，2004）。为此，在长期因果关系成立的条件下，有必要进行短期因果关系检验。为此，本文构建以下面板数据误差修正模型。
上式中，d表示一阶差分运算，
表示长期均衡误差。如果λ为零被拒绝，说明误差修正机制产生，检验得到的长期因果关系是可靠的，反之则是不可靠的。如果
为零被拒绝，说明短期因果关系成立，反之则无短期因果关系。
四、实证结果及分析
本文在数据选取方面，采用时间序列数据对我国现阶段的现象进行分析时，由于有效数据大多只能从1978年改革开放以后来选取，而且许多数据在1978年后的一段时间也没有进行规范的统计，因此样本区间太短，所以在数据选择上不仅选取时间序列数据（polled data），而且选取横截面数据（cross data）。本文所有数据为1988－2006年中国29个省、市及自治区的数据。东部是指辽宁、北京、天津、河北、山东、江苏、浙江、上海、福建、广东、广西、海南12个省、直辖市、自治区，中部是指黑龙江、吉林、内蒙古、山西、河南、安徽、湖北、江西、湖南9个省、自治区， 西部是指四川、重庆、内蒙、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。其中由于西藏的FDI较少，所以忽略不计。由于重庆市数据1997年以后才开始独立统计，为使数据前后保持一致，把重庆数据并入四川数据进行分析。所有数据分别摘自各年《中国统计年鉴》。本文使用Eviews 5软件包来计算。
利用全国29个地区的面板数据，通过前面对（3）式的回归结果，资本的产出弹性为0.697，劳动的产出弹性为β＝1－α＝0.303。可以看出，资本对总产出的贡献大于劳动力的贡献。然后可以按照此方法分别计算出我国29个地区1993－2006年14年的全要素生产率，进一步进行检验。
（一）面板数据单位根检验
分别对三变量进行LLC检验、B检验和IPS检验，检验结果见表2。表2表明，外商直接投资、进出口、全要素生产率经三种方法检验，均有单位根。经过一阶差分后，经相同方法检验，发现其结果除TFP未能通过B检验和FDI、未能通过LLC检验，其他均通过1％的显著性检验。因此，可以认为外商直接投资、进出口和全要素生产率是一阶单整的。
（二）面板数据协整分析及长期因果关系检验
通过面板数据单位根检验，外商直接投资、进出口和全要素生产率表现为一阶单整I（1），因此两两之间存在协整关系的可能。根据两步法，首先检验它们两两之间是否存在长期的因果关系。对面板方程估计得到的残差序列Eit进行单位根检验，结果见表3。
根据表3，可以发现lnTFP和lnFDI残差序列是平稳的，通过99％的LLC显著性检验，虽然B检验和IPS检验达不到10％。但是可以在70％的显著性水平上是稳定，可以近似认定两者互为长期因果关系。另外可以得出lnTR是lnTFP的长期原因，也近似通过70％的显著性检验。但是没有证据显示，lnFDI和lnTR有长期稳定的因果关系。其协整方程为：
以上方程均通过99％的t检验和F检验，从协整方程可以看出，在长期内，lnTFP与LNFDI之间是正相关的关系。其中lnTFP与lnFDI之间的弹性系数是0.0551，即lnFDI每增加一单位，lnTPF增加0.0551单位。lnTPF每增加一个单位，lnFDI增加4.4987个单位。LnTPF和lnTR也是正相关关系，其中lnTR每增加一个单位，lnTFP增加0.052957个单位。
（三）面板数据误差修正模型及短期因果关系的检验
通过面板数据协整检验发现，外商直接投资和全要素生产率互为长期因果关系，进出口是全要素生产率的长期原因。由于时间跨度较短，这些结果的稳定性如何呢？为此，有必要进行短期因果关系检验，结果见表4。
表4的检验结果表明，模型1的ECM项回归系数为正且通过1％的显著性检验，说明误差修正机制发生，外商直接投资是技术进步的长期原因得到证实。模型2 ECM回归系数也为正，说明直接投资和技术进步互为长期因果关系。模型3说明对外贸易是技术进步的长期原因。考察其他变量的显著性，外商直接投资和技术进步的短期因果关系得到证实。并且对外贸易也是技术进步的短期原因。
五、计量结果分析及政策建议
检验结果表明，FDI和对外贸易都是技术进步的长期和短期原因，但外资的溢出效应略大于外贸的溢出效应。这主要跟外国直接投资是包含资本、技术、设备、管理、知识等的“一揽子资本”有密切关系。由于是“一揽子资本”，因而其溢出的具体路径可能是多方面的，有利于从技术、管理、知识等多个层面来提高我国的技术水平，从而逐步缩小与发达国家的差距。同时，FDI还通过产业后向与前向关联效应推动国内产业的发展，产业关联度越高，对国内经济的推动和拉动作用越明显，尤其是出口导向型FDI更利于提高国内商品的国际竞争力。此外，对于我国这样的经济转轨型国家来说，FDI的引进还有助于国内建立起市场竞争机制，推动要素的流动，提高社会资源的配置效率，从而推动经济增长。
同时技术进步是FDI的长期和短期原因。说明外商投资的区位选择除了市场容量、产业积聚程度、劳动力质量、基础设施建设等因素，技术进步程度也是一个重要因素，所以外商倾向于投向技术水平比较高的东部地区。所以对于我国的西部地区和中部地区要吸引外资的进入，不仅要注意改善自己的基础设施建设、劳动力素质的提高，而且要不断提高自己的自主创新水平。
结果还显示外商直接投资和进出口没有长期稳定关系，即进口和出口没有显著促进FDI的流入，而且FDI的进入也没有显著地导致我国整个进口额与出口额的提高。这与邱斌等（2006）对全国水平的检验结果相同。原因可能有： （1）地区因素。我国的东部、中部和西部三个地区在吸收FDI的数量上存在较大差异，东部最多，几乎占了全国的90％，中部次之，西部最少。由于在地区分布上的不平衡，聚集于东部的FDI虽然与东部的国际贸易存在密切的联系，但是，这些几乎占据全国90％的FDI对中部地区和西部地区的影响却是微弱的，加上中部和西部国际贸易量占全国的比例相对于FDI占全国的比例要高出许多，所以得出了国际贸易与外商直接投资不是相互促进关系的结论。（2）产业因素。我国的国际贸易主要以纺织品、机电产品出口等为主，同时，我国吸引的FDI主要以制造业为主，国际贸易产业结构与FDI的产业结构无法充分实现联动效应，因此，产业结构上的较大偏差使得实证检验结果不能表现为两者的相互促进。
本文的政策含义是：发展中国家完全依靠自身的研发努力来获取技术的进步和生产率的提高无疑要耗费高昂的成本，同时也面临自身要素禀赋的制约。由于外商直接投资和国际贸易对一国生产率的增长和技术进步具有显著的促进作用，因此发展中国家在强调自主创新的同时，不应该排斥国际间的技术外溢来提升自己的技术水平。
中国要注重外贸外资的技术溢出效应，双管齐下，分享世界技术进步的成果，推进全要素生产率的提高。实证分析表明，外贸外资不仅能使一国获取静态利益，更重要的是还能产生技术溢出，促进技术进步，造就动态利益。中国正处于由主要依靠要素投入而支撑的外延式经济增长方式向主要依靠技术推动的内涵式经济增长方式的转换过程之中，所以外贸外资的这种技术溢出效果显得尤为重要。因此，我国在承接技术溢出、吸收外国先进技术中，要外贸与外资双管齐下，这样才能有效地推进我国全要素生产率的提高。
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