江蘇大學(xué)財(cái)經(jīng)學(xué)院 徐果

1 引言

關(guān)于FDI與技術(shù)溢出、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，最早是1960年Mac Dougall開(kāi)創(chuàng)了這個(gè)領(lǐng)域的研究。根據(jù)Blomstrm和Kokko(1998)的定義，F(xiàn)DI技術(shù)溢出效應(yīng)是指：跨國(guó)公司在東道國(guó)實(shí)施的FDI引起當(dāng)?shù)丶夹g(shù)或者生產(chǎn)力的進(jìn)步，然而跨國(guó)公司卻無(wú)法獲取其中全部收益的一種外部效應(yīng)。改革開(kāi)放以來(lái)，尤其是20世紀(jì)90年代以后，外商直接投資(以下簡(jiǎn)稱FDI)大量涌入我國(guó)。根據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計(jì)“十一五”期間，我國(guó)累計(jì)吸收FDI達(dá)到4402.89億美元，為“十五”期間的1.5倍左右，2011年和2012年兩年全國(guó)累計(jì)吸收FDI也達(dá)到2277.27億美元，已經(jīng)超過(guò)了“十一五”期間的一半。江蘇省向來(lái)具有良好的投資環(huán)境和區(qū)位優(yōu)勢(shì)，在吸引外資方面取得了巨大成就，吸收的FDI在全國(guó)處于領(lǐng)先行列。自2003年以來(lái)，江蘇省連續(xù)9年占據(jù)我國(guó)利用FDI最多省份之首位。有數(shù)據(jù)表明制造業(yè)FDI已經(jīng)占了江蘇FDI的70%以上，是江蘇利用外資最多的行業(yè)，也是對(duì)外開(kāi)放最早、開(kāi)放程度最高的行業(yè)。其FDI溢出效應(yīng)問(wèn)題應(yīng)得到深入分析。然而現(xiàn)有研究大多將FDI作為一種同質(zhì)資本，以檢驗(yàn)FDI對(duì)于東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、技術(shù)進(jìn)步等層面的影響。FDI在資金來(lái)源、技術(shù)含量、投資規(guī)模等方面都存在顯著差異，這些不同特征的FDI將對(duì)技術(shù)溢出效應(yīng)產(chǎn)生不同影響。本文嘗試從FDI的不同特征出發(fā)，研究不同規(guī)模的FDI對(duì)江蘇省制造業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)。

2 文獻(xiàn)回顧

FDI技術(shù)溢出效應(yīng)在國(guó)際上已經(jīng)有30年的研究歷史，時(shí)至今日，F(xiàn)DI對(duì)東道國(guó)技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的溢出效應(yīng)研究已經(jīng)日趨成熟。國(guó)內(nèi)學(xué)者雖起步較晚，但近年來(lái)從理論與實(shí)證兩個(gè)方面研究FDI溢出效應(yīng)的文獻(xiàn)也已不勝枚舉。主要可以從兩個(gè)方面進(jìn)行歸納：一方面是溢出效應(yīng)本身的問(wèn)題。如溢出效應(yīng)的強(qiáng)度和正負(fù)，溢出效應(yīng)的影響因素，溢出路徑是水平還是垂直等。秦曉鐘、胡志寶(1998)采用生產(chǎn)函數(shù)模型,利用1995年工業(yè)普查數(shù)據(jù),對(duì)含采掘業(yè)、電力煤氣等39個(gè)行業(yè)進(jìn)行了檢驗(yàn),得出了FDI的行業(yè)內(nèi)溢出效應(yīng)明顯存在的結(jié)論。姚洋、章奇(2001)在行業(yè)層面上研究了外商直接投資對(duì)中國(guó)工業(yè)企業(yè)技術(shù)效率的影響, 其實(shí)證結(jié)果表明,FDI在行業(yè)內(nèi)的溢出效應(yīng)是不顯著的。陳濤濤、范明曦、馬文祥(2003)指出技術(shù)差距是一個(gè)影響FDI行業(yè)內(nèi)溢出效應(yīng)的直接的也是最主要的因素之一。另一方面是探索溢出效應(yīng)對(duì)東道國(guó)技術(shù)創(chuàng)新、地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)問(wèn)題的研究。相比而言，學(xué)者們更關(guān)注前者。

將FDI按照不同特征細(xì)分從而研究其與技術(shù)進(jìn)步、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的文獻(xiàn)較少。孟亮，宣國(guó)良(2005)分析了不同來(lái)源FDI在我國(guó)工業(yè)部門產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng)差異。發(fā)現(xiàn)在總體層次上,港澳臺(tái)外資產(chǎn)生了明顯的技術(shù)溢出效應(yīng),而其他外資沒(méi)有表現(xiàn)出顯著的技術(shù)溢出效應(yīng)。鄭義，徐康寧利用1997年至2009年中國(guó)15個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)探討外資特征對(duì)中國(guó)各省份技術(shù)創(chuàng)新作用的影響，研究結(jié)果表明，來(lái)自歐美國(guó)家的FDI對(duì)于發(fā)明專利、外觀專利有顯著的正向效應(yīng)，來(lái)自亞洲國(guó)家的FDI對(duì)于發(fā)明專利、外觀專利有負(fù)向效應(yīng)；折合成技術(shù)權(quán)重的FDI對(duì)于發(fā)明專利、外觀專利的影響也是顯著為負(fù)。趙先立(2012)通過(guò)對(duì)我國(guó)19年時(shí)間序列數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)FDI在我國(guó)的獨(dú)資化趨勢(shì)對(duì)技術(shù)溢出產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，而合資方式有利于技術(shù)溢出效應(yīng)的產(chǎn)生?？赡苡捎诜质^(qū)獲得FDI數(shù)據(jù)比較困難，以上研究多針對(duì)全國(guó)，而我國(guó)又是一個(gè)存在顯著地區(qū)差異的國(guó)家，數(shù)據(jù)生成過(guò)程自然也會(huì)有顯著差異，基于全國(guó)數(shù)據(jù)研究不同特征FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)可能會(huì)存在偏差，縮小范圍后可保持獲取數(shù)據(jù)的一致性并提高估計(jì)精度，并且細(xì)分FDI不同特征去研究其對(duì)單個(gè)省份的技術(shù)溢出效應(yīng)的文章幾乎沒(méi)有。本文正是基于以上考量來(lái)研究江蘇的不同規(guī)模FDI技術(shù)溢出效應(yīng)。

3 模型、變量與數(shù)據(jù)說(shuō)明

3.1 實(shí)證分析的理論基礎(chǔ)

在“?？怂怪行浴奔夹g(shù)進(jìn)步的假設(shè)下，把江蘇省每個(gè)2位數(shù)制造行業(yè)作為一個(gè)整體，用柯布-道格拉斯函數(shù)來(lái)度量行業(yè)的投入產(chǎn)出狀況：

Y是經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，用GDP替代；A為技術(shù)系數(shù)，依據(jù)新增長(zhǎng)理論，F(xiàn)DI技術(shù)溢出具有部分性，空間經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，技術(shù)知識(shí)的溢出具有地方化和行業(yè)內(nèi)的特征，因此技術(shù)系數(shù)與當(dāng)?shù)谾DI流入具有一定相關(guān)性。假設(shè)A=θ(FDI)γ；L為勞動(dòng)投入，用制造業(yè)分行業(yè)年底就業(yè)人數(shù)表示；K為資本要素，用制造業(yè)分行業(yè)資產(chǎn)總值表示。代入方程(1)后,取自然對(duì)數(shù)可得

3.2 計(jì)量模型和估計(jì)方法的選擇

由于采集的數(shù)據(jù)具有面板特征，但靜態(tài)面板估計(jì)方法忽視了解釋變量?jī)?nèi)生性問(wèn)題，本文主要選擇動(dòng)態(tài)面板模型。在(2)式基礎(chǔ)上，引入外資特征指標(biāo)，得到本研究計(jì)量模型，即：

鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性和可操作性，選取2個(gè)外資特征變量：外資平均規(guī)模(scale),用外商投資企業(yè)年底注冊(cè)登記總額與外資項(xiàng)目的數(shù)目的比值表示；外商直接投資(t),即制造業(yè)分行業(yè)吸引的FDI數(shù)量。

如果在面板模型中，解釋變量包含了被解釋變量的滯后值，則稱之為“動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)”(dynamic panel data)。考慮下列面板模型：

做面板GMM有兩個(gè)最重要的檢驗(yàn)。

(1)檢驗(yàn)，這里我們使用Hansen test，Hansen test的原假設(shè)為工具變量是有效的，因此檢驗(yàn)結(jié)果出現(xiàn)在顯著水平無(wú)法拒絕原假設(shè)，說(shuō)明通過(guò)檢驗(yàn)。

(2)一階，二階序列相關(guān)檢驗(yàn)，因?yàn)閯?dòng)態(tài)面板模型的特殊性，動(dòng)態(tài)面板誤差項(xiàng)會(huì)存一階相關(guān)，從二階開(kāi)始不存在相關(guān)的特性。

AR(1)：因此檢驗(yàn)應(yīng)出現(xiàn)在顯著水平拒絕等于0原假設(shè)，才符合要求。

AR(2)：因此檢驗(yàn)應(yīng)出現(xiàn)在顯著水平無(wú)法拒絕等于0原假設(shè)，才符合要求。

4 江蘇省FDI溢出效應(yīng)的實(shí)證分析

4.1 數(shù)據(jù)采集與變量選擇

依據(jù)生產(chǎn)函數(shù)法，本文從《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》(2004～2012)中采集了28個(gè)2位數(shù)制造業(yè)分行業(yè)數(shù)據(jù)。因?yàn)闊煵輼I(yè)不允許三資企業(yè)進(jìn)入及2012年后橡膠和塑料合并，而原有的交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)分為汽車制造和鐵路船舶航空航天設(shè)備制造。因此整理后僅取28個(gè)2位數(shù)制造業(yè)數(shù)據(jù)。原始產(chǎn)出數(shù)據(jù)利用工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)折算，原始資產(chǎn)總值數(shù)據(jù)利用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)折算。制造業(yè)分行業(yè)總產(chǎn)出、制造業(yè)分行業(yè)資產(chǎn)總值及制造業(yè)分行業(yè)就業(yè)人數(shù)均取自規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的相應(yīng)數(shù)據(jù)。

4.2 估計(jì)結(jié)果與解釋

其中Y為工業(yè)總產(chǎn)值(單位：億元)；L為從業(yè)人員數(shù)量(萬(wàn)人)；K為固定資產(chǎn)投資(單位：億元)；FDI(scale)為FDI規(guī)模；FDI(t)為FDI(單位：萬(wàn)美元)；μ為面板數(shù)據(jù)的個(gè)體效應(yīng)；ε為誤差項(xiàng)。因?yàn)楦髯兞康膯挝徊唤y(tǒng)一，因此對(duì)變量進(jìn)行了對(duì)數(shù)處理。

估計(jì)方法使用了面板動(dòng)態(tài)GMM模型，軟件使用了Stata13.0。

表1 描述統(tǒng)計(jì)量

表1給出了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)信息，從結(jié)果可以看出lny的均值為6.409912，中位數(shù)為6.470237，表示lny的分布服從正態(tài)分布的性質(zhì)，而且從最小值與最大值與均值的差異來(lái)看，沒(méi)有異常的現(xiàn)象。其他變量也出現(xiàn)了類似的情況，因此可以判斷選用的數(shù)據(jù)無(wú)異常值，符合本文的要求。

表2 相關(guān)系數(shù)矩陣

表2給出了變量之間的相關(guān)系數(shù)矩陣，結(jié)果可以看出所有的自變量與因變量存在著顯著的相關(guān)關(guān)系，且相關(guān)程度較高，lnl、lnk、lnfdiscale與lny的相關(guān)關(guān)系接近于1，存在著高度相關(guān)性。從自變量之間的相關(guān)系數(shù)來(lái)看，有些自變量之間也存在著高度相關(guān)的現(xiàn)象，但因面板數(shù)據(jù)的優(yōu)點(diǎn)在于能削弱變量之間的多重共線性，且在動(dòng)態(tài)面板GMM中，為了消除個(gè)體特異項(xiàng)，會(huì)對(duì)變量進(jìn)行差分處理，因此可以較好地控制多重共線性對(duì)結(jié)果的影響。

下面給出了一步法差分GMM、兩步法差分GMM結(jié)果，可以看出一步法和兩步法出現(xiàn)了較一致的結(jié)果。

表3 一步法差分GMM

表3給出了一步法差分GMM結(jié)果，可以看出lny的系數(shù)為0.501，在1%水平顯著，說(shuō)明lny的前一期對(duì)lny確實(shí)存在顯著的影響；lnl的系數(shù)為0.216，在5%水平顯著，表示排除其他因素，從業(yè)人員數(shù)量增加1%時(shí)，工業(yè)總產(chǎn)值將增加0.216%;lnk的系數(shù)為0.170，在5%水平顯著，表示排除其他因素，固定資產(chǎn)增加1%時(shí)，工業(yè)總產(chǎn)值將增加0.170%；lnfdiscale的系數(shù)為-0.0484，但在10%水平無(wú)法通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明FDI規(guī)模對(duì)工業(yè)總產(chǎn)值無(wú)顯著影響；lnfdit的系數(shù)為0.104，在1%水平通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表示排除其他因素，F(xiàn)DI增加1%時(shí)，工業(yè)總產(chǎn)值增加0.104%。

從Hansen檢驗(yàn)結(jié)果中，Prob=0.498>0.1，表示在10%水平無(wú)法拒絕工具變量有效的原假設(shè)，說(shuō)明工具變量是有效的，符合面板動(dòng)態(tài)數(shù)據(jù)分析的要求；在AR(1)與AR(2)檢驗(yàn)結(jié)果中，AR(1)檢驗(yàn)的Prob=0.00558<0.01，因此在1%水平拒絕不存在一階自相關(guān)的原假設(shè)，而AR(2)檢驗(yàn)的Prob=0.156>0.1，說(shuō)明在10%水平都無(wú)法拒絕不存在二階自相關(guān)的原假設(shè)，符合面板數(shù)據(jù)動(dòng)態(tài)模型的要求。

下表兩步法差分GMM的結(jié)果可以類似的解釋。

表4 兩步法差分GMM

從估計(jì)結(jié)果來(lái)看，(1)外商直接投資、人力資本、固定資產(chǎn)投資對(duì)江蘇省制造業(yè)存在正的技術(shù)溢出效應(yīng)，且溢出效應(yīng)明顯。(2)動(dòng)態(tài)估計(jì)中，滯后項(xiàng)系數(shù)較大，說(shuō)明后一期經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)前期是有路徑依賴效應(yīng)的，經(jīng)濟(jì)發(fā)展是持續(xù)的。(3)FDI的投資規(guī)模與溢出效應(yīng)之間沒(méi)有顯著相關(guān)性，說(shuō)明并不是投資規(guī)模越大越好。與FDI投資量相比，更要注重FDI的質(zhì)。

5 結(jié)論與啟示

采用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)，有效地控制了FDI的內(nèi)生性后，其正向溢出效應(yīng)明顯小于固定資產(chǎn)投資和人力資本這兩個(gè)因素帶來(lái)的溢出效應(yīng)?？梢?jiàn)實(shí)質(zhì)上江蘇的制造業(yè)仍然是高投入高產(chǎn)出的粗放發(fā)展模式。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，江蘇省原先的區(qū)位優(yōu)勢(shì)、投資環(huán)境等帶來(lái)的比較優(yōu)勢(shì)逐漸喪失，江蘇省制造業(yè)發(fā)展的可持續(xù)性令人堪憂。FDI的流入確實(shí)對(duì)江蘇制造業(yè)發(fā)展有不可忽視的作用，但并非規(guī)模越大越好，所以應(yīng)改變盲目追求外資數(shù)量和對(duì)外資企業(yè)一邊倒的政策優(yōu)惠導(dǎo)向，并非所有外資都是優(yōu)質(zhì)的，愿意與本地企業(yè)合作，與本地企業(yè)技術(shù)匹配，能夠促進(jìn)本地企業(yè)技術(shù)吸收的FDI才是優(yōu)質(zhì)的。

綜上所述，江蘇省制造業(yè)要繼續(xù)堅(jiān)持引進(jìn)外資。外商直接投資能作為資本因素促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，其技術(shù)溢出效應(yīng)也能夠促進(jìn)本地企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，提高企業(yè)的管理水平和質(zhì)量。但在吸收外資時(shí)要有選擇性，注重提高利用外資的質(zhì)量和水平。引進(jìn)國(guó)外先進(jìn)技術(shù)、核心技術(shù)。本地企業(yè)也要加強(qiáng)自身的創(chuàng)新能力，不斷提高學(xué)習(xí)和科研能力，只有提高自身能力才能更好地利用外資，更多地獲得FDI技術(shù)溢出的好處。

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