■ 王瑞燦 晏玉龍（暨南大學管理學院 廣州 510632）

引言

FDI（外商直接投資）作為資本、技術和管理經驗等一攬子要素的綜合體，對國內企業(yè)的技術進步、經濟增長和產業(yè)結構升級都產生了積極深遠的影響。其中技術溢出效應是最重要的影響之一。

對于FDI技術溢出效應的研究多集中于制造業(yè)方面，例如 Blomstrom &Person（1983）選取勞動生產率為評價技術水平的指標，以勞動力績效水平和行業(yè)資本密集度為影響變量，對墨西哥1970年的行業(yè)橫截面數(shù)據(jù)進行實證分析，得出其存在正的溢出效應。還有一些學者研究發(fā)現(xiàn)FDI存在負的溢出效應或不存在溢出效應：首次發(fā)現(xiàn)FDI存在負溢出效應的是 Haddad&Harri-son（1991），他選用摩洛哥的企業(yè)數(shù)據(jù)進行實證分析得到此結論。其他的還有Aitken和Harrison（1999）、Zukowska-Gagelmann（2000）、Driffield（2001）等分別選取不同的樣本數(shù)據(jù)得出FDI存在負的溢出效應。陳濤濤（2004）認為出現(xiàn)上述相互矛盾結論的原因在于不同時期、不同國家、不同行業(yè)的特點對外商直接投資溢出效應是有影響的。近幾年，部分國內學者開始研究服務業(yè)FDI溢出效應，尤其是技術溢出效應。方慧（2009）利用1991-2006年中國服務業(yè)FDI數(shù)據(jù)分析了服務貿易對中國服務業(yè)的技術溢出效應，結果表明，中國服務業(yè)的發(fā)展存在技術溢出。但以上學者都只研究了服務業(yè)FDI技術溢出效應的存在性并提出相應對策，而服務業(yè)FDI技術溢出效應的影響因素還沒有學者涉足。直到2012年，劉艷（2012）首次研究了4個影響服務業(yè)FDI技術溢出效應的主要因素，分別是：法制水平、勞動力市場化程度、服務業(yè)的發(fā)展水平和人力資本水平。從以上研究成果可以看出，學術界對于服務業(yè)FDI方面的研究較少，尤其是服務業(yè)FDI是否可以像制造業(yè)一樣產生技術溢出效應，產生的效果如何，其作用機理又是怎樣的。這些都還沒有得到普遍的認同。

基于以上的背景，本文從服務業(yè)的角度通過計量分析來研究FDI的技術溢出效應，希望能夠認清外資在推動技術進步方面發(fā)揮的作用，采取積極措施，努力提升內資企業(yè)的技術水平。

實證分析

（一）全要素生產率的測算

FDI的技術溢出很難測量，以往國內外學者在研究外商直接投資技術溢出效應時通常用全要素生產率（TFP）來替代技術溢出，本文也采用這種方法進行實證分析。那么技術溢出的測量就轉化為全要素生產率的測量。TFP的測算方法主要有索洛剩余法、對偶法和數(shù)據(jù)包絡法三種。其中索洛剩余法是測算全要素生產率最基本也是使用最廣泛的方法，它是著名經濟學家索洛使用美國1909-1949年的數(shù)據(jù)研究出的成果。本文借鑒王瓊（2012）在實證分析FDI對我國制造業(yè)技術溢出效應時所使用的計算全要素生產率方法，即近似全要素生產率的計算方法。之所以選用這種方法，是因為它的計算比較簡單，且是對索洛剩余法的延伸，有一定的可靠性。具體計算過程如下：

公式中，Y表示所要測量行業(yè)的總產出；L表示勞動投入，以行業(yè)就業(yè)人員數(shù)量表示，K表示行業(yè)資本總投入，s表示資本貢獻率。

（二）模型構建

在實證分析FDI技術溢出效應時，國內外學者一般選用柯布道格拉斯生產函數(shù)，本文使用此生產函數(shù)，即

其中，A表示全要素生產率TFP，K表示資本投入，L表示勞動投入，α代表勞動力的產出彈性，β代表資本的產出彈性。這里假設規(guī)模報酬不變，即α+β=1。

新增長理論認為，F(xiàn)DI對TFP的影響可以分為直接影響和間接影響，直接影響即FDI本身可以促進技術進步，間接影響指FDI帶來的技術溢出。因此建立模型為：

式中，F(xiàn)DI為實際利用外資額，Share為實際使用外資額占社會總投資的比重，η為其彈性系數(shù)，θ表示外商投資企業(yè)生產率的彈性系數(shù)。

將（3）式帶入（2）式得：

對（4）式兩邊取對數(shù)得：

取對數(shù)是為了平穩(wěn)時間序列數(shù)據(jù)，同時計算也更加方便，不影響回歸結果。

由無窮小替換可知，當η Share很小時，ln(1+ηShare)≈ηShare，令C=lnB。所以（5）式又可以轉化為：

（6）式為最終回歸模型，其中，θ回歸出的結果表示FDI對技術進步的直接影響，β回歸出的結果即表示FDI的技術溢出效應。

（三）指標和數(shù)據(jù)的選取

本文選取我國2003-2011年服務業(yè)相關數(shù)據(jù)作為樣本，之所以選擇從2003年開始，是因為我國服務業(yè)在2003年重新進行了劃分，與以前稍微有些區(qū)別，且我國服務業(yè)從2003年開始全面對外開放，更具有代表性。數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年紀》（2004-2012年），根據(jù)公式（6），分別選取服務業(yè)年度生產總值、服務業(yè)實際利用外資額占服務業(yè)總投資額的比重、服務業(yè)實際使用外資額、服務業(yè)就業(yè)人員數(shù)量、服務業(yè)資本存量作為Y、Share、FDI、L、K的度量指標。為了消除價格變動因素的影響，從年鑒上獲取的數(shù)據(jù)還必須做適當?shù)奶幚恚唧w如下：

表1 各數(shù)據(jù)的統(tǒng)計

服務業(yè)總產值。選取的總產值是以1978年GDP指數(shù)為100計算的，那么根據(jù)公式：X年實際GDP=2003年名義GDP*（X年GDP指數(shù)/2003年GDP指數(shù)），計算出來X年實際GDP是以2003年價格計算的實際GDP。

資本存量。服務業(yè)資本存量的計算使用現(xiàn)在最為流行的永續(xù)盤存法，公式為：

其中，Kt表示第t年末服務業(yè)資本存量。It表示第t年新投資的固定資本，需要用固定資產價格指數(shù)剔除價格變動因素，這里以1990年為基期100，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。δ為折舊率，本文使用10%。Kt-1表示第t-1年末服務業(yè)資本存量?；诜諛I(yè)資本存量借用楊勇（2008）在研究中國服務業(yè)資本存量的估計中所估計的2003年資本存量凈值。

勞動力投入L。本文假設所有勞動者的勞動都是同質的，那么就可以用服務業(yè)每年就業(yè)人數(shù)來表示服務業(yè)的年勞動投入。

Share表示服務業(yè)實際利用外資額占服務業(yè)總投資額的比重，用每年服務業(yè)投資中來源于外資的份額除以社會總投資得出。

數(shù)據(jù)經過一系列處理之后如表1所示。

（四）實證分析

根據(jù)2003-2011年的數(shù)據(jù)，采用最小二乘法，對模型（6）進行回歸分析?；貧w結果如下：

根據(jù)回歸結果，R2為0.997685，調整后的R2為0.99537，S.E為0.020827，說明樣本的擬合度很好，解釋能力為99.54%。提出假設H0：η=θ=α=β=0，當自由度為（4,4）、α=0.05時，F(xiàn)α=6.39，回歸模型中的F=430.9930 >Fα(4,4)=6.39，則拒絕原假設，回歸方程顯著。α能通過α=0.05的顯著性檢驗，η和β只能通過α=0.25的顯著性檢驗，而θ不能通過顯著性水平檢驗，t值普遍偏小可能是由于選取的樣本數(shù)量太小，如果擴大樣本效果會好一些，但代表性又會降低，θ不能通過檢驗說明FDI本身對服務業(yè)產值增長沒有顯著影響，其負值甚至說明它可能會有微弱的阻礙作用，α能通過α=0.05的顯著性檢驗說明這幾個解釋變量中，勞動投入對服務業(yè)總產值影響最大。

結果分析

從計量實證分析中可以得到以下幾個結論：

η=27.7081，通過顯著性檢驗，說明外商直接投資對我國服務業(yè)有正的技術溢出效應。近年來，我國更加重視科技興國、人才強國戰(zhàn)略，在這種氛圍下，企業(yè)加強模仿和學習外資企業(yè)的技術知識，使FDI顯示出較高的技術溢出效應，同時，目前我國的服務業(yè)市場對外開放程度更高，競爭更加激烈，外資企業(yè)為了保持市場競爭優(yōu)勢，不斷引進新技術，從而促進技術溢出效應。與以往學者對制造業(yè)的研究相比，服務業(yè)FDI技術外溢效應似乎更加明顯，制造業(yè)的產業(yè)鏈在地理位置上容易分離，跨國公司一般把產品研發(fā)機構放在母國，把低技術的生產制造環(huán)節(jié)放到東道國，比如美國蘋果公司，而服務業(yè)生產、服務很難與顧客分離的特性決定了跨國公司不可能只把低價值的加工制造放在東道國，這是服務業(yè)FDI技術外溢效應比制造業(yè)更加顯著的主要原因。

θ=-0.090207，說明外商直接投資本身不能促進服務業(yè)技術進步，即沒有直接促進效應，甚至還會有微弱的阻礙作用。這可能是由于外商直接投資的方式和投資領域的分布引起的。前文已經說過，外商直接投資可以選擇不同的技術和進入方式，外資在進入我國服務業(yè)時通常選擇成立獨資企業(yè)，減少與內資企業(yè)的關聯(lián)度，我國服務業(yè)的發(fā)展與發(fā)達國家還有很大的差距，跨國公司使用相對較低的技術就可以很容易進入并且可以保持競爭優(yōu)勢；本文對FDI現(xiàn)狀的分析已經清楚地顯示出我國服務業(yè)外商投資主要集中在中低技術水平行業(yè)，高新技術現(xiàn)代服務業(yè)所占份額較少，這導致外資帶來的技術水平也相對較低。

勞動投入和資本投入的系數(shù)分別為1.948346、0.446702，都大于零，與現(xiàn)實情況符合，對服務業(yè)總產值起促進作用，但可以看出我國服務業(yè)多為勞動密集型，人力資本還沒有發(fā)揮出其應有的效果，這與我國服務業(yè)發(fā)展起步晚，全面開放較遲有關，與西方發(fā)達國家相比，我國服務業(yè)還處在初級階段。

綜上，本文針對2003-2011年我國服務業(yè)外商直接投資數(shù)據(jù)，用全要素生產率的增長代替技術進步，對柯布道格拉斯函數(shù)和新增長理論計算TFP轉化的模型進行計量回歸，分析FDI技術外溢效應，得出以下結論：我國服務業(yè)外商直接投資存在正的技術溢出效應，溢出效果較明顯，但FDI本身對技術進步沒有直接促進作用。同時也分析了我國服務業(yè)FDI技術外溢的渠道和影響因素，針對存在的問題提出了相關對策建議，為今后服務業(yè)FDI發(fā)展指明了方向。

1.Blomstrom M,person H.Foreign Investment and Spillover Efficiency in An Underdeveloped Economy:Evidence from the Mexican Manufacturing Industry[J].World Development.1983,11(6)

2.Haddad M,Harrison A.Are there Positive Spillovers from Direct Foreign Investment ? Evidence from Panel Data for Morocco[J].Journal of Development Economics.1991,42

3.陳濤濤.外商直接投資行業(yè)內溢出效應[M].經濟科學出版社，2004

4.方慧.服務貿易技術溢出的實證研究：基于中國1991-2006年數(shù)據(jù)[J].世界經濟研究，2009（3）

5.劉艷.服務業(yè)FDI技術溢出效應的影響因素分析：基于中國16省市面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].上海交通大學學報（哲學社會科學版），2012（3）

6.王瓊.FDI對中國制造業(yè)的技術溢出效應：基于不同技術水平行業(yè)的實證分析[J].經濟論壇，2012（9）

7.楊勇.對中國服務業(yè)資本存量的估計：1952-2006[J].貴州財經學院學報，2008（2）