直接效应（精选10篇）
直接效应 篇1
一、引言
经济全球化的热潮已经遍及全世界, 贸易自由化推动了各种要素在国与国之间的自由流动, 但集聚现象还是大量地出现在世界上的许多国家。最近几年, 有关集聚的问题在国内理论界逐渐升温。比如, 梁琦的《产业集聚论》 (2004) 、朱英明的《产业集聚研究述评》 (2003) 、刘斌的《产业集聚竞争优势的经济分析》, 等等。他们的研究也都涉及到了FDI的集聚, 其中梁琦提出FDI集聚的最主要原因是当地的产业关联和需求-成本联系, 这突破了以往认为优惠政策是主要吸引力的观点。
笔者同意梁琦的这一观点, 但并不是以此观点为最重。我们可以看到, 在改革开放之前, 深圳是一个小渔村, 江浙一带也大都是一些不起眼的小城市, 但是改革的春风最先沐浴了他们, 国家在税收、信贷、价格等许多方面的优惠使这些地方迅速发展了起来, 外商投资也已经形成了一定的规模, 产业之间的关联度比较高。如今, 我国加入了WTO, 以往的“超过民待遇”要逐渐清除;此外, 原先在东部地区投资的外商企业也基本上进入了成熟期, 有完整的生产、经营轨道, 政策方面的优惠已经起不到太大的作用, 由此吸引外资的重点自然要有所转移。但是, 在我国内陆的大部分地区, 由于开放的时间晚、程度低, 经济发展比较缓慢。可以说, 中西部地区的发展其实就是再走东部发展的道路, 在地方产业关联程度不高, 需求-成本联系不强的情况下, 政策的优惠对于中西部来说还是十分重要的。
二、FDI集聚效应的外部经济性分析
自改革开放以来, 外商直接投资大量集中于东部沿海地区。截至2000年底, 在我国吸引的全部外商投资中, 有86%的资金投向了东部, 而中西部仅有14%。东部与中西部地区相差如此之大, 让我们不仅感叹究竟是什么原因让外商如此青睐东部, 为什么外商直接投资能够在东部形成集聚效应呢?本文主要研究导致集聚的外部经济性的因素。
马歇尔 (1920) 阐述了企业集聚的三个优势: (1) 能促进专业化供应商队伍的形成, 尤其能提供不可贸易的特殊投入品; (2) 为有专业化技术的工人提供了一个公共市场, 有利于劳动力共享; (3) 独特的非正式信息扩散方式, 有助于知识外溢。
外商直接投资企业在东部集聚也正是因为享受了这三个优势。一个完整的产业链条包括上游供应企业、生产企业和下游的营销企业。三者必须环环相扣、协调配合才能使这个链条运转顺畅。一个供应商往往能够提供足够多个企业需求的设备和服务, 但是若市场上只有一家企业有这种需求的话, 那么供应商的资源将会大量的闲置和浪费。因此, 大量企业集聚在一起就能扩大需求市场, 促使专业化的供应商得以生存, 形成专业化的供应商网络。
目前, 很多在华投资的外资企业实现了不同程度的采购当地化, 并对当地供应网络的培育有相当大的影响。一是为当地中小企业提供了市场机会, 吸引了中小企业进入当地的生产链。二是提高了当地供应商的素质, 引进了新的管理文化和经营理念, 提高了生产技术。因此, 这大大地提高了资源的使用效率, 并且企业可以享受到合理的价格和满意的服务。
外商投资企业集聚在一起, 可以形成共享的劳动力市场。在我国, 由于外资企业大量集聚于东南部, 20世纪九十年代曾经兴起过“孔雀东南飞”的热潮, 大量专业技术人员、管理人才纷纷涌向东南部, 在那里也形成了一个人力资源的共享市场。通常, 一些掌握着高科技的专业人员是很多企业都需要的, 这些人在企业间的流动也促进了技术的传播。
外部经济包括的另一个内容就是外商投资企业的知识外溢, 企业的集聚有助于知识外溢, 这种知识外溢也是促进我国企业技术进步、提高管理水平的一个重要因素, 它需要以R&D机构和人员作为基本前提。外商投资企业在我国设立了大量的研发机构, 这些机构也主要集中于外资企业密集的区域。上文提到的企业集聚有利于形成共享的劳动力市场, 也为外资企业的知识外溢奠定了基础。研究开发工作在外方研究人员和我方研究人员中共同展开, 这就难以避免出现知识外溢的现象。
三、FDI集聚与地区经济增长
外商直接投资在我国经过20多年的发展, 为推动经济增长做出了巨大的贡献, 这已经是毋庸置疑的。与此同时, 我们可以注意到, 我国区域间的经济发展是极不平衡的, 这与外资在发达地区的大量集聚有深刻的联系。
诺贝尔经济学奖得主瑞典经济学家缪尔达尔的“累积性因果关系理论”也可以说明FDI集聚与地区经济增长的关系。这一理论认为, 在存在地区间不平等的条件下, 经济力和社会力的作用使有利地区的累积扩张以牺牲其他地区为代价, 导致后者状况相对恶化并进一步发展, 由此导致不平等状态的强化。
改革开放以来, 东部地区由于独特的区位优势和政府开放政策的影响, 吸引了进入我国的绝大部分外资。外商直接投资大规模进入, 通过促进资本形成与集聚, 技术外溢、产业集聚与结构升级和人力资本集聚等途径, 推动东部沿海地区经济的快速发展。反过来, 东部地区经济的快速增长, 又将提高居民的收入水平, 扩大市场容量, 提高要素生产率, 并有利于改善外部经济环境, 产生集聚经济效益, 从而进一步扩大外商直接投资的进入。而中西部地区外商直接投资的集聚效应不明显, 且在市场利益的驱动下, 西部地区的人才、劳动力等生产要素向效益好、投资回报高的发达地区流动。在这种情况下, 不发达地区与发达地区间的差距愈加拉大, 经济增长趋向不平衡。
四、中西部地区应发挥后发优势, 追赶经济增长
第一, 提升中西部地区的产业结构, 从根本上塑造吸引外商直接投资的环境。产业结构的技术水平低, 高科技人才就留不住、进不来, 也不可能有高科技的风险投资进入。因此, 对中西部地区来说, 虽然需要东部地区各种方式的支持, 但最为根本的途径是进行自身的结构调整, 调整的主题应是提高产业技术含量和附加值。由于现阶段东部与中西部地区产业结构联系较弱, 中西部产业结构调整的主要内容是改变长期以来为东部地区提供资源的基础产业结构, 加大加工工业的比重, 特别要重视服务业的发展, 应首先发展金融、保险、运输、贸易等为生产服务的服务业。
第二, 加强对劳动要素的投入。在一些学者进行的研究中都有这样一个结论, 即我国劳动要素投入对经济增长的贡献是资本要素投入的5倍之多。这表明, 我国经济发展过程中对资本投入特别是外资的依赖性逐渐减弱, 而对高科技人才的需求是促进经济增长的重要源泉。因此, 中西部地区应加强劳动要素投入的力度, 为经济发展提供无限的动力。
第三, 加大对中西部地区政策支持的力度。历史证明, 东部地区的发展除了依靠自身的区位优势以外, 更重要的因素之一就是国家宏观政策的支持, 因此中西部地区的发展也离不开这一点。
参考文献
[1]梁琦, 产业集聚论, 商务印书馆, 2004.4.
[2]刘斌, 产业集聚的竞争优势分析, 中国发展出版社, 2004.1.
[3]高鸿业, 西方经济学, 中国人民大学出版社, 2001.8.
[4]江小涓, 中国的外资经济——对增长、结构升级和竞争力的贡献, 中国人民大学出版社, 2002.7.
[5]朱英明, 产业集聚研究述评, 经济评论, 2003.5.
[6]赵蓓, 莽丽, 外资与中国产业集群发展:从嵌入性角度的分析, 福建论坛, 2004.7.
直接效应 篇2
[关键词] 溢出效应FDI信息效应
一、溢出效应的概念及方式：
溢出效应是指FDI企业在其转移过程中对东道国相關企业所产生的积极影响。
FDI企业溢出效应主要有以下四种方式：
1.竞争效应：竞争效应是指外资企业进入东道国市场以后，加剧了当地的市场竞争，迫使当地企业采取更先进的生产技术提高劳动生产率。
2.示范效应：外国公司向东道国的分支机构进行新产品、新技术的转移过程, 也是向东道国进行产品、技术、管理方式的传播与扩散过程, 这将使当地企业在对外开放中学到国外的先进技术和管理水平。
3.信息效应：外资企业利用其先进的营销理念开拓新的国外市场，为东道国企业提供了新的市场信息。从而，带动国内企业也向该市场发展。
4.人力资本流动溢出效应：经过技术培训的技术工人以及企业管理人员一旦将来流向其它企业时, 其在跨国公司的子公司所学到的各种技术和管理经验也随之溢出。
二、FDI企业溢出效应的局限性
1.FDI企业对溢出的限制。对于产品的核心技术, FDI企业一般采用内部化转移的方式。例如, 2002 年我国45%的技术引进项目属于FDI企业内部技术转让。技术转移主要在FDI企业母公司与子公司内部进行, 这种方式决定了部分国内的厂商无法融入FDI企业子公司的技术体系之中, 技术的溢出受到了一定的局限。
2.FDI企业所在国政策的约束。西方国家政府从国家战略的立场出发,制定了一系列政策和法律，限制本国FDI企业优势向发展中国家的溢出。例如，在中国联想集团收购美国IBM的PC生产部门问题上,美国政府设置了重重障碍。最终的许可前提是其研发部门留在美国本土,并由美国本土员工控制,结果，虽然联想集团收购了IBM,但其核心技术仍控制在美国员工手中。
3.东道国国内市场竞争不足。FDI企业在东道国的溢出效应一定程度上受到东道国国内竞争环境的影响。如果东道国的市场竞争不足, FDI企业可以依靠在东道国具有的技术或管理优势获得足够的市场份额，它们就不会把最新技术转移到东道国的子公司,带给东道国企业的溢出效应也就很有限。
4.东道国国内企业吸收消化及创新能力低下。FDI企业溢出效应的多少与东道国企业自身的技术吸收能力有很大的关系。如果东道国自身的技术吸收能力与跨国公司差距太大,则可能无法建立与跨国公司之间的溢出“连接”。从FDI企业与东道国企业间的产业关联来说，如果东道国企业达不到FDI 企业配套生产的要求, FDI企业就不得不从其母国或第三国企业进口配件, 由此可能产生的溢出效应就无从发挥。
三、发挥我国FDI企业溢出效应的对策
改革开放以来，我国引入FDI数量不断增多。鉴于FDI企业对东道国溢出效应的局限性，我国只有采取积极的应对措施，才能充分发挥FDI企业对我国经济发展的促进作用。
1.强化市场竞争，防止FDI企业的垄断行为。从我国目前情况来看, FDI企业仅凭其雄厚的资金、技术和生产销售能力即可在我国市场形成垄断,这已经成为制约FDI企业对我国溢出效应的重要因素之一。只有存在强有力的竞争对手, 才能充分发挥FDI企业的溢出效应。鉴于此，我国政府可以在同一行业内引入两家以上FDI企业或组建国内的大型企业集团, 通过竞争使FDI企业放松对先进优势的控制。从而加速FDI企业溢出速度。
2.加强国内企业吸收、创新能力，依靠自主创新提升国内企业的技术水平。东道国国内企业的技术水平直接影响其对FDI企业溢出效应的吸收能力。较高的技术水平将有利于提高我国企业吸收、消化并在此基础上的创新能力。从而，有助于充分利用FDI企业的溢出效应。
3.鼓励FDI企业在我国进行研发投资，利用这些研究机构的溢出效应带动我国企业的发展。现阶段，FDI企业在华研发机构多是采取独资研发体制，这不利于中国企业进行学习和模仿。若能吸引更多的FDI企业采用与中国企业合作的方式成立研发机构，进行合作研究开发，将有助于我国企业近距离地学习外企的先进技术和经验。
总之，我国政府和企业只有充分认识和了解FDI企业的溢出效应，采取合理措施积极应对，才能实现我国引入FDI的目的。
参考文献:
[1]朱勇:新增长理论 商务印书馆1999年12月第1版
[2]谭谊：跨国公司全球布局对我国的影响 财经科学 2002年7月
[3]蔡庆:加入WTO后，中国获取外资技术外溢效应的分析，经济问题探索 2000年第7 期
[4]许丽琴:人员流动与企业技术外溢的扩散机制，上海经济研究 2001年第10期
对外直接投资出口效应国际比较 篇3
一、模型介绍及数据来源
格兰杰因果检验主要有以下几个步骤:首先, 进行平稳性检验。本文采用ADF法检验时间变量的平稳性。其次, 通过格兰杰因果检验分析变量之间相互作用的方向。对于变量的滞后期, 一般从0～3期内选择, 并根据使AIC和SC最小的原则来选择变量的滞后期。
为进一步检验模型的准确性, 确定变量之间的长期关系, 在格兰杰因果检验之后, 还要对变量进行协整检验。Stock证明, 对存在协整关系的时间序列, 最小二乘回归 (OLS) 的估计量不仅是一致的, 而且快于平稳时间序列0lLS估计量的收敛速度, 因此可以直接使用传统的OLS方法。对FDI和出口贸易变量进行OLS回归, 模型如下:
考察式 (1) 的回归残差μt是否平稳, 如果回归残差平稳, 说明存在协整关系, 该方程描述了变量之间的长期稳定关系。
为更好地研究我国对外直接投资与出口的关系, 本文选取了美国、日本、德国、法国、英国以及中国作为研究对象, 对它们1983～2006年共23年的对外直接投资与出口的相互作用关系进行比较分析。其中, 各国出口数据均来自各年的中国统计年鉴, 中国的对外直接投资数据来自《对外经济贸易年鉴》相关各期, 其他国家的对外直接投资数据来自联合国贸发会议网站及2007年《世界投资报告》。
二、实证检验
在变量选取上, 用FDI表示各国对外直接投资流量, 用EX表示各国出口额。为研究方便, 对以上时间序列分别取自然对数。首先对各变量的对数形式进行单位根检验, 结果显示:各国的LNFDI和LNEX的原值在5%的水平上都不显著, 取一阶差分后, 除英国的△EXUK和中国的△LNFDICH在1%的水平显著, 德国的△EXGE、法国的△LNFDIFR以及中国的△EXCH在10%的水平上显著外, 其他变量都在5%的检验水平下显著, 即所有变量的一阶差分都是平稳的时间序列, 因此所有变量都是一阶单整的, 即I (1) 。
笔者曾对这六个国家的对外直接投资和出口关系进行格兰杰因果检验。在进行因果检验之前, 首先通过VAR模型确定变量的滞后期数, 选择使AIC和SC最小的滞后期数使模型达到最优效果。因果检验结果表明, 美国的对外直接投资和出口之间, 在存在2期的最后滞后期下, 并无相互因果关系;日本同美国的情况相似, 在滞后3期的情况下, FDI和出口之间也没有表现出因果关系;德国的对外直接投资在5%的检验水平上是出口贸易变化的格兰杰原因, 而出口却不是对外直接投资变化的格兰杰原因, 二者存在单向的因果关系;英国的情况与德国基本相同;法国的结果则与德国和英国相反, 在滞后1期的情况下, 法国的出口对对外直接投资表现出了单向的因果关系;对中国的分析结果显示, 在滞后1期的情况下, 其“对外直接投资不是引起出口贸易变化的原因”的零假设不能被拒绝, 而其“出口贸易不是引起对外直接投资变化的原因”的零假设被拒绝, 说明中国的出口与对外直接投资之间存在着单向的因果关系, 而对外直接投资对出口并无显著影响。
为进一步考察模型的准确性, 确定变量之间的长期关系, 下面对各国的对外直接投资和出口变量进行协整检验。检验结果表明:除日本和美国的单位根无法通过10%检验水平的平稳性检验外, 其他四国OLS方程的单位根均能通过10%的检验水平。说明美国和日本在样本期内的对外直接投资与出口之间不存在长期协整关系, 德国、英国、法国和中国的对外直接投资与出口之间存在着长期的稳定关系。
三、检验结果分析
格兰杰因果检验结果说明, 各国对外直接投资与出口之间均呈现出不同的相互关系。其中, 德国和英国的对外直接投资呈现出明显的出口促进作用, 而其他国家的对外直接投资对出口均无显著影响;中国和法国的出口增长导致了对外直接投资的发展, 而日本和美国的对外直接投资和出口之间不存在因果关系。虽然中国的对外直接投资与出口之间存在长期协整关系, 但对外直接投资并没有表现出对出口的显著促进作用。
对于日本的检验结果与小岛清的边际产业理论所认为的边际产业的对外投资有利于扩大国内出口相悖, 笔者认为主要是与其不同的投资阶段有关。边际产业理论所描述的情况, 属于日本对外直接投资的起步阶段, 当时日本相对于美国来说, 还属于发展中国家, 其对外投资的目标以为国内产业发展和出口提供能源以及转移边际产业、实现产业的升级为重心。进入八十年代后, 随着日本国内经济的发展及其产业结构的变化, 日本的对外直接投资产业、区域及目标都发生了很大变化, 因此对1983～2006年的日本对外直接投资的实证检验中, 结果与边际产业理论相悖。
德国的对外直接投资表现出明显的出口促进作用, 其促进作用主要体现在制造业上, 由于其投资行业以汽车制造、化工业、电器和机械制造为主, 这些都属于后向关联度较高的行业, 它们的对外直接投资会创造东道国对国内大型机器、设备和零部件的需求, 从而表现出较高的出口创造作用。德国在制造业和服务业的对外直接投资占其对外直接投资总额的99.7%。
而对中国的实证结果表明, 虽然中国的对外直接投资与出口之间存在长期协整关系, 但对外直接投资并没有表现出对出口的显著促进作用。对于这种情况, 作者认为可能有以下几个原因:
1、我国对外直接投资数量少, 还未能充分显示其出口效应。
根据邓宁的投资发展阶段理论分析, 我国现在还处于对外直接投资的第二阶段, 其特征表现为:区位优势增加, 直接投资流入增加, 但所有权优势增加有限, 直接投资流出很少。虽然近几年我国对外直接投资发展迅速, 但在世界对外投资总额中的比重仍然偏低, 仅有1.15%左右, 吸引外资与对外投资的比例, 发达国家为1∶1.14, 发展中国家为1∶0.13, 而我国仅为1∶0.09。此外, 与我国每年高达几千亿的对外出口额相比, 我国的对外直接投资更是显得微不足道。
2、我国对外投资企业规模小、竞争力差, 难以拉动相关产业的出口。
我国对外投资主体以中小企业为主, 大型跨国公司极少。在2004年按国外资产排名世界前100家非金融跨国公司中, 中国的跨国公司仅有一家———中国国际信托投资公司, 且其排名位于94位。对外投资企业的规模小, 在国际市场的竞争力不强, 从而导致这些企业的国际投资经营活动对国内相关配套产业的出口拉动力较低。
3、投资产业地区结构不合理。
从地区结构上看, 过分偏重对发展中国家的投资, 而忽视对发达国家的直接投资;偏重利用东道国市场的低成本优势, 忽视对先进技术、管理经验的学习, 这使得国内各产业缺乏核心竞争力, 不利于国内产业结构的调整升级, 从而使我国一直处于国际产业链条中的低端环节, 而资源开发行业和初级加工制造业技术含量低、操作简单, 它们的直接投资对国内相关机械、技术的出口拉动作用不大, 从而使我国对外直接投资的出口拉动效应较低。
四、政策建议
首先, 加大对外直接投资的政策支持力度。政府应建立和完善政策促进体系, 加大在财税、金融、外汇等方面对对外直接投资的政策支持力度, 建立规范的宏观管理体系, 为我国对外直接投资的进一步大规模发展, 做好充分准备。
其次, 完善我国对外直接投资的产业结构。重点投资于后向关联度强的行业, 实行最终产品的国际生产, 从而有效地拉动中间产品及初级产品的出口, 同时顺应国内产业结构化趋势, 适当加大对第三产业的投资。
最后, 积极培育跨国投资主体, 提高企业的国际竞争力。政府应鼓励拥有独立知识产权, 具备一定经济实力的大中型企业开展对外直接投资活动, 初步建立一批具有国际竞争力的大型跨国公司, 同时培养海外企业的自主技术创新能力和吸收先进技术的能力, 促使海外直接投资能够在更短时间内充分发挥其出口促进作用。
摘要：对外直接投资出口效应分为替代和补充影响。本文首先利用格兰杰因果关系检验法对1983～2006年中国对外直接投资的出口贸易效应进行定量分析, 同时对同期美国、德国、法国、英国和日本的对外直接投资与出口的关系进行比较分析, 得出不同国家的对外直接投资出口效应存在较大差异的结论。
直接效应 篇4
FDI与中国环境污染的现状
（一）外商直接投资现状
2012年，我国资本和金融项目呈现逆差，但直接投资依然保持着较大的净流入。全年，直接投资流入3 079亿美元，流出1 168亿美元，净流入1 911亿美元，较上年下降17%。
1.世界经济增长乏力，来华直接投资下降
自2011年11月以来，中国吸收的外国直接投资（FDI）连续6 个月出现负增长，引起各方关注。2012年，来华直接投资净流入2535亿美元，较上年下降9%（见图1）；其中，流入2845亿美元，流出311亿美元，降幅均为9%。从流入情况看，受国际经济环境动荡及国内经济增速放缓的影响，2012年外商来华直接投资新设及增资流入较上年下降9%。
2.外商直接投资结构性变化，利用外资质量提高
随着中国推动结构调整和产业升级，我国的外国直接投资逐步进入一个调整适应期。制造业作为在外国直接投资最集中的产业，2001年吸收的投资占全部FDI的比重高达65.9% ，但2011年则降至44.9%，十年间下降了21个百分点。受外部需求减少、国内生产成本上升的影响，2012年制造业外资流入较上年下降8%（见表1），占非金融部门利用外资总量的比重由46%下降至44%。
数据来源：国家外汇管理局。
3.中国仍是最具吸引力的投资目的地
由中国欧盟商会和罗兰贝格管理公司联合发布的《中国欧盟商会商业信心调查2012》显示，超过半数参与问卷调查的企业认为中国市场带来的收入超过了企业全球总收入的10%，这个数据较2009 年增长了50%。从长期来看，中国作为全球加工制造中心的优势依然存在，吸引FDI的前景看好；而且，中国仍然是未来全球最具潜力和最大的消费市场，是最具吸引力的投资目的地。
（二）中国环境污染的现状
现阶段，我国的环境污染水平随着FDI逐年攀高的节奏也呈现了不断恶化的趋势，标志着中国进入了环境压力高峰。
在中国的环境污染中，空气污染和水污染仍然是最大的问题。近几年，京津冀、长三角、珠三角地区多次出现雾霾天气，且持续时间久，程度较为严重。监测表明，PM2.5是雾霾产生的重要原因。其中有森林火灾等自然因素，但是工业废气、汽车尾气等人为因 素是主要原因，它大量排放污染物，加剧了PM2.5的排放，更加重了霾的形成。中国在工业固体废物治理上有比较明显的效果，除个别年份有所上升外，整体上呈下降趋势。全国工业固体废物年产生量达8.2亿吨，综合利用率约46%。另外，由于中国目前的环境标准普遍低于发达国家的标准，中国仍然是国外工业废物“来料加工”的地点，可能会加重中国的自然资源与生态环境的破坏。由此可见，粗放的经济发展模式使得我们付出了沉重的环境代价。要想改善空气与水的质量，治理好环境问题，尽快调整产业结构，科学引进外资是十分必要的举措。
外商直接投资的环境效应分析
（一）技术效应
技术溢出本身是指跨国公司通过对外直接投资内部化实现其技术转移，即FDI 的技术溢出效应是指这种技术转让对东道国的外部经济影响。
如图2所示，2009年中国企业内部研发费用的支出较2000年增加了3.95倍；中国企业技术吸收费用在2000年到 2009 年增长了3.51倍。企业研发费用和技术吸收费用支出的增多，反映了外资企业在中国技术溢出效果比较明显。中国企业使用了外企的环境友好技术和有效率的管理技术，吸收了外资企业的技术转移， 呈现出了技术效应对环境的正效应。
（二）规模效应
规模效应是指 FDI 导致的经济规模变化使得生产成本和经营费用降低所造成的环境影响。多项有关环境库兹涅茨曲线的研究表明，我国还没有跨越环境库兹涅茨曲线的拐点，也就是说我国FDI 的规模处于曲线的左侧，规模的继续增加只会加重环境的污染。
（三） 结构效应
结构效应是从外商直接投资的产业结构和地区分布来分析对投资所在地环境的影响。我国FDI无论在产业上还是区域上都比较集中，产业上主要集中在第二产业的制造业，约有88%的FDI工业增加值集中在污染密集型产业，其中有30%是重度污染密集型产业。区域上主要集中在我国东部沿海地区，各地区的工业污染排放强度差别较大。
这种引资结构和分布特征使得每个单位的国民生产总值排出的污染量远远大于其他同等国民收入的国家，会加剧污染的排放，对我国的环境产生更多的损害。
对策和建议
改革开放以来，中国在引进 FDI 方面取得了巨大的突破与进展，成为了促进经济发展的不可或缺的因素与力量，但同时，我们不能忽略 FDI 对我国环境污染的负面影响。在可持续发展的历史背景下，我国必须制定严格的环境准入制度，节约资源、保护环境，有选择地利用外资，实现内资与外资相互补充，实现FDI和环境协调发展。
（一）转变经济增长方式，正确引导企业投资方向
在继续扩大引进外资规模的同时，要不断提高外资质量，在财政、税收等方面鼓励国内企业积极引进国外先进的技术，特别是环保友好型技术；扶持绿色产品和环保产业，尽快形成支撑可持续发展的技术平台。
（二）因地制宜改善引资结构，制定可持续发展规划
吸收外商直接投资应建立在可持续发展战略的基础上。我国既要根据东中西部经济发展的阶梯性状态及趋势适当调整地区引资结构，又要积极引导外商投向第一和第三产业，以提高农业发展水平和促进第三产业的发展。
（三）进一步完善环境保护法，加大环保执法力度
通过立法来约束外资对环境的破坏，彻底扭转我国环保立法水平不高和执法不严的局面，切实做到有法可依。重视环境制度的改革、创新，促进外商直接投资与环境保护的协调发展。
直接效应 篇5
一、技术溢出效应概述
FDI溢出效应 (Spillover) 的概念最初可以追溯到20世纪60年代, Macdougall (1960) 在研究外商投资对东道国经济福利影响时, 提出了“溢出效应”概念。Magnus Blomstrom (1996) 将FDI的溢出效应定义为国际企业的进入或参与引起东道国技术进步, 跨国公司无法获取其全部收益时, 对东道国企业产生正的外部效应, 促进东道国劳动生产率的提高。目前, FDI的溢出效应一般可以描述为外商直接投资的进入使得东道国的本土企业或行业获取的劳动生产效率或产出水平的提高。
二、FDI技术溢出途径分析
外商投资企业对东道国产生溢出效应, 遵循一定的途径和机制, 主要包括以下几方面:
1.示范模仿效应, 主要发生在FDI初始进入阶段, 因为此时的内外资企业之间, 技术水平、竞争能力相差太远, 内资企业在产品技术、经营模式等方面往往是直接照搬外国企业的模式。
2.竞争效应, 是FDI行业内溢出效应的重要作用机制, 主要发生在FDI与东道国企业之间的充分竞争阶段, 体现在深层次的、不易模仿的方面, 包括应用现代技术的能力、管理技术和服务能力等。
3.关联效应, 是FDI行业间溢出效应的重要机制, 主要发生在FDI充分竞争阶段和均衡阶段。外资企业进行产业链布局时, 可能把其上游或下游企业放在东道国, 比如与东道国企业建立长期合作关系或收购某东道国供应商。这就要求东道国企业满足其技术、质量和管理等方面的要求, 在跨国企业实施战略的过程中就产生了溢出效应, 带动了东道国企业的技术进步。
4.人才流动效应, 是FDI溢出效应的辅助作用机制, 主要发生在FDI充分竞争阶段或均衡阶段。外资企业对东道国进行人才培训, 把相关技术、管理方法和理念等传授给被聘员工, 然后通过人才流动达到对东道国溢出效应的效果。
三、FDI技术溢出效应影响因素分析
虽然FDI有多种技术溢出的途径, 但能否实现以及能在多大程度上实现FDI技术溢出效应还要受到很多因素的影响。下面我们分别从投资国和东道国的角度, 结合我国的具体情况, 对影响因素进行分析。
(一) 投资国方面
1.投资国别。投资的来源国不同, 技术溢出效应的效果会有差异。总体来讲, 港澳台投资产生了明显的技术溢出效应, 而其他外资的溢出效应则不如港澳台显著。也就是说, 在外资与本地企业的技术差距较小、文化背景接近时, 技术溢出效应更容易发生。不过由于亚洲新兴国家或地区处于承接欧美国际产业转移的地位, 我国引入的FDI就处在更低端的位置。
2.投资方式。投资方式不同, 也会影响到技术溢出效应的效果。我国引进FDI的三种主要形式中, 外商独资企业正是为了垄断对先进技术的控制权而设立, 我方想获取其关键性知识和技术几乎是不可能的。而在中外合作企业的经营中, 多为外方负责一定时期内的投资、技术或产品销售, 也不利于技术溢出和扩散。只有在中外合资企业中, 为了共同利益, 外商和东道国共同致力于技术的开发与改进, 并且出于节约成本的考虑, 合资企业会将产品的零部件交与当地的相关产业来生产, 这样能够带动相关产业技术结构及产品结构的升级换代, 也就带来了比较显著的FDI技术溢出效应。
3.FDI中的“技术锁定”策略。所谓“技术锁定”, 一般指具有先进技术的跨国公司利用其技术垄断优势和内部化优势在技术设计、生产工艺、广告包装等关键部分设置一些障碍, 使东道国企业难以破解其诀窍, 以此达到严密控制尖端技术的扩散, 进而谋取巨额垄断利益的目的。许多跨国公司都会采取技术锁定这一举措来应对国际市场上的激烈竞争。在我国, 汽车、家用电脑、通信设备等产业都可以找到跨国公司技术锁定的踪迹。
4.投资国政府的政策限制。在这方面, 美国的对华技术出口限制表现得淋漓尽致。美国对华技术出口限制政策是美国对华政策的重要组成部分之一。长期以来, 美国实行严格的对华技术出口限制, 限制政策随着中美关系战略态势而变化, 始终以所谓的国家安全和遏制性政策为目的。现任布什政府采用更严厉的对华技术出口限制政策, 主要通过出口许可证来实施, 并采用限制技术货物物品清单和输出国分组限制方式进行限制。
5.跨国公司的成本-收益因素。跨国公司转让先进技术给东道国, 对于跨国公司来说, 其实有利有弊。对于跨国公司而言, 如果它的先进技术被东道国获取, 它将失去对该技术的垄断地位, 进而损失与之相关的垄断利润, 所以才会有上面提到的“技术锁定”策略。
但是, 跨国公司将其先进技术提供给当地厂商也存在着一定的收益。东道国政府为了鼓励跨国公司向当地厂商提供先进技术而给予跨国公司某些优惠和便利, 同时, 跨国公司将技术提供给当地厂商, 对现有技术的应用及更进一步的技术改进与开发提供了便利, 因为技术的应用和研发都存在着规模经济效应。
(二) 东道国方面
1.东道国的技术发展水平。FDI的技术溢出与东道国自身的技术发展水平有着很大的关系。当同一行业的内外资企业在技术发展水平上存在一定差距时, 在示范模仿效应和竞争效应的作用下, 国内企业将改进技术, 学习和模仿外资企业的技术, 由此形成技术溢出效应。但并不是差距越大, 技术溢出效应就越大。因为对东道国来说, 如果东道国企业现有的技术水平跟外资企业所采用的技术水平相差太大时, 可能就是完全不相关的技术, 国内企业根本不具备模仿和学习的能力, 对先进技术无从学起。而对跨国公司来说, 当地相关产业的技术水平与管理水平与它的差距太大时, 很难达到它所需要的配套合作关系, 或者培养当地供应商的成本太高, 跨国公司就会放弃与当地相关产业的企业合作, 转而从国外进口配套产品, 最终形成了“两头在外”的经营模式, 从而很难对东道国的企业产生技术外溢的影响。这也就是为什么发达国家之间的对外直接投资会产生更大的技术溢出效应。
因此, FDI技术溢出效应的大小是建立在东道国一定技术发展基础之上的, 在技术吸收能力强的东道国进行技术转移, 更符合跨国公司的战略目标。
2.东道国自身的吸收能力。Cohen和Levinthal (1989) 首次提出了“吸收能力”的概念, 他们指出知识产品本身具有较强的自我积累性和路径依赖特征, 任何新知识都是建立在已有知识的基础之上的。知识的存量越大, 研发能力越强。这会产生双重效应:一方面, 研发成果直接促进了技术进步;另一方面, 企业增加研发投入, 可以增强企业对外来技术的吸收、学习和模仿能力, 使得企业拥有更强的技术能力去吸收外部技术扩散。Haddad, Harrsion (1993) 和Kokko (1994, 1996) 等人认为东道国的吸收能力决定着溢出效应能否产生或产生的程度, 对东道国吸收能力的研究开创了溢出效应研究的新视角。扩展开来, 东道国的经济发展水平、要素禀赋条件、技术水平以及劳动力状况等决定着对外来技术的吸收能力。
3.当地人力资本水平。东道国获得技术溢出效应的必要条件之一就是东道国拥有经过良好训练的人力资本。在新增长理论中, 人力资本被看作衡量技术的重要指标, 人力资本是技术进步的主要载体。Borensztein等人 (1998) 收集了69个发展中国家1970~1989年的样本数据对其技术外溢情况做实证分析, 得出结论只有东道国的人力资本存量是充裕的, 才能充分吸收FDI的外溢技术。赵江林 (2004) 对中国的外资与人力资源开发进行经验研究, 得出的结论是中国人力资本水平对利用和吸收外资具有重要的影响作用。赖明勇 (2002) 的研究表明, 我国国内所具有的人力资源丰裕程度, 决定了对外资技术溢出效应的吸收程度, 从而最终决定了外资对经济增长的促进作用。这说明人力资本存量增加将导致FDI流入的增多, 更重要的是, 人力资本的质量 (即对技术溢出的吸收能力) 增强, 技术溢出效应就能更好地被吸收和消化。
4.东道国的环境因素。跨国公司会对东道国转移何等水平的技术以及在多大程度上转移, 跟它进入东道国后面临的若干方面因素有关。
(1) 当地的市场需求。当地的经济发展水平、人均消费水平决定了当地的购买力水平, 即需求层次的高低、需求的种类及数量, 这进一步影响到外商直接投资的数量、采用的技术水平和产品的技术含量等。
另外, 市场规模的大小也会影响到跨国公司直接投资的技术溢出效应。已有的研究表明, 跨国公司在国外建立R&D分支机构最初规模都非常小, 而且只是为了使其产品更加适应当地市场的要求。但随着东道国销售市场规模的扩大, 跨国公司的国外R&D机构开始专门为东道国市场设计开发产品, 研发规模在不断扩大。也就是说, 东道国市场规模越大, 跨国公司的R&D规模就越大, 研究开发活动的水平也越高。总之, 需求方面的因素都将影响外商资本的区位选择, 同时有力地促进外商投资的技术溢出效应的产生。
(2) 经济开放度。Wang (1990) 、何洁 (2000) 通过实证研究发现, 对外贸易开放的规模与外国直接投资的技术外溢之间存在正的相关性。对外贸易开放促进外国直接投资技术外溢的主要机理是通过对外贸易开放, 可以从发达国家引进更多的设备、仪器和新产品等, 促使东道国企业投入更多的研发费用, 以提高自身竞争优势。
(3) 东道国的金融市场效率。如果东道国国内拥有一个有效的金融市场, 就会在国内企业向外资企业模仿、消化吸收FDI带来的先进技术时提供融资的便利, 从而有利于本土企业吸收国外先进技术并在此基础上开展创新。
5.东道国的行业特征。反映行业特征的因素主要集中在行业资本密集度、行业集中度、行业内外资技术差距、行业中企业平均规模等方面。不同的行业特征对FDI溢出效应的影响不一样。比如行业集中度, 一个行业越是集中到少数几家企业, 这就意味着垄断程度越高, 行业内竞争程度越低, 跨国公司在当地利用现有的技术、设备就能维持高额的垄断利润, 它就不会把最先进的技术向东道国转移;相反, 行业内的竞争越激烈, 外资企业受到的压力越大, 就会迫使外资企业采用或引进更先进的技术, 从而加强了FDI的技术溢出效应。
四、简要结论及建议
跨国公司对外直接投资的目的是获取利润, 而不是对东道国进行技术转移。此外, 技术溢出效应的实现受到各种因素的影响, 其中的有利因素相互作用并推动着效应的发挥, 不利因素相互交织, 制约着效应的产生。所以, 我国在现阶段应该制定恰当的引资政策, 创造有利于技术溢出效应发挥的引资环境, 吸引高质量的外资来华投资, 同时加大对教育的投资和对专业人才的培养, 提高我国的人力资本水平, 营造良好的企业经营环境, 鼓励和刺激国内企业更积极地吸收和消化先进技术, 实现技术进步和进行技术创新, 使之有利于提高外商直接投资的技术溢出效应和促进我国的技术进步和经济发展。
参考文献
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我国外商直接投资的环境效应分析 篇6
关于外商直接投资对发展中国家的环境影响问题, 国外理论界有个备受争议的“污染天堂”假说。其主要观点是:发达国家非常严格的环境标准使得跨国公司生产成本上升, 为了追求利润最大化, 跨国公司就把这些污染环境严重的产品转移到发展中国家生产, 从而使得资本从发达国家流向发展中国家, 而发展中国家为了吸引更多的FDI会降低环境标准。这个观点暗含了FDI与环境污染之间的双向关系:较弱的环境管制吸引了污染密集型产业, 而污染密集产业的进入又加剧了东道国环境污染的恶化。
Gtossman和Kruege (1991) 提出了FDI改变东道国环境的三种效应的影响机制:规模效应、结构效应、技术效应。Anayotou (2000) 进一步补充为四种效应方式:规模效应、结构效应、技术效应以及管制效应。本文从这四个方面对FDI对我国的环境影响进行简析, 并提出相应的对策。
二、我国外商直接投资的现状
外资进入我国是从1979年开始的, 在三十多年的时间内迅猛发展。1979—1982年我国实际使用外资额仅有17.69亿美元, 2002年达到527.43亿美元, 2010年实际使用外资额首次突破千亿美元, 达到1057.4亿美元。
在地区分布上从少数沿海城市和特区扩展到国内大部分地区, 并呈“东高西低”的格局。20世纪90年代初, 这种地区差异表现得十分突出。当时东部地区吸引FDI为29.7亿美元, 占比高达93.9%, 中西部的比重分别为3.87%和2.26%。随着改革开放和经济的进一步发展, 中央政府提出了“西部大开发”和中部崛起战略, 采取多项优惠政策鼓励外商去西部和中部投资。这些措施在一定程度上促进了中西部经济的发展, 也进一步提高了这些地区吸收FDI的比重。截至2008年底东部地区FDI占全国比重为83.28%, 而中部地区和西部地区FDI比重分别为10.64%和6.06%。
在产业领域, 允许FDI进入的行业不断扩大, 形成了一个从数量小、范围窄、限制多的试点阶段到全方位、多层次、宽领域全面开放的格局。外商投资企业遍及第一、二、三产业的几乎所有行业。
到目前为止, 我国吸收外商直接投资产业结构的基本格局是:第一产业所占比重很小, 第二产业占主导地位, 第三产业的投资呈迅速上升的趋势。由表1可知第一产业吸收的外商直接投资很少, 且生产技术和效益都不高, 与此同时, 在第二产业中, 外商直接投资主要集中在工业部门, 尤其是制造业。在2008年外商投资项目的产业中, 制造业所占的项目为11568亿美元, 占总项目比重42.01%, 实际使用外资金额498.95亿美元, 比重为46.07%。由此可见制造业已成为我国吸收外商直接投资的第一大产业。在第三产业中, 外商投资主要集中在房地产行业和社会服务业, 其次是交通运输、仓储及邮电业和金融保险业等。
数据来源:中国投资指南网。
三、外商直接投资的环境效应分析
(一) 技术效应
FDI的技术溢出效应是指FDI的技术扩散对环境的影响。FDI为那些解决特定的生态问题的环境技术和服务在全球的扩散提供了机会。当使用环境友好技术和有效率的管理技术时, 技术效应对环境就表现为正效应, 反之就表现为负效应。
Blaekman &Wu (1998) 对中国电力工业的外商直接投资企业环境绩效的研究发现, 由于先进的发电技术和环境管理以及中国本土企业和FDI企业的竞争, FDI提高了中国电力企业的能源利用效率, 降低了废物利用量。
由于历史的原因, 我国近代工业发展较为缓慢, 技术非常落后。改革开放以来, 引进外资的同时, 也引入了国外先进的技术和设备。这些技术在一定程度上弥补了我国落后技术自身的缺陷。以工业污染物排放量/工业增加值表征工业污染的密集度, 历年工业增加值按照1992年不变价格计算。图1显示了1991—2007年我国工业污染密集度的变化情况, 可以看出工业污染各个指标都呈现了大幅度的下降。说明这些先进和环境友好型技术的应用降低了我国工业污染物的排放量, 也降低了我国工业的污染排放水平。因此, 在这方面, FDI对我国环境的影响是正面的。
数据来源:1992—2008年《中国统计年鉴》及《中国工业经济统计年鉴》。
(二) 规模效应
规模效应是指FDI导致的经济规模变化所造成的环境影响。通常认为, FDI会促进经济的增长, 带来经济规模的扩大, 生产和消费规模的扩大意味着需要投入更多的自然资源和能源, 排放更多的污染物, 对环境产生负效应。其次, FDI会促进当地GDP的增长, 提高人们生活水平, 增强人们环境保护的意识和努力程度, 从而有利于当地生态环境的保护, 对环境产生正效应。
众多学者的研究表明, 我国还处于环境库兹涅茨曲线的左侧, 未跨越拐点, FDI的规模增加只会加重环境的污染。而FDI的二元特征决定了FDI无论在区域上还是产业上都比较集中, 区域上主要集中在我国东部沿海地区, 产业上主要集中在第二产业的制造业。这种分布特征加剧了我国环境库兹涅茨曲线的陡峭程度, 使得每个单位的国民生产总值排出的污染量远远大于其他同等国民收入的国家。由此, FDI在这方面对我国环境的影响表现还是负效应, 尚未显现出积极的环境效应。
(三) 结构效应
结构效应是指外商直接投资的地区分布和行业组成对投资所在地环境的影响。经济结构升级的环境影响可正可负:如果一国经济处于工业化阶段时, 自然资源开发、重化工工业是FDI的主要投资产业, 将带来不可持续资源的加速耗竭, 结构效应是消极的;若一国经济处于后工业化、信息化和知识化阶段时, 如制造业向服务业的转移将带来更小的环境压力, 结构效应是积极的。
从行业结构来看, 我国的FDI目前主要集中在第二产业的制造业。工业各行业污染排放强度差别较大, 约有88%的FDI工业增加值集中在污染密集型产业, 其中有30%是重度污染密集型产业。这样的引资结构无疑对我国的环境产生更多的损害, 会加剧污染的排放。不过随着经济的进一步发展, 我国的经济结构也渐进合理化。自2006年以来, 我国吸引的工业制造业FDI份额和污染密集型行业FDI产值份额都有所下降。这在一定程度上减少了整个工业的污染排放。而且, 从长期来看, 第二产业的FDI会逐渐饱和, 逐渐转移到第一、第三产业, 国家也会对这些重污染的行业采取措施进行限制, 减少其负效应。
从区域结构来看, 我国的FDI区域分布非常不均衡。2006年, 东部实际使用外资金额为569.22亿美元, 比重为81.94%, 而中西部分别只占了5.65%和3.13%。截至2008年底东部地区FDI比重下降到83.28%, 而中部地区上升为10.64%, 同时西部地区FDI比重上升到6.06%。FDI区域分布的非均衡性, 使得FDI对我国环境的负面效应也呈现出明显的东高西低的特征。
(四) 管制效应
管制效应是指东道国政府的“引资”行为产生的影响。当一国采取严厉的环境管制时, 污染产业的比重降低, 管制效应对环境产生正面的影响;若环境管制宽松, 污染产业FDI的流入增加时, 管制效应倾向于提高一国的污染水平。即符合“污染避难所”假说, 该假说是指污染密集型产业的企业倾向于设立在环境标准相对较低的国家。
在环境管制和环境标准方面, FDI企业遵循我国现有的环境法规和标准要求, 但是很多地方政府为了政绩, 盲目地对FDI企业提供各种优惠政策, 包括执行环境政策不严格, 人为造成了对环境影响的负效应。另外, 为了提高国际竞争力, 各国会竞相降低其环境标准, 从而陷入国家间制定环境标准的“囚徒困境”。当然FDI企业的存在也对地方的环境标准的制定起到了一定的指导作用, 使得其所在产业的生产水平大幅度提高, 从而产生更严格的地方标准出台。近些年来, 随着环境污染问题的日益严重, 我国政府已经开始采取一些措施, 加大了环境管制力度, 逐渐严厉的环境管制也阻止了部分污染严重的企业进入, 对污染排放起到了某种程度的抑制作用。不过由于我国各地区采取的环境标准和管制有所差异, 一定程度上造成了我国工业污染的区际转移。从长期来看, 我国应继续提高环境标准, 这样会有利于环境的质量改善。
四、对策和建议
(一) 转变经济增长方式, 提高技术溢出的正效应
在继续扩大引进外资规模的同时, 要不断提高外资质量, 积极引进国外先进的技术, 特别是环保友好型技术, 在财政、税收等方面给予鼓励;扶持绿色产品和环保产业, 尽快形成支撑可持续发展的技术平台。鼓励公司承担环境责任, 帮助其合资经营的伙伴等提高环境管理水平, 充分发挥外资在提高技术溢出方面的正效应。
(二) 制定可持续发展规划, 发挥规模的正效应
吸收外商直接投资应建立在可持续发展战略的基础上。我国在使用外资与环境保护发生矛盾时, 不应为追求经济上短期、局部的“增长”而以牺牲环境为代价。同时, 重视环境制度的改革、创新, 以尽可能小的环境保护成本实现尽可能好的环境效果, 促进外商直接投资与环境保护的协调发展。
(三) 调整优化产业引资结构
进一步完善体制政策环境与产业准入政策。制定不同行业的新型工业化评价指标体系, 强化招商引资的结构导向作用, 采用倾斜的产业政策鼓励外商去投资生态农业、林业、旅游业、服务业和基础设施等传统产业的同时, 积极投资战略性新兴产业, 改变“两头在外, 污染在内”的产业结构。随着入世承诺的完成, 我国第三产业对外资的开放度大为提升, 而进入第三产业的外资的清洁度也将更高, 有利于我国经济与环境的协调发展。
(四) 进行环境管制的创新
为了最大限度地减少FDI对我国生态环境的负面效应, 除了运用法律手段建立惩罚机制之外, 还要运用经济和政策手段建立适当的环保激励机制。比如对于资源节约、环境友好型的FDI项目的引进, 地方政府应给予其一定的政策优惠;对于企业用于治理污染控制和治理的投资, 实行税收抵免等。这些基于业绩的激励措施能影响引资地区整体行为, 引导引资活动的良性发展。
摘要：外商直接投资对我国国民经济的发展做出了积极的贡献, 但随着外资的大量引入和经济的快速增长, 我国生态环境也呈现出不断恶化的趋势, 其中外资对我国环境的负面影响不可忽视。通过对外商直接投资的技术效应、结构效应、规模效应、管制效应对我国环境产生的影响进行分析, 提出了转变经济增长方式, 提高技术溢出的正效应;制定可持续发展规划, 发挥规模的正效应;调整优化产业引资结构, 进行环境管制创新的对策建议。
关键词：外商直接投资,环境污染,环境效应
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直接效应 篇7
外商直接投资 (Foreign Direct Investment, 以下简称FDI) 对地区经济增长的影响一直是学界争论的热点。支持正效应的学者指出, FDI可以促进企业之间的技术转移并改善当地的就业状况。G.Lee (2002) 对9个亚洲发展中国家的FDI、经济增长和私人储蓄进行实证分析, 发现FDI对GDP的增长有显著的正影响, 对国内储蓄的影响为正但不显著。然而, 持负效应说的学者认为, 长期来讲外商直接投资会挤出国内投资, 最终阻碍当地经济发展。Edward F.Buffie (1993) 提出, FDI对国内资产具有挤出效应, 当它的强度达到足以降低总成本存量时, 将会加剧失业问题。此外, 进行外商直接投资的多为跨国企业, 这种行为进一步导致了垄断, 妨碍竞争市场的形成。
我国学者在这一问题上也有较为深入的研究。王新 (1999) 参考国外学者的研究方法运用动态经济增长模型, 得出改革开放以来FDI的经济贡献率是跳跃性增长的, 而且在不同地区影响程度也不尽相同。钟昌标 (2000) 以生产要素函数为理论基础, 指出外资对GDP的贡献从东部沿海到中西部地区逐渐减弱, 此外经济结构调整对FDI的分布影响也很显著。沈坤荣、耿强 (2001) 借助内生经济增长模型, 把自变量按照劳动、资本和制度进行了分类, 并针对三大经济区域不同特点提出相应的发展战略。本文参考他们的方法, 以内生经济增长模型作为理论基础。
二、外商直接投资的经济效应
(一) 经济环境因素分析
在研究FDI对我国经济增长的效应时, 首先应考虑制度和经济环境因素, 因为我国政府在吸引外资的政策措施上采取的是区域倾斜, 重点突破和阶梯推进的战略:
1. 点区域战略:
1979———1980年我国首先批准福建、广东和四个经济特区实行吸引外国投资的优惠措施, 例如对特区内企业实行税率优惠政策, 提高企业的自主权, 扩大地方政府在经济方面的管理权限。对特区财政、外汇收入实行“定额上交, 增长全留”的政策, 增强政策激励。
2. 线区域战略:随后我国陆续开放沿海14个城市, 进一步扩大对外经济活动的自主权。
3. 面区域战略:
1992年邓小平南方讲话之后, 国家全面对外开放, 并实行一系列的配套措施, 比如各省会城市在对外开放项目上实行同优惠地区同等的待遇, 并推行建立保税区, 土地成片开发, 土地使用权有偿转让等政策。
参考学者赵福厚《FDI区域差异及其经济增长效应》中1996-2002年三大经济区域人均国内生产总值和FDI的发展趋势, 我们发现, 虽然三大区域的人均GDP均逐年上升, 但是只有东部地区的FDI稳步增加, 中部地区FDI长期保持在50亿美元左右波动, 西部地区的FDI主要集中在10-20亿美元左右, 且总体水平很低。从中可以明显看出, FDI的区位分布差距。
(二) 计量模型设定
我国的FDI区域分布有明显的差异, 这一部分将基于此建立计量模型。首先, 我们借助Arrow (1962) -Romer (1986) learning-by-doing模型来检验外商直接投资对经济增长的影响。对于发展中国家, 我们假定技术外溢主要通过外商直接投资的跨国公司实现而非本国的R&D。采用Cobb-Douglas形式得到单个工人的生产函数:
其中, y、A、k、k、a分别代表单个工人的产出、经济环境 (如制度与政策) 、个人资本存量、个人得到的技术溢出资本存量, 私人资本的产出弹性。本文参考沈坤荣、耿强 (2001) 的方法将其动态为总体产出函数:
其中:
式中K代表总体人力资本存量, 为外资企业创造的多种不同中间产品的集合, 每一种中间产品用y (j) 来表示, 这一项反映了外商直接投资带来的技术溢出。方程两边取自然对数可得:
基于以上内生经济增长理论建立以下计量模型:
Ln Y各地区年人均生产总值 (以1995年为基数) 的自然对数, 反映经济增长的速度;
PFG各地区外商直接投资企业总产值 (万美元) 与当年该地区国民生产总值 (亿元) 的比例, 该变量代表FDI在地区经济中的影响;
HCP人力资本存量, 参考沈坤荣的方法, 取各地区高校在校学生数与本地区年底总人数的比例来衡量各地人力资本存量;
DY制度变量, 我们按照国家战略政策, 分为三个等级, 北京、天津、广东、福建、上海为3, 东部沿海其他省份为2, 中西部地区为1。
(三) 回归结果分析
回归选取我国29个省1998-2003的数据, 并以1995年为基年对GDP进行调整。其中, 人均GDP、各省国内生产总值、高校在校学生数和年底总人数来源于中经网统计数据库, 外商投资企业总产值来自于中国统计年鉴《实际利用外商直接和其他投资额 (按地区分) 》, 主要变量的统计描述如下表1:
其中u表示不受约束的固定效应模型, r表示受约束的模型, 即混合数据模型, 使用stata得到F统计量为88.84, P值为0.0000, 我们可以拒绝固定效应不显著的原假设。因此, 应用固定效应模型比采用OLS对混合数据进行估计更好, 其回归结果如下, 括号中数值为标准差:
以上模型的拟合优度为0.8398, 说明自变量解释了83.98%的经济增长的变动。较大的F值说明各个变
我们的样本为平行面板数据, 包含29个省1998-2003年的各项指标, 并考虑使用固定效应模型, 因为前文指出不同地区的FDI差异很大, 但是每个省在时间序列上不存在显著差异。但首先需要对固定效应的显著性进行检验, 检验的思路为:在省际差异不显著的原假设下, 应该满足原假设:
使用F统计量来检验原假设是否成立:
量对Ln Y的影响显著, 其中人力资本存量和制度变量对GDP增长速度的影响显著为正。在考虑PFG和HCP的影响时不能只看单个的回归系数, 因为我们的计量模型中设置了交叉项, PFG和HCP的一阶差分为:
所以笔者根据每个省PFG和HCP的平均值计算出PFG和HCP的综合因子, 分别表示了外商直接投资和国内人力资本的产出弹性。
计量结果显示:第一, FDI的产出弹性系数为正, 但是不显著。其中在东部地区, 综合因子较高, 在0.25-0.27之间;中部地区在0.25左右, 西部地区尤其是西南地区在0.24左右。可见, FDI在较发达地区的产出弹性较高, 而外资又倾向于流入这些地区, 进而证实FDI拉大地方经济差距的理论。第二, 人力资本对经济增长的影响显著为正。其中北京、天津、广东、海南和上海的综合因子较高, 因为这些省市处在对外开放的前沿, FDI的均值相对很大。第三, 政策变量回归系数显著为正, 对外开放的经济政策的确促进了经济增长。
三、结论及建议
直接效应 篇8
日本公司最大的投资目的地是中国。据商务部外资统计，2009年日本对华直接投资总额为41.17亿美元，较2008年增加12.73%。目前，日本对华直接投资呈现出如下新特点：一是投资从简单加工转向深加工和技术开发。随着中国国内生产水平的提高以及日本国内竞争能力的下降，大的日本跨国企业纷纷在中国设立研发基地。二是日本对华投资逐渐从制造业转向服务业。伴随中国入世后商业和金融、保险业的开放，日本对华服务领域投资比重不断加大，服务业跨国公司纷纷投资中国。
二、日本对华直接投资技术溢出效应路径分析
唐绍祥等(2007)总结了国内外学者关于FDI技术溢出效应的研究，对FDI技术溢出效应的研究进一步的细化，指出FDI技术溢出效应包括：行业内溢出效应、行业间溢出效应和由于人员流动而产生的溢出效应。
（一）行业内的溢出效应也被称为竞争和示范效应。
Blomstron指出，跨国企业进入会改变当地的市场结构和竞争格局，从而促进当地公司进行学习和自身改进以提高效率。日本的外商投资企业大量进入我国以后，使我国企业特别是国有企业在生产和经营方面面临着越来越激烈的竞争。面临日益激烈的竞争，我国国内企业为了在竞争中发展，就不得不加快企业改革和技术进步的步伐。
（二）行业间的溢出效应，又被称为关联效应。
产业关联效应指的是一个产业的生产、产值、技术等方面的变化引起它的前向关联关系和后相关联关系对其他产业部门产生直接和间接的影响，从而可以分为前向关联效应和后向关联效应。Lall (1980)总结了可能导致后向关联效应的行为，认为跨国企业可能通过下述方式提高供应商的生产效率：帮助有潜力的供应商建立生产设施;为提高供应商的产品质量和创新能力提高技术协助或相关信息;提供或帮助供应商购买原材料和中间产品;为供应商的关联和组织提供培训和帮助;帮助供应商寻找更多的客户。日本大量企业投资中国，产生了极大的产业关联效应。如：2009年11月，日本最大的液压产品生产企业油研工业株式会社在沈独资设立新工厂，油研株式会社本地建厂与沈阳企业建成上下游产业链，将提升沈阳机床和机械装备产品内在品质从而扩大市场。
（三）人员流动而引起的“劳动力溢出效应”。
日资企业在中国提供了超过900万人的就业机会，中国已成为日本海外投资企业吸收当地就业人数增速最快的国家之一。日资企业一般会派遣经营管理和工程技术人员来华工作，在与中方人员共同工作的过程中，中方经营管理人员能较好掌握技术和经营方法。在这种情况下，一旦这些员工离开这些企业去其他企业就职或开设自己的企业，他们将在日资企业掌握的技术就会使得本土企业受益。如索尼公司对每年新加入的应届毕业生推出“新进毕业生培训计划”。
三、日本对华直接投资技术溢出效应实证分析
本文选取1986-2009年为样本区间，借助Eviews5.0软件对日本对华直接投资的技术溢出效应进行计量分析。
（一）模型构建及变量选取。
根据科布-道格拉斯生产函数，在技术水平一定的情况下，企业的产出由其所投入的资本K、劳动L决定，但考虑到资本投入又可分为国内投资和FDI两个部分，FDI又可以分为日本对华直接投资和日本以外的其他国家对华直接投资两个部分，故对科布-道格拉斯生产函数加以变型得：
GDP=F (FDIJ, FDIO, DK, L) =A×FDIJα×FDIOβ×DKγ×Lθ (1)
为避免变量计量单位差异而引发异方差和伪回归现象，对(1)式取对数得：
LnGDP=C+αLnFDIJ+βLnFDIO+γLnDK+θLnL+ε (2)
其中，C为截距项，α、β、γ、θ分是FDIJ、FDIO、DK、L的弹性系数，ε是误差项。若α为正，表示FDIJ存在正溢出，反之则为负溢出。借鉴已有研究方法，各变量取值如下：
1. GDP表示国内生产总值(万元)。
2. DK代表全社会固定资产投资总额(万元)。
3. FDIJ代表日本对华直接投资金额(万元)。
4. FDIO代表其他国家对华直接投资金额(万元)。
5. L代表国内就业人数(万人)。
（二）计量分析
计量分析结果见表1:
由表1，所估计的模型为：
LnGDP=2.62+0.52*LnDK+0.07*LnFDIJ-0.12*LnFDIO+0.71*LnL
从表1可以看出，日本对华直接投资具有正技术溢出效应(α=0.07)，即日本对华直接投资每增加1%，会带动中国国内生产总值增加0.07%。
四、结论与对策
日本对华直接投资具有正的技术溢出效应。为此，本文提出如下对策建议：一是要构建公平竞争的市场机制。日资企业投资中国会降低内资企业的市场份额，从而可能形成行业垄断, 这不利于国内企业利用日本跨国企业直接投资的技术溢出效应。这就要求有关部门运用市场经济规则引进新的竞争者, 并通过加快反垄断立法, 规范日本跨国企业行为, 抑制其形成垄断, 形成公平而充分的竞争环境, 真正实现以市场换技术的目标。二是要加强企业间关联。企业间关联是促进并吸收外资技术溢出的有效渠道, 在吸引日本外资时, 应注意加强并完善我国企业与日本企业在其价值链上的后向联系, 增强我国国内的配套生产能力, 从而在价值链中占据有利位置, 实现干中学, 促进国内产业结构升级和优化。三是要鼓励企业研发, 加强创新。政府要加大研发投入, 鼓励企业有意识地进行目的明确的技术活动, 给予国内企业在高技术产业和研发领域的投资提供优惠措施, 加强企业自主创新能力, 提高企业对于先进技术的吸收能力, 这有利于国内企业吸收日资企业的技术溢出效应, 并将其进一步转化为技术能力。
参考文献
[1]刘昌黎.日本对外直接投资的新衰退与新动向、新特点[J].现代日本经济, 2005, (3) :1-6.
[2]吴昊.日本对华直接投资对中日贸易的影响[J].现代日本经济, 2005, (5) :21-26.
[3]唐绍祥, 张云华, 周新苗.FDI技术溢出效应研究[M].北京:中国水利水电出版社, 2007.
直接效应 篇9
关键词：外商直接投资； 技术溢出； 传递途径； 正效应
中图分类号：F0文献标志码：Ａ
一、外商直接投资技术溢出的途径
FDI对中国企业技术上的促进，总体上来说可以分为直接和间接两种。直接的溢出途径是通过与内资企业交流合作实现的；间接的溢出途径则通过在市场上对国内对手实施压力或改变市场竞争结构等实现的。
1. 员工培训与人员流动产生技术溢出
外商在我国直接投资要对大量的本土技术工人进行技能方面的培训，这里重点分析高素质人才的培训。众多跨国公司出于战略化考虑将总部和研发中心迁入中国，为我国培养高素质人才提供了良好的条件。世界500强企业苏黎世ABB有限公司在2006年将其五大业务部门之一的全球机器人业务总部从苏黎世移到中国上海，重要目的是要将中国变为其机器人业务的第一大市场；IBM为了进一步提升在亚太地区的全球竞争力也将其全球采购总部迁入中国深圳。这些著名的跨国公司将总部和研发中心迁入中国，其所需的大量人才在中国就地雇佣，比如IBM在深圳的全球采购总部雇佣中国员工就多达500多名，这些员工在跨国公司总部或研发中心工作，接受相应的培训，接触先进的技术，得到系统的锻炼，成为业内精英人才，若是通过人才流动途径“跳槽”至我国本土相关企业，此时，跨国公司先进的技术知识和管理理念不可避免地溢出到了我国本土企业内部。
2. 产业关联产生技术溢出
为了最大可能降低生产成本，追求最优的国际生产组合，外商投资企业尽量在中国本土进行采购，与我国本土供应商往往能形成下列关系：（1）帮助中国本土供应商建立生产设备；（2）提供技术援助以帮助中国供应商提高产品质量；（3）进行适当的技术创新或生产工艺改进；（4）对员工进行培训，以提高管理能力和水平，这些关系的形成将在很大程度上促进了FDI技术溢出在中国的实现。可口可乐公司是众多跨国公司在华采购的一个缩影，其98%的原材料均在中国本土采购，所有包装材料均是由中国生产制造的。
我国本土企业也能通过与外商投资企业的前向关联获取相应的收益。在前向关联过程中，我国本土企业购买并使用外商投资企业的先进设备，可以促进自身生产工艺和产品质量的提高。外商投资企业将先进设备出售给我国本土企业，将会提供一系列诸如设备调试、技术支持、设备操作人员培训等售后服务，这些服务带来的结果是我国本土企业生产效率和操作人员操作技能的双重提高。
3. 示范与模仿产生技术溢出
外商投资企业对我国本土企业的示范效应主要体现在企业的管理方面。跨国公司无论是管理理念还是管理手段都较中国本土企业先进很多，并早已能够运用先进的技术手段将企业的日常管理信息化，流行多年的ERP、SAP等软件为跨国公司管理节省了大量人力成本，一些具有前瞻意识的国内企业纷纷模仿跨国公司，引进信息化的管理系统来提高企业的管理水平。
4. 竞争效应促进技术溢出
跨国公司的进入打破了东道国原有的垄断局面。跨国公司与国内企业相比，在资金、技术、人才、市场及营销手段等方面无疑占据着很强的竞争优势。迫于竞争压力，国内企业要生存发展，不得不采用先进技术或想方设法进行技术创新，以新观念、新设计、新原料、新工艺、新产品等来拓展市场，创造新的消费取向。与跨国公司竞争所产生的压力是我国通讯设备、汽车、工程机械、电站设备等许多行业中的内资部门提升技术水平的重要推动力。
二、外商直接投资技术溢出效应的实证检验
国际和国内不少专家和学者通过对不同国家、不同时期FDI给东道国带来的技术溢出效应进行了实证分析，由于各东道国经济环境、行业特征的不同，得出的结论也有所不同。下面通过我国工业部门的数据来分析FDI是否给我国带来了技术溢出效应，是正效应还是负效应？
本文在使用计量模型对FDI技术溢出效应进行实证检验时，采用的是我国2000年、2003年和2006年各年工业部门的截面数据，这是因为我国工业部门引进的外资总额占到全部外资的大部分，基本上可以反映FDI对我国的技术溢出效应。
1. 模型构建
本文将我国工业部门分为外资部门和内资部门，但这里不是将外资部门的产出引入内资部门的生产函数，而是引入外资部门的资本，这是因为我们的研究对象是溢出效应，溢出效应是外资部门对其资本运用后带动起来的，即外资部门的资本积累对内资部门的产出会产生间接的影响。如果外资部门资本积累促进了内资部门产出的增加，则认为直接投资对内资部门的技术溢出效应为正；如果外资部门资本积累抑制了内资部门产出的增加，则认为直接投资对内资部门的技术溢出效应为负。现将内资部门企业的生产函数建立如下：
此式即为本文回归分析所要使用的回归方程，并假设该模型满足计量经济学多元回归模型的各种基本假设条件。其中，α，β分别表示Kd，Ld的边际生产弹性，γ表示Kf对内资部门企业的生产边际弹性，c为常数项，μ为回归方程的误差项。
在下面的分析中，研究的主要对象是γ，它的正负与大小反映直接投资溢出效应的方向与力度。如果γ＞0，且从统计意义上看是显著的，则说明FDI对我国工业内资部门有正的技术溢出作用；相反，如果γ＜0，且从统计意义上看是显著的，则说明FDI对我国工业内资部门产生了负的技术溢出效应。
2. 变量说明
各变量数据均选用《中国统计年鉴》的有关数据，现对其描述如下：
Yd：我国工业内资部门企业的产出，本文采用工业总产值代表产出。由于《中国统计年鉴》中没有单独统计内资工业企业的总产值，本文用“全部国有及规模以上非国有企业”的总产值减掉“三资”企业的总产值，即得到内资企业的总产值,单位为亿元。
Ld：我国内资工业部门企业的劳动投入，本文采用平均从业人数代表劳动投入。此处同样使用“全部国有及规模以上非国有企业”的平均从业人数减掉“三资”企业的平均从业人数，即得到内资企业的平均从业人数。2000年《中国统计年鉴》中没有相应的从业人数数据，该年的从业人数通过下面的公式计算而得：从业人数=工业增加值/全员劳动生产率，单位为万人。
Kd：我国内资工业部门企业的资本投入，本文采用总资产代表资本投入。此处同样使用“全部国有及规模以上非国有企业”的总资产减掉“三资”企业的总资产，即得到内资企业的总资产，单位为亿元。
Kf：我国外资工业部门企业的资本投入。用“三资”企业的总资产来代表，单位为亿元。
3. 模型拟合与判断
（1）2000年数据和模型拟合判断
① 经计算将模型所需基本数据整理如表1：
表12000年工业部门相关指标数据
② 模型拟合与判断
利用SPSS软件对模型进行参数估计，结果如下：
LnYd =-0.716+0.763LnKd+0.288LnLd+0.102LnKf
t统计量（-1.191） （5.000） （2.410） （3.350）
调整后R2=0.980，F=501.950
我们可以看到，调整后R2=0.980，F=501.950，表明模型拟合总体效果能通过检验，LnKf的估计参数γ=0.102＞0，且t=3.415＞t0.025（27）=2.05183，能在α=0.05水平上通过显著性检验，这表明2000年度FDI对华内资工业部门产生了正技术溢出效应。
（2）2003年数据和模型拟合判断
① 经计算将模型所需基本数据整理如表2：
表22003年工业部门相关指标数据
② 模型拟合与判断
利用SPSS软件对模型进行参数估计，结果如下：
LnYd =-0.060+0.656LnKd+0.341LnLd+0.133LnKf
t统计量（-0.121） （5.539） （3.354） （5.101）
调整后R2=0.987，F=732.894
我们可以看到，调整后R2=0.987，F=732.894，表明模型拟合总体效果能通过检验，LnKf的估计参数=0.133＞0，且t=5.101＞t0.025（27）=2.05183，能在α=0.05水平上通过显著性检验，这表明2003年度FDI对华内资工业部门也产生了正技术溢出效应。
（3）2006年数据和模型拟合判断
① 经计算将模型所需基本数据整理如表3：
② 模型拟合与判断
利用SPSS软件对模型进行参数估计，结果如下：
LnYd =1.115+0.427LnKd+0.623LnLd+0.105LnKf
t统计量（2.285） （4.364） （6.803） （3.415）
调整后R2=0.981，F=507.988
我们可以看到，调整后R2=0.981，F=507.988，表明模型拟合总体效果能通过检验，LnKf的估计参数γ=0.105＞0，且t=3.415＞t0.025（27）=2.05183，能在α=0.05水平上通过显著性检验，这表明2006年度FDI对华内资工业部门也产生了正技术溢出效应。
三、结论和建议
本文在理论分析的基础上，侧重于从投入-产出角度来反应FDI进入和存在对我国本土工业企业的影响。分析结果表明，所选取各年份都存在着正技术溢出效应。外资部门的资本积累为中国带来了“打包”的技术。一方面，这种“打包”的技术通过一定的途径溢出到了内资部门；另一方面，外资部门的存在客观上“逼迫”内资部门提高效率，这两方面使内资部門的产出增长。
为了进一步提高利用FDI技术溢出效应，提出以下建议：
1. 在制度建设方面要形成竞争性的市场结构。通过培养有力的国内竞争者，同时引进数家互相竞争的跨国公司，使其在相互竞争中加快技术引进。
2. 在积极引进FDI的同时，加大我国R&D的经费投入，鼓励国内企业开展自主研发，加大基础教育和职业教育的投入，提高基础设施建设水平，提高内资部门的技术吸收能力。
3. 改善用人机制，促进人才流动。通过提高企业内部效率，改善工作环境，完善激励机制，激发优秀人才的创新和创业精神，同时加强与跨国公司人才方面的交流。
参考文献:
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[2]张纪康.跨国公司与直接投资[M].上海：复旦大学出版社，2004.
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[5]徐忠爱.跨国公司对我国技术溢出效应的限制因素分析[J].科学管理研究.2007,(1).
（责任编辑吴晓妹）
直接效应 篇10
随着知识经济的日益发展,科学技术进一步成为一个地区乃至国家经济发展的决定性因素之一,其中,技术水平的提升主要来源于本国自主技术创新能力,以及利用各种国际间传播扩散渠道对外来知识进行吸收与模仿。近年来,外商直接投资作为国际技术扩散的一种方式和渠道,其作用越来越大、效应也越来越明显,这不仅能够对东道国的技术发展做出示范性的典范作用,而且能够直接提升东道国的技术创新能力。江小涓于2000—2001年对北京、上海、苏州、深圳等127家跨国公司在华投资企业进行访谈和问卷调查,其中,外商投资企业中使用母公司比较先进技术的企业为57家,占企业总数的44.88%;使用母公司先进技术的企业次之,为53家,占41.73%;使用一般技术的最少,仅有17家,占13.38%;而使用国内空白技术的企业共83家,占样本企业的65%;其余为使用先进技术的企业44家,占总样本的35%;没有一个企业使用国内一般技术。由此可见,外资企业的技术一定程度上填补了国内技术空白[1]。
与我国一些经济发展较快、技术优势明显的地区相比,新疆地区本身经济欠发达,缺乏技术发展需要的雄厚资金支持,因而技术的创新能力和应用能力以及技术所产生的经济效应也比较小。要解决以上问题,可行的方法是继续积极引进外资,通过外资引进所连带产生的“技术外溢”效应;同时实行现代化的市场管理模式,使生产技术不断提升,并逐步推广到新疆的内资企业,这样,通过新疆企业技术水平的整体提高获得规模效应,从而进一步刺激内资部门的经济增长,进一步实现产业的结构优化。
2 外商直接投资的国内外研究现状
国外经济学家对外商直接投资使东道国技术进步而带来的溢出效应概括为以下三个方面: 一是产业关联效应。这种效应是,跨国公司的子公司在生产过程中购买当地原料与中间产品、销售产品与提供服务,作为与当地供应商和销售商之间的连接者。子公司与当地的供应商和销售商发生联系时,当地企业可从子公司免费学习先进产品技术、生产工序技术。劳尔(S.Lall)研究卡车制造业时发现,跨国公司的子公司为了提高有发展前途的当地供应商的产品质量,帮助其改善生产设备,提供技术与信息支持。二是示范与竞争效应。这种效应作用表现为跨国公司使用先进技术与管理模式对当地企业产生示范作用,或通过增加当地企业的竞争压力,迫使当地竞争对手提高技术水平。雷德尔(Riedel)对香港20世纪60年代出口制造业的情况进行研究发现,跨国公司的直接投资是香港出口制造业快速发展的原因。三是人员流动效应。这种效应作用是跨国公司通过雇佣当地员工并对他们进行各种职业培训,从而提高了当地员工的技术水平。桥森博格(Gorgrnboth )研究证明,在肯尼亚当地私人企业与国有企业的经理人员中,大多数曾经任职于跨国公司的子公司。
国内经济学家对外商直接投资技术效应进行研究获得的成果也十分丰富,如:吴德进分析外商投资对福建技术溢出的贡献,认为外商直接投资对福建省内资企业的技术溢出作用明显,为福建省工业增长提供了先进的技术和管理经验,从而逐步改变福建省工业增长方式,提高工业增长质量和竞争力;陈仲常等对外商直接投资的技术外溢效应与西部地区经济发展的作用进行实证分析,得出西部地区外商直接投资的溢出效应亦十分明显的结论。这些外资企业的先进技术通过扩散效应,从其企业内部逐步向其他同类企业扩散,并由近及远地扩散到相关的技术或产业中,从而对一系列的技术改造和产业更新产生一连串的连锁效应。
3 外商直接投资技术效应的实证分析
3.1 模型的构建
本文使用谭永基的指标选择方法进行指标选择与模型构建[2]。谭永基等认为,从经济学的角度来看,技术进步表现为生产函数中技术因子数值的增加,如柯布-道格拉斯生产函数Y=ALaKβ,0<a,β<1,其中A表示技术因子,L表示劳动力投入量,K表示资本投入量,技术进步表现为技术因子A 随时间推移数值不断的增加,其经济意义为投入要素一定的情况下产出增加,或产出一定的情况下投入要素减小。应当说明的是,生产函数表示的技术水平是社会的平均技术水平,外商直接投资通过资本转移把先进的生产设备、生产方法等带入投资地(东道国),一定程度上有利于促进投资地的平均技术水平的提高。如果我们把生产领域的资本分为外商直接投资(KF)与其他资本投资(Kq),则柯布-道格拉斯生产函数可表示为:
Y= ALAKβ= A(KF) LA(KF+Kq)β (1)
其中:A=A(∑FDI)=A(KF ),△A/△KF= AF。根据以上分析,技术优势以边际产出量多为表现,则外商直接投资的技术优势表现为外商直接投资资本的边际产出大于总体资本的边际产出,即:
MPKF=△Y/△KF >MPK=△Y/△K (2)
由式(2)可以得到:△Y/△KF = AF (KF)La(KF + Kq)β+βA(KF)La(KF + Kq)β-1, △Y/△K=βA(KF)La(KF+Kq)β-1。
如果存在技术溢出效应,则应满足:AF (KF)La(KF + Kq)β+βA(KF)La(KF + Kq)β-1>βA(KF)La(KF+Kq)β-1,即AF (KF)La(KF + Kq)β>0。如果令AF (KF)La(KF + Kq)β=ε,则必须ε>0 。
对式(1)两边取对数,并对其微分,得到:△Y/Y=△A/A+a×△L/L+β×△K/K=AF△KF/A+a×△L/L+β× △K/K。对AF△KF/A,β×△K/K进行变形,得:
AF△KF/A=( AFY/A)△KF/Y=ε× △KF/Y=ε×IF/Y,β×△K/K=(β×Y/K)△K/Y=MPK×I/Y(3),则式(3)可表示为:
Y/Y=ε×IF/Y+a×△L/L+MPK×I/Y (4)
式(4)为多元回归方程,并且ε表现为自变量IF/Y的系数。这说明如果能够利用样本构建上述回归方程,并且自变量IF/Y的系数显著大于零,则说明外商直接投资存在显著技术溢出效应。
以上公式中的指标分别为:产出增长率(△Y/Y),实际利用外商直接投资占国内生产总值比重(IF/Y),就业增长率(△L/L)与投资占国内生产总值比重(I/Y),ε表示为自变量(IF/Y)的系数。如果按上述公式进行多元性回归分析,自变量的系数(ε)取值为0～1内范围,接近1,则说明外商直接投资的技术溢出效应比较明显。
3.2 指标选择
样本取自1992—2011年的《新疆统计年鉴》。选取1991—2010年的变量为新疆区内生产总值(GDP)、实际利用外商直接投资(FDI)、固定资产投资总额(I)与就业人员(L)的数据计算出上述相关指标。首先,FDI用当年平均汇率换算为以人民币为单位,然后为了消除异方差现象,分别对上述变量进行对数变换,变换后不改变原序列的协整关系。本文采用的统计软件是EViews6。
3.3 ADF检验
为了保证回归结果的无偏性、有效性,经济变量的时间序列进行回归分析之前必须要进行ADF检验,确保模型分析所用序列的平稳性。ADF检验是当随机误差项ut存在自相关关系时,进行单位根检验由扩展的迪克-富勤检验来实现,这个检验的yt滞后变化量的项是:
模型(5)没有常数项和时间趋势;模型(6)仅含有常数项,没有时间趋势;模型(7)含有常数项和时间趋势。按照ADF检验值小于1%、5%与10%的显著性水平的临界值为平稳的前提条件对各个变量的对数进行平稳性检验,检验结论如表1所示。
注:C表示检验平稳性方程中含有常数项,T表示时间趋势项,第三项表示自回归滞后的长度
从表1我们可以看出,原序节Ln△Y/Y、Ln△L/L、Ln IF/Y和Ln I/Y 的ADF检验值大于各个显著性水平,可以说不拒绝原假设,所以不平稳。I阶差分值分别在1%、5%与10%显著性水平下拒绝原假设,接受不存在单位根的结论,因此可以确定Ln△Y/Y、Ln△L/L、Ln IF/Y和Ln I/Y 序列均为 1 阶单整序列,即 I(1)。既然各个指标的单整阶数相同,它们之间有可能具有协整关系,这要经过协整检验的进一步证实。
3.4 Johansen协整检验
本文采用Johansen提出的基于VAR方法的协整系统方法进行协整检验。依照定价准则,即
结果表明,Ln△Y/Y、Ln△L/L、Ln IF/Y和Ln I/Y函数在5%的显著性水平上,拒绝了不存在协整向量的零假设(H0),接受存在唯一的协整关系的假设(H1),即二者之间存在长期的稳定均衡关系。考虑西部大开发前后新疆引进外商直接投资情况有所差别,进行回归分析时分别对1990—2001年、2002—2010年和1990—2010年的相关数据进行分析,相应的回归结果与方程如下:
(1)1990—2001年多元性回归结果:
Ln△Y/Y =0.36+0.128Ln△L/L+2.226 Ln I/Y+0.993DLn IF/Y
s.e = (0.046)(0.041)(0.004)(0.056)
t值= (7.875)(54.014)(-0.262)(-1.757)
R2=0.998 , DW =2.866
(2)2002—2010年多元性回归结果:
Ln△Y/Y =5.56+2.96Ln△L/L+2.96Ln I/Y+2.01 DLn IF/Y
s.e = (2.51)(5.85)(1.33)(5.76)
t值= (2.21)(1.71)(2.234)(0.348)
R2=1,DW =2.734
(3)1990—2010年多元性回归结果:
Ln△Y/Y =0.404+0.011Ln△L/L+0.983Ln I/Y+1.231DLn IF/Y
s.e = (1.5125)(0.1826)(0.9442)(0.1856)
t值= (-1.1500)(-0.5608)(-0.4417)(0.7075)
R2=0.998,DW =2.406
根据以上公式知,从自变量IF/Y的系数来看,其数值大于零,表明FDI产生了较为显著的技术溢出效应,并且由变量I/Y系数可以得到外商直接投资资本的边际产出是社会总体资本边际产出,即(I/Y的系数数值+IF/Y的系数数值)/I/Y的系数数值,(2.22+0.99/2.22)=1.45, ( 2.96+2.01/2.96)= 1.68, ( 0.98+1.23 /0.98)= 2.26倍,技术的“势差”明显,而且三个阶段的自变量IF/Y的数值分别为0.993、2.01和1.23,接近与超过1。表明新疆引进外商直接投资产生的技术溢出效应十分显著,特别是西部大开发以来引进外资的技术溢出效应最大。原因可能是西部大开发以来,随着新疆对外开放程度的提高,有能力吸引先进经济国家与组织来寻找资源与市场性投资,并在这些投资流入之后,一方面,外资企业利用技术优势能生产出技术含量高、质量好与成本低的产品,这些产品容易得到市场竞争优势,迫使本地企业提高生产水平,优化生产要素的结构,实现自动化、高效率化生产;另一方面,这些企业通过自己的培训体制对企业内职工进行职能培训,提高职工的技能熟练程度与文化素质。
3.5 Granger因果关系检验
协整检验只能说明变量之间的依存关系,并不表明相互之间因果关系,所以Ln△Y/Y、Ln△L/L、Ln IF/Y和Ln I/Y之间是否分别存在因果关系有待进行因果检验。本文采用C.W.J.Granger提出的因果检验法进行因果检验。Granger提出,如果x是引起y变化的原因,则x会有助于预测y,即在y关于y过去值的回归模型中,添加x的过去值作为独立的解释变量,应该明显增加回归的解释能力,此时称x是y的格兰杰原因;如果添加x没有增加回归的解释能力,则x不是y的格兰杰原因。我们一般通过单位根检验证明变量序列平稳后才会进行格兰杰因果关系检验。根据格兰杰提出的检验方法,设两个平稳变量序列为x和y,建立y关于x的滞后模型如下:
结果见表3所示。
从表3可以看出,就业增长率(△L/L)与新疆国内生产总值增长率(△Y/Y)存在双向Granger因果原因;外商直接投资占国内生产总值的比重(IF/Y)与新疆国内生产总值增长率(△Y/Y)之间也存在双向Granger因果关系;新疆固定资产总投资资本占国内生产总值中的比重(I/Y)与国内生产总值增长率(△Y/Y)之间不存在Granger因果关系;外商直接投资占国内生产总值的比重(IF/Y)与新疆固定资产总投资资本占国内生产总值的比重(I/Y)和新疆固定资产总投资资本占国内生产总值的比重(I/Y)与就业增长率(△L/L)之间不存在Granger因果关系;外商直接投资占国内生产总值的比重(IF/Y)与就业增长率(△L/L)和新疆固定资产总投资资本占国内生产总值的比重(I/Y)与外商直接投资占国内生产总值的比重(IF/Y)之间存在单向Granger因果关系。该统计结论的隐含意义在于:投资是新疆经济增长的主要因素,虽然外商直接投资占新疆固定资产投资的比重较小,但外资企业通过自己高效率的生产经营模式,对经济增长、技术进步的作用十分明显; 新疆低价、丰富的劳动力能引进外资,外商直接投资对新疆解决就业问题的作用也明显。
3.6 脉冲响应函数
由于脉冲响应函数(IRF)可以更好地解释每个内生变量的变动或冲击对它自己及其他内生变量产生的影响作用,因此,可运用脉冲响应函数进一步识别变量△Y/Y、△L/L、I/Y和IF/Y之间的动态变化。本文使用调整自由度的Cholesky方法来对VAR内生变量的残差进行正规化,结果如图1所示。
从图1可以看出,外商直接投资占国内生产总值的比重(IF/Y)对国内生产总值增长率 (△Y/Y)影响的结果是:从第1期开始对国内生产总值增长率形成正响应,也就是同方向的移动;随着外商投资比重增长的增加,国内生产总值增长率加速,效应十分明显,但到第5期开始负响应,到第10期开始正的响应。外商直接投资占国内生产总值的比重(IF/Y)对就业增长率(△L/L)影响的结果是:随着时间的推移,外商直接投资占国内生产总值的比重(IF/Y)对就业增长率(△L/L)有负的响应,到第4期,开始为零效应附近正的响应,但最后还是负的响应。外商直接投资占国内生产总值的比重(IF/Y)对新疆固定资产总投资资本占国内生产总值的比重(I/Y)响应结构是,外商直接投资占国内生产总值的比重(IF/Y)对新疆固定资产总投资资本占国内生产总值的比重(I/Y)刚开始为正的响应,到第5期、第6期零响应之后开始接近零的负响应。
3.7 方差分解
方差分解是通过分析每一个冲击对内生变量变化的贡献率,进一步评价不同冲击的重要性,因此,方差分解解释了对VAR模型中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性的信息。对△Y/Y、△L/L、I/Y和IF/Y进行方差分解,结果如表4、图2所示。
由表4 可以看出,国内生产总值增长率(△Y/Y)的方差分解结果为:外商直接投资变动冲击的贡献度从第2预测期的21.21%增加到第10预测期的39.3%,也可以说以后到第10期时国内生产总值增长率的39%是外资企业的投资引起的;就业率增长的方差分解结果为: 从第1预测期迅速提高到第2期(75.60%)之后才开始稳定下降, 第10预测期内外商直接投资对就业率增长变动冲击的贡献度为56.33 %,由此可见,以后外资企业吸纳新疆劳动力的能力会提高;固定资产投资占国内生产总值(I/Y)的方差分解结果为:外商直接投资对固定资产投资形成的影响相对小一些,也就是说外资对固定资产投资变动冲击的贡献度从第1期的1.29%开始提高,到第10期达到8.31%,才提高7.02%。总之,未来几年内,新疆全区资本形成的主要主体为国有企业,外资企业资本形成的贡献率不大,但对经济增长、就业率提高的作用十分明显,不能忽视外资的作用。
4 结论与建议
西部大开发以来,随着新疆对外开放程度的提高,有能力吸引先进经济国家与组织的?前来寻找资源与市场性的投资,并在这些投资流入之后,一方面,外资企业利用技术优势能生产出技术含量高、质量好与成本低的产品,容易得到市场竞争优势,迫使本地企业充分发挥现有优势资源的作用,提高生产水平,优化生产要素的结构,实现自动化、高效率化生产,力求实现自身潜能最大化;另一方面,这些企业通过自己的培训体制,对企业内职工进行职能培训,提高职工的技术熟练程度与文化素质。与此同时,外资企业对促进经济增长、就业率提高的作用也十分明显,不能忽视外资的作用。为了进一步吸引外资,我们应该注意以下几个方面:
(1)改善投资环境,提高外资吸引能力。首先要加强社会基础设施建设,加快建设先进、便捷的现代综合运输体系,全面提高交通、通讯水平,从而改善投资硬环境。其次是要改善投资软环境,转变政府职能,政府由管理型政府向服务型政府转变,提高服务质量,提升政府职能部门的办事效率;健全相关法律法规,依法保护外商的合法权益,塑造良好投资环境。
(2)提升内资企业对技术模仿、吸收和消化能力。在竞争激烈的市场经济大环境下,技术创新能力是新疆内资企业能否成为良好供应商的重要因素之一,而新疆内资企业由于受本地区教育状况、地理环境、基础设施建设等各种因素的影响,往往缺乏技术创新能力,因此,新疆内资企业应根据自身实力选择适当的技术创新战略,积极加强与外商投资企业的技术合作,通过模仿、学习和吸收,逐步将外来技术优势转化为适应自己本身特点的技术优势,不断提升技术创新水平。
(3)创造良好的条件和氛围,建立“知识性”的人才培养模式。长期以来,新疆一直存在着人力资源不足、低水平使用等人才方面的各种问题,导致技术性人才优势不能很好地发挥,因此,应该紧紧围绕新疆经济社会发展的要求与战略目标,通过加强基础设施建设,实施各种优惠政策,吸引人才、引进人才;同时有针对性地培养各种类型的科技人才,坚持增加人才数量和注重人才质量相结合,加快培育自主创新能力。
参考文献
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