FDI技术效应实证分析

FDI技术效应实证分析（精选7篇）

FDI技术效应实证分析 篇1

一、引言

(一) 研究背景与意义

随着我国对外开放程度的提高, 投资环境的日益改善, 我国吸引外商直接投资 (FDI) 的数量在持续增长。尤其是近些年来, 我国成为吸收对外直接投资最多的国家之一。据外资快报统计, 2010年1-11月, 我国新批设立外商投资企业24302家, 同比增长17.97%;实际使用外资金额917.07亿美元, 同比增长17.73%。中国已连续18年成为吸引外资最多的发展中国家。

辽宁省作为东北唯一的沿海省份, 在吸引外资方面具有得天独厚的区位优势。2009年, 辽宁省全年实际使用外商直接投资154.4亿美元, 比上年增长28.5%。大量的外资为全省带来资本和经济增长的同时, 也对全省的技术进步产生了一定的影响。而研究技术的进步效应就成为了诸多学者关注的热点问题之一。

(二) 国内研究现状

回顾国内的研究成果, 众多学者从多个角度阐述了FDI所产生的技术进步效应。李利 (2009) 、肖文 (2009) 分别通过对我国东、中、西部的实证分析, 得到FDI对东部和中部地区的技术进步有促进作用, 而对西部的技术进步效应很弱。还有学者从影响因素角度进行研究, 李杏 (2007) 认为, 高等教育和高中教育的人力资本、基础设施建设和外商直接投资相结合对技术外溢的吸收能力有正向作用, 而对外贸易和初中、小学的人力资本尚未构成对外商直接投资技术外溢的促进作用。王艳丽、刘传哲 (2006) 提出, 人力资本水平的丰裕程度决定了FDI技术溢出的大小;FDI能够通过资本积累效应和技术溢出效应促进中国的经济增长, 而且FDI与人力资本相结合的技术溢出效应要远远大于资本积累效应。张国强, 张杰飞 (2009) 从技术差距、知识产权保护、人力资本和股权比例四个视角论述了FDI会给东道国带来技术溢出和技术进步。

更多的学者分析了FDI对我国不同产业技术进步的影响。研究认为某一个行业中外资进入的程度提高得越快, 则该行业内资企业的研发能力也提高得越快。余文娟 (2008) 分析认为FDI对我国中小工业企业技术进步存在一定程度的正面作用, 但作用不大。王滨 (2010) 运用1999-2007年中国制造业27个行业的面板数据, 得出前向关联对技术效率和技术进步的影响显著为正;后向关联仅对技术进步有显著的正效应, 而横向溢出效应对技术进步的影响不显著。蓝文妍以中国服务业为研究对象, 对FDI与中国服务业技术进步关系进行了实证检验。

二、实证分析

(一) 理论基础

本文基于新古典经济增长理论, 将技术进步引入到增长方程中。技术进步可以引起投入要素的边际收益递增, 而打破了传统理论关于边际产出递减的假设。新古典经济学家把生产函数发展成为Y=F (K、L、R、t) , 式中K、L、R分别表示资本、劳动和自然资源, t为时间 (表示为技术不断改进趋势的因素) , F表示函数关系。从上式推导出产出的增长率为分别表示产出增长率、资本增加率和劳动增加率, 则表示技术进步而获得的产出增长率。

(二) 变量选取与数据

本文采用全要素生产率来衡量技术进步。全要素生产率 (TFP) 是指所有生产要素的生产效率, 即总产出量与全部生产要素结合在一起的投入量之比。运用哈罗德中性技术变化的Cobb-Douglas生产函数Y=AKαLβ, 其中Y为辽宁生产总值, 选取1990～2009年数据。L为劳动要素投入, 用辽宁省就业总人数来表示。

K为资本存量, 我国未公布资本存量数据, 本文借鉴李利 (2009) 的测算方法, 采用“永续盘存法”推算出1990～2009年辽宁省的资本存量。基本公式为:Kt=It/Dt+ (1-δ) Kt-1。其中采用固定资本形成总额指标衡量当年投资I;, Dt为t年的固定资产投资价格指数;固定资产折旧率采用王小鲁等人使用的5%;基年的资本存量K, 采用杨格 (Young, 2000) 的方法, 即辽宁省1990年的固定资本形成除以10%作为辽宁省的初始资本存量, 得到辽宁省1990年的资本存量为26.288亿元。A为全要素生产率。

FDI以辽宁省统计年鉴中实际使用外资额来衡量, 单位为万美元, 采用各年人民币对美元汇率的中间价, 将FDI换算成人民币计价, 得到FDI的数据。

(三) 计量分析

将生产函数两边取对数, 得到计量方程:log Y=αlog K+βlog L+ε。模型建立后, 以辽宁省1990～2009年数据采用普通最小二乘法回归, 借助Eviews3.1软件, 得出计量结果如表1:

回归方程为log Y=1.1507log K+0.4890log L+ε, 计算回归方程式的残差值可得到1990～2009年的全要素生产率的对数值, 即log A=log Y-1.1507log K-0.4890log L, A=exp (log A) , 结果如表2

将FDI与全要素生产率A进行回归分析, 得到回归方程为:LOG (A) =0.0683LOG (FDI) -0.8444, 可决系数R2=0.5369, 如表3, 说明辽宁省FDI对技术进步的影响不是很显著, 但还是具有一定的相关性。

三、结论及对策

本文通过采用全要素生产率这一指标衡量技术进步, 截取辽宁省1990～2009年数据, 运用计量回归方法, 实证分析了FDI对辽宁省技术进步的效应。得出结论:FDI在一定程度上能够促进辽宁省的技术进步, 但这种作用不是很大。基于此, 提出以下几点建议:

第一, 继续加大引进外资的力度, 同时提高引进外资的质量, 优先引进技术先进的外资企业。引进技术先进的企业有利于辽宁省企业学习、模仿先进技术, 吸收外资企业带来的技术溢出效应。在引进的同时, 也应注意到辽宁省自身生产力的水平, 过高的技术会减弱技术溢出效应。

第二, 提高技术进步除了利用外资企业带来的技术溢出效应外, 自主研发也是一条重要渠道。政府可通过激励机制鼓励本地企业进行自主研发, 如税收优惠政策、给予研发补贴等。要提高企业的自主研发能力, 对于高素质人才的吸收与培养也是是十分重要的。企业可与高校建立合作关系, 充分利用辽宁省优秀的人才资源。

第三, 辽宁省的优势产业是装备制造业, 政府应引导外商直接投资投向产业关联强的产业, 以便更好地发挥外商直接投资在产业间的带动作用和溢出效应。同时, 应加强对国有企业的改制, 增强其吸收能力和学习能力。

摘要：运用于新古典经济增长理论, 以截取辽宁省19902009年数据为样本, 运用计量经济学回归方法进行实证分析, 其结果表明:FDI对辽宁省的技术进步产生了一定的促进作用。但还需加大引进外资的力度, 有效引导外商直接投资投向产业关联强的产业, 以更好地发挥外商直接投资在产业间的带动作用和溢出效应。

关键词：辽宁省,外商直接投资,技术进步,实证分析

参考文献

[1]李利, 袁闯, 邱会亮.FDI对我国区域技术进步效应的实证分析[J].经济地理, 2009, 29 (12) :1981-1984

[2]肖文, 杨娟.FDI对我国区域技术进步影响的实证分析[J].国际贸易问题, 2009 (8) :80-88

[3]李杏.外商直接投资技术外溢吸收能力影响因素研究[J].国际贸易问题, 2007 (12) :79-86

[4]张国强, 张杰飞.从影响因素的视角研究FDI、技术溢出与技术进步[J].科技进步与对策2, 009, 26 (4) :16-19

[5]王艳丽, 刘传哲.人力资本对FDI技术溢出效应影响的实证研究[J].科学管理研究:2006, 24 (3) :101-103

[6]王红领, 李稻葵, 冯俊新.FDI与自主研发:基于行业数据的经验研究[J].经济研究, 2006 (2) :44-55

[7]余文娟, 李晓钟.FDI对我国中小企业技术进步影响的分析[J].经济师2, 008 (5) :53-54

[8]王瑜.外商直接投资对我国工业技术进步的影响[J].世界经济研究, 2009 (2) :66-74

[9]王滨.FDI技术溢出、技术进步与技术效率[J].数量经济技术经济研究, 2010 (2) :93-103

[10]蓝文妍.FDI对中国服务业技术进步影响的实证分析[J].现代商业2008:95-96

[11]谭崇台.发展经济学概论[M].武昌:武汉大学出版社, 2008

FDI技术效应实证分析 篇2

目前, 我国已经成为FDI第二大流入国, 拥有高额外汇储备, 并且在未来很长的一段时期内人民币升值预期都会存在。在这种情况下实证研究我国的FDI的技术溢出效应不仅对更合理地引进和利用FDI具有十分重要的意义, 而且还直接关系到到我国宏观经济政策的制定、实施。我国学者从1994年以来对FDI的技术溢出效应进行了大量的实证研究。研究的方法大致可分为两类:第一类运用各种理论模型 (例如Feder模型) 将产出的增长率作为因变量, FDI的存在程度作为自变量进行回归分析;第二类采用各种理论模型推导出技术进步率作为因变量 (例如全要素生产率) , FDI的存在程度作为自变量进行回归分析。但是学者们对FDI的技术溢出效应的实证研究结论并不一致。本文通过分析发现上述两种方法在建立理论模型时均未考虑到FDI变量的内生性。由于FDI技术溢出过程是一个较为复杂的经济现象, 宏观经济变量总产出、国内资本存量、外商投资资本存量、劳动投入量和经济结构变动等相关经济因素相互作用, 存在错综复杂的多项因果关系。在实证研究中, 采用单方程回归估计FDI技术溢出效应有可能忽视FDI变量是一个内生变量, 而在回归方程中, 变量的内生性会影响到模型的准确程度。我国学者对FDI技术溢出效应实证研究结论的不一致可能部分地来自于这个缺陷。由于目前技术进步率指标的计算方法在学术界没有得到统一, 为了防止计算方法上的不一致造成结论不一致, 本文只针对第一类方法进行实证分析, 运用格兰杰因果检验, 证明FDI变量确实具有内生性。下文结构如下:第二部分为文献综述, 第三部分为理论模型的建立, 第四部分为数据说明及实证分析, 第五部分为结论。

二、文献综述

Blomstrom和Kokko将FDI的技术溢出效应定义为, 跨国公司在东道国实施FDI引起东道国技术或生产力的进步, 而跨国公司无法获得其中的全部收益的一种外部效应。目前学术界对FDI技术溢出效应的存在在理论分析上已经获得共识, 但实证研究的分析结果却还未取得一致。王扬运用索洛余值法测量FDI的技术贡献率分析得出1993-2003年期间FDI对辽宁省平均的技术贡献率为23.31%[2];何洁利用Feder模型分析认为FDI在我国各省市的工业部门中都存在明显的正向外溢效应, 而且在经济发展水平越高的地区, 这种外溢效应的作用越大[3];赵奇伟研究了京津冀地区的FDI技术溢出效应得出:1980-1994年FDI与区域产出增长率显著正相关, 区域内边际上外资变化量存在正的技术溢出效应;1995年后, FDI与区域产出增长率相关系数开始变为负数[4];陈柳通过对1987-2003年中国27个省份的面板数据综合分析了本土创新能力和FDI技术外溢对经济增长的作用, 得出结论:FDI本身的外溢对经济的增长作用并不显著, FDI也并不是引起本土创新能力增强的原因[5]。郑秀君在整理和收集了1994-2005年我国学者关于FDI技术溢出实证研究的大部分文章后, 分析研究得出, 虽然我国大部分学者估计出来的表示FDI技术溢出效应的模型变量的系数为正, 但大多数并没有通过统计检验, 少数通过统计检验的模型在数据的选取上还存在问题[6]。

目前, 大部分的研究文献都是建立单方程回归模型, 将FDI的技术溢出效应作为因变量, FDI变量作为自变量纳入模型, 通过对FDI变量的系数进行t检验来判断技术溢出效应是否存在。在变量的选取方面, 国内较为流行的做法是用产出增长率来度量FDI的技术溢出效应, 用FDI占产出的规模来作为FDI变量。本文对此存在两方面的疑问:

首先, 现有的模型没有区分FDI本身的贡献度和FDI的技术溢出效应。绝大多数模型求证的FDI的技术溢出效应不但包括了FDI的技术溢出效应, 而且还包括FDI本身的贡献度。例如FDI可能引起外资企业与内资企业之间产量增长率的梯度差, 而这种梯度差显然会影响到总体的产出增长率, 但不能就此判断FDI技术溢出效应的必然发生。因为FDI引起的外资企业高的产出增长率仅仅是FDI本身的贡献度, 受益者只是外资企业本身。由于FDI本身的贡献度存在, 模型中的产出增长率与FDI变量之间总是存在显著的相关性, 模型没有精确地区分FDI的技术溢出效应和FDI本身的贡献度, 得到的结论往往夸大了FDI的技术溢出效应。

其次, 对FDI影响因素的研究证明:某一地区、某一行业最初的产出增长率会影响到FDI的区位选择和行业选择。Djankov, Hoekman研究发现外资企业的行业选择具有某些特定的规律, 比如会自主或不自主地选择生产力更发达、技术水平更先进或利润更高的行业。另外, 在对FDI的技术溢出效应进行研究时, Kokko发现外资企业的介入会提高内资企业的技术水平, 但是内资企业技术的提高同样也会迫使外资企业提高技术水平, 两者之间存在相互影响的互动关系[7]。这些研究成果都证明了FDI的技术溢出与东道国本身的经济增长相互影响、相互关联。在进行FDI技术溢出效应的实证研究时, 模型的建立必须考虑到这种关联性。

上述两个方面都有可能导致FDI的技术溢出效应过程中FDI变量内生性的存在。因此, 目前大部分的研究文献中建立的单方程回归模型可能包含双向因果关系, 具有联立性误差。而对具有联立性误差的模型采用最小二乘法估计方程是不合适的, 因为最小二乘法将模型中的变量视为外生变量。

实际上, 我国已经有部分学者开始重视FDI变量内生性的问题。周礼在实证研究FDI技术溢出效应时为了解决内生性的问题, 建立了联立方程模型。陈羽为了克服产出方程中的内生性和行业间异方差性采用了差分方程和针对动态面板数据的系统GMM估计法。但是目前还没有研究文献对FDI变量的内生性进行实证分析, 本文将利用我国实际数据进行格兰杰因果检验, 验证在进行FDI技术溢出效应的实证研究中FDI变量的内生性。

三、理论模型的建立

本文的研究目的是在实证分析FDI技术溢出效应的理论模型中寻求并验证FDI变量的内生性。本文将在格兰杰因果检验理论的基础上构建以下理论模型:

At代表度量各年外商直接投资额的变量, 即FDI变量;Bt代表度量各年FDI技术溢出效应的变量;ut是白噪音。在格兰杰因果检验中, 如果对式 (1) 中滞后B所估计的系数作为一个群体是统计上异于零的 (即, 那么可以判断存在从A到B

的格兰杰因果关系。

目前国内外大部分研究文献都是以某一行业、某一地区的产量增长率作为度量FDI技术溢出效应的变量, 以外商直接投资额占总产量的比值作为FDI变量来实证研究FDI的技术溢出效应。本文在充分借鉴已有研究成果的基础上, 选取了我国GDP增长率作为度量FDI技术溢出效应的变量 (即△GDP=B) , 而在FDI变量的选取上, 本文选取了外商直接投资额的自然对数值 (即ln FDI=A) 。其原因有以下两点: (1) 本文在对有关外商直接投资额的时间序列数据进行平整性分析时, 发现不管是以各年外商直接投资额占总产量的比值作为时间序列, 还是以各年实际的外商直接投资额作为时间序列等都存在时间序列的非平整性问题, 并且在对时间序列数据进行多阶差分处理后, 平整性依然不甚显著。但是对外商直接投资额的自然对数值进行一阶差分处理后构成的时间序列数据具有显著的平整性, 满足对时间序列数据进行格兰杰因果检验的要求; (2) 在A=ln FDI, B=△GDP的前提下, 系数被称为A对B的半弹性。因此系数α在经济学上具备了良好的解释意义:α度量了在给定FDI技术溢出效应量的情况下GDP增长率的变化所带来的FDI变量的相对改变量, 即本文所求证的FDI变量在实证研究FDI技术溢出效应的理论模型中所具有的内生性。

因此, 本文建立理论模型如下:

四、数据说明及实证分析

1983年以前我国外商直接投资额数量较少, 数据缺乏, 本文选取了从1983-2005年的数据。另外, FDI的流入通常会给东道国带来通货膨胀的压力, 长期中会出现GDP增长率计算偏高的趋势。本文为了消除通货膨胀的影响, 以1978年=100的可比价格对我国的GDP增长率重新进行了计算。数据见表1。

注:以上数据均来源于历年的《中国统计年鉴》;GDP增长率依据1978=100的可比价格进行计算。

格兰杰因果检验要求被检验的时间序列数据具有平整性。下面本文将运用单位根检验方法中的ADF检验对时间序列数据ln FDI、△GDP进行平整性检验。

从图1和图2出发, 本文对△GDP时间序列数据采用包含常数项的序列形式 (△∆ΥYt=c+β1Υt-1+ut) 进行ADF检验,

而对ln FDI时间序列数据采用同时包含常数项、时间趋势项的序列形式 (△∆ΥYt=c+β1Υt-1+β2t+ut) 进行ADF检验。

检验结果表明△GDP时间序列数据虽然在水平情况下显示出平整性, 但由于引入滞后项过多, 样本数据太少, 降低了ADF检验结果的置信度;ln FDI时间序列数据在水平情况下则显示出了显著的非平整性。因此, 本文对两个时间序列数据进行了一阶差分处理, 然后对两个时间序列的一阶差分形式进行ADF检验。检验结果表明在5%的显著性水平下, 两个时间序列的一阶差分形式同时显示出显著的平整性。

下面运用式 (2) 进行格兰杰因果检验, 检验时用两个时间序列的一阶差分形式数据去代替水平形式数据。检验结果见表2:

检验结果表明, △GDP对ln FDI存在格兰杰因果关系, 该因果关系在滞后1期的情况下最为显著, 在滞后3期时, 因果关系不太显著, 在滞后4期、5期的情况下显著性水平虽然有所提高, 但考虑到样本数据过少, 引入变量过多, 对其可靠性存在质疑。

五、结论

本文运用格兰杰因果检验对在实证分析FDI技术溢出效应的模型中可能存在的FDI变量的内生性进行了研究, 发现:我国的GDP增长率对我国外商直接投资额的增长率有所影响, 并且这种影响具有滞后性, 在滞后一年的情况下, 影响最为显著。因此, 本文可以得出以下结论:在实证研究FDI的技术溢出效应时, FDI变量的内生性确实存在。本文在计量分析时, 虽然采用的是我国的GDP增长率作为度量FDI技术溢出效应的变量, 具有一定的片面性 (姑且不论及该变量选取方法在我国学术界的流行性) , 但是并不影响得到上述的一般性的结论。因为FDI的技术溢出过程是一个动态的、与东道国的各种经济要素相互作用、相互关联的过程。由于过程的动态化以及各种经济要素的相互作用, 对FDI技术溢出效应的实证研究便面临着许多不确定的问题 (FDI变量的内生性仅仅是其中之一) 。如何在以后的研究中, 解决这些问题, 建立一个尽可能与客观情况相符合的科学的计量FDI技术溢出效应的理论模型将是我们不断努力的方向。

摘要：FDI常常被认为是资本、生产技术和管理技术等的组合, 它不仅能够给东道国带来充裕的资本还具有技术扩散作用, 能够提高东道国长期的经济增长率。世界银行1993年指出“FDI带来了相当大的利益:技术转移、管理诀窍、出口经验。许多发展中国家要想更加缩小同发达国家的技术差距、更新管理技巧、发展出口, 就必须更有效地吸收FDI”[1]。

关键词：FDI,经济,内生性,模型,溢出效应

参考文献

[1]陈羽.中国制造业外商直接投资技术溢出机制的重新检验[J].世界经济文汇, 2006 (03) :28-33.

[2]王杨.FDI对经济技术贡献率的实证研究[J].东北财经大学学报, 2006 (03) :66-69

[3]何洁.外商直接投资对中国工业部门外溢效应的进一步精确量化[J].世界经济, 2000 (12) :29-36.

[4]赵奇伟, 张诚.区域经济增长与FDI技术溢出:以京津冀都市圈为例[J].数量经济技术经济研究, 2006 (03) :111-120.

[5]陈柳, 刘志彪.本土创新能力、FDI技术外溢与经济增长[J].南开经济研究, 2006 (03) :90-101.

[6]郑秀君.我国外商直接投资 (FDI) 技术溢出效应实证研究述评:1994～2005[J].数量经济技术经济研究, 2006 (09) :58-67.

FDI技术效应实证分析 篇3

1研究综述

FDI的溢出效应及作用机制、影响因素等问题一直是技术创新研究的重点领域之一。跨国公司通过FDI对内资企业产生技术溢出通常被认为是东道国技术进步和生产率增长的重要来源。 FDI对内资企业的正向溢出效应主要通过包括竞争效应[2],示范和模仿效应[3]以及人员培训和流动效应[4]等形态发生作用。除此之外,FDI还通过与国内企业的前向和后向联系效应[5]对东道国相关产业产生跨行业的技术外溢。虽然,理论层面上外资企业对东道国企业可以通过多种形式产生正面溢出效应,但由于研究视角、研究样本和研究方法等差异,国内外学者们对FDI的溢出效应并没有得出一致的结论。

Haskel等 ( 2007 )[6]对英国制造业的研究发现,FDI对本土企业具有正向溢出效应。Suyanto等 ( 2009)[7]对印度尼西亚化工和制药企业的研究,Kokko ( 1996)[8]对立陶宛制造业的研究也都验证了溢出效应的存在。但Haddad和Harrison ( 1993)[9]对摩洛哥的研究表明FDI对国内企业的劳动生产率没有显著的影响。Aitken和Harrison ( 1999)[10]对委内瑞拉的研究表明FDI对本地企业的生产率产生了负向影响,并认为FDI的负面影响可能是由于外资企业对国内同行的激烈竞争。 国内学者对FDI对中国本土企业的溢出效应研究结论也不尽相同。温丽琴,梁旭 ( 2011)[11]研究发现FDI对中国高技术产业有较大的技术溢出效应,王欣 ( 2010)[12]的研究也表明基于FDI渠道的国外知识资本对我国全要素生产率存在显著的促进作用。而陈继勇和盛杨怿 ( 2008)[13]检验发现,受我国目前引资结构和质量的影响,FDI的知识溢出效应,特别是通过FDI企业在当地从事生产活动带来的知识溢出效应并不明显。而张诚, 张瑜 ( 2012)[14]通过对我国19个高科技行业的面板数据研究也发现,跨国企业在华研发活动具有明显的市场冲击效应,给本土企业的技术创新带来了负面作用。

近些年来,不少研究表明,FDI对东道国并不会自动产生溢出效应,FDI能否产生或者产生多大程度的正面溢出效应取决于一定的 “门槛条件”。一般而言,FDI技术外溢有内在和外在 “门槛条件” 之分。技术外溢的内在 “门槛条件”主要指吸收能力,即东道国是否有条件吸收FDI技术外溢[15,16]。 东道国企业必须拥有一定的吸收能力,才能成功地模仿、吸收和消化外来的先进知识和技术,实现FDI知识溢出对东道国企业创新能力的提升作用[17]。Yao等 ( 2007)[18]研究发现,FDI技术溢出对中国技术进步的促进效应受到国内研发等吸收能力因素 的制约。黄凌云等 ( 2007)[19],沙文兵 ( 2013)[17]均发现,吸收能力与溢出效应之间存在非线性关系。大部分学者认为技术外溢的外在 “门槛条件”主要指内外资之间的技术差距。当然,FDI技术外溢还受其它因素影响。如Kugler ( 2006)[20]通过对加利福尼亚制造业普查数据研究发现,FDI技术溢出只有通过后向联系才会发生。 Javorcik ( 2004)[21]对立陶宛的研究也证实了这一结论。此外,也有学者研究表明,外资企业只有在东道国从事研发活动才能产生技术溢出[22]。

虽然不少国内学者对FDI的溢出效应的存在性和影响FDI溢出的因素进行了大量的实证研究, 并产生了一些重要的研究成果,但现有的研究文献中还存在着几个方面的不足;( 1) 一般不对FDI溢出效应与技术溢出效应加以严格区分。实际上,FDI溢出效应包括生产经营的各个方面, 但技术溢出效应则专指技术的影响。 ( 2) 目前大多数关于FDI技术溢出效应的研究将FDI的份额或者比例作为解释变量。但根据Todo ( 2006)[23]的研究,FDI的技术溢出效应不是通过生产行为而产生的,而是通过研发行为而产生的。 ( 3) 吸收能力一般通过构造连乘模型进行检验,但这种方法不能考察不同程度吸收能力对FDI技术溢出的影响差异。

为此,本文将以FDI和技术创新活动较为集中的我国高技术产业为样本,对FDI的技术溢出及门限效应进行实证研究以弥补以上不足。由于FDI的技术溢出主要通过研发活动进行传播[24], 本文将外资企业研发活动投入作为解释变量来反映FDI技术溢出的传导途径。同时,本文将内资企业研发资金强度和研发人员强度作为吸收能力的替代指标,并利用面板门限回归模型对影响FDI技术溢出的吸收能力门槛特征进行深入分析。

2模型与数据处理

2.1模型设定

本文基于扩展的C - D生产函数,将生产函数设定为如下形式:

其中,Qit表示区域i在时间t的产出,Lit是劳动投入,Kit是资本投入,Ait表示技术进步,i和t分别表示地区和时间。

目前,中国高技术产业技术来源主要有内部自主研发和外部技术溢出两个方面,所以,假设Ait为如下函数形式:

由 ( 1) 式得全要素生产率:

两边取对数得:

为了检验内资企业自身的研发基础对FDI技术溢出的影响,本文参考Dalgic ( 2013)[25]的做法,分别以研发资金强度和研发人员强度作为吸收能力的替代指标,采用Hansen ( 1999)[26]提出的面板门限回归模型,测算不同水平的研发资金强度和研发人员强度对FDI技术溢出的影响差异。 常见的门限回归模型有单门限、双门限和多门限, 不失一般性,基于式 ( 4) 给出如下两门限面板回归模型:

其中,qit为门限变量即研发资金强度 ( rdinit) 和研发人员强度 ( humit) 。

2.2数据处理

本文选取中国高技术产业细分行业1997 ~ 2011年面板数据为研究样本。由于航天器制造, 雷达及配套设备制造没有外资企业研发经费投入数据,飞机制造与修理和广播电视设备制造两个行业由于处于高度垄断,故最终选择13个行业作为研究样本。此外,考虑到港澳台资企业所占比例较低,故将港澳台资企业并入外资企业进行分析。数据来源于 《中国高技术产业统计年鉴》 ( 1998 ~ 2012) 。其中,内资企业相关数据均由全部企业数据减去三资企业相应数据得到; 工业品出厂价格指数,固定资产投资价格指数和居民消费价格指数来自于 《中国统计年鉴》。

2.2.1TFP指数

TFP指数采用数据包络分析法, 用DEA- Solver8. 0软件计算得到。 由于DEA - Malmquist指数度量的是上一年为基期的相对效率,因此, 本文选择全要素生产率累积指数 ( TFP) 作为被解释变量,以1997年为基期,取值1,1998 ~ 2011年累积指数由DEA - Malmquist指数通过逐年累计相乘得到。测算DEA - Malmquist指数所用的投入变量包括资本存量和劳动投入两个方面, 产出变量选择高技术产业当年价总产值。

资本存量根据永续盘存法进行核算,计算公式为: Kt= ( 1 - δ) Kt - 1+ It,其中Kt表示在t年的资本存量,It为高技术产业的不变价新增固定资产,δ 为折旧率,本文选择折旧率为15% 。参考夏良科 ( 2010)[27]的做法,I0选择1997年年末固定资产原价替代。所有行业的年末固定资产原价和新增固定资产都采用固定资产投资价格指数平减为1997年不变价。劳动投入用高技术产业的年均就业人数替代。

产出变量可以选择当年价总产值和增加值, 但是由于2008年后缺少对增加值的统计,所以选择高技术产业当年价总产值作为产出变量,为了消除物价变动产生的影响,采用工业品出厂价格指数平减为1997年不变价。

2.2.2内资企业研发资本存量和外资企业研发资本存量

内资研发资本存量 ( nrd) 采用永续盘存法进行计算,计算公式为:

其中基期研发资本存量: nrdi0= Ei0/ ( gi+ δ) ,Eit表示研发经费内部支出,gi为实际研发经费内部支出1998 ~2011年的平均增长率,即gi= ( Ei,2011/ Ei,1998)1 /14- 1,δ 为研发资本存量的折旧率,本文取15% 。研发经费内部支出用研发价格指数进行平减,其中研发经费价格指数 =50% * 工业品出厂价格指数 +50% * 居民消费价格指数。外资企业研发资本存量 ( frd) 采用相同方法测算。

2.2.3门限指标

FDI的技术优势是否能转化为内资企业的技术进步取决于高技术产业的吸收能力。技术吸收能力越强,利用FDI促进高技术产业技术水平提升的效应就越明显,反之则相反。在已有的研究成果中,国内研发水平和人力资本是两个影响吸收能力的决定性因素。只有充足有效的研发投入、 研发活动及研发能力,才能更好的消化、吸收、 模仿先进的技术和知识,才更有能力实现自主创新。研发能力对理解和评估外部先进技术的发展趋向以及创新走向也至关重要。只有人力资本水平达到一定程度后技术外溢才会通过 “传染效应”、“培训效应”等途径提升东道国企业的技术水平[15]。因此,借鉴已有研究,本文以研发资金强度 ( rdin) 和研发人员强度 ( hum) 作为反映内资企业吸收能力的两个门限指标。研发资金强度用研发经费内部支出占主营业务销售收入的比重替代。研发人员强度 ( hum) 用研发人员全时当量占企业从业人员平均人数的比重作为代理变量。

2.2.4控制变量

根据高技术产业的产业特征和数据可获性,本文选择对外开放程度 ( open) 和企业规模 ( scale) 作为两个主要的控制变量。产业开放程度的提高会增加企业外来技术学习机会并提高吸收能力。 考虑到本文的研究对象为高技术产业,本文采用出口交货值与当年价总产值之比作为企业对外开放程度的衡量指标。企业规模主要反映的是行业规模效应和集中程度,不同规模企业由于其自身的研发基础和研发能力存在差异,也会在不同程度上影响对技术外溢的消化吸收能力。本文采用当年价总产值与企业数之比作为内资企业平均规模的衡量指标。所有变量的描述统计分析见表1。

3实证分析

3.1内、外资高技术企业研发情况的描述性分析

1998 ~ 2011年间,我国高技术产业外资企业数增长迅速,由1998年的2724家增长到2011年的7607家,外资企业数量基本相当于内资企业的一半。外资企业的研发经费内部支出也一直呈快速增长趋势,虽然总体上外资企业的研发经费内部支出少于内资企业,但2004年以来,外资企业研发经费支出平均为内资企业的69. 2% ,已经远高于2004年以前的47. 5% 。外资企业研发机构个数虽然少于内资企业,但2011年已达到918个,也已经具有相当规模。另外,外资企业主营业务收入特别是新产品销售收入都远远超过内资企业,2011年外资企业新产品销售收入达到13882. 4172亿元, 是内资企业的1. 62倍。这也表明外资企业的技术创新能力要强于内资企业。近年来,我国高技术产业内资企业研发经费内部支出也呈快速增长趋势, 研发资金强度逐步升高,已由1998年的0. 0086提高到2011年的0. 0194,人力资本水平即研发人员强度也由0. 0209提高到0. 0615。

从以上分析可以发现,外资企业已经成为高技术产业的重要组成部分,并且也越来越注重在中国进行研发活动。同时,内资企业也越来越重视自主创新能力的提升,不论从研发资金投入还是研发人员投入也都有很大的提高。

3.2FDI技术溢出效应的技术吸收能力门槛特征分析

3.2.1变量平稳性检验

为了避免出现伪回归,确保面板门限回归模型估计结果的有效性,在对面板数据进行实证分析之前先进行数据的平稳性检验。本文采用常用的两种面板数据单位根检验方法,即相同根单位根检验LLC检验和不同根单位根检验IPS检验。 如果两种检验中均拒绝存在单位根的原假设,可认为所有截面对应的序列都是平稳的,反之,则不平稳。各变量的单位根检验结果如表2。

面板数据单位根检验的结果显示,所有变量在0. 05的显著性水平下LLC检验显示都是平稳的,但IPS检验lnscale和hum不平稳。但对所有变量一阶差分后IPS检验除了hum在0. 1的显著性水平下平稳外,其它都在0. 05的显著性水平下平稳。因此,可以认为所有变量在0. 1的显著性水平下为1阶单整,可以进一步对所需回归的变量进行协整检验。本文选用KAO检验法对所有需要回归的面板数据进行协整检验,该方法的原假设是不存在协整关系。根据协整检验结果,ADF统计量为 - 5. 282,对应的P值为0. 0000,故在0. 05的显著性水平下拒绝无协整关系的原假设。 因此,需回归的面板数据各变量间存在协整关系, 不存在伪回归。

3.2.2门限效应的检验

首先根据Hansen ( 1999) 中采用的格点搜寻法寻找使模型残差平方和最小的门限值,门限个数的检验递推进行,直到接受原假设。由于冗余参数的存在,检验所采用的F统计量不服从标准分布。因此,利用Bootstrap方法模拟F统计量的渐进分布及其临界值,Bootstrap次数500次。各检验的F值和P值如表3。

由表3门限效应的检验结果可知,分别以rdin和hum为门限变量的单门限效应检验的检验统计量对应的P值分别为0. 042和0. 002,都小于0. 05,故拒绝原假设,即两个模型都存在单门限效应。而双门限效应检验对应的P值分别为0. 320和0. 116,都大于0. 05,即两模型都不存在双门限效应。因此,可以判断FDI对内资高技术企业的研发溢出存在研发资金强度和研发人员强度的单门限效应。

3.2.3面板单门限回归模型分析

根据门限效应检验结果,分别以研发资金强度和研发人员强度为门限变量对内资企业TFP增长建立单门限回归模型,估计结果如表4。从面板门限回归结果可以看出,内资企业自主研发资本存量的弹性系数为正,且在1% 显著性水平下显著,这表明企业自主研发投入是内资高技术企业生产率增长的重要影响因素。

注: ***表示在 0. 01 下显著,**表示在 0. 05 下显著,* 表示在 0. 1 下显著。

外资企业的研发资本存量 ( lnfrd) 对内资企业TFP增长的弹性系数也为正,但存在研发强度和研发人员强度的单门限效应。其中研发强度的门限值为0. 010,当研发强度低于0. 010时,弹性系数为0. 1023,在5% 显著性水平下显著,当研发强度高于0. 010时,弹性系数显著提高,为0. 1753。研发人员强度的门限值为0. 017,低于门限值时,弹性系数为0. 0304,不显著; 但超过门限值时,弹性系数 有了大幅 度的提高,为0. 1607,且在5% 的显著性水平下显著。 因此, 高技术产业外资企业的研发活动对内资企业产生了显著的技术溢出效应,并成为推动内资企业生产率提升的重要动力之一。但内资高技术企业的吸收能力对FDI技术溢出效应的作用存在一个临界值,或者门槛,只有当内资企业研发投入超过这一临界值时,才能有效吸收FDI渠道溢出的知识和技术。上述 “门限效应”在以内资企业研发资金强度和研发人员强度为指标表征的本土企业吸收能力上均得到了一致的结论,并且研发人员强度的门限效应更加明显。这也进一步证实了人力资本能增强吸收和应用现有技术或是创造新技术的能力,从而促进生产率增长[28]。作为技术密集型的高技术产业,是技术创新活动最为活跃的产业领域,也是内外资企业技术差距较大的行业, 对外资先进技术的识别、消化和吸收需要内资企业自身具备一定的以自主创新能力为基础的吸收能力,即自主研发能力,这样才能将外部技术吸收内化为内部技术。但如果内外资企业技术相差悬殊,这可能导致内资企业在竞争中受挫,甚至于被逐出市场,从而产生挤出效应[17]。

从控制变量来看,内资企业对外开放程度对生产率增长具有显著的促进作用。这表明,开放度高的行业市场化程度也高,行业技术外溢程度也会相应较高,外资的进入和进军国际市场带来的竞争效应使行业整体研发能力和效率提高,增加了更多的技术机会和市场机会。但内资高技术企业生产率增长和企业规模之间并不存在显著的联系,这可能是由于在高新技术产业中,技术竞争方式在很大程度上代替了传统产业的规模竞争方式,能够生存下来的高技术企业无论规模大小均具有较高的技术水平[15]。但不可否认的是,我国高技术产业企业平均规模和产业集中度仍然不高,各产业间平均规模差异也非常显著,产业规模效率和规模效应在推动行业整体生产率增长方面的作用仍亟待提升。

3.2.4对实证结果的进一步讨论

一直以来,外资进入是否会对产业安全构成威胁是学术界和媒体争论的焦点。而要想保证产业安全,提高内资企业的技术消化吸收能力乃至自主创新能力是关键。本文的实证研究结果表明, 外资进入确实在一定程度上对内资企业创新能力的提高起到了正面作用,而这种正面作用是通过外资企业的研发活动和相应的技术溢出来体现的。

1978年中国开始执行改革开放政策,吸引外资以推动本国经济的发展。在经济发展的初期, 外资企业进入中国,最开始是将中国作为生产和销售基地,而随着其在中国经营的不断深入,以及中国自身科技能力的不断提升,科技人才及资源不断增加,外资企业也逐步将研发活动扩展到中国。当越来越多的外资企业在华开展研发活动, 这些研发活动便会触发技术溢出效应,从而对内资企业的技术水平产生正向作用。现阶段,中国内资企业的技术水平与外资企业仍有一定的差距, 充分利用外资企业在中国的研发溢出对于中国企业自主创新能力的提升具有重要意义。中国招商引资的政策已经施行多年,然而,在利用外资的过程中,我们不仅需要关注外资企业是否在本地落户,更应关注其研发政策,甚至可将高水平研发作为权衡是否引入外资的标准之一。不可否认, 在今后相当时期,我国仍有必要通过FDI来促进高技术产业的发展,但更需要从国家产业结构转型升级的发展导向出发,持续推动内资企业提升消化吸收能力乃至自主创新能力,充分发挥FDI对高技术产业的有益影响,把负面效应控制在有限范围内。

4结论与政策建议

本文以我国高技术产业为研究对象,利用面板门限回归模型分析了FDI研发活动对内资企业生产率增长的影响,以及内资企业吸收能力在FDI技术溢出过程中的门槛特征。研究结论如下: ( 1) 在中国高技术产业内,FDI研发活动对内资企业存在正向技术溢出效应。 ( 2) 研发资金强度和研发人员强度对FDI的技术溢出效应存在非线性影响,门限值分别为0. 010和0. 017。虽然, 总体来看,FDI的技术溢出效应都是正向的,但超过门限值后FDI的技术溢出效应才有显著提高, 特别是研发人员强度的提高在FDI技术溢出过程中发挥着重要作用。 ( 3) 内资企业自主研发投入、对外开放程度的提高都是其生产率增长的重要因素,但企业规模对生产率增长没有显著影响。

基于以上的研究结论,我们提出如下政策建议: ( 1) 促进高技术产业领域的外资企业在中国更多开展研发活动。吸引和鼓励外资来华设立数量更多、质量更高的研发机构,同时,不断改善研发环境,推动在华外资企业研发机构功能的进一步提升。尤其要鼓励内资企业与外资企业合作设立研发中心,有效增强技术吸收和创新能力。 推动高技术产业内资企业与外资企业间的上下游协作与配套,带动相关内资企业共同成长。 ( 2) 鼓励并支持内资企业进一步加大研发投入,切实提高本土企业研发效率和研发能力,以更好的消化吸收外资企业所获得的技术溢出。同时,优先支持符合产业政策和技术水平高、对产业升级有重大作用的内资企业率先实施自主创新,弱化FDI对内资企业创新的负面效应,将竞争压力转换成发展动力,进一步提升高技术产业整体技术水平和核心竞争力[1]。( 3) 提高内资企业人力资本水平,优化人力资本结构,特别是提高高层次、 创新性人才的比重。高技术产业是知识密集型产业,研发活动和吸收FDI技术溢出都需要高层次的研发技术人员和创新人才梯队。 ( 4) 高技术产业应在吸引外资并提升产业开放度及市场化程度的同时,注重构建适度竞争和公平竞争的市场环境,从而使FDI对国内技术外溢效应得到充分发挥并降低负向竞争效应,也能为内资企业提供更多技术吸收和转化机会,并有助于增强自主创新的内生动力。

摘要：本文以中国高技术产业13个细分行业1997~2011年面板数据为研究样本,利用面板门限回归模型对FDI研发活动对内资企业生产率增长的影响,以及内资企业技术吸收能力在FDI技术溢出过程中的门槛特征进行分析。研究结果显示:FDI研发活动对内资企业存在正向技术溢出效应;内资企业研发资金强度和研发人员强度对FDI技术溢出有非线性影响,并存在显著的单门限效应,当超过各自的门限值时,FDI的技术溢出效应均有显著提高。另外,内资企业研发投入、对外开放程度都是生产率增长的重要影响因素,但企业规模对生产率增长没有显著影响。

FDI技术效应实证分析 篇4

中国学者在该问题的研究上主要侧重于在华的外国直接投资对于我国进出口的影响，主要可以归纳为几大类:一类是进行时间序列的实证分析，结果表明FDI促进了我国进口额和出口额，而且FDI对出口的拉动作用主要集中于制成品部门，对于初级产品的影响却不十分显著;另一类是进行横截面的实证分析，使用宏观数据在某一时段的FDI和某两地区的双边贸易额进行回归分析或相关性分析，结果表明FDI对出口有促进作用，如项本武 (2005) 等运用我国不同阶段的贸易和投资数据，进行了一些实证研究。

本文通过对1987年到2006年FDI与出口，进口总量宏观层面上的相关性分析来验证：对华FDI是贸易创造型还是替代型。如果FDI导致东道国更高水平的出口或进口，则FDI是贸易创造型;反之，如果FDI使得东道国的贸易量减少，则FDI是贸易替代型。

一、计量模型的建立和变量的选取

1、变量的选取。

(1)贸易规模量。作为被解释变量的双边贸易，可以选择进口、出口或进出口额。鉴于投资既影响出口又影响进口，本文将分别对进口(IM)，出口(EX)进行分析。(2)直接投资变量。为了分析外商直接投资对贸易的影响，本文在解释变量中加入1987年到2006年各年的外商直接投资额(FDI)。(3)外商投资企业的进出口量。通过引入外商投资企业的进口(FIM)和出口(FEX)来分析跨国公司的进出口活动对东道国进出口量的影响。

由此建立用于分析中国进出口贸易与FDI关系的多元线形回归模型：

2、样本和数据的来源。

本文的样本时期为1987-2006年，共20年，进出口额，GDP, FDI, FIM和FEX的年度统计数据来源于《中国统计年鉴2007》和《中国对外经济贸易年鉴》。

二、实证研究结果

1、1987年到2006年FDI流入对中国商品进出口的总体影响的回归分析

本文对两条回归方程分别进行多元线性回归分析，由EVIEWS5.1计算结果如下表：(见表1)(见表2)

由上述两表的计算结果得知，回归方程调整后的都在0.9以上具有很高的拟和度，并通过了DW检验和P值检验，因而可以断定方程可以较好地说明FDI流入对中国进出口的影响以及中国进出口贸易流量的决定问题。回归结果表明：第一，FDI与中国进口呈负相关，从FDI前的系数可以看出，每增加1亿美元的FDI，进口量就减少0.544亿美元，两者之间存在替代性，然而FDI与出口额呈正相关，从FDI解释变量前的系数可以看出，增加1亿美元的FDI，出口量增加为0.426亿美元，FDI对出口具有很强的促进作用，是互补关系;第二，外商投资企业的出口和进口对中国出口和进口都具有正相关，而且从无论从其变量前的系数或是从T检验值来看，具有非常大的显著性。由此可见，外资企业的产品进出口对我国进出口贸易规模的增长具有显著性作用，我国利用外资的直接效应十分明显。

2、FDI的贸易效应分析。

中国的直接投资与贸易流量存在很强的正相关性, 表明外来直接投资可以促进贸易流量, 说明外来直接投资与双边贸易流量之间存在着互补关系。一般而言, 外来直接投资的对外贸易效应主要体现在四个方面: (1) 贸易替代效应, 一种商品可以通过贸易或投资方式进入一国市场, 选择了直接投资便会替代贸易; (2) 贸易创造效应, 外来直接投资可以在母国和东道国之间创造新的贸易机会, 使贸易在更大规模上进行; (3) 贸易补充效应, 外来直接投资往往会带来维修等后续支持性活动的发展, 从而促进和增加贸易机会; (4) 市场扩展效应, 外来直接投资实现的生产扩大, 既会加深对东道国的市场渗透, 也会进一步扩展第三国市场, 从而使贸易导向的生产带来贸易量的净增。

三、以日本为例出口导向型对华直接投资的贸易效应

日本对华直接投资始于20世纪60年代末，但直到80年代前半期其规模都非常小。80年代中期以后，日本对华直接投资稳步发展，90年代中期达到高峰。受1997年亚洲金融危机的影响，90年代后半期日本对华直接投资出现了大幅度回落。2000年开始，日本对华直接投资再次步入稳步发展的轨道。

值得关注的是，日本对华直接投资，特别是制造业部门的FDI主要是出口导向型，通过生产能力向发展中国家的转移，日本的跨国企业把先进的生产技术，知名的品牌，完善的全球配送体系同东道国低廉的生产成本结合起来，以增强它们的国际竞争力。根据日本财政部 (2002) 的一项调查，2001年日本跨国企业在中国制造业的产品有65%以上销往国际市场。

根据日本对华FDI以及日本跨国公司对外出口的数据，我们得出了以下结论：在中国低成本的生产逐渐替代母国的生产大大地促进了中国的出口，减少了中国对该产品的进口;出口与FDI之间具有显著的双向因果关系。日资企业的外溢效应增强国内企业的出口竞争力，在华日资企业产品大量返销日本的同时, 又会促进中国价廉质优的纺织品与服装、机电类工业品的对日出口, 日资企业的出口具有带动效应;另一方面，日资企业制成品的大量出口, 意味着在中国生产的产品具有较强的国际竞争力。它不仅可以满足日本国内的进口需求, 而且还可以扩大对与其消费偏好、要素禀赋相似的国家的出口, 如北美、欧洲的国家等。因而在预期看好的情况下, 日本厂商就会增加对中国的再投资, 实现出口带动FDI流入的良性循环。

四、结论

以上本文对贸易和投资关系进行了分析，实证结果表明FDI对中国出口具有互补性，对进口具有替代性，由此，本文给出利用FDI促进中国对外贸易发展的对策如下：(1)吸引外商直接投资有利于扩大我国的贸易总额，从而发展了我国的对外贸易。发达国家和我国周边的许多新兴工业化国家为了实现本国的产业结构升级，通过FDI在我国进行加工生产再出口或是直接进行生产，一方面利用了我国廉价劳动力的和资源丰富的比较优势，另一方面加速了本国本来就想淘汰的传统产业的退出进程，从而在资源有限的情况下，发展本国的比较优势产业，最大限度地实现资源转化效应和利益。这么做的结果使得这些国家原本本国生产出口到他国的转变为到中国生产加工出口到他国。这虽有利于增加我国出口贸易总额(由回归方程的FEX的系数可以看出，FEX对EX具有很大的促进作用)，但加工贸易对促进我国产业结构升级的作用有限。从长期看，要继续保持外资企业贸易高速、稳定的增长，关键在于提高其出口质量，即增加技术和资本密集型产品的出口，同时要对其进口实施更为有效的管理，各种旨在提高外商直接投资贸易效应的努力，都应以促进结构化为核心。(2)中国传统的FDI政策是在以比较优势为基础的出口导向战略条件下引进FDI，这客观上起到了提高劳动力资源使用效率、发挥资源禀赋的比较优势、促进出口产品的结构优化等作用，然而发达国家跨国投资的真正目的在于利润、东道国市场以及加强自身的国际竞争力，为此，中国要改变自身在国际竞争中的不利地位，引进FDI及外贸发展的模式选择应以竞争优势为导向，也就是将比较优势与新技术优势发展模式结合起来，在充分发挥现有比较优势的基础上，通过吸收先进国家的技术，制度，管理来支持进行技术创新、制度创新、结构创新从而实现出口产业国际竞争力的迅速提高。

国际资本不断扩大的趋势成为带动国际贸易高速增长的原因, 而国际贸易的高速增长又促使了国际直接投资的进一步扩大, 国际资本和国际贸易的发展呈现不断增强的相互促进, 相互融合, 相互影响的趋势。

摘要：本文通过对1987年到2006年中国进出口额和FDI的多元线性回归分析得出FDI对中国出口具有互补性, 对进口具有替代作用, 既而提出如何利用FDI促进中国贸易发展的对策和建议。

关键词：FDI,出口,进口,实证分析

参考文献

[1]、王英, 刘思峰.对外直接投资贸易效应的实证研究综述[J].对外经贸实务, 2006　年 (, 12) :57-60.

[2]、项本武.中国对外直接投资的贸易效应[J].统计与决策, 2005　年 (, 12) :84-85.

FDI技术效应实证分析 篇5

关键词：FDI,工资效应,湖北

一、背景分析

自20世纪70年代末实行改革开放政策以来, 中国吸收的国外直接投资 (Foreign Direct Investment, 下文简称FDI) 规模不断扩大。全国利用的FDI在2002年突破了500亿美元, 2004年突破600亿美元, 2005年突破700亿美元, 2007年突破800亿美元, 2008年达到了历史峰值, 突破了1000亿美元, 2009年由于受到世界经济危机的影响有所回落, 该数值略微下降到了940亿美元。自1994年开始, 中国一直是仅次于美国的世界第二大FDI流入国, 并一直为发展中国家中年度FDI流入量最大的国家和地区;2002年, 首次超过美国, 成为世界上年度FDI流入最多的国家。

FDI的大量涌入使得外商的投资成为了国民经济的一个重要组成部分, 对于目的地国家经济的各个方面都带了不同程度的影响。由于中国是一个人口大国, FDI对就业以及工资的影响效应就显得尤为重要。目前, 中国大部分的FDI都是流向了东部沿海地区, 而处于中部的省份吸收的外商直接投资相对来说数量是很少的, 是否有必要采取经济政策将外资更多的引入中部地区从而带动中部发展呢?这样是否能够提高中部人民的福利呢?为了回答这个问题, 本文采用实证分析的方法, 以湖北省为样本, 以工资为研究对象, 验证了FDI所带来的工资效应。

本文结构:第二部分为文献综述;第三部分介绍了变量的选取、模型的设定以及数据的收集;第四部分为实证分析;第五部分给出相应的政策建议。

二、文献综述

目前对于FDI流入对于目的地国家的工资效应的研究主要分为两个方向:第一个方向主要研究的是FDI的流入对于目的地国家收入分配的影响, 例如, Feenstra和Hanson (1997) 对美国在墨西哥的直接投资的实证研究发现, FDI同时推动了跨国公司母国和东道国对熟练劳动力的需求。Blomstrom等 (1997) 研究发现美国公司在发展中国家进行的投资确实替代了国内的就业, 但同样在发达国家进行的投资却没有替代国内的就业, 而替代效应仅限于产业工人, FDI的就业效应随着劳动力群体的不同而不同。这暗示了FDI对收入的分配有着很重要的作用。第二个方向的主要是研究FDI流入对行业或者地区工资水平的影响情况, 例如, Aitken, Harisson和Lipsey (1996) 以及Feliciano和Lipsey (1999) , 使用美国、墨西哥和委内瑞拉的数据, 发现外资企业支付的工资比本地企业支付的工资高, 这对于提升东道国的总体工资水平有潜在的影响。Feenstra和Hanson (1997) 使用墨西哥的数据发现, FDI的增加和墨西哥熟练劳动力的相对工资之间存在正向关联。

国内的学者研究FDI对工资的影响主要采用的是产业、行业、地区或者国企外企的分类方法。例如, 李雪辉、许罗丹 (2002) 针对珠三角地区外资比较集中的三个城市 (深圳、东莞和珠海) 进行研究, 发现FDI流入和工资水平的增长之间存在正向的相关关系;杨泽文、杨泉发 (2004) 利用中国1985-2001年的数据, 从部门的角度对FDI对中国实际工资水平的影响进行了经验研究, 发现在不同的行业中, FDI对各地区的实际工资水平均存在正效应;职工人数与实际工资之间满足通常的负相关关系;教育水平对实际工资有明显的正效应;而城市开放程度、城市地理位置和行业规模对实际工资在各个行业的影响则有较大的差异。宣烨、赵曙东 (2005) 以经济发达、规模较大的江苏省为样本, 采用实证方法进行分析, 结果显示, FDI的区域分布不均衡是地区工资率差距扩大的重要原因, FDI越是集中的地区越能提高当地的劳动力和土地等要素的价格, 劳动力跨地区流动可以扩散这种效应。

从国内外学者的研究来看, 大多研究路径较为单一, 仅偏向于研究FDI对目的地国整体工资水平的影响。但基本上多数的研究都表明FDI对于目的地国的工资具有很重要的影响。本文选取湖北省为样本, 运用实证分析的方法, 研究了FDI对省级层面工资的影响。

三、湖北省数据的特征性描述

在第四、第五部分, 本文会对FDI对湖北省劳动力价格的影响进行实证方面的探究, 为了能够更好地对后面的内容进行分析研究, 先介绍一下从1999年到2009年湖北省对FDI利用的一个总体情况, 以及从1999年2010年湖北省在职职工的工资变动情况。

(一) 湖北省FDI的发展现状

如图1显示了1999年到2009年湖北省实际利用的FDI占全国总FDI利用值的比重。由图1可见, 湖北省实际利用的FDI占全国所利用的总FDI的份额是十分微小的, 在占比最低的年份2000年里, 该比率只达到1.59%, 而在占比最高的2009年里该比率也只有3.98%而已。但是比较乐观的是, 湖北省所占比例的份额总的来说是在逐年递增的, 虽然说增长的速度并不是很快, 但是至少还是很稳定。

图2显示了1999年到2009年, 湖北省使用FDI的额度。由图中可见, 湖北省使用的FDI总额也是在稳步增长的, 虽然绝对数值比较小, 但是纵向比较来看, 形势还是乐观的:湖北省使用FDI的额度从1999年的不到10亿美元增加到2009年的36.58亿美元, 绝对数值将近翻了4倍。

(二) 湖北省职工平均工资

图3显示的是1999年到2010年湖北省职工的平均工资。由图3可见, 自1999年以来, 湖北省的平均职工工资也是呈现上涨的势态, 1999年的平均工资还不足7000元, 到了2010年该数据已经增长到接近30000元, 绝对数值也是翻了4倍。

由以上分析可见, 近十年来, 湖北省在吸收FDI的额度持续增加的同时, 职工的平均工资也是呈现出上涨趋势的。

四、理论分析

在H-O-S模型的框架下, 如果国际贸易知识产品贸易, 这种贸易的形式将会使得贸易双方交换商品的绝对价格以及相对价格都趋同, 从而提高贸易国丰裕要素所有者的实际收入, 降低稀缺要素所有者的实际收入。因此, 国际贸易使得劳动力丰裕的国家通过出口劳动密集性产品提高其劳动力价格。而当存在生产要素的国际流动时, 则会使东道国丰裕要素所有者的实际收入的上升速度加快。例如, 我们这里研究的FDI实际上就是资本这一要素的国际流动。FDI的进入使得资本存量增加, 一方面, 提高了行业的资本劳动比率, 在产品价格不变的情况下, 是的劳动的边际产出增加, 劳动生产要素的报酬增加, 从而劳动力价格得到提高;另一方面, FDI的进入使得东道国对劳动力的需求增加, 在劳动力供给不变以及产品价格不变的情况下, 会引起劳动力价格的上升。所以, FDI的流入会导致东道国工资上张的出现以及上涨速度的加快。

在除FDI之外, 还有很多因素也会影响一国的工资变动, 主要包括宏观经济因素, 教育水平、国内资本要素和劳动力要素等因素。宏观经济因素主要是指经济发展的水平, 当经济发展水平提高的时候, 工资水平也会相应得到提高, 教育水平越高劳动力的边际产出水平也会越高, 从而使得劳动力价格上升, 也就是工资上涨, 同时教育水平和国内资本越高, 那么经济的发展速度也将会越快, 则可以创造更多的就业机会, 也就增加了对劳动力的需求, 因此也同样可以促进工资的上涨。最后劳动力越丰裕, 那么也就需要投入更多的资本才能与已有的劳动力相匹配, 也就需要更多的资本投入才能使得劳动力价格上涨。

五、模型设定、变量选取及数据收集

基于以上的理论分析, 我们建立以下的模型对湖北省的工资问题进行研究:

其中, t代表年份, i代表不同的地区, β0, β1…β5代表系数, εt代表误差项;因变量中avwageit代表年i地区的的平均工资, 影响平均工资的自变量包括:

fdii (t-1) :表示i地区在t-1年实际利用的外资额, 数据是通过各年的人民币兑美元汇率转化过后得到的, 单位是万元。由于FDI有一个时滞性, 所以这里我们采用滞后一期的FDI值, 预期FDI的流入对工资有正向的影响。

laborit:表示i地区在t年的劳动力水平, 用当年的在岗职工人数衡量, 单位是人, 预期该变量与工资成反向变动。

eduit:表示i地区在t年的教育情况, 这里选用普通高等学校的数量做为衡量的指标, 单位为个, 预期该指标对工资具有正向的影响。

kit:表示i地区在t年的排除FDI的全社会固定资产投资额, 这里用该年的固定资产投资总额减去吸收的FDI金额作为衡量指标, 单位是万元, 预期该指标对工资具有正向的影响。

注:括号中标出t值及对应的显著性水平, 其中***, **, *分别表示1%, 5%, 10%的显著性水平

gdpit:表示i地区在t年的生产总值, 用各地区的生产总值衡量, 单位是万元, 预期该指标对工资有正向的影响。

本文选取了湖北省12个地级市从1999年到2008年的数据, 以上所有数据都来自于湖北省经济社会发展统计数据库和《中国城市统计年鉴》。

六、实证分析

(一) 描述性统计

表1列出的就是对本文回归中所使用的湖北省内十二个地级市 (武汉、十堰、黄冈、黄石、宜昌、襄樊、随州、咸宁、荆门、孝感、鄂州、荆州) 1999年至2008年的有关数据进行的描述性统计结果。

(二) 实证检验结果

表2给出了湖北省十二个地级市的FDI与工资变动之间的关系, 并且分别列出了OLS、固定效应和随机效应这三种模型的结果。三个模型中各个变量的回归系数符号基本都是相同, 只有在对gdp系数的估计中, 固定效应的符号与其他两个模型的相反。且在 (1) 、 (3) 两个模型中, 基本上所有的结果 (除gdp外) 都是显著地, 所以可以看出整个的数据回归结果还是相当稳健的。本文主要选择OLS模型的结果对回归做一个分析。

首先, 主要的研究变量FDI项的系数是正的, 且在1%的显著性水平上显著的, 这与我们之前的预期也是相符的。可见, FDI的流入对地区的平均工资是有正向的影响的。具体来看, FDI流入量每增加一个百分点, 下一年的在岗职工平均工资将会上升0.0902个百分点, 这也就意味着FDI的流入越多, 越可以提高在岗职工的工资水平。但是, 该系数显示, FDI对于湖北省这十二个地级市的职工平均工资的拉动能力还是比较弱的, 至于具体的原因, 可能有以下两点:一是由本文第三部分的分析可知, 湖北省所吸收的FDI占全国吸收的总FDI份额是相当少的, 是一个FDI流入的小省, 而如果用人口来衡量的话, 湖北省又是一个特大省份, 人口数量排全国前十, 显然微薄的FDI没有足够的力量大幅度拉动这样一个庞大劳动力全体的工资水平。二是因为本文的分析并没有涉及到行业的层面, 没有将FDI对各个行业的工资影响情况做一个分析, 所以测算出来的工资效应也有一定出入。

其次, 教育、排除FDI的全社会固定资产投入这两个变量也对职工的平均工资有正向的影响, 具体说来, 普通高等学校数量每增加一个百分点, 职工平均工资将增加0.132个百分点;排除FDI的全社会固定资产投入量每增加一个百分点, 职工平均工资将增加0.399个百分点。可见, 教育和固定资产的投资对于提高职工工资水平具有很重要的意义。

七、政策建议

笔者利用湖北省及其十二个地级市的FDI及工资等数据, 对湖北省FDI的工资效应进行了回归分析, 实证的结果与本文之前的分析基本一致, 基于以上的实证结果, 本文给出以下的政策建议:

(一) 适度引入FDI

虽然本文的研究结果显示FDI对于湖北省劳动力价格的拉动力不够强劲, 但是其对与工资的正向影响是肯定的, 所以积极引进外商的投资是应该的, 但是不能一味强调FDI数额的多, 应该看中的是FDI质量的“优”。因为首先, 湖北省本身的经济发展情况在中国并不属于前列, 在生产、技术、管理等各方面的能力上都不具有很强的竞争力, 太多的FDI涌入必定会对本土的企业造成巨大的威胁, 从而对内部经济造成冲击;其次, 湖北省内的监督、管理体系尚不成熟, 引入过多的FDI而没有足够的能力对其进行管理, 那么无疑就是引狼入室, 不仅会使本土资源受到掠夺还会破坏本来的市场秩序;此外, 据本文的研究, FDI对与湖北省劳动力价格的影响较小, 笔者将原因归结为FDI的量较小, 但大量引入FDI后, 其影响会怎么变动还是未知的, 且从全国的角度进行考虑, 将FDI从东部沿海地区的转移到中部省份是否能提升的整体福利还是一个疑问, 所以湖北省对于FDI的引进应该一步一步进行, 不可一蹴而就。

(二) 提高教育质量

FDI技术效应实证分析 篇6

当前我国受这次国际金融危机的影响,FDI流入放缓,很多地方政府均很着急,在想方设法要引资。值得关注的是,在这轮招商引资大战中,各地招商引资政策大同小异,产业同构导致的同质竞争现象再次出现。比如同在长三角地区的城市之间温州市与宁波、舟山、台州等沿海地区在港口物流、船舶制造及炼油等项目上展开激烈竞争——这其实不符合浙江省当时制订的产业带规划:环杭州湾产业以高新技术产业、临港重化工业为主,而温州市所在区域以先进制造产业带为主。也就是说,各地为了完成招商指标,过度给予外商在土地、税收等方面的优惠政策,造成了恶性竞争的局面,有的地方甚至引进了高资源消耗、高污染的产业[1]。

FDI对我国国民经济的影响究竟如何?由于FDI对东道国经济形成的效应可分为直接效应和间接效应两个方面。本文将通过实证分析来搞清:是否是只要有外资流入经济就一定能增长?本论文的目的是探寻FDI与我国经济增长之间联系的规律性东西,以提出有效的政策建议,为我国的引资实践提供指南和参考。

1 FDI与我国GDP增长关系的直接效应分析

直接效应是指FDI的流入有利于弥补东道国现实存在的储蓄缺口,流入资本直接形成了生产能力,对GDP增长有直接贡献[2]。下面实证分析FDI与我国GDP增长的关系。

1.1 模型的建立

这里通过建立经济增长模型,实证说明外商直接投资对经济增长的作用不容忽视,而且在我国不同的省市有着不同的影响。

实证分析的方法主要基于索洛(Solow)于1956年提出的经济增长模型。在该模型中,索洛假定了一个两要素生产函数[3]:

式(1)中,K为资本,L为劳动力,y表示产出,α、β分别是资本和劳动力的产出弹性。从(1)式可以看出,在索洛模型中,FDI与国内资本被看做是同质的要素纳入资本变量K中。为了解释持续的经济增长,需要考虑使要素生产率增加的时间因素。因此(1)式纳入时间因素后,则:

式(2)中,e为自然对数的底数、t表示时间。其他与(1)式定义相同。引入时间因素后ert称为全要素生产率,r为全要素生产率的增长率。对(2)式取对数并添加随机变量,可得:

模型(3)假定国内资本与FDI为同质资本,这与中国的现实经济状况不符合。因为自改革开放以来,中国用于投资的总资本不仅仅来源于国内,还有相当一部分来源于FDI。因此,这里把FDI作为一个单独影响中国经济增长的变量。

为简化分析起见,假定国内资本只能以资本形态在国内范围流动配置,FDI以资本形态和技术形态在国际范围流动配置,它们是不同质的资本。所以,把FDI作为生产函数的投入变量纳入到柯布-道格拉斯生产函数后,模型如下:

(4)式中,KD表示国内资本,F表示FDI,γ表示FDI的产出弹性系数,其他变量规定如上。对(4)式取自然对数并添加随机变量后得到:

由于本文主要研究FDI与经济增长的关系,所以(5)式中的其他变量看作其他相关因素变量,不在本文中进行研究。

1.2 FDI与我国GDP增长关系的实证分析

1.2.1 数据与样本选取

本章采用(1995～2007)年的时序数据,对我国各大省市经济的增长用总产出表示,单位为亿元。本文采用1978年的历史不变价这种计算方法。劳动投入量以各年就职人数作为数量指标,单位是万人。资本投入分为两部分,FDI和国内资本。FDI的数据以实际的FDI数值计算,单位为亿元(原本是万美元,根据各年人民币兑美元的汇率换算,汇率数据来源于中国人民银行官方网站)。国内资本则通过全社会固定总投资减去外国资本获得,虽与实际有出入,但差距并不是很大,单位也为亿元。

由于西藏、青海的数据欠缺,本节选取的样本是全国(总数)以及除了西藏、青海之外的所有省市的数据进行对模型(5)的回归。

1.2.2 实证结果

运用上述相关统计数据对模型(5)进行回归,使用Eviews软件,得到如下的模型结果。

1.2.3 实证分析

表1中可以看到,在5%的显著性水平下,劳动投入、国内资本和FDI对GDP的影响都很显著。模型的拟合度很好,调整的判定系数都大于0.85,说明以上各省市的经济增长超过85%可以通过此模型来解释。上面的结果中还可以看出,γ都是正的,α、β的值有正有负,这表明,FDI对于我国各省市的经济增长的影响是因地而异的:FDI与经济增长是呈正向关系,说明这个地区在统计时间段内随着FDI的增加,其经济有所增长;反之,如果FDI与经济增长呈现反向关系,那么说明该地区在统计时间段范围内随着FDI的增加,经济有所减退。从上表中还可以看到,全国FDI对于全国经济增长是呈现正向关系,也就是说,随着全国总的FDI流入增加,对我国总体的经济增长是有促进作用的,这一实际期刊符合经济理论。但是,省、市的情况并不是完全如此。

根据上面β回归出的系数进行排序后发现,引资对经济增长影响的效果排在前5位的是上海、江苏、浙江、山东以及广东,排名未分先后。引资对经济增长影响的效果排在后5位的是海南、贵州、甘肃、宁夏以及新疆,排名未分先后。

2 FDI对我国典型省市工业溢出间接效应的实证分析

工业溢出效应是FDI的间接效应。我国作为发展中国家,不仅应关注FDI对经济增长的直接效应或直接作用,还应重视FDI对经济增长的间接作用或溢出效应。

数据来源:1995至2007年的中国统计年鉴以及各大省市统计年鉴

根据Mnus Blomstrom和Ari kokko (1996)的论述,FDI的溢出效应主要指跨国企业对东道国本土企业的行业内或行业间的生产率溢出效应,当外资企业需要在中国当地采购时,通过购买当地生产者的商品和劳务,与上游企业建立起前向的产业连锁关系,外资企业对当地产品和服务的需求会在一定程度上推动中国相关产业的繁荣,并带动相关产业进行相应的辅助性投资;当外资企业为了拓展市场渠道而选择当地企业做分包商,或其产品作为中间产品被当地企业所购买时,又与下游企业建立起了后向的产业连锁关系。下面采用扩展模型对FDI在我国典型省市的溢出效应作分析。

2.1 数据选用及说明

在前面部分,已经得到了除西藏以及青海外我国全部省市FDI与地方经济增长关系的回归数据的结果,它表明,FDI以及劳动力对于我国经济增长的影响是因地而异的。这里,将从前面回归分析中挑选出一些具有代表性的样本进行溢出效应的分析。具体分为两类:第一类是引资效果比较好的省市,共有5个样本省市:上海、江苏、浙江、山东以及广东;第二类是引资效果比较差的省市:引资效果较差的5个样本省市为:海南、贵州、甘肃、宁夏以及新疆。由于可得数据的限制,本文研究的是10个省市工业的整体指标,因此考量的是FDI对内资企业和外资企业的联合溢出效应。

2.2 典型省市工业溢出效应的实证分析

2.2.1 对数线性模型及假设

研究FDI对东道国的行业内(生产率)溢出效应时,行业的资本密集度、外商投资的资产份额等被认为是影响FDI生产率溢出效应的最重要因素,常用的理论模型是哈佛大学Caves(1974)和瑞典斯德哥尔摩大学Blonstrom(1983)创立和发展的,这一模型以“劳动生产率”作为被解释变量:

式(6)中,LP指东道国国内企业的劳动生产率,FDI指行业内FDI的投入(比重),K/L指内资企业的资本密集度。

Wei和Liu (2001)在借鉴Caves和Blonstrom的模型的基础上,进一步引入内资企业规模(FS)和内资企业劳动者素质(LQ)等指标,将模型扩展如下:

式(7)中各变量的具体经济含义如下:

LP指劳动生产率,即省市的工业增加值和年均从业人数的比率;CI指资本密集度,即省市的固定资产存量净值与年均从业人数的比率。表明每个劳动者平均配备的资本数量;LQ指劳动者素质;FS指工厂规模,即以省市的产品销售收入除以企业单位个数,这一指标表明行业中企业的经济规模状况;FP指外资参与率,采用外资企业资产与省市总资产的比值;OV指其他可能影响企业生产率的向量。

由于数据制约,模型中没有用指标来表明省市工业领域各具体行业中劳动者的素质。对于(7)式两边取对数,可以有对数模型:

一般来说,资本密集度(CI)、工厂规模(FS)与企业劳动生产率(LP)是正相关的。尽管对于发展中国家来说,FDI存在提高专业劳动力人才培训、促成内资企业加快革新等积极的外部作用,而且不少实证分析也表明了这一点,但以往的一些实证研究也同时表明,FDI对发展中国家内资企业的生产率溢出效果不总是明显存在的,有时甚至有溢出效应是负面的情况发生。

本研究的观点是,FDI与内资企业在接触与竞争中,对内资企业的生产率是否存在溢出效应,是积极的还是消极的、显著与否,要取决与东道国引进FDI的省市工业结构及内资企业的企业特点等。因此本节的先验假设是:FDI的参与程度对省市工业企业的生产率溢出效应是不确定的,对参数β3的显著性检验要采用双边检验。故假设如式(9)。

2.2.3 引资效果较好省市的溢出效应实证结果

运用White异方差检验校正后的t统计量进行参数的最小二乘(LS)估计,以减轻截面数据的异方差问题,以EViews软件实现,结果表2所示。可以看出,5个样本的D-W检验值表明,方程不存在一阶序列自相关问题,F统计量也都非常显著,方程总体有效;调整后的判定系数Adjusted R-squared在0.97至0.99间,这在对数线型模型里的拟合效果是不错的。正如期待,资本密集度CI和工厂规模FS与劳动生产率LP都呈现出了正相关的关系。

数据来源:表2中五省市各自的省市统计年鉴,1995至2007年

2.2.4 引资效果较差省市的溢出效应实证结果

引资效果较差的5个样本省市为:海南、贵州、甘肃、宁夏以及新疆。运用White异方差检验校正后的t统计量进行参数的最小二乘(LS)估计,以减轻截面数据的异方差问题,以EViews软件实现,结果如表3所示。可以看出,这5个样本的D-W检验值表明,方程不存在一阶序列自相关问题,F统计量也都非常显著,方程总体有效;调整后的判定系数Adjusted R-squared在0.95至0.99间,这在对数线型模型里的拟合效果是理想的。它们的资本密集度CI和工厂规模FS与劳动生产率LP也呈现出了正相关的关系。

2.3 实证结果分析

对比上面两个表中有着较好引资效果的5个样本省市与有着较差引资效果的5个省市的β1、β2数据,得出表4。

数据来源:表3中五省市各自的省市统计年鉴

本研究主要关注FDI对10大典型省市内资企业劳动生产率的溢出效应状况。由表4中可以直观第看出,引资效果较好的省市外资参与率都是正的,在0.6-1.6之间。也就是说,只要这5个省市的外资参与率分别每提高1个百分点,将分别带动这5个省市的生产率提高0.6-1.6个百分点。其中浙江外资参与率所取得的效果最为显著。在这引资效果较好5个省市中,江苏、浙江以及广东的外资参与率比资本密集度、工厂规模对生产率的影响更加显著,分别为每提高1个百分点的外资参与率带动生产率提高1.13、1.57以及0.83个百分点。

引资效果较差的省市外资参与率都是负的,在-0.02到-0.6之间。也就是说,这5个省市的外资参与率分别每提高1个百分点,将分别使这五个省市的生产率下降-0.02到-0.6个百分点。也就是说这5个省市的外资对生产率的溢出效应为负。其中海南的外资参与率所取得的效果最不理想。在这5个省市中,其资本密集度和工厂规模都是正的,也就是说这5个样本的劳动生产率是靠资本密集度和工厂规模拉动的,甘肃的资本密集度对生产率的影响最为显著,海南的工厂规模对生产率的影响最为显著。

上述的比较表明,较好省市的外资参与率对生产率的溢出效应为正,起到了引进FDI的积极作用,即参数β3为正数。但是,较差省市的外资对它们当地生产率的溢出效应为负,FDI起到对当地经济的拉动没有起到溢出效应即β3为负数。由于(9)的假设对FDI对内资企业生产率的影响方向预期是不确定的,因此要对参数β3进行双边t值的显著性检验。10大省市中,上海、江苏、浙江、广东、海南、贵州以及新疆FDI对内资企业的劳动生产率LP的溢出效应都达到了5%以上的显著性水平,因此拒绝零假设,接受被则假设,即上海、江苏、浙江、广东、海南、贵州以及新疆FDI对其内资工业企业的生产率存在溢出效应,并且根据参数系数,FDI对上海、江苏、浙江和广东工业企业的生产率存在正向积极的溢出效应;对海南、贵州以及新疆工业企业的生产率存在反向消极的溢出效应。而山东、甘肃和宁夏的显著性水平虽没达到5%以上,但也在10%以上,所以在一定程度上根据参数系数说明了FDI对其工业企业生产率的影响。这10大省市FDI溢出效应的差别从宏观经济环境看,与十省不同的发展模式和对FDI的政策导向有关系,从微观层面上看,与十省工业领域FDI的行业结构及利用FDI的规模也不无关系。

3 FDI的效应实现与省市经济状况关系的分析——以典型省市的数据为例

FDI的效应专门是指东道国从FDI中享受到的好处。FDI溢出效应是否实现,还取决于流入地自身的经济状况。这里试图利用下面一些统计量来对我国典型省市本身区位状况作比较分析,以对FDI在我国不同地区有不同的效应的原因做出解释。这里将能够全面反映典型省市本身经济状况的指标:收入水平指标、投资水平指标、产业间的不平等系数、劳动生产率指标和地区工业化水平指标列入投资的经济环境因素。

“收入水平指标”通过人均GDP差异来看出地区经济发展的差异(这是引进外资的主要环境条件)。“收入水平指标”的公式为:收入水平指标=(地区国民收入/地区人口)/(全国国民收入/全国人口)。当一个地区的收入水平指标大于1时,那个地区的人均收入水平就大于全国的人均收入水平。其数值越高,收入水平就越高,反之则反之。

“投资水平指标”通过各地区人均投资额的差距来看出地区经济发展差异的原因。“投资水平指标”的公式为:投资水平指标=(地区投资水平/地区人口)/(全国投资水平/全国人口)。一个地区的投资水平指标大于1时,那个地区的人均投资水平就大于全国的人均投资水平。

为分析产业结构差距对人均收入带来的影响分析产业间的不平等系数。“产业的不平等系数”是指产值构成比与劳动力构成比之差。一个地区的产业的不平等系数越低,产业结构就越合理。

劳动生产率指标是各地区就业人员的人均产值比较。劳动生产率指标的公式为:劳动生产率指标=(地区各产业总和的人均产出/全国人均产出)。当一个地区的人均产值指标大于1时,那个地区的人均产值水平就大于全国的水平。其数值越高,人均产值就越高,反之则反之。

考虑到我国城市与农村消费差距,将地区工业化水平指标也列入。工业化水平=(地区工业人口/地区人口)/(全国工业人口/全国人口)。工业化水平指标大于1时,该地区的工业化水平指标高于全国平均工业化水平指标,小于1时,该地区的工业化水平指标低于全国平均工业化水平指标。

数据来源:1995至2007年中国统计年鉴以及10大省市的省市年鉴

由上表可以得到结论,引用外资效果较好的省市,其收入水平指标、投资水平指标,劳动生产率指标和工业化水平指标都达到了1以上,有的更是达到了2,不平等系数也远小于全国水平,由此可见,经济环境好的地方对引用外资效果有一定的积极作用。相反,较差的那些城市,其收入水平指标、投资水平指标,劳动生产率指标和工业化水平指标都未达到1,不平等系数在全国水平左右徘徊,这对引用外资效果有着一定的消极作用。

摘要：FDI对东道国经济的直接效应,是指FDI的流入直接形成了生产能力,对GDP增长有直接贡献;FDI间接效应体现为伴随着FDI的流入,技术或生产率的非自愿扩散来促进东道国的技术水平和生产率的提高。由于FDI的效应,在不同的国家和地区有着较大的不同效果。想通过实证分析来搞清FDI的流入与我国经济增长之间以及与经济环境之间的联系,来为我国的引资政策提出建议。

关键词：外商直接投资(FDI),经济增长,外商直接投资溢出效应

参考文献

[1]甘宏业.关于引进外资质量的评价.中国流通经济,1996;(6):36-38

[2]张培刚.发展经济学教程.北京:经济科学出版社,2001

FDI技术效应实证分析 篇7

外国直接投资 (FDI) 指居民 (含自然人和法人) 以一定生产要素投入到另一国并相应获取管理权的一种跨国投资活动。其核心内容包括生产要素的跨国流动和投资方拥有足够的经营管理权两方。在过去的二十年里, 外国直接投资不仅为发展中国家提供了资本来源, 增加了资本存量, 缓解了经济发展过程中的资本短缺, 而且还提供了先进的技术、组织与管理技能以及其他无形资产, 产生了一种溢出效应 (spillover) 。加速了先进技术、知识和人力资本在世界范围内的传递, 从而使发展中国家可以学习和吸收发达国家的先进技术, 形成“赶超效应”, 有力地促进了东道国的对外贸易、资本形成、就业和经济增长。[1]

房地产业作为国民经济发展的支柱产业, 对我国经济的发展起着至关重要的作用。特别是最近几年, 我国政府实行了一系列新的经济政策, 其中房地产业作为重点之一, 担负着八分之一的增长份额。在辽宁省的房地产业也吸引了大量的外国直接投资。从数据上看, 截止到2006年, 辽宁省房地产业的外商直接投资已占全省外商直接总投资的65.35%。因此研究FDI对辽宁省房地产业的溢出效应, 分析FDI是否拉动了辽宁省房地产行业的增长, 并从分析中总结出其优势和缺点, 对今后辽宁省房地产业的发展具有重大的现实意义和指导意义。

二、辽宁省房地产业FDI技术溢出效应测度

(一) 模型及数据来源。

根据Feder (1982) 的研究思路, 并把选取的部分指标予以修正及补充, 把辽宁省房地产行业分为房地产业外资部门 (F) 和房地产业内资部门 (D) 两部分, 外资部门对内资部门有技术溢出作用。如果外资部门的资本存量增加导致内资部门总产出的增加, 那么外商直接投资的技术溢出效应就为正;如果外资部门的资本存量增加导致内资部门总产出的下降, 那么外商直接投资的技术溢出效应就为负。[3]

内资部门的总产出可用如下生产函数表示:

Yd=F (Ld, Kd, Kf)

其中, Yd表示房地产业内资部门总产出, Ld、Kd分别表示房地产业内资部门的劳动力数量和资本存量, Kf表示房地产业外资部门的资本存量。

对上式进行微分并变形得到:

undefined

其中, Dl、Dk分别表示房地产业内资部门的劳动力和资本的边际产量;Fk表示房地产业外资部门的资本边际产量。Fk×dKf表示房地产业外资企业资本存量变化引起房地产业内资企业总产出的变化。

(1) 式变形为:

undefined

其中, α、β分别表示房地产业内资工业企业劳动和资本的边际产出弹性, γ表示房地产业外资工业企业资本积累对房地产业内资工业企业的边际产出弹性, 反映了FDI外溢效应的大小。

依据 (2) 式, 建立如下的计量模型:

LnYd=c+αLnLd+βLnKd+γLnKf+μ (3)

其中, μ是残差项。如果γ>0, 而且在统计意义上显著, 说明FDI对辽宁省经济增长有明显的技术外溢作用;如果γ<0, 则说明FDI没有产生所预期的外溢效应, 甚至有可能造成外商投资企业排挤内资企业, 降低内资企业的市场份额、挖走内资企业的优秀人才、占用国内稀缺资源, 内资部门的产出减少的局面。

(二) 各指标解释。

Yd:辽宁省房地产业企业的总产出。采用“房地产开放企业资金来源”中的国内贷款代表房地产业房地产企业的总产出。单位:万元。

Ld:辽宁省房地产业内资企业的劳动力投入。采用“房地产开放企业从业人数”中的内资企业中的从业人数来代表。单位:人。

Kd:辽宁省房地产业内资企业的资本投入。采用“房地产开放企业资金来源”中的国内贷款减去外商直接投资来表示。单位:万元。

Kf:辽宁省房地产业外资企业的资本投入。采用“房地产开放企业资金来源”中的外商直接投资来代表。单位:万元。

(三) 回归结果分析。

分析使用1999年到2006年辽宁省房地产行业的面板数据, 运用Spss进行回归分析。数据来源于各年的《辽宁省统计年鉴》见表1。

回归结果如下:

LnYd=-7.337+3.175LnLd+1.000LnKd+0.2031LnKf (4)

(2.584) ** (0.33) ** (3.79) **

(四) FDI技术溢出效应的测度及影响因素分析。

上式中, 括号内的数字表示系数的t统计值, **表示在5%的水平上显著。

上述结果表明, 1997～2006年这十年, 外商直接投资对辽宁省房地产业的内资企业产生了正的溢出效应, 外商直接投资每增加1个百分点, 就带动内资企业总产出增加0.2031个百分点。引进外商直接投资的举措确实促进了辽宁省房地产业内资企业的发展, 从回归结果还可以看出, FDI的溢出效应 (0.2031) 相对较小, 也就是说FDI对内资企业正向的影响不大, 其检验结果不是十分令人满意。

三、研究结论及政策建议

利用1999年～2006年辽宁省房地产行业的数据分析了房地产行业外商直接投资对辽宁省房地产行业的外溢效应。研究结论是:外商直接投资对辽宁省房地产业的内资企业产生了正的溢出效应, 对辽宁省房地产行业的经济发展起到了促进作用, 但效果并不十分显著。据此, 本文提出以下几点政策建议:

(一) 提高房地产行业的专业技术水平。随着外商直接投资进入房地产行业, 一方面外商投资企业通过示范效应加速省内房地产企业采用新技术的速度, 并提供技术和生产方面的培训, 有助于本省房地产企业效率的提高;另一方面, 由于本省房地产企业的自身技术水平不高, 导致被外商投资的房地产企业抢占了技术和市场, 从而使本省的房地产企业生产萎缩。因此, 本省必须加大对专业技术水平的学习和引进, 并建设自己的房地产品牌。

(二) 加强本省房地产行业的技术人员和管理人员的素质。外商投资企业不仅能够给本省的房地产行业的企业带来先进的技术, 同时也给本省房地产行业的企业带来优质的人员教育和培训制度。但由于外商直接投资企业实行高工资制度, 造成本省房地产企业的优秀人才资本被吸引过去, 造成本国企业人力资本的减少和积累速度的减慢。因此, 应加强本省房地产企业人才的待遇, 给技术和管理人员创造更优越的工作环境, 让他们安心的为本国的房地产事业做出贡献, 逐步形成一支高效率的职业队伍。

(三) 提高政府的管理协调能力。外商直接投资企业的进入, 会加速房地产行业内的竞争。外商直接投资企业利用雄厚的资本和广泛的信息来源, 抢占了原本由内资房地产业利用的稀缺资源, 从而带来内资企业生产能力的下降。但同时也会激励内资房地产企业的提高。因此政府应发挥宏观调控作用, 既要使外资企业的加入促进内资企业的发展, 又要防止其对本省房地产企业的冲击。[2]

从总体上看, 应继续实行鼓励外资的引进, 并做好外资与内资企业直接的协调关系, 使外商直接投资对辽宁省房地产企业产生更大的正外溢效应。在短期内, 可以拉动需求, 是恢复景气的有效手段;从长期看, 又是提升产业结构, 促进技术进步, 保持房地产行业持续、稳定和快速增长的有效手段。

摘要：近年来, 外商直接投资 (FD I) 对东道国的技术溢出效应受到国内外学者越来越多的关注。辽宁省房地产业作为全省吸引外商直接投资最多的行业之一, 其利用外商直接投资的意义不仅在于为房地产产业经济发展提供充足的资金, 更重要的是通过FD I的技术溢出效应, 促进内资房地产企业的技术水平和组织效率的提高。在Feder (1982) 提出的外溢效应研究的基础上, 依据近年来辽宁省房地产行业的数据, 运用计量经济方法进行实证分析, 并就实证结论提出了政策建议。

关键词：外商直接投资 (FDI) ,技术溢出效应,房地产行业

参考文献

[1].范爱军, 庞博.FDI技术溢出效应的测度及影响因素分析[J].东岳论丛, 2008, 11:51~55

[2].张颖.我国房地产行业中存在的若干问题与解决思路[J].有色矿冶, 2001, 4:61~63

[3].陈诗阳.FDI对我国经济增长的溢出效应的实证分析[J].南京航空航天大学学报 (科学社会版) , 2003, 9:41~43