FDI在中国的技术外溢效应：基于面板数据的考察，本文主要内容关键词为：中国论文,效应论文,面板论文,数据论文,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。
中图分类号：F831.6 文献标识码：A 文章编号：1007-6964[2008]10-80620-0527
一、引言
研究发现，流入发达国家的FDI对东道国企业存在着技术外溢效应，如Globerman(1979)[1]、Nadiri(1991)[2]、Imbriani and Reganati(1997)[3]、Keller(2002)[4]等。然而，FDI在发展中国家的技术外溢效应假设检验结果则要复杂得多。Blomstr
m and Persson(1983)[5]、Blomstrm(1986)[6]、Blomstrm and Wolff(1994)[7]、Kokko(1994)[8]、Kokko et al.(1996)[9]、Sjholm(1999)[10]、Lipsey et al.(2001)[11]、Dimelis et al.(2002)[12]等人分别发现，FDI技术外溢效应假设在乌拉圭、印度尼西亚、墨西哥、希腊等国成立。Basant and Fikkert(1996)[13]利用印度1974～1982年企业数据，估计了R&D开支、技术购买、国内和国际的R&D溢出对综合要素生产率的影响。结果表明，技术的国际溢出是印度当地厂商R&D非常重要的一种补充。Sjholm(1999)对印度尼西亚的研究结果表明存在FDI的技术外溢[10]。Changshu Park(2003)[14]发现外国R&D对韩国行业技术进步的影响竟然要大于国内行业R&D的影响。但是Blomstrm(1989)[15]、Aitken and Harrison(1993)[16]、Haddad and Harrison(1993)[17]、Goldar(1994)[18]、Haksar(1995)[19]、Kokko et al.(1996)[9]对委内瑞拉、墨西哥、印度等发展中国家的检验结果却不支持FDI技术外溢假设，或者发现FDI的技术外溢效应只在一定条件下成立。Haddad and Harrison(1993)采用摩洛哥制造业1985～1989年企业层面的平行数据(panel data)考察了FDI的技术外溢效应[16]。将企业规模作为控制变量后，发现与当地企业相比，外资企业并没有表现出相对较高的生产率，而且当地企业较高的生产率增长速度也无法用外资比例来加以解释。Kokko(1994)在对墨西哥企业进行分类后分析发现，在外资企业拥有较高生产率以及较大的生产份额的行业，没有证据支持技术外溢效应的显著存在[8]。Blomstrm(1998)用外资企业雇佣劳动力比例作为外资的替代指标来考察墨西哥制造业的外资企业技术外溢效应时发现，对于国内那些缺乏生产效率的企业来说，外资企业并没有显著影响其劳动生产率[20]。Djankov and Hokeman(1998)对捷克的制造业和非制造业进行了考察，结果认为并不存在技术外溢[21]。Blomstrm and Sjholm(1999)对印度尼西亚制造业的研究结果也不支持技术外溢的存在[22]。Aitken and Harrison(1999)同样采用委内瑞拉1975～1989年4000个企业的平行数据，发现FDI的技术外溢效应仅仅存在于委内瑞拉的合资企业，对当地企业而言技术外溢效应并不明显[16]。
正如不少学者所强调的，外商直接投资的技术外溢效应的实证结果在很大程度上依赖于作者所选取的原始数据、数据来源以及估计方法。采用的理论模型、计量经济分析方法、数据选取的差异都必然会影响最后的实证结果[23]。例如，同样是研究印度外商企业的技术外溢效应，Kathak(1989)[24]、Basant and Fikkert(1993)[13]、Haksar(1995)[19]则选用生产函数方法，Goldar(1994)[18]采用计量分析方法，得到的结果也各有差异：Kathak(1989)发现FDI的技术外溢效应只存在于科技含量高的行业[24]；Basant and Fikkert(1993)发现FDI的确促进了本国技术进步[13]；Haksar(1995)则表明FDI的技术外溢作用远远不及本国研发[19]；考虑到FDI对东道国技术外溢的时滞期，Goldar(1994)研究则表明FDI的技术外溢只在较长时期内存在[18]。
同时还有不少学者利用我国经济数据实证分析了FDI对我国企业的技术外溢效应。微观层面的分析主要集中在对行业或企业间的技术外溢效应考察，通过控制一些其他的变量，分析外资企业对国内企业的技术影响。其中，不少学者得到的实证结果支持外溢效应的存在。姚洋(1998)利用第三次全国工业普查的资料，从中随机抽取了12个大类行业中的14607家企业作为样本，发现国有企业相比三资企业的技术效率要高39%，港澳台三资企业要高33%；并且在行业中如果外国三资企业数量比重每增加1个百分点，行业的技术效率就会提高1.1个百分点[25]。秦晓钟、胡志宝(1998)采用生产函数模型，利用1995年工业普查数据，对采掘业、电力煤气等39个行业进行了检验，得出了FDI的行业内外溢效应明显存在的结论[26]；秦晓钟(1998)对9种行业的横截面回归分析发现，就我国工业总体而言，存在着FDI的技术外溢效应，同时外资企业技术水平的相对高低并不影响外资企业的技术外溢效应，但外资企业所处行业销售水平影响了技术外溢效应[27]。Hu and Jefferson(2001)运用1995～1999年期间29个制造业中511家大、中型企业数据，检验了制造业中外资企业对中国国内企业的技术外溢效应，其实证结果发现，外资企业由于增加了产品种类数而产生了外溢效应[28]。Li et al.(2001)发现，国有企业(SOEs)主要从与外资企业的竞争效应中获益，而其他当地企业则主要通过模仿效应和传染效应获益[29]。Li et al.(2001)[28],Wei and Liu(2001)[30]检验了外资企业对中国电子制造业劳动生产率的影响，其结果都支持了技术外溢的存在，并且技术外溢方式与企业所有制类型紧密相关。Cheung and Lin(2004)则考察了外资企业对于中国企业研发、创新活动的外溢影响。运用1995～2000年间的各省面板数据，他们发现外资企业对中国企业专利申请数目具有显著的正向影响[31]。然而，也有学者关于中国外商直接投资技术外溢的分析得到了相反的结论，即外资企业并没有对当地企业产生技术外溢，或者技术外溢现象的存在依赖于一定的前提条件。Young and Lan(1997)在对大连外商投资企业的案例研究后得出结论，外资企业对当地企业技术外溢作用有限，作者认为可能有以下原因：很多外商投资者并非技术的真正拥有者；当地合作者技术吸收能力的制约；合资企业中、外方的技术差距并不大，技术模仿空间有限[32]。Fan and Wart(2000)通过计量分析发现，低端、中端技术产业的技术外溢效果最为明显，作者解释为外资企业技术外溢效果取决于内、外资企业的技术差距，当技术差距保持在一个适度范围内时外溢效果最为明显[33]。Huang(2001)注意到较长一段时间内中国外商投资者主要来自港澳台地区的事实，认为外资企业大量涌入的原因是政府对于国内民营企业投资的制约，因此其技术外溢并非普遍现象[34]。Bennett et al.(2001)对欧盟在华20家制造业企业的调查、Zhang and Taylor(2001)对中国自动化产业“干中学”现象的分析结果均表明，技术外溢往往发生在低、中端生产技术[35][36]。利用84家在华香港服装企业的数据，Thompson(2002)的实证结果发现，同时存在行业内、行业间两种类型技术外溢，并且产业聚集效应是影响技术外溢效果的关键变量[37]。
宏观层面的考察则集中于外商直接投资对全国或各省市的生产率的影响。沈坤荣(1999)利用各省的FDI总量与各省的全要素生产率做横截面的相关分析，得出FDI占国内生产总值的比重每增加1个单位，可以带来0.37个单位的综合要素生产率增长[38]。何洁、许罗丹(1999)借鉴Feder(1982)模型，实证得出“FDI带来的技术水平每提高1个百分点，我国内资工业企业的技术外溢作用就提高2.3个百分点”的结论[39]。何洁(2000)进一步以何洁、许罗丹(1999)为基础，发现FDI外溢效应的发挥受当地经济发展水平的门槛效应的制约，指出单纯提高一个地区的经济开放程度对提高FDI的外溢效应是没有意义的，甚至有负面作用[40]。沈坤荣、耿强(2001)借鉴Borensztein et al.(1998)的理论和计量模型，运用似然不相关回归(SUR)方法对中国1987～1998年29个省市的面板数据进行了实证分析，认为FDI的外溢效应取决于当地人力资本存量，其中对区域的分析发现，中西部地区FDI的外溢效应甚至为负[41]。王志鹏、李子奈(2004)通过构建准内生增长模型，考虑外商直接投资的外溢效应对经济增长的影响，并利用与Borensztein et al.(1998)类似的计量模型对1982～2001年中国29个省市的面板数据进行了实证检验，同时运用了似然不相关回归(SUR)方法和三阶段最小二乘法(3sls)以及广义矩估计方法(GMM)，结果也表明FDI的外溢效应在人力资本较高的地区更为显著，存在外溢效应发挥作用的“人力资本门槛”[42]。
本文的研究将沿着宏观层面对FDI的技术外溢效应进行分析。与以往的研究相比，本文进一步区分FDI促进技术进步的两种渠道为直接效应和间接效应。一方面，属于国外创新网络的外资企业本身所具有的要素生产率优势，其存在对东道国的技术水平本身就是提高和促进。另外，国外创新网络还通过外资企业对东道国企业的技术水平有技术外溢效应。正如Findlay(1978)所指出的，一个行业中如果外资企业所占比重较大，则越有可能发生技术外溢效应，从宏观层面来看，就是技术外溢效应的发生要看FDI占全国投资的比重[43]。
二、计量模型及结果分析
1.模型的设定
基于以上考虑，在实际测算FDI的技术外溢效应时，将通过不同的指标来刻画以上两种效应。考虑如下CD生产函数：
增长理论将技术进步视为由常数项At所表示的残值，来度量全要素生产率(TFP)。为研究FDI对我国技术进步的两种效应，以内生增长理论为基础，本章假定FDI是决定我国经济全要素生产率的影响因素之一，从而建立FDI内生化的技术进步表达式如下①：
其中：Y、L、K、S、FDI分别代表国内生产总值、劳动力投入、资本积累、FDI占国内总投资的比重和FDI的实际金额。A代表某样本时期的全要素生产率，它是由FDI流量、FDI占国内总投资的比重（反映外资企业技术外溢效果）来内生化决定的。θ为外资企业与国内企业相比的相对生产率系数，反映了外资企业相对要素生产率优势促进技术进步的直接作用。B为全要素生产率的影响因素的残余值，度量了影响技术进步的各种其他因素。
式中η为FDI占总投资比重的系数，度量了外资企业的技术外溢效果。关于FDI技术外溢的理论研究大多采用了以下假设：外资企业在东道国当地投资份额越高，意味着东道国当地企业具有更多的技术模仿机会，因此可以预期技术外溢作用越为显著(Findlay(1978)[43]，Koizumi and Kopecky(1977)[44])。
η值的经济涵义是很明显的。如果η为0，则式(1)为A=BFDE[θ]，表明外资企业对我国当地企业没有产生技术外溢作用，此时FDI对我国技术进步的作用仅限于直接效应②。如果η取值为正，说明流入我国的FDI对国内企业存在正的技术外溢作用；反之，如果计算的η值为负，则表明FDI对我国国内企业的技术进步还可能存在一定的阻碍效果[45]。
对式(1)取自然对数，可以得到：
为估计以上方程，必须首先由生产函数来估计A所代表的全要素生产率。一般的做法是使用“索洛余值法”，首先对CD生产函数两边取自然对数，得到：
lnY=lnA+αlnL+βlnK
同时假定规模报酬不变，即α+β=1，可以将上式变为：
ln(Y/L)=lnA+βln(K/L)
通过估计方程：ln(Y/L)=C+βln(K/L)得到β的估计值，代入方程lnA=ln(Y/L)-βln(K/L)即求出了lnA的值。再估计方程(2)，利用近似估计：当Z很小时，log(1+z)≈z，对上式中的第二项作近似估计，则式(2)可写成：
lnA=lnB+ηS+θlnFDI(3)
进一步地，为考察人力资本在FDI技术外溢中的作用，在计量方程中加入人力资本：
lnA=lnB+ηS+δH·S+θlnFDI(4)
方程(3)和(4)即为计量检验方程。
2.数据来源与处理
选取1994～2006年我国28个内陆省份、自治区和直辖市（重庆市和四川省合并为一个地区，不包括西藏、青海）的省际面板数据进行实际测算，各类省际面板数据均由历年《中国统计年鉴》、各省市统计年鉴和《新中国55年统计资料汇编》整理、计算而得，部分数据直接取自中经专网。下面详细说明各个变量的选取和计算方法。
1.国民生产总值(GDP)数据。2004年以前的国内生产总值和劳动投入数据可以从《新中国55年统计资料汇编》直接获取，2005年和2006年的数据来源于各省市统计年鉴。对原始数据采用历年各省市的商品零售价格指数进行平减，全部折算成1994年不变价格计算的实际GDP（亿元）。
2.劳动力数据。用各地区年底从业人员数（万人）衡量。数据来源与GDP数据相同。
3.资本存量数据。由于没有现成的固定资产投资和流动资金年末价值数据可供利用，此处采用经验的折旧率计算固定资产净值（即永续盘存法）：
根据张军等(2004)[46]，
采用各省市每年的固定资本形成额表示，δ为折旧率，并遵循已有文献将折旧率设定为9.6%③。在确定基年固定资产存量时，按照张军等(2004)年的做法，用基年的固定资本形成额除以10%。
4。外商直接投资数据。原始数据来源于各省市历年实际利用外资额（万美元），并用历年人民币对美元的年平均汇率换算成亿元。FDI占国内总投资的比重用换算后的FDI数据比上相应的固定资本形成额得到。
5.人力资本数据。人力资本的度量方法主要有教育经费法、人均受教育年限法和中等教育入学率法等。相比较而言，人均受教育年限法较为可靠，故采用这一方法来度量我国的人力资本存量。遵循目前广泛采用的人均受教育年限指标，通过将全部6岁及6岁以上人口的受教育年限加总后除以6岁及6岁以上总人口数得到，根据我国实际情况，小学文化程度设为6年，初中文化程度设为9年，高中文化程度为12年，大学及以上文化程度设为16年。
3.计量方法及结果分析
由于采用的是1994～2006年的面板数据，同时包括有横截面和时间序列数据，模型设定的正确与否直接影响到最后参数估计的准确性和可靠性。因此，我们同时采用OLS、（一维）固定效应和随机效应、（二维）固定效应和随机效应的估计方法，并同时将结果列出以进行比较分析。表1报告了我们的估计结果。
无论是一维还是二维估计方法，通过Hausman检验可以看到固定效应均比随机效应要更好。同时，对比OLS、一维以及二维固定效应的结果可以发现，代表外溢效应的FDI占国内总投资的比重的系数即η的值与之前预期的符号相反，这可能说明仅从宏观上来考察，国外创新网络并没有对我国的技术进步起到积极的外溢效应。当然，这里由于只控制了FDI一个变量，事实上很有可能国外创新网络的外溢效应需要通过与其他的一些渠道进行结合才能发挥出来。即使在解释力最强(Adj.
=0.9784)的二维固定效应模型中，η值也为-0.61758，统计显著，这提醒我们，在看到国外创新网络对国内企业的技术外溢效应的同时，更需要注意的是国外创新网络的外溢效应发挥作用的渠道。另外还可以发现，在所有的5个模型中，log(FDI)的系数都显著为正，这意味着宏观而言，国外创新网络对技术进步的直接效应即相对要素生产率优势是显著存在的。
为进一步考察国外创新网络的技术外溢效应在区域的效果和影响，继续对我国东、中、西三大区域分别进行模型计量检验。检验结果如表2所示。
分区域的检验结果进一步证实了之前全国样本的检验结果，即使在经济相对发展较快的东部地区，国外创新网络的技术外溢效应也显著为负，更不用说中西部了。这一检验结果意味着几种可能。首先，国外创新网络的技术外溢效应在中国不存在，但这与之前诸多学者的研究结论不符。其次，国外创新网络的技术外溢效应存在，但受目前中国的经济发展水平和其他因素的制约，至今没有显著的效果。第三，综合全国和区域的检验结果来看，国外创新网络通过FDI的技术外溢效应可能与经济发展水平没有关系，而更可能的解释是外溢效应需要通过其他的一些渠道（如人力资本积累、企业创新能力等）来发挥。
而对比国外创新网络通过FDI对生产率的直接效应则发现，这一效应在三个地区都显著为正，意味着FDI确实对我国的区域经济发展发挥了重要作用，积极地促进了我国各区域的技术进步。而且，这一直接效应在东部地区最为明显，其次是中部和西部，正好与三个地区的经济发展水平暗合，这似乎告诉我们在经济发展越快的地方，国外创新网络通过FDI对技术进步的直接促进作用就越大。然而，如果同时对照FDI在我国的区域分布，也可以发现与直接效应暗合的现象，即东部地区吸引FDI最多，其次是中部和西部。所以，这一直接效应的区域间差距的具体原因仍有待进一步地考察和研究。
以上分析促使我们对国外创新网络外溢效应的发挥渠道进行进一步的考察，一个显然的变量是人力资本，为此，基于人力资本作进一步的检验。表3列出了对外溢效应与人力资本的计量检验结果。
在加入人力资本变量后，FDI占国内总投资的比重的系数仍然显著为负，而绝对值却增加了，这一结果出乎我们的意料。可能的解释是，用这一指标来度量国外创新网络的技术外溢效应可能存在一定的问题。这一指标在微观层面的计量检验中常用以度量FDI进入后导致的国内市场竞争的激烈程度（如陈涛涛(2003)[47]等），FDI所占份额越大，国内市场的竞争水平越发不够，企业缺乏学习和创新的动力，从而对技术进步的效应为负。但同时我们看到人力资本和FDI/I的交互项系数显著为正，这表明人力资本是技术进步的一个关键变量，尤其对于国内企业接收国外创新网络的技术外溢效应而言更是如此。这也进一步证实了之前的推测，国外创新网络的技术外溢效应更多的是存在于国内人力资本较高、技术水平较好的企业中，这些企业与FDI所代表的国外创新网络之间存在一定的技术差距，同时又在国内的市场竞争中发展了自身的技术创新能力，积累了一定的人力资本和知识存量，从而能够有效地得到国外创新网络的技术信息，并加以吸收和转化，最终形成自身的技术能力，促进了自身的技术进步，提高了产品创新能力。另外还注意到，FDI对技术进步的直接效应一直保持显著为正，这说明FDI始终是我国经济增长的促进力量，多年来的引资政策无疑是正确而卓有成效的。但是鉴于我们对技术外溢效应的分析，政府对FDI的行业分布结构有必要积极而妥善地引导，在我国国内有一定规模、具备较强吸收能力的行业吸引FDI的进入，更能发挥国外创新网络对技术进步直接与间接的两种效应，充分利用FDI，不断挖掘国外创新网络的技术力量，从而更好地发挥FDI对我国经济发展的推动作用。
进一步地，基于人力资本对国外创新网络的技术外溢效应的分区域检验结果如表4所示。
虽然各系数的符号在区域间都比较一致，但如果仅关心参数的影响方向，我们就无法区分出不同的变量在区域之间的差距。代表外溢效应的FDI份额的系数在三个区域都显著为负，进一步比较系数的绝对值可以发现，东部明显小于中部和西部，这样的结果不得不让人想到FDI在区域之间分布的巨大差异，这正是外溢效应系数的区域差别的重要原因。而几乎是同样的大小差距还反应在显著为正的人力资本与FDI份额的交互项上，全国的分析结果同样适用于区域，即人力资本是国外创新网络外溢效应通过FDI发挥作用的重要渠道之一。数值大小上的差异反映的是我国FDI区域分布的不平衡，这进一步提示我们在注重FDI引资数量的同时，同时需要考虑FDI在不同区域间发挥作用的不同效果。这一点进一步为FDI的直接效应所证实。虽然FDI对技术进步的直接效应在区域间的差距不如外溢效应那么明显，但也不难看出之间所蕴含的端倪。因此，在对国外创新网络通过FDI的技术外溢效应方面，为弥合区域间本就存在的差距，需要对FDI的区域分布适当作出调整，相对而言，FDI对中西部的作用较FDI对东部的作用要更大，在继续稳定东部地区FDI流入的数量基础上，更加注重FDI的质量，同时在中西部可以继续扩大吸引和利用外资，逐步改变FDI的区域分布不平衡状况，让中西部在经济发展的过程中也能充分享受和利用到国外创新网络通过FDI所发挥的技术外溢效应。
三、结论与政策建议
综合之前的分析结果来看，并没有有力的证据表明国外创新网络通过FDI对我国有显著的技术外溢效应。但是，这并不意味着我们可以放弃参与国外创新网络，恰恰相反，我们应该更加积极地参与到当中，努力提高自身人力资本积累，不断学习借鉴国外先进技术。因为，在加入人力资本后，国外创新网络的技术外溢效应在结果中得到了充分呈现。这给予了我们以下的一些启示。首先，国外创新网络的技术外溢效应并非参与其中就一定能够获取，如何参与才是获取技术外溢效应的关键。吸引外商直接投资是参与其中的一种重要方式，改革开放30多年来，我国的FDI实际利用金额不断攀升，目前已经成为世界利用FDI最多的国家。然而，实证的结果要求我们对利用FDI的方式进行深层次的反思。一方面，FDI大量流入的确极大地缓解了我国国内企业投资不足的形势，同时，国外创新网络本身的技术优势为我国的技术进步提供了前所未有的机遇和平台；另一方面，也更为重要的是，在不断加大力度引入FDI的同时，对于FDI本身的质量考察以及如何利用FDI却没有得到足够的重视。伴随着FDI数量的膨胀，国内对国外创新网络的技术外溢效应却缺乏应有的准备和思考。
其次，在国外创新网络的技术外溢效应发挥过程中，国内的技术积累无疑具有至关重要的作用。不少研究表明，一定的技术差距和国内的吸收能力是决定东道国能否接收技术外溢效应的关键。而吸收能力无疑取决于国内的技术积累，这其中，人力资本的积累应该得到重视。新增长理论就一再强调人力资本对经济增长所起的重要作用。本节的实证结果也证实了这一观点，即技术外溢效应虽然没能直接体现出来，但一旦与人力资本结合，技术外溢效应就能得到充分的发挥。因此，在国外创新网络的技术外溢过程中，人力资本扮演着重要的传导作用。这事实上就暗示，在吸引FDI的过程中，要注重与国内的技术相结合，充分利用国内国外两种资源，使得二者能够有机融合，最大限度地发挥跨国创新对我国技术进步的促进作用。
最后，区域间的经济社会发展的差距也体现在利用FDI吸收国外技术外溢效应方面。区域经济发展的不平衡使得区域间社会经济各方面都产生了不平衡。而这进一步又会使得在利用外资方面出现新的区域不平衡，形成不平衡的恶性循环。而FDI区域分布的不平衡已然是客观存在的事实。如何利用外资以及国外创新网络的技术外溢效应来缩小区域经济发展的差距也是值得进一步考虑的问题。首先，在已有的不平衡上尽量不要增加新的不平衡，有效引导FDI在我国区域间适当分布，调和地区间在利用外资方面的恶性竞争与不均衡状况。次之，努力调整已有的FDI不均衡分布，同时积极发展各地区尤其是中西部地区的配套企业，既是为FDI的进入提供好的发展环境，也是为接收国外创新网络的技术外溢效应做好应有的准备。
注释：
①建模思路主要借鉴了Levin and Raut(1997)。Levin and Raut(1997)首先采用了相似的方程式考察了出口贸易对东道国技术进步的影响。
②η为0可以考虑属于以下两种情况：一是外资企业对东道国既没有技术示范效应，也没有竞争效应；二是外资企业的技术示范效应与负面的竞争效应的综合外溢效应均不显著。相比而言，显然后一种情况更为现实。由于基于总量数据的实证分析无法对技术示范效应和竞争效应进行区分，因此我们集中考察综合外溢效应η.
③一直以来，关于资本存量的估计方法和参数设定都颇具争议。中国资本存量的核算研究可参考Chow(1993)、张帆(2000)以及张军等(2004).