徐青松,梁 敏，李 昊

(1.上海財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,上海 200433；2.帝國(guó)理工學(xué)院商學(xué)院,倫敦 SW7 2AZ；3.澳大利亞麥格里大學(xué)管理學(xué)院，NSW 2109)

1 模型與變量

為測(cè)度FDI對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，Borensztein，Gregorio and Lee(1998)[1]采用69個(gè)國(guó)家的面板數(shù)據(jù)，建立了以下的基本模型：

g=α0+α1FDI+α2FDI×H+α3H+α4Y0+α5A

(1)

但該模型忽略了東道國(guó)國(guó)內(nèi)投資對(duì)其技術(shù)外溢效應(yīng)的貢獻(xiàn)，因此在BGL模型的基礎(chǔ)上加以改進(jìn)，根據(jù)Cares(1974)[2]，假設(shè)同樣一個(gè)國(guó)家或者經(jīng)濟(jì)體最終產(chǎn)品的生產(chǎn)遵循如下的生產(chǎn)函數(shù)：

(2)

式中，A表示外生環(huán)境因素變量。H表示人力資本，K表示物質(zhì)資本。物質(zhì)資本K由多種中間產(chǎn)品構(gòu)成，其數(shù)量的增加表明物質(zhì)資本的積累。假設(shè)東道國(guó)中間產(chǎn)品共N種，其中n種國(guó)內(nèi)生產(chǎn)，外資企業(yè)生產(chǎn)其余n*種，則N=n+n*。并假設(shè)K是由如下形式CES類型方程決定：

(3)

(4)

(5)

(6)

上式對(duì)x(j)求導(dǎo)，并由零利潤(rùn)條件得到k類中間產(chǎn)品的需求函數(shù)，同時(shí)將上式對(duì)人力資本H求導(dǎo)，從而得到人力資本的需求函數(shù)H=(1-α)Y/ω。當(dāng)中間產(chǎn)品的種類N→∞時(shí)，對(duì)中間產(chǎn)品的需求價(jià)格彈性為：

(7)

考慮東道國(guó)中間產(chǎn)品k在t的瞬時(shí)利潤(rùn)為：π(k，t)=P(k，t)x(k，t)-ωx(k，t)，可得產(chǎn)品的邊際收益：

(8)

邊際成本MC=ω，由MR=MC有：P(k，t)=ωσ/(σ-1)，將瞬時(shí)利潤(rùn)函數(shù)π(k，t)折現(xiàn)成v(t)，則根據(jù)文獻(xiàn)[3]，中間產(chǎn)品的生產(chǎn)部門在利潤(rùn)最大化時(shí)，有：

(9)

假設(shè)所有國(guó)家和經(jīng)濟(jì)體對(duì)東道國(guó)投資的外溢量值是相等的，即δj=δ。東道國(guó)人力資本充分就業(yè)，在市場(chǎng)均衡條件下，東道國(guó)中間產(chǎn)品生產(chǎn)部門的總?cè)肆Y本為：

(10)

(11)

式中,Hd表示東道國(guó)中間產(chǎn)品生產(chǎn)部門的人力資本。n*表示外資企業(yè)生產(chǎn)的中間產(chǎn)品數(shù)量，表示為FDI的函數(shù)。n表示東道國(guó)國(guó)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)的中間產(chǎn)品數(shù)量，表示為東道國(guó)國(guó)內(nèi)投資Dom的函數(shù)，表達(dá)式分別為：

Hd=γ1Hn*=γ2FDIn=γ3Dom

(12)

將(12)式代入(11)式可得：

(13)

上式中，分別令α0=-ρ(σ-1)/[2(σ-1)-1]、α1=δ2γ1γ2/[2(σ-1)-1]α、α2=δ2γ1γ3/[2(σ-1)-1]α，從而將模型簡(jiǎn)化為：

g=α0+α1H×FDI+α2H×Dom

(14)

由式(14)可看出人力資本不僅通過(guò)與FDI的結(jié)合，而且還和東道國(guó)國(guó)內(nèi)資本的共同作用促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，引進(jìn)東道國(guó)基本建設(shè)(Tele)、研發(fā)投入(R&D)、市場(chǎng)開(kāi)放度(Open)和金融市場(chǎng)效率(Fin)等4個(gè)指標(biāo)，結(jié)合式(1)和(14)，得出擴(kuò)展模型：

g=α0+α1FDI+α2H×FDI+α3FDI×Tele+α4FDI×R&D
+α5FDI×Open+α6FDI×Fin+α7H×Dom

(15)

參考文獻(xiàn)[4]和文獻(xiàn)[5]，具體各變量表示如下。

g：被解釋變量，取各省人均實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)值。

FDI:外商直接投資指標(biāo)，采用FDI占名義GDP的比率來(lái)衡量各省歷年引進(jìn)外資的水平。

H：人力資本水平。分別選取各省歷年普通中學(xué)入學(xué)率(MP)、高等學(xué)校入學(xué)率(CP)以及財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出占GDP比例(Edu)作為衡量變量。通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)并確定能較好衡量人力資本水平的指標(biāo)。

Tele：代表東道國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的變量，取郵電業(yè)務(wù)總量占名義GDP的比率。

R&D：取政府R&D經(jīng)費(fèi)占當(dāng)年的名義GDP比率。

Open：貿(mào)易開(kāi)放度指標(biāo)，以出口依存度指標(biāo)來(lái)衡量。

Fin：金融市場(chǎng)效率指標(biāo)，采用各省市歷年金融機(jī)構(gòu)人民幣貸款余額占當(dāng)年名義GDP的比率。

Dom：國(guó)內(nèi)投資的變量，以各省每年固定資產(chǎn)投資占該省當(dāng)年名義GDP比率表示。

2 實(shí)證方法與步驟

本文采用面板數(shù)據(jù)對(duì)FDI的技術(shù)外溢效應(yīng)進(jìn)行分析論證，具體的實(shí)證步驟如下。①只以外商直接投資衡量指標(biāo)FDI對(duì)被解釋變量LnGDP進(jìn)行回歸，考察外商直接投資單獨(dú)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。②對(duì)FDI變量取對(duì)數(shù)后，以LnFDI分別和人力資本指標(biāo)MP、CP、Edu對(duì)被解釋變量進(jìn)行回歸，衡量GDP對(duì)FDI的彈性，粗略估計(jì)FDI的變化對(duì)GDP的影響。③FDI和人力資本指標(biāo)與FDI的交叉項(xiàng)，對(duì)被解釋變量進(jìn)行回歸，以衡量人力資本對(duì)FDI技術(shù)外溢的影響。④在上一步驟的基礎(chǔ)上引進(jìn)國(guó)內(nèi)投資指標(biāo)與人力資本指標(biāo)的交叉項(xiàng)，考察引進(jìn)國(guó)內(nèi)投資后人力資本對(duì)FDI技術(shù)外溢的影響。⑤綜合以上分析，得出衡量全國(guó)人力資本水平的較好的變量。⑥在人力資本影響FDI技術(shù)外溢的基本模型的基礎(chǔ)上，逐步引進(jìn)擴(kuò)展變量，考察擴(kuò)展變量對(duì)于回歸效果的影響，檢驗(yàn)各變量系數(shù)的顯著性。⑦在前一步驟的基礎(chǔ)上，得到擴(kuò)展模型的表達(dá)式，并對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行分析。

3 實(shí)證結(jié)果與結(jié)論

表1給出了人力資本影響FDI技術(shù)外溢模型的回歸結(jié)果，可得以下結(jié)論。

表1 我國(guó)人力資本與FDI技術(shù)外溢實(shí)證結(jié)果

1)回歸1僅選用外商直接投資指標(biāo)一個(gè)解釋變量，回歸系數(shù)顯著為正，模型擬合效果也較好，但R2僅達(dá)到0.398 3，表明FDI的引進(jìn)確實(shí)對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)有促進(jìn)作用，但還需要與其他變量相結(jié)合才能更好的解釋經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

2)回歸2～回歸4以LnFDI分別和人力資本指標(biāo)MP、CP、Edu對(duì)被解釋變量進(jìn)行回歸，進(jìn)行彈性分析。3個(gè)回歸LnFDI的系數(shù)分別為0.200 5、0.129 7和0.291 0，說(shuō)明我國(guó)FDI占GDP的比例每上升1%，人均GDP就分別上升0.200 5%、0.129 7%和0.291 0%。同時(shí)3個(gè)計(jì)量模型的R2都介于0.79～0.95，即模型自變量的變化能解釋因變量變化的79%～95%，說(shuō)明FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用不容置疑。

3)回歸5～回歸7以FDI分別和人力資本指標(biāo)MP、CP、Edu與FDI的交叉項(xiàng)，以衡量人力資本對(duì)FDI技術(shù)外溢的影響。從結(jié)果來(lái)看，各系數(shù)均為正，且基本都通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，同時(shí)R2都介于0.69～0.93，這說(shuō)明FDI確實(shí)對(duì)我國(guó)增長(zhǎng)有明顯促進(jìn)作用。

4)回歸8～回歸10在回歸5～回歸7的基礎(chǔ)上引進(jìn)國(guó)內(nèi)投資指標(biāo)分別和人力資本MP、CP、Edu的交叉相，進(jìn)一步全面考察衡量人力資本對(duì)FDI技術(shù)外溢的影響。

回歸8中交叉項(xiàng)FDI×MP的系數(shù)都不顯著，說(shuō)明MP并不是衡量我國(guó)人力資本的較好的指標(biāo)。回歸9中交叉項(xiàng)FDI×CP的系數(shù)為負(fù)，且不顯著，說(shuō)明CP也不能很好地代表人力資本。但從回歸8和9中交叉相系數(shù)來(lái)看，F(xiàn)DI更多的是和具有初高中教育程度的人力資本相結(jié)合產(chǎn)生技術(shù)外溢效應(yīng)。這反映了FDI在我國(guó)主要是進(jìn)入以加工貿(mào)易等為主的對(duì)勞動(dòng)者素質(zhì)要求不高的勞動(dòng)、資金密集型行業(yè)。因此，有必要加強(qiáng)FDI的產(chǎn)業(yè)和行業(yè)引導(dǎo)，使其流向技術(shù)密集型的產(chǎn)業(yè)和行業(yè)。

回歸10中各系數(shù)均顯著，且交叉項(xiàng)FDI×Edu系數(shù)為正，說(shuō)明各省財(cái)政性教育支出占名義GDP的比率能很好地衡量我國(guó)各省的人力資本水平。

由表1分析，可以得出我國(guó)人力資本影響FDI技術(shù)外溢的基本模型：

LnGDPi=6.631 3-0.126 9FDIit+
0.120 6FDIit×Eduit+0.005 2Domit×Eduit
(237.16) (-6.32) (10.91) (23.29)

式中,i代表省份，t代表年份。外商直接投資的系數(shù)為負(fù)，而其與人力資本結(jié)合項(xiàng)的系數(shù)為正，說(shuō)明FDI整體上對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用已經(jīng)不是表現(xiàn)為資本累積效應(yīng)，而是要依賴于人力資本水平的提高，從全國(guó)范圍來(lái)看，F(xiàn)DI確實(shí)對(duì)國(guó)內(nèi)投資存在“擠出效應(yīng)”。比較FDI和國(guó)內(nèi)投資分別與人力資本的交叉項(xiàng)的系數(shù)，發(fā)現(xiàn)FDI與人力資本交叉項(xiàng)系數(shù)為0.120 6，遠(yuǎn)大于國(guó)內(nèi)投資與人力資本交叉項(xiàng)的系數(shù)0.005 2，說(shuō)明FDI與人力資本的結(jié)合對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用要遠(yuǎn)大于國(guó)內(nèi)投資與人力資本結(jié)合的作用。因此，我國(guó)對(duì)于FDI的引進(jìn)不再是單純的數(shù)量的增加，而要提高引進(jìn)FDI的質(zhì)量。

表2所示為FDI技術(shù)外溢擴(kuò)展模型的回歸結(jié)果，可得如下結(jié)論。

表2 我國(guó)人力資本與FDI技術(shù)外溢擴(kuò)展模型實(shí)證結(jié)果

1)回歸1～回歸4，分別引進(jìn)擴(kuò)展變量Tele、R&D、Open和Fin，回歸1和2各項(xiàng)系數(shù)通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)在0.8以上，說(shuō)明東道國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和研發(fā)投入確實(shí)對(duì)FDI技術(shù)外溢有顯著的促進(jìn)作用。

2)回歸5，同時(shí)引進(jìn)東道國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和研發(fā)投入指標(biāo)與FDI的交叉相，交叉項(xiàng)的系數(shù)都為正，且顯著，進(jìn)一步印證了1)中的結(jié)論。

3)回歸6在回歸5的基礎(chǔ)上引進(jìn)市場(chǎng)開(kāi)放度和FDI的交叉相，其系數(shù)為負(fù)，且通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。雖然系數(shù)為負(fù)，但絕對(duì)值較小，說(shuō)明市場(chǎng)開(kāi)放程度并未明顯的影響我國(guó)FDI的技術(shù)外溢效應(yīng)。

4)回歸7在回歸6的基礎(chǔ)上進(jìn)一步引進(jìn)代表金融市場(chǎng)效率的指標(biāo)與FDI的交叉相，系數(shù)為負(fù)，且未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明金融市場(chǎng)效率與FDI的結(jié)合并未對(duì)我國(guó)FDI的技術(shù)外溢效應(yīng)有顯著的影響。

5)以上各模型中，F(xiàn)DI系數(shù)都為負(fù)，而FDI與人力資本的交叉相為正，表明FDI資本累積效應(yīng)并未對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有明顯推動(dòng)作用，對(duì)經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)作用更多表現(xiàn)在與人力資本的結(jié)合上，即技術(shù)外溢效應(yīng)。

6)以上各模型，國(guó)內(nèi)投資指標(biāo)與人力資本的結(jié)合項(xiàng)，系數(shù)較穩(wěn)定，基本都在0.005 2左右，且都通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明人力資本與國(guó)內(nèi)投資的結(jié)合對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有明顯促進(jìn)作用，且較穩(wěn)定。而FDI與人力資本結(jié)合項(xiàng)系數(shù)不穩(wěn)定，其原因可能是FDI流入受到引資政策的影響，及各區(qū)域引進(jìn)FDI的不平衡。

綜上分析，可以得出我國(guó)人力資本影響FDI技術(shù)外溢的擴(kuò)展模型：

LnGDPi=6.605 0-0.061 6 FDIit+0.021 9 FDIit
×Eduit+0.034 3 FDIit×Teleit
(257.06)(-2.75) (1.68) (13.90)
+0.143 8 FDIit×R&Dit-0.000 9 FDIit
×Openit+0.005 3 Domit×Eduit
(4.76) (-3.40) (24.90)

上式中，F(xiàn)DI與人力資本、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、研發(fā)投入指標(biāo)交叉項(xiàng)的系數(shù)分別為0.021 9、0.034 3和0.143 8?？梢?jiàn)，除了改善人力資本狀況、增加教育的投入外，加大對(duì)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投入、增加政府的R&D支出等均可以促進(jìn)外資企業(yè)的技術(shù)外溢效應(yīng)，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。