摘要：一國（地區(qū)）的技術(shù)進(jìn)步不僅取決于本國（地區(qū)）的研發(fā)資本存量，而且取決于引入的外國（地區(qū)）研發(fā)資本存量的溢出效應(yīng)。本文采用擴(kuò)展的CH模型，將研發(fā)資本存量作為解釋變量，選取1993年至2006年的面板數(shù)據(jù)，研究西方大國（G8成員國）和亞洲四小龍通過進(jìn)口貿(mào)易、FDI兩個途徑對中國的技術(shù)溢出效用。研究結(jié)論有三：一是FDI的技術(shù)溢出效用顯著為正；二是西方大國FDI的溢出效應(yīng)略高于亞洲四小龍；三是我國自己的研發(fā)資本存量只是在沒有西方大國影響的情況下與全要素生產(chǎn)率存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

關(guān)鍵詞：FDI；進(jìn)口貿(mào)易；技術(shù)溢出；研發(fā)資本存量

中圖分類號：F740文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1002-2848-2008（06）-0039-06

一、研究綜述：FDI和進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)

Mcdougall在1960年提出了FDI（外國直接投資）的技術(shù)溢出效用，其后，許多學(xué)者對“FDI的技術(shù)溢出假設(shè)”進(jìn)行了實證檢驗。但早期對技術(shù)溢出效應(yīng)的檢驗，主要是將FDI作為一個獨立的生產(chǎn)要素納入到內(nèi)資企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)中，通過驗證內(nèi)資企業(yè)的生產(chǎn)率是否與外資相關(guān)，從而驗證FDI的技術(shù)溢出效用，如Caves^［1］，Globerman^［2］，F(xiàn)eder^［3］以及Kokko^［4］。而1993年，由Haddad和Harrison提出了以全要素生產(chǎn)率替代生產(chǎn)函數(shù)作為被解釋變量，能夠更好地揭示技術(shù)進(jìn)步^［5］。隨后的1995年，Coe和Helpman創(chuàng)造性地將研發(fā)資本存量作為內(nèi)生變量，研究本國（地區(qū)）的研發(fā)資本存量和通過進(jìn)口貿(mào)易引入的外國（地區(qū)）研發(fā)資本存量與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系（即CH模型）^［6］，使這一領(lǐng)域的研究發(fā)生了質(zhì)的飛躍。1997年Coe、Helpman和Hoffmaister又

收稿日期：2008-07-26

作者簡介：申嫦娥(1963-)，女，湖南省邵東縣人，北京師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院副教授，管理學(xué)博士，研究方向：財務(wù)管理（含國際財務(wù)，即國際投融資）。

進(jìn)一步在CH模型中引入了另一個與國際貿(mào)易密切相關(guān)的變量，即FDI，成為擴(kuò)展的CH模型（被稱之為CHH模型）^［7］。Walid和Edward利用擴(kuò)展的CH模型研究G6對OECD國家的技術(shù)溢出效用，發(fā)現(xiàn)FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)強(qiáng)于進(jìn)口貿(mào)易^［8］。

國內(nèi)對技術(shù)溢出的研究文獻(xiàn)較多，但大多數(shù)集中在利用國外的早期方法，直接以FDI或進(jìn)口貿(mào)易作為解釋變量，驗證其與內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率的相關(guān)性，這些研究成果請參見鄭秀君對這一方面的一個綜述^［9］，本文只就國內(nèi)對CH模型的應(yīng)用情況作一回顧。方希樺、包群和賴明勇，主要研究中國從G7的進(jìn)口貿(mào)易中獲得的技術(shù)溢出，發(fā)現(xiàn)效應(yīng)顯著^［10］。蔡虹和孫順成研究了進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)進(jìn)口貿(mào)易溢出的技術(shù)知識存量促進(jìn)了中國總產(chǎn)出的增長^［11］。李平和錢利考查了中國前10大進(jìn)口國（地區(qū)）和FDI來源國（地區(qū)）對中國各地區(qū)的技術(shù)溢出效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)進(jìn)口和貿(mào)易促進(jìn)了我國的技術(shù)

進(jìn)步，但地區(qū)差別顯著^［12］。黃先海和張云帆選取我國前十位的進(jìn)口貿(mào)易國和外商投資國，研究對我國的技術(shù)溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)我國外貿(mào)外資（即FDI）的技術(shù)溢出效應(yīng)都較顯著，但相對而言，外資的技術(shù)溢出效應(yīng)略大于外貿(mào)的溢出效應(yīng)^［13］。

從現(xiàn)有的文獻(xiàn)來看，一些是從進(jìn)口貿(mào)易的角度，專門研究西方發(fā)達(dá)國家對我國的技術(shù)溢出，另一些則是從我國進(jìn)口貿(mào)易前十位和FDI前十大來源國的角度研究對華技術(shù)溢出。但筆者以為，一方面，只研究西方大國，而忽視亞洲發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)對中國的影響力是不夠的，基于相同文化背景的影響力可能更大；另一方面，如果選取進(jìn)口貿(mào)易或FDI前十位，又可能會選取來自避稅地或非發(fā)達(dá)國家（地區(qū)）的投資或進(jìn)口。比如中國香港，就是一個避稅地，對中國大陸的投資和貿(mào)易額都占據(jù)我國前十位，但它只是跳板或中轉(zhuǎn)站，有許多投資和貿(mào)易輸入的并不是香港的技術(shù)，而是原產(chǎn)地或原投資地的技術(shù)。

本文采用擴(kuò)展的CH模型并進(jìn)行修訂，將研發(fā)資本存量作為內(nèi)生變量，選取1993年至2006年的面板數(shù)據(jù)，研究西方大國和亞洲四小龍通過進(jìn)口貿(mào)易、FDI兩個途徑對中國的技術(shù)溢出效用，并以西方大國和亞洲四小龍分別構(gòu)建模型，進(jìn)行數(shù)據(jù)對比。

二、研究模型和數(shù)據(jù)

一國（地區(qū)）的技術(shù)進(jìn)步不僅取決于本國（地區(qū)）的研發(fā)資本存量，而且取決于引入的外國（地區(qū)）研發(fā)資本存量的溢出效應(yīng)。目前大家公認(rèn)的引入途徑主要有二：一是進(jìn)口貿(mào)易，進(jìn)口國（地區(qū)）不僅可以通過進(jìn)口產(chǎn)品或設(shè)備，提高本土資源的生產(chǎn)率，而且可以通過學(xué)習(xí)和模仿提高技術(shù)水平；二是FDI，通過FDI不僅可以輸入產(chǎn)品和設(shè)備，而且可以輸入管理理念和文化，因此，它比進(jìn)口貿(mào)易的影響更加直接。

本文選用1993年至2006年的數(shù)據(jù)，原因在于1993年是我國社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制實行的起點，對外開放的程度從此邁上新的臺階。在進(jìn)口貿(mào)易和FDI來源國的選擇上，是按經(jīng)濟(jì)的發(fā)達(dá)程度，而不是我國的引入量，技術(shù)先進(jìn)國家的技術(shù)溢出效應(yīng)應(yīng)該更好。首先選取G8成員國中的美國、加拿大、英國、德國、法國、意大利共6個（本文將其稱之為西方大國），沒有選取不屬于發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)的俄羅斯，而把日本歸到亞洲四小龍的范圍。在亞洲的發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)中，除日本之外還選取韓國、中國臺灣和新加坡，沒有選取中國香港。因為香港的避稅地性質(zhì)，使得一些貿(mào)易和投資只是經(jīng)過香港中轉(zhuǎn)而已，不能代表香港的技術(shù)水平。為了對比西方大國與亞洲四小龍的對華技術(shù)溢出效應(yīng)，將分別對兩類經(jīng)濟(jì)體建模，以觀測其影響程度的不同。

本文將采用CH 擴(kuò)展模型，由于該模型數(shù)據(jù)處理相當(dāng)復(fù)雜，因此，我們先列出模型的基本形式，見模型（1），再逐一介紹每一個變量的處理方法。

lnFt=α0+α1lnSDt+α2lnSFDIt+α3lnStradet(1)

Ft為t年的全要素生產(chǎn)率，SDt為第t年的國內(nèi)研發(fā)資本存量，SFDIt為第t年通過FDI路徑溢出到中國的外國研發(fā)資本存量，Stradet是第t年通過進(jìn)口貿(mào)易溢出到中國的國外研發(fā)資本存量，α0為常數(shù)項，α1、α2、α3是系數(shù)。

1． 全要素生產(chǎn)率的界定與數(shù)據(jù)來源。根據(jù)柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，有：

Yt=FtKαtLβt（2）

Yt為第t年的產(chǎn)出，用實際GDP表示，Kt為第t年的資本存量，Lt為第t年的勞動投入，通常用就業(yè)人數(shù)表示，F(xiàn)t為全要素生產(chǎn)率，代表技術(shù)水平。根據(jù)公式：

Ft=Yt/KαtLβt（3）

計算全要素生產(chǎn)率的難度，主要是α、β以及資本存量。本文直接采用了郭慶旺、賈俊雪2005年在《經(jīng)濟(jì)研究》上用索洛殘差法計算的α、β值，它們分別是0.6921和0.3079^［14］。各年資本存量的計算方法為：

Kt=It/Pt+(1-δ)Kt-1（4）

It為第t年的名義投資，Pt為第t年的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，Kt-1為t-1年的資本存量，δ為固定資產(chǎn)折舊率，假定為5%，計算結(jié)果見表1。

2．研發(fā)資本存量的計算。研發(fā)資本存量的計算通常采用永續(xù)盤存法，公式為：

St=RDt+(1-δ)St-1（5）

RDt是第t年的研發(fā)支出，δ是研發(fā)資本的折舊率，一般設(shè)為5%，St是第t年的研發(fā)資本存量。現(xiàn)在的難點是初始研發(fā)資本存量（即S0）的設(shè)定，這里沿用CH模型對S0的設(shè)定方法：

S0=RD0/(g+δ)（6）

g為研發(fā)支出的年均對數(shù)增長率，各年的對數(shù)增長率為ln(RDt/RDt-1)，相當(dāng)于對數(shù)形式的一階差分。各年的研發(fā)支出是研發(fā)資本存量的計算基礎(chǔ)，而為了比較各國的研發(fā)支出情況，表2我們給出了各國研發(fā)支出占GDP的比重以及研發(fā)支出的對數(shù)增長率。

說明：實際GDP根據(jù)名義GDP與GDP縮減指數(shù)折算，固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)以1978年為1，具體計算參見郭慶旺、賈俊雪2004年在經(jīng)濟(jì)研究第5期上提供的方法^［15］。

數(shù)據(jù)來源：中國統(tǒng)計年鑒

表2 各國（地區(qū)）研發(fā)支出占GDP的比重及其對數(shù)增長率(%)

數(shù)據(jù)來源：1993年至2004年的數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計局公布的“研究與試驗發(fā)展（RD）經(jīng)費及占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重” www.stats.gov.cn/tjsj/qtsj/zgkjtjnj/2006。2005和2006年的數(shù)據(jù)根據(jù)OECD，Main science and Technology indicators(December 2006以及October2007) 的研發(fā)支出和IMF，World Economic Outlook Databases（April 2007）的GDP，均以當(dāng)前美元PPP計算。

從表2來看，除意大利以外，上述發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)的研發(fā)支出占GDP的比例均高出我國許多，我國盡管這幾年的增長較快，但離發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)還有一定的差距。從增長情況來看，除日本外，亞洲經(jīng)濟(jì)體的增長均較快。

3．FDI和進(jìn)口貿(mào)易溢出的國外研發(fā)資本存量。國外研發(fā)資本存量通過FDI和進(jìn)口貿(mào)易兩個路徑對中國的溢出，即本文模型（1）中的SFDIt和stradet，我們采用了Lichtenberg and Pottelsberghe的修訂方法（即LP方法）^［16］，見下面的公式：

SFDIt=∑10[]i=1FDIit[]GDPit×Sit(7)

Stradet=∑10[]i=1IMit[]GDPit×Sit(8)

Sit為i國第t年的研發(fā)資本存量，F(xiàn)DIit是第t年中國從i國引進(jìn)的FDI，IMit是第t年中國從i國的進(jìn)口貿(mào)易額，GDPit為i國第t年的GDP。

而在最初的CH模型中，分母采用的是輸入國（本文為中國）在t年的FDI和進(jìn)口貿(mào)易總量。Lichtenberg and Pottelsberghe指出，Coe and Helpman計算國外研發(fā)存量采用的加權(quán)方法存在“總量偏差”，為了減小這種偏差，他們認(rèn)為以出口國（地區(qū)）或投資國（地區(qū)）的GDP替代輸入國的進(jìn)口或FDI總額作為權(quán)重，這樣既能體現(xiàn)國際研發(fā)溢出的方向，又可反映其密度大小。

中國從各國引進(jìn)的FDI以及進(jìn)口貿(mào)易占該國GDP的比重參見表3和表4。

數(shù)據(jù)來源：中國從各國（地區(qū)）引進(jìn)的FDI來自《中國統(tǒng)計年鑒》，各國GDP的數(shù)據(jù)來自IMF，World Economic Outlook Databases（April 2007）。

數(shù)據(jù)來源：中國從各國（地區(qū)）的進(jìn)口貿(mào)易來自《中國統(tǒng)計年鑒》，各國GDP的數(shù)據(jù)來自IMF，World Economic Outlook Databases（April 2007）。

從表3和表4來看，我國從各國（地區(qū)）引進(jìn)的FDI或進(jìn)口貿(mào)易占該國（地區(qū)）GDP的比重，一般都表現(xiàn)為亞洲四小龍的比例高于西方大國。

三、實證研究結(jié)果

根據(jù)第二個部分對模型數(shù)據(jù)的處理，我們獲得了模型（1）各變量的數(shù)據(jù)，現(xiàn)在可以對其進(jìn)行回歸分析，以檢驗各變量與全要素生產(chǎn)率（即技術(shù)進(jìn)步）的相關(guān)性及其顯著程度。

本文的統(tǒng)計分析采用SPSS軟件。由于FDI和進(jìn)口貿(mào)易對技術(shù)溢出的影響都存在一定的時滯，因此，我們首先逐一分析每一個解釋變量當(dāng)期以及滯后一期對我國全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)（限于篇幅這一過程未在文中列出），每一個變量都是當(dāng)期的影響力更強(qiáng)，因此，我們選擇以當(dāng)期數(shù)據(jù)進(jìn)行模型的分析。

因為面板數(shù)據(jù)或時間序列，容易存在變量的自相關(guān)問題，因此，我們先對模型（1）用全部樣本、亞洲四小龍和西方大國的數(shù)據(jù)分別進(jìn)行簡單回歸，通過分析DW值，發(fā)現(xiàn)只有用西方大國數(shù)據(jù)的回歸存在明顯的一階自相關(guān)現(xiàn)象，其DW值只有0.85。為了消除一階自相關(guān)問題，取ρ=（1-DW/2）進(jìn)行廣義差分，并對西方大國的數(shù)據(jù)改用適合時間序列的自回歸方法（AR模型），選用其中適合小樣本的廣義最小二乘法（Prais-Winsten）。其余分析均采用簡單回歸中的逐步回歸方法（Stepwise），以消除不顯著的變量。

通過分析，得到最后的回歸結(jié)果（不顯著的未列示）及模型的相關(guān)檢驗參數(shù)，見表5。需要說明的是，在自回歸的各種方法下，其檢驗參數(shù)與簡單回歸均有所不同，如Prais-Winsten法，對模型整體擬合程度的檢驗值使用的不是F統(tǒng)計量，而是殘差序列方差的標(biāo)準(zhǔn)差。

說明： *表示在10%的水平上顯著，**表示在5%的水平上顯著，***表示在1％的水平上顯著；標(biāo)準(zhǔn)差為殘差序列方差的標(biāo)準(zhǔn)差，該數(shù)據(jù)越小，模型擬合程度越好。

從表5可見，根據(jù)全部樣本回歸的模型，R2為0.962，調(diào)整的R2為0.912以及F統(tǒng)計量為68.525，均說明模型的擬合程度相當(dāng)不錯，而DW統(tǒng)計量是1.611，說明基本不存在變量的自相關(guān)現(xiàn)象。從亞洲四小龍回歸的模型來看，其R2為0.903，調(diào)整的R2為0.874以及F統(tǒng)計量30.931，說明模型的擬合程度很好，DW統(tǒng)計量是2.194，說明不存在變量的自相關(guān)現(xiàn)象。而根據(jù)西方大國回歸的模型，采用了自回歸方法，R2為0.807，調(diào)整的R2為0.722，殘差序列方差的標(biāo)準(zhǔn)差只有0.008，均表明模型的擬合程度較好。

四、研究結(jié)論

從表5的回歸結(jié)果來看，不管是全部樣本還是西方大國或亞洲四小龍，F(xiàn)DI對我國的技術(shù)溢出效應(yīng)均是顯著的，而全部樣本和亞洲四小龍的進(jìn)口貿(mào)易對我國的技術(shù)溢出效應(yīng)則都為負(fù)相關(guān)，這與前述的Walid和Edward的研究結(jié)論十分相似。

從西方大國和亞洲四小龍分別進(jìn)行回歸的結(jié)果對比來看，F(xiàn)DI對我國的技術(shù)溢出效應(yīng)均顯著，西方大國的影響力只是略高于亞洲四小龍。但西方大國的進(jìn)口貿(mào)易對我國的技術(shù)溢出效應(yīng)不顯著，而亞洲四小龍的進(jìn)口貿(mào)易卻顯著為負(fù)。

最后，研究發(fā)現(xiàn)，我國自己的研發(fā)資本存量只是在沒有西方大國影響的情況下與全要素生產(chǎn)率或技術(shù)進(jìn)步存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

我國目前正面臨經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變，即經(jīng)濟(jì)增長從依靠要素的投入到依靠技術(shù)進(jìn)步（或全要素生產(chǎn)率的提高），這不僅依賴于國內(nèi)的研發(fā)資本存量，而且依賴于FDI輸入的國外研發(fā)資本存量的貢獻(xiàn)。因此，筆者認(rèn)為，一方面我國應(yīng)該更加重視自己的研發(fā)投資，在研發(fā)支出占GDP的比例上追趕發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)；另一方面，盡管我國目前的外匯儲備較大，但FDI的引入不可忽視，只是應(yīng)該從追求數(shù)量向追求質(zhì)量的方向轉(zhuǎn)變。而在FDI的引入方向上，西方和亞洲發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)的影響力都同等重要，不可偏廢。

至于進(jìn)口貿(mào)易對我國的技術(shù)溢出效應(yīng)不顯著甚至為負(fù)的現(xiàn)象，是需要進(jìn)一步研究的問題。隨著我國外匯儲備的大幅增長，我國近幾年的進(jìn)口貿(mào)易也快速增長，特別是從亞太發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)的進(jìn)口增速更快（參見本文表4），但進(jìn)口貿(mào)易并沒有帶來較好的技術(shù)溢出效應(yīng)，筆者認(rèn)為，這說明我國的進(jìn)口貿(mào)易可能存在以下兩個方面的問題：一是增速太快，技術(shù)的吸收能力未能跟上；二是進(jìn)口產(chǎn)品的方向選擇可能存在問題，進(jìn)口產(chǎn)品的技術(shù)先進(jìn)性需要提高。因此，我國進(jìn)口貿(mào)易的數(shù)量和方向都值得進(jìn)一步研究。

參考文獻(xiàn)：

［1］

Caves R E. Multinational firms. competition and productivity in hostcountry markets［J］. Economica， 1974， 41(5) : 176～193.

［2］ Globerman S. Foreign direct investment and spillover efficiency benefits in canadian manufacturing industries［J］. Canadian Journal of Economics， 1979，12（1）:42-56.

［3］ Feder G. On export and economic Growth［J］ . Journal of Development Economics， 1982(12): 59-73.

［4］ Kokko A. Technology， market， characteristic and spillover［J］. Journal of Development Economics， 1994 ， 43（2）：279-293.

［5］ Haddad M， Harrison A. Are there positive spillovers from foreign direct investment? evidence from panel data for Morocco ［J］.Journal of Development Economics，1993.42（1）:51-74.

［6］ Coe D， Elhanan H. International R D spillovers［J］.European Economic Review，1995， 39（5）:859-887.

［7］ Coe， Elhanan H， Hoffmaister A. North-South RD Spillovers［J］. Economic Journal，1997， 107:134-149.

［8］ Walid H， Safarian A E. Trade， foreign direct investment， and RD spillovers［J］. Journal of International Business Studies， 1999， 30（3）： 491-511.

［9］ 鄭秀君. 我國外商直接投資( FDI) 技術(shù)溢出效應(yīng)實證研究述評: 1994～2005［J］ . 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2006，23(9):58-68.

［10］ 方希樺， 包群， 賴明勇.國際技術(shù)溢出：基于進(jìn)口傳導(dǎo)機(jī)制的實證研究［J］.中國軟科學(xué) 2004(7):58-64.

［11］ 蔡虹，孫順成. 進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究［J］.西安交通大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版) 2008，28(1):25-29.

［12］ 李平，錢利. 進(jìn)口貿(mào)易與外國直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng)—對中國各地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的實證研究［J］ .財貿(mào)研究2005.50(6):40-45.

［13］ 黃先海， 張云帆.我國外貿(mào)外資的技術(shù)溢出效應(yīng)分析［J］.國際貿(mào)易問題，2005 (1):27-32.

［14］ 郭慶旺，賈俊雪. 中國潛在產(chǎn)出與產(chǎn)出缺口的估算［J］ .經(jīng)濟(jì)研究，2004，39(5):31-39.

［15］ 郭慶旺，賈俊雪. 中國全要素生產(chǎn)率的估算：1979-2004［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2005，40(6):51-60.

［16］ Lichtenberg F， Pottelsberghe de la Potterie. International RD spillovers: a comment.［J］ .European Economic Review， 1998， 42(8):1483-1491.

責(zé)任編輯、校對：趙西寧

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請以PDF格式閱讀原文