一、引言
科學(xué)技術(shù)是第一生產(chǎn)力,已經(jīng)成為衡量一個國家綜合國力的重要因素?？茖W(xué)技術(shù)的充分應(yīng)用能夠極大地推動一個國家的生產(chǎn)和就業(yè),有效地促進(jìn)國家和地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展,改善和提高人民的生活水平以及質(zhì)量。然而,發(fā)展中國家用于高科技科研開發(fā)的支出與發(fā)達(dá)國家相比,具有很大的差距,由此阻礙了發(fā)展中國家的技術(shù)進(jìn)步,乃至經(jīng)濟(jì)發(fā)展。發(fā)展中國家使企業(yè)整體的技術(shù)進(jìn)步的途徑之一是充分和有效利用跨國公司的FDI。發(fā)展中國家可以通過加大吸收外商直接投資的力度,將國外的先進(jìn)技術(shù)和管理水平通過技術(shù)溢出效應(yīng),推動經(jīng)濟(jì)的增長,提高經(jīng)濟(jì)的效益和質(zhì)量。
四川省由于受地理位置和我國對外開放政策的影響,在吸收外商直接投資方面,與東部沿海地區(qū)相比,引進(jìn)外商直接投資的起步較晚。四川省最早開始吸收外國直接投資是在1985年,此后無論在引進(jìn)規(guī)模,還是在合作領(lǐng)域、方式和內(nèi)容上都有很大的發(fā)展(魯玥、周慧英,2007)。根據(jù)“四川工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展60年輝煌成就”新聞發(fā)布會所發(fā)布的信息,外資企業(yè)總產(chǎn)值在1998年為112.81億元,占全省工業(yè)總產(chǎn)值的2.95%。而到2008年,全省累計批準(zhǔn)外商投資企業(yè)8 628戶,世界500強企業(yè)已在川落戶142家,外資企業(yè)產(chǎn)值增加到942.84億元,是十年前近9倍,占全省工業(yè)總產(chǎn)值的8.53%,提高了近6個百分點(http://www.sc.gov.cn)。2008年,四川省實際利用外商直接投資金額為30.8842億美元,比2007年提高了207%①。
雖然四川省外商直接投資逐年增大,經(jīng)濟(jì)也在不斷增長。但針對外商直接投資對四川省的技術(shù)溢出效應(yīng)問題,客觀的、實證的研究還不多。本文將采用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型實證研究外商直接投資對四川省的產(chǎn)出的影響,力求對外商直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng)問題給出一個客觀的評價。
二、文獻(xiàn)綜述
FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)是存在的,但這種溢出不是FDI本身帶來的,而是FDI造成的競爭加劇迫使東道國企業(yè)提高了效率(劉志銘、申建博,2006)。隨著我國引入FDI的規(guī)模逐漸增加,引進(jìn)外商直接投資已成為促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長的重要手段。于是,我國學(xué)者在國外關(guān)于FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的理論與實證研究的基礎(chǔ)上,逐漸把研究重點集中于FDI對我國技術(shù)溢出效應(yīng)的實證研究。沈坤榮、耿強(2001),王海云、史本山(2007),何潔(2000),湯勇(2005)等學(xué)者經(jīng)過研究認(rèn)為,FDI對我國企業(yè)具有較為明顯的正技術(shù)溢出效應(yīng),而包群、賴明勇(2002)認(rèn)為,FDI雖然促進(jìn)了我國的技術(shù)進(jìn)步,但外資企業(yè)對國內(nèi)企業(yè)的技術(shù)溢出效果并不明顯。祖強、梁俊偉(2005)對FDI在各個行業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)進(jìn)行了量化分析,發(fā)現(xiàn)制造業(yè)、建筑業(yè)接受FDI的技術(shù)輻射效應(yīng)比其他各個行業(yè)都要顯著;采掘業(yè)、交通運輸、教育、文化等行業(yè)的技術(shù)溢出指數(shù)呈中性;農(nóng)、林、牧、漁業(yè)、社會服務(wù)等八個行業(yè)的技術(shù)溢出指數(shù)為負(fù)值。
三、模型設(shè)定和數(shù)據(jù)來源
國內(nèi)學(xué)者關(guān)于FDI對我國企業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)的研究結(jié)果不盡相同,本文試圖以四川省工業(yè)部門為例,實證研究FDI對四川省工業(yè)部門的技術(shù)溢出效應(yīng)。
(一)建立模型
由于數(shù)據(jù)的限制,本文將整個工業(yè)部門作為研究對象,借鑒許多學(xué)者的研究思路(賴明勇、包群,2003;張薇、于麗先,2009),利用傳統(tǒng)的Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù),將影響FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的要素內(nèi)生到生產(chǎn)函數(shù)中。假設(shè)產(chǎn)出受到資本和勞動力的影響,而資本可以分解為自身所擁有的資本和外來資本,于是,用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù),把生產(chǎn)函數(shù)可以寫為
Y=f(K,L,Kf)=AKαLβKfγ(1)
其中:Y表示產(chǎn)出,用工業(yè)增加值表示;A代表技術(shù)水平,短期內(nèi)不會發(fā)生變化;K表示資本投入,為直接和間接構(gòu)成生產(chǎn)能力的資本存量,用工業(yè)總資產(chǎn)估算;L表示勞動投入,用工業(yè)從業(yè)人數(shù)估算;Kf表示外商資本投入,用外商直接投資的實際利用額估算。需要說明的是,本文所指外商直接投資,包括外國企業(yè)的投資和來自港、澳、臺企業(yè)的投資;α、β分別表示自有資本與勞動的邊際生產(chǎn)彈性,γ表示FDI的邊際生產(chǎn)彈性。
本文假設(shè)FDI對于四川省的技術(shù)溢出效應(yīng)主要來自于外資企業(yè)對資本的運用后是否對工業(yè)部門產(chǎn)值的增長起到了影響。如果FDI對工業(yè)部門產(chǎn)值的增加的資本運作促進(jìn)了,那么,外商直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng)為正;如果FDI的資本運作抑制了工業(yè)部門產(chǎn)值的增加,則外商直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng)表現(xiàn)為負(fù)。
為了反映外商直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng),對公式(1)進(jìn)行全微分,并進(jìn)行變換,得到公式
可見,產(chǎn)出的增長率除了受自身擁有的資本和勞動力的影響外,也取決于外商直接投資的產(chǎn)出彈性和外商直接投資的增長率。顯然外商直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng)就體現(xiàn)在γ上,γ的正負(fù)反映了FDI技術(shù)溢出效應(yīng)方向,如果大于零,表明外商直接投資對經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有積極的推動作用,否則,將對促進(jìn)發(fā)展產(chǎn)生消極的作用, γ的數(shù)值大小反映了FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的程度。
根據(jù)模型(1)和(2)的理論,本文將計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型設(shè)定為
lnY=c αlnK βlnL γlnKf μ(3)
其中,c為常數(shù)項,μ為殘差。
由于資本存量和外商直接投資對經(jīng)濟(jì)發(fā)展所產(chǎn)生的效果都有一定的時滯,本文假定滯后期為1期。因此,模型(3)改寫為
lnYt=c αlnKt-1 βlnLt γlnKf(t-1) μ(4)
本文關(guān)注的重點是外商直接投資系數(shù) 的正負(fù)和絕對值大小。如果γ>0,而且在統(tǒng)計意義上是顯著的,則說明FDI對四川省工業(yè)部門的經(jīng)濟(jì)增長有著積極的促進(jìn)作用,能推動四川省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展,具有技術(shù)溢出效應(yīng)。如果γ<0,而且在統(tǒng)計意義上看是顯著的,說明FDI對四川省工業(yè)部門的經(jīng)濟(jì)增長并沒有起到積極的技術(shù)溢出效應(yīng),或者對當(dāng)?shù)毓I(yè)部門的經(jīng)濟(jì)發(fā)展卻起到了抑制作用。
(二)研究對象與數(shù)據(jù)選取
本文選用四川省全省的工業(yè)部門作為研究對象,以工業(yè)部門的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平代表四川的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。選取的樣本區(qū)間是1999-2008年,全部數(shù)據(jù)來源于《四川省統(tǒng)計年鑒》各年版中的“各地區(qū)全部國有及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)工業(yè)增加值”、“全部國有及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)主要指標(biāo)”、“實際利用外商直接投資額”。
在數(shù)據(jù)選取中,產(chǎn)出Y用工業(yè)增加值測算。因為工業(yè)總產(chǎn)值中,各企業(yè)之間存在產(chǎn)值重復(fù)計算的問題,而工業(yè)增加值所反映的是工業(yè)部門生產(chǎn)的最終成果,所以,采用工業(yè)增加值代表產(chǎn)出。同時,工業(yè)增加值也可以作為技術(shù)進(jìn)步的指標(biāo),工業(yè)增加值不僅能體現(xiàn)企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步率,而且還包含了企業(yè)在經(jīng)營管理上的改進(jìn)所帶來的效率的提高,這種效率的提高與外商直接投資所帶來的擴(kuò)散溢出效應(yīng)密不可分。因此,為了與本文考察的FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的研究目的相一致,采用了工業(yè)增加值作為產(chǎn)出的觀測值。
對于資本存量K,本文采用全部國有及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)(當(dāng)年價)進(jìn)行測算。由于資本存量對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用具有一定的滯后效應(yīng),因此,把資本存量的觀測值滯后一期。勞動投入L采用全部國有及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)全部從業(yè)人員年平均人數(shù)測算。Kf 用實際利用外商直接投資額測算,為統(tǒng)一貨幣單位,采用人民幣匯率年平均價把美元轉(zhuǎn)換成人民幣,考慮到直接投資對經(jīng)濟(jì)發(fā)展也具有一定的滯后效果,因此,對Kf 也取滯后一期的數(shù)據(jù)。這些數(shù)據(jù)由表1所示。
四、FDI對四川省技術(shù)溢出效應(yīng)的實證研究
為了研究FDI在四川省的技術(shù)溢出效應(yīng),本文運用四川省工業(yè)部門1999-2008年的樣本觀測數(shù)據(jù),利用Eviews軟件,采用普通最小二乘法(OLS)對計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型(4)進(jìn)行了估計,得到的估計方程為
lnYt=-10.839 2.987lnKt-1-1.080lnLt-0.520lnKf(t-1)
(7.53)(-2.07) (-2.10)
(0.0003) (0.0826)(0.0805)
R2=0.9875 R2=0.9813 F=158.6063D.W.=1.9317
其中,第2行和第3行括號中的數(shù)值分別表示對應(yīng)參數(shù)估計量的t統(tǒng)計量和t檢驗的相伴概率。由回歸方程給出的估計結(jié)果可知,調(diào)整后R2=0.9875,接近于1,表明該模型的整體擬合度較好。統(tǒng)計量F=158.6063,F檢驗的相伴概率為0.000,說明該模型中的變量之間線性關(guān)系顯著,回歸方程總體效果顯著。從參數(shù)的顯著性檢驗來看,資本存量Kt-1 通過了顯著性檢驗,置信度達(dá)到了99.97%。勞動投入 置信度達(dá)到91.74%,實際利用外資額Kf(t-1) ,置信度為91.95%。對此,本文認(rèn)為回歸模型的置信度是相當(dāng)高的。
由于資本存量lnKt-1的系數(shù)為2.987,大于零,顯示在其它條件不變的情況下,來自四川自身的滯后1期資本每增加1%,會導(dǎo)致四川的產(chǎn)出提高2.982%,表明四川自身資本的產(chǎn)出彈性很高,四川省的資本存量依然是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個重要因素。
回歸方程中的勞動力lnLt的系數(shù)-1.08,為負(fù)值,這似乎與經(jīng)濟(jì)理論相違背,但本文認(rèn)為在所研究問題的期間內(nèi),由于四川省國有企業(yè)居多,盡管對這些企業(yè)進(jìn)行了改制,裁減了大量冗余人員,但企業(yè)的效益逐年上升,表現(xiàn)為勞動力數(shù)量與產(chǎn)出的產(chǎn)值呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。這一負(fù)的系數(shù)可以從另一個側(cè)面說明了國有企業(yè)改革中大量精簡員工的舉措對于提高勞動生產(chǎn)率,增加總產(chǎn)值是顯著有效的,國有企業(yè)的現(xiàn)代企業(yè)制度的建立應(yīng)當(dāng)繼續(xù)堅持下去。
外商直接投資lnKf(t-1) 的系數(shù)γ為-0.52,為負(fù)值,說明了外商直接投資沒有對四川省工業(yè)部門的產(chǎn)值的增加起到積極作用,反而對四川省工業(yè)部門的產(chǎn)值的增加起到了阻礙作用。四川省的外商直接投資每增加1個百分點,四川省工業(yè)增加值就減少0.52個百分點,說明在四川省的工業(yè)部門,外商直接投資沒有產(chǎn)生正的技術(shù)溢出效應(yīng),反而有負(fù)面效應(yīng)。
對于導(dǎo)致外商直接投資對四川省的技術(shù)溢出是負(fù)向的這種結(jié)果,本文認(rèn)為主要的原因是:①盡管對四川的外商直接投資在逐年增加,但規(guī)模和數(shù)量都比較小,根據(jù)中華人民共和國國家統(tǒng)計局(2009)中的數(shù)據(jù)計算得到,在2008年,實際外商直接投資在四川的投資額只占到全國的1.27%,顯示外商直接投資的“聚集效應(yīng)”不明顯,因此,可以認(rèn)為外商直接投資作為投資在推動四川經(jīng)濟(jì)發(fā)展中作用不太明顯;②四川處于西部地區(qū),經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平比較落后,技術(shù)基礎(chǔ)也比較差,使得技術(shù)吸收能力相對東部而言還有很大差距,影響了外商直接投資在四川省的技術(shù)溢出效應(yīng)的發(fā)揮,這也驗證了劉和東(2009)認(rèn)為的因技術(shù)吸收能力弱而影響技術(shù)溢出效應(yīng)發(fā)揮的結(jié)論;③政府沒有制定出很強的對技術(shù)溢出具有導(dǎo)向性的產(chǎn)業(yè)政策,加之四川省合資企業(yè)比較少,競爭不明顯,使得企業(yè)缺乏促成技術(shù)溢出的利益推動,沒有促成技術(shù)溢出和吸收技術(shù)的內(nèi)在動力。
盡管實證分析結(jié)果顯示外商直接投資對四川的經(jīng)濟(jì)發(fā)展沒有起到積極的推動作用,但并不是意味著四川省就不去下力氣積極地吸引外商直接投資,而是要積極地采取各種有效措施吸收外商直接投資,這是因為外商直接投資可以促進(jìn)本地企業(yè)的投資,擴(kuò)大消費,推動出口,進(jìn)而促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展(杜江,2002)。
五、結(jié)論
本文通過計量實證分析的研究結(jié)果認(rèn)為:四川省自身所擁有的資本對工業(yè)部門的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的促進(jìn)作用,而四川省的外商直接投資對四川省工業(yè)部門不存在正的技術(shù)溢出效應(yīng),其主要原因是四川省吸收的外商直接投資數(shù)量比較少。
因此,通過增加固定資產(chǎn)的投入來增加產(chǎn)出依然是促進(jìn)四川省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的有效途徑。但這也并不意味著四川省不應(yīng)該去積極的吸引外國外商直接投資,反而要學(xué)習(xí)東部在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的經(jīng)驗,加大吸引外商直接投資的力度和強度,形成“聚集效應(yīng)”,促進(jìn)四川省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。只有這樣,根據(jù)“市場規(guī)模假說”,外商直接投資就會主動的來四川投資,將國外的先進(jìn)技術(shù)和管理水平通過技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng),帶動本地企業(yè)主動進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新,提高技術(shù)吸收能力,并且使企業(yè)間形成競爭態(tài)勢,實現(xiàn)技術(shù)溢出對促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的積極效果,使經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效益和質(zhì)量變得更好。
