外商直接投资、技术外溢与经济增长

外商直接投资、技术外溢与经济增长 ——对广东数据的实证分析 摘 要：本文运用计量模型，对广东省1997年到1999年的行业数据和城市数据进行实证分析，考察了外商直接投资（FDI）技术溢出效应与经济增长之间的相关关系。我们区分了FDI的技术外溢效应和通过企业本身较高生产率促进经济增长的效应。实证结果显示：在广东省FDI外溢的过程中，示范-模仿效应和联系效应的效果较为显著，并且形成了一定的聚集效应；FDI在行业中的外溢效应小于在地区内的效应;各城市的经济技术水平和政策因素强烈地影响着FDI的外溢效果。因此，当前相关外资政策的制定不应该一味强调引入外资的数量，重点应在于其对国内企业的技术外溢效应。关键词：外商直接投资 技术外溢效应 经济增长 一、引 言 改革开放以来，中国以其巨大的市场潜力及日益改善的软硬投资环境，吸引了大批外商来华直接投资，世界许多著名跨国公司也纷纷来华抢滩登陆。到1999年底，中国实际利用外商直接投资已达2700多亿美元，外资企业36万家，连续6年成为全球仅次于美国的第二大外商直接投资（FDI）接受国，外资经济已经成为中国经济发展的一个重要经济增长点。为什么要选择外商直接投资的方式？相较于对外借款、出口信贷或延期付款等其他的外资利用形式而言，FDI在引资数量上并无优势，一些FDI厂商甚至在东道国当地筹措资金。事实上，我国在20世纪70-80年代利用外资的实践中，FDI形式所占的比例很低，平均在20％左右。进入90年代以后，FDI则成为利用外资增长势头中具有决定意义的主角：其在外资利用中的比例由1990年的33.9%猛增到1998年的77.6%。现实中我们也不难看到，各省的对外政策都竞相向外商直接投资企业提供各种优惠，包括更低的所得税率和更长的免税期、进口关税减免、基础设施建设的补贴等。这些优惠措施都是合理的吗？这些政策的理论依据何在？ 从形式上来说，外商直接投资企业根据外资参与程度以及参与方式的不同，一般分为外商独资企业、中外合资企业和中外合作经营企业三种类型。无论是哪一类企业，FDI从进入时起就展现出其不同于内资的特殊性质：“FDI是资本、专利及相关技术的结合体，因而其对增长的作用是多方面的，对技术先进国和发展中国家的影响大不相同。”（Balasubramanyam等,1996）FDI带来了“打包的资本、管理技术和生产技术”（Johnson,1972）。也就是说，FDI不仅是指物质资本，而且是涵盖人力资本、技术知识等多种因素的广义资本概念。这一定义表明：外资与内资存在质量差异，国内企业在当地使用本地和外来资金的效率比外商低。所以，在现阶段的外资利用中，应该注重的不是资金的数额，而是该资金引起的带动国内资金使用效率提高的效应。这才是当前我国FDI迅速增长的原因。经济学研究中用FDI技术外溢效应（Spillover Effect）来说明这一点。有关FDI技术外溢效应的研究所做的正是将FDI研究的重点由量的因素扩展到质的因素，考察FDI对生产率增长的贡献，解决FDI与东道国长期经济增长的关系问题。 本文第二部分主要回顾了国内外有关外商直接投资外溢效应的研究情况，阐述了FDI技术外溢的发生渠道及溢出效果的影响因素，在此基础上构造一个基本计量模型，对经济增长核算方法加以解释，用于实证检验;第三部分是对数据的描述;第四、五部分分别就行业数据和城市数据进行回归分析;第六部分给出本文结论并作简要评论。 二、FDI的技术溢出：文献回顾与模型设立 新古典增长模型不能解释决定长期增长的技术进步是如何产生的，也就不能真正解决一国长期经济增长的问题。80年代新增长理论将外部性纳入到经济增长过程之中,随之有关FDI通过其外溢效应对东道国长期经济增长做出贡献的实证研究也蓬勃发展起来。所谓溢出效应，是指由于广义FDI资本内含的人力资本、R&D投入等因素通过各种渠道导致技术的非自愿扩散，促进了当地生产率增长，进而对东道国长期增长做出贡献，而跨国公司（MNE）子公司又无法获取全部收益的情形。在此意义上，资本将突破新古典理论边际收益递减的经典假设，产生不变甚至递增的收益，从而影响长期增长。事实上，FDI对宏观经济影响是显而易见的。FDI向某一区域的集中往往对当地经济产生极大影响，如增加当地就业，提高劳动力总体素质，优化地区产业结构，促进城镇化水平等等。这些不是简单的资金投入效应，而是生产率提高的结果。 FDI通过什么渠道实现溢出呢？根据相关文献对FDI外溢效应的理论阐述，FDI外溢效应可以归结为以下四种渠道。第一，示范－模仿效应(demonstration-imitation effect），即Kokko(1990)所说的传染效应（contagion effect）。指由于MNE与东道国企业之间存在技术差距(technology gap)，东道国企业可能通过学习、模仿其行为提高自身技术和生产力水平。外资企业不仅将新设备、新产品或者新的加工方法引入国内市场，还带来了产品选择、销售策略以及管理理念等非物化技术。在某些情况下，国内公司仅仅通过观察学习邻近的外资公司就可以提高自己的生产率（Findlay,1978；Koizumi 和Kopecky,1977；Das,1987）。第二，竞争效应（competition effect）。这一效应多发生于产业内各厂商之间(intra-industry),Das认为这一效应取决于市场环境、MNE子公司与当地厂商的相互影响。文献中此类效应的作用具有两面性。有关正向影响的研究认为，竞争效应一方面指MNE子公司与东道国企业争夺有限的市场资源，加大了市场竞争，刺激当地厂商更加有效地使用现有的资源，推动当地技术效率的提高；另一方面指在本来具有强大行业壁垒的产业，由于MNE的强行进入而在一定程度上消除垄断，社会福利水平得以提高。Caves(1971)、Kokko(1992)都指出了这一溢出渠道。Wang和Blömstrom (1992)构建了关于MNE子公司与当地企业博弈的基本模型，证明由于溢出促进当地企业技术进步，缩小了两者之间的技术差距，而MNE为在竞争中维护其技术比较优势，被迫引进或开发新技术，从而导致新一轮的溢出。第三，联系效应（linkage effect）。联系效应被视为一种产业间溢出（inter-industry），包括MNE在与当地企业或客户的交往中，与供应商等上游企业发生后向联系以及与销售商等下游企业发生前向联系。林毅夫、平新乔、杨大勇(2000) 最近完成的一个案例研究很好地说明了外资的产业关联效应。后向联系的研究集中于外企与上游当地供应商间的联系。相较而言，有关前向联系的研究要少的多。Ariken和Harrison(1991)认为来自前向联系的溢出在大多数行业都很重要。FDI引进先进技术设备对引进国当地有关技术设备维修业务发展的促进也被认为是前向联系的表现之一。第四，培训效应（training effect）。发达国家的经验证实，国外资本所具有的竞争优势是无法脱离其人力资源而完全物化在设备和技术上的。因此，跨国公司海外投资项目的有效运转，往往和当地人力资源的开发结合在一起。如当地技术及管理人员和跨国公司总部派遣的专家一起工作；对当地人员进行培训；当地技术人员参与对技术、产品和工艺的改进工作甚至研发活动；高级管理人员了解、参与跨国公司全球网络的运作过程。 FDI技术溢出效应的存在已经在理论分析上获得了较普遍的认同。然而实证分析的结果却往往大相径庭。一些研究得出正溢出或有限正溢出结果的，如澳大利亚（Caves,1974）、加拿大（Globerman,1979）、墨西哥（Blömstrom and Persson,1983）、乌拉圭（Kokko,1996）；也有一些研究得到无溢出甚至负溢出结论，如墨西哥（Blömstrom,1986）、摩洛哥（Haddad and Harrison,1993）、委内瑞拉（Aitken and Harrison,1999）。那么是什么因素影响了FDI的溢出效应呢？ Blömstrom等（1994）发现，东道国经济发展水平越高，FDI的影响就越显著为正。Blömstrom，Globerman和Kokko（1999）认为,竞争程度和当地技术能力是产生溢出最重要的两大决定因素。Fredrik Sjöholm（1999）利用赫芬德尔指数（Herfindahl Index）对印尼FDI的实证结果表明，在竞争较充分的产业内，溢出效果较为明显。Dahlman等（1987）对新兴工业化国家的研究发现，若劳动力在新项目开始前先培训以加强当地企业的技术吸收能力，则技术转移成功的可能性将大大增加。 在各种溢出的影响因素之中，技术差距与溢出效果的相关关系争议无疑是最大的。Kokko（1994）对墨西哥的研究认为，溢出与技术差距具有反向相关性，当本国企业技术能力较强，与外资企业的技术差距小时，溢出效率高。Imbriani和Reganati（1997）对意大利FDI技术效率的分析也得到了同样的结论。而以赶超策略（catch-up）为代表的另一些研究则认为：技术差距越大，当地企业从FDI溢出中获益越多。为此，Fredrik Sjöholm（1999）提出，技术差距与溢出之间可能存在非线性关系。显然，溢出的发生要求有某种技术差距。在初级阶段，溢出水平的确随着技术差距的增加而增加。然而，当差距增大到某一水平以至于当地厂商无法在现有的经验、教育水平及技术知识基础上对国外先进技术加以吸收时，溢出将与技术差距的变化背道而驰。Borenztein等（1998）和Blömstrom等（1994）称这一转折点为发展门槛（development threshhold），认为东道国应具备一定的劳动技术水平和基础设施水平才能跨过门槛，享受FDI带来的人力资本扩张的益处。何洁（2000）在对中国28个省份的实证研究中，考察了包括经济发展水平、开放度、当地技术水平以及产业结构在内的地区经济发展的内部因素，结论是各省引进FDI的综合效果在很大程度上受当地经济发展特征的影响。王成岐、张建华和安辉（2002）对中国省际数据的分析也证实了这一点。 在研究方法上，目前国内有关FDI技术外溢的实证研究所建立的计量模型都是借鉴Feder（1982）在估计出口对经济增长的作用时的研究思路，区分国内和国外两个经济部门，并以两个部门的生产函数为基础推导出最终的计量方程。如何洁（2001）、汪立鑫和曹江（2000）、张兆杰（2000）。这一建模方法的优点在于较好地突出了外资与内资的差异性，阐明了FDI外溢效应的原因。其具体形式有两种：一种以TFP为因变量，FDI为解释变量之一直接测量技术外溢系数，模型中不包括其他资本项，也就不用考虑资本的要素投入贡献；另一种仍以GDP增长率等传统增长指标为因变量，而解释变量选择总资本K和FDI两项，将FDI与国内资本无差异的纯要素投入作用分离，与国内资本合并到K的系数中，则FDI一项的关注系数量度的就是纯溢出效应。 然而，此类模型检验中所得到的FDI对GDP的额外贡献率不仅仅是技术外溢效应，还包括了外资企业与内资企业的生产率差异。也就是说，外资企业可能对国内企业并未产生正的技术外溢，所谓的外资对中国经济增长的正效应可能主要是通过外资企业自身较高的生产率而产生的，直接受益人只有外资企业本身而已。值得注意的是国内已有学者（姚洋，章奇，2001）对FDI的外溢效应与生产率差异效应作了区分。本文也将两者作出区别，以便更准确地分析FDI在我国的技术外溢效应。根据扩展的柯布－道格拉斯生产函数基本模型，借鉴Miguel D. Ramírez（2000）的研究方法，设定如下回归模型： （1）其中， 为内资企业总产出， 为内资企业劳动投入， 为内资投入， 为外资投入， 是残差项，我们假设它满足所有的经典假定。在下面的计量经济分析中，外商直接投资的溢出系数 是我们研究的主要对象。如果 >0，而且从统计上看是显著的，则说明FDI对经济增长有积极的技术外溢作用；如果 <0，而且从统计上看是显著的，则说明FDI没有发挥新增长理论所预言的外溢效应，相反，还抑制了经济增长。 三、数 据 描 述 纵观近几年来国内关于FDI影响的经济模型，多为在国家层面上的分省数据的研究。由于我国FDI投资具有显著的区域不平衡的性质，使得许多中西部地区城市吸收的FDI金额过小，难以发挥作用。这种巨大的地区差异无疑会对外溢的结果产生很大影响。本文力图将外溢效应的实证研究拓展到省的层面，选取FDI较密集的广东省为研究对象，以排除“发展门槛效应”的影响；同时将研究细化到省内不同行业和各个城市的具体数据，以研究在这一层面，FDI对于经济增长的影响会呈现出怎样的特征。 广东省利用外商直接投资实际上从1992年才开始有真正大的进展，目前可资利用的时间序列数据较少，而历年数据的统计口径又往往并不一致。如1997年以前，在统计“工业总产值”时，一般统计“独立核算工业企业主要指标”，1998年按企业的销售收入来划分，一般统计“全部国有及规模以上非国有”（指全部国有工业企业及年销售收入在500万元以上的工业企业）。因此，在本文分析中，选取宏观经济大环境相似的三年（1997年到1999年）为数据取用区间，数据来源是1998－2000年广东省统计局出版的《广东统计年鉴》以及从广东省外经委所获的一些补充数据。 本文选择工业经济作为分析的对象。一方面，根据广东省历年外商直接投资的产业分布情况，尽管近年来在第三产业方面的比重有一定增长，但重点仍在工业，因此，选择工业类来考察广东省外商直接投资技术外溢效应的总体状况有较高的可信度。另一方面，也是更为重要的一点，是考虑到数据的可获得性、连续性和完整性。工业的统计数据是中国所有行业中最为完整的，其他行业的数据，要么没有统计，要么不连续，实际上是无法进行计量经济分析的。整个工业的产出用“工业总产值”来代表。外资企业的产出用“港澳台投资经济”和“外商投资经济”的工业总产值之和来代表。内资企业的产出则为两者的差值。同理，其他有关内资企业的变量亦由全部工业企业该变量的数值与三资企业数值之差代表。 对于资本存量，由于我国长期以来采用与西方国家不同的国民经济核算体系，因而很难找到西方经济意义上的资本存量。在以往的实证中，往往采用“固定资产净值年平均余额”加上“流动资产年平均余额”来代表资本存量。然而这一资本变量忽略了除固定资产和流动资产之外的其他资产形式，尤其是企业的无形资产。而此类资产正是内资与外资质量差异的关键所在，特定的生产技术总是存在于上述某种资产中并通过各种资产的共同运作发挥出来。另一方面，一些合资企业的外方投资甚至采取以专利权等无形资产作价入股的形式。因此，本文拟采用1997年后开始统计的“年末资产总计”计量企业资本投入，以求更准确地描述内资与外资间的差异性，以及由此产生的外溢效果。该值指企业拥有或控制的全部资产，包括流动资产、长期投资、固定资产、无形及递延资产、其他长期资产等（《1998广东统计年鉴》）。 劳动投入用每年的“职工平均人数”来衡量。在《广东统计年鉴》中，公布了各市分行业的从业人数，而没有单独公布工业的从业人数。本文按照工业的定义，将其中的“采掘业”、“制造业”和“电力、煤气及水的生产和供应业”三者之和作为工业从业人数。将“外商投资经济单位”和“港澳台经济单位”从业人员数之和来近似代替外资工业企业从业人员。 四、行业数据计量检验及结果分析 （一）行业的总体外溢效应 在本节，我们首先将1997年到1999年广东省工业类（采掘业、制造业、电力自来水煤气生产和供应业）全部39个行业的各个行业的数据视为一个整体，研究总的FDI外溢效应；接着，根据不同的溢出渠道选择相关变量将39个行业划归各个独立的次级样本组，具体分析FDI的外溢渠道。这里需要说明的是，模型因变量取工业增加值，而不是工业总产值。因为实证所用的是分行业横截面数据，而行业总产值可能因行业处于产业链的不同位置而产生较大差异，如：最终产品生产部门的产值一般高于用于生产此最终产品的中间产品的生产部门的产值。以增加值为因变量则无此偏差。相较于总产值，增加值更能体现生产率变化的增长效应。 （4-1） 0.153 0.705 0.131 (2.568)*** (10.89)***(1.694) * ＝0.897， ＝0.894， ＝1.913， ＝296.665 （4-2） 0.218 0.680 0.081 (2.953)*** (11.329)*** (1.165) ＝0.829， ＝0.824， ＝2.043， ＝164.893 其中，方程式下方第一行数字表示相关系数；括号内的数字表示系数的t检验值；***，**，*分别表示置信度为99%，95%和90%； ， 分别是F-统计量和Durbin-Watson统计量； 和 分别是模型的相关度和修正过的相关度。 （4-1）式以包括内资企业和外资企业在内的整个工业部门为研究对象，取各行业工业增加值为因变量，各行业企业总资产为资产投入，各行业企业职工年平均人数为劳动力投入，各行业外资企业总资产为FDI投资变量。可以看到，（4-1）式所得 的相关系数为0.131，t检验值为1.694，与 呈显著的正相关性。然而，正如我们已讨论过的，这可能是由于这一相关系数包含了两部分效应：外资企业对国内企业产生外部性引致的技术外溢效应，以及由于外资企业比国内企业拥有更高的生产率而产生的对工业总产值的贡献率。当我们单纯以内资企业为研究对象，排除生产率差异引起的偏差后，（4-2）式得到的溢出系数仅为0.081，t值也由1.694降至1.165， 与 呈不显著的正相关性。可见，（4-1）式高估了FDI的技术外溢水平，方程（4-2）是对FDI技术外溢的一种更恰当的描述。 虽然我们从总体数据回归中得到了正溢出系数，但所得结果的t值偏低，仅接近0.1的显著性水平。为了对所得的总体效应有更深入的了解，我们在以下将根据外溢机制对样本进行更细致地分类，考察外溢的各个发生机制，从而得到进一步的结论，说明外溢主要是通过那种渠道产生的。 （二）FDI的技术差距效应与竞争效应 表1是对不同外溢渠道的研究结果，回归模型仍沿用方程（4-2）。 一般而言，技术水平可以采用劳动生产率或是人均资本占有量代表。我们分别以这两种技术指标为划分标准进行分组回归。表1中（1.1）和(1.2) 代表了以外企劳动生产率/内企劳动生产率分别为较高和较低的分组回归结果，我们发现，在技术差距大的一组，FDI的溢出系数为0.212，置信度达到98％，有显著的正溢出；而在技术差距小的一组，溢出系数的t值并不显著。这与我们的假设相符，证明在外资企业与内资企业技术差距较大的情况下，内资企业技术模仿的潜力越大，收益越高，FDI的外溢效果越明显。然而，当我们以人均装备率之比（即外资企业人均固定资产年均净值/内资企业人均固定资产年均净值）为指标分组时，回归结果参见(1.3)和(1.4)，虽然得到了与前一组回归符号一致的溢出系数，但t值很小，无法满足统计要求。这可能是由于以固定资产人均占有率为技术指标时，由于外资企业与国内企业在折旧率等固定资产财务处理上的差别，使得技术差距的衡量产生偏差。 (1.5)和(1.6)是我们以外资企业在某行业的销售比率（即外资企业在某行业的销售收入/全省该行业的总销售收入）为竞争程度指标进行分组回归的结果。外资企业的销售比率越高，表明外商投资在该行业的竞争力越强，对该行业整体竞争力的提高有积极作用。当该值大于1时，表明外资企业在该行业的竞争力大于其他类型的企业，即外资企业在该行业具有竞争优势。计算中我们发现，在有外资企业进入的36个工业行业中，外资企业销售比率超过50％的占一半。结合外商投资专门化指数的分析表明，外资企业进入的主要是其有竞争优势的行业。 我们可以看到，（1.5）和（1.6）的实证结果并不理想。分类后两组的外溢系数t值都很小，外溢效应无论在竞争性强或是竞争性弱的情况下都不显著。这可能是由于正负两方面的效应相互抵消的缘故。为此，我们将竞争力指标与外资的乘积的交叉变量作为自变量之一加入方程（1），得到回归（1.7）和（1.8）。FDI与竞争力指标的交叉变量在缺少FDI项的（3.3）式中表现为显著正值，说明竞争效应对溢出的促进作用。然而当我们同时加入外资变量时，交叉变量的系数不再显著。可见，竞争效应对FDI外溢的作用方向仍有疑问，需要更细致的数据进行进一步的分析。 （三）FDI的联系效应与行业聚集效应 FDI产生的产业联系效应可以用外资项目产业关联系数的高低来衡量。一般来说，外资项目产业关联系数越高（尤其是后向关联效果越明显），同国内企业建立供应关系的可能性就越大，联系效应也就越明显。而另一方面，凡是产业关联系数高的项目，其资本和技术的密集度也高；同时，由比较优势和竞争优势等因素决定，这些产业卷入国际分工，从事跨国经营的程度也越高。因此，大力引进此类高关联度项目，对一国加速技术进步和工业化进程意义重大。当今世界以汽车、微电子（计算机）、生物工程和航天工业等为主导产业，这些产业的关联系数都很高，分别达到10.1、11.5、9.0和8.5（房汉廷，1996），而且国际化程度也很高。 本文所采用的产业关联性指标是根据1997年全国投入产出表计算的30个经济行业的影响力系数和感应度系数。其中，影响力系数指i行业每增加一个单位的最终使用，对为i行业提供投入的其他行业所产生的生产需求波及程度，在这里用来作为分析行业间后向联系程度的指标；感应度系数为其他行业均增加一个单位i行业的最终使用时，i行业为其他行业的生产提供的产出量，在这里用来作为分析行业间前向联系程度的指标。当i行业影响力系数>1时，表示i行业的生产对其他行业所产生的波及影响程度超过社会平均影响水平，则该行业的后向联系性较强；反之，则较弱。同理，当i行业感应度系数>1时，表示i行业所受到的感应程度高于社会平均感应度水平，则该行业的前向联系性较强；反之，则较弱。 表2的结果证实，在产业关联系数强的产业内，外资的外溢效应显著；反之，外溢不明显。同时，后向联系效应（以影响力系数为代表）比前向联系效应（以感应度为代表）对溢出的作用更重要。 FDI在城市带或在某行业的聚集现象是显而易见的，FDI存量越大的行业和地区，每年新增加的FDI投资额也越高。据调查，东莞市1999到2000年新引进的外资项目中，有六成以上的项目是通过以商引商进来的。也就是现有外商投资企业发挥其示范带动作用，将其母公司、子公司、协办公司引进东莞。例如雀巢咖啡公司引入的速冻点心、美极酱油项目，都是以商引商的例证。 我们不难看出，FDI的产业聚集的向心力大大促进了产业聚集的形成及其外部效应的实现。聚集加剧了企业间的竞争，也加强了企业与企业之间的合作。而这一氛围造就了溢出效应所需的良好的外部环境条件。从某种程度上讲，当聚集规模达到一定程度时，聚集区域将形成一种良性循环的“产业生态链”和“经济生态圈”，使其中的外资和内资企业都能从中受益。 为说明这一点，我们用行业三资企业总资产占所有三资企业总资产的比重代表FDI在行业的聚集程度，将行业数据按聚集度高低分组进行计量检验。（2.5）和（2.6）式中的回归结果表明，在FDI聚集程度高的一组，FDI外溢效应为显著正值；而在聚集不明显的一组，FDI外溢系数及其显著性都大大降低。这一结论在一定程度上验证了上述聚集效应的分析。然而这一结果也有可能归咎于FDI偏好投向生产率较高的行业，而此类行业的潜在溢出效应可能比其他低技术水平的行业大。进一步的分析有待于更为详细的数据支持。 五、城市数据计量检验及结果分析 （一）总体回归分析 本节以广东省下属的21个城市的具体数据为依托，检验FDI所在地政策及经济特征差别对FDI溢出的影响。我们仍然由对全体数据的总回归开始，沿用回归方程式（4-1）和（4-2）。这里， 为全部工业企

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