一、引言
科學技術是第一生產力,已經成為衡量一個國家綜合國力的重要因素。科學技術的充分應用能夠極大地推動一個國家的生產和就業,有效地促進國家和地區的經濟發展,改善和提高人民的生活水平以及質量。然而,發展中國家用于高科技科研開發的支出與發達國家相比,具有很大的差距,由此阻礙了發展中國家的技術進步,乃至經濟發展。發展中國家使企業整體的技術進步的途徑之一是充分和有效利用跨國公司的FDI。發展中國家可以通過加大吸收外商直接投資的力度,將國外的先進技術和管理水平通過技術溢出效應,推動經濟的增長,提高經濟的效益和質量。
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,與東部沿海地區相比,引進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,此后無論在引進規模,還是在合作領域、方式和內容上都有很大的發展(魯玥、周慧英,2007)。根據“四川工業經濟發展60年輝煌成就”新聞發布會所發布的信息,外資企業總產值在1998年為112.81億元,占全省工業總產值的2.95%。而到2008年,全省累計批準外商投資企業8 628戶,世界500強企業已在川落戶142家,外資企業產值增加到942.84億元,是十年前近9倍,占全省工業總產值的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,經濟也在不斷增長。但針對外商直接投資對四川省的技術溢出效應問題,客觀的、實證的研究還不多。本文將采用計量經濟學模型實證研究外商直接投資對四川省的產出的影響,力求對外商直接投資的技術溢出效應問題給出一個客觀的評價。
二、文獻綜述
FDI的技術溢出效應是存在的,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提高了效率(劉志銘、申建博,2006)。隨著我國引入FDI的規模逐漸增加,引進外商直接投資已成為促進我國經濟增長的重要手段。于是,我國學者在國外關于FDI技術溢出效應的理論與實證研究的基礎上,逐漸把研究重點集中于FDI對我國技術溢出效應的實證研究。沈坤榮、耿強(2001),王海云、史本山(2007),何潔(2000),湯勇(2005)等學者經過研究認為,FDI對我國企業具有較為明顯的正技術溢出效應,而包群、賴明勇(2002)認為,FDI雖然促進了我國的技術進步,但外資企業對國內企業的技術溢出效果并不明顯。祖強、梁俊偉(2005)對FDI在各個行業的技術溢出效應進行了量化分析,發現制造業、建筑業接受FDI的技術輻射效應比其他各個行業都要顯著;采掘業、交通運輸、教育、文化等行業的技術溢出指數呈中性;農、林、牧、漁業、社會服務等八個行業的技術溢出指數為負值。
三、模型設定和數據來源
國內學者關于FDI對我國企業的技術溢出效應的研究結果不盡相同,本文試圖以四川省工業部門為例,實證研究FDI對四川省工業部門的技術溢出效應。
(一)建立模型
由于數據的限制,本文將整個工業部門作為研究對象,借鑒許多學者的研究思路(賴明勇、包群,2003;張薇、于麗先,2009),利用傳統的Cobb-Douglas生產函數,將影響FDI技術溢出效應的要素內生到生產函數中。假設產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生產函數,把生產函數可以寫為
Y=f(K,L,Kf)=AKαLβKfγ(1)
其中:Y表示產出,用工業增加值表示;A代表技術水平,短期內不會發生變化;K表示資本投入,為直接和間接構成生產能力的資本存量,用工業總資產估算;L表示勞動投入,用工業從業人數估算;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,包括外國企業的投資和來自港、澳、臺企業的投資;α、β分別表示自有資本與勞動的邊際生產彈性,γ表示FDI的邊際生產彈性。
本文假設FDI對于四川省的技術溢出效應主要來自于外資企業對資本的運用后是否對工業部門產值的增長起到了影響。如果FDI對工業部門產值的增加的資本運作促進了,那么,外商直接投資的技術溢出效應為正;如果FDI的資本運作抑制了工業部門產值的增加,則外商直接投資的技術溢出效應表現為負。
為了反映外商直接投資的技術溢出效應,對公式(1)進行全微分,并進行變換,得到公式
可見,產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溢出效應就體現在γ上,γ的正負反映了FDI技術溢出效應方向,如果大于零,表明外商直接投資對經濟發展具有積極的推動作用,否則,將對促進發展產生消極的作用, γ的數值大小反映了FDI技術溢出效應的程度。
根據模型(1)和(2)的理論,本文將計量經濟學模型設定為
lnY=c αlnK βlnL γlnKf μ(3)
其中,c為常數項,μ為殘差。
由于資本存量和外商直接投資對經濟發展所產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)
本文關注的重點是外商直接投資系數 的正負和絕對值大小。如果γ>0,而且在統計意義上是顯著的,則說明FDI對四川省工業部門的經濟增長有著積極的促進作用,能推動四川省的經濟發展,具有技術溢出效應。如果γ<0,而且在統計意義上看是顯著的,說明FDI對四川省工業部門的經濟增長并沒有起到積極的技術溢出效應,或者對當地工業部門的經濟發展卻起到了抑制作用。
(二)研究對象與數據選取
本文選用四川省全省的工業部門作為研究對象,以工業部門的經濟發展水平代表四川的經濟發展水平。選取的樣本區間是1999-2008年,全部數據來源于《四川省統計年鑒》各年版中的“各地區全部國有及規模以上非國有工業企業工業增加值”、“全部國有及規模以上非國有工業企業主要指標”、“實際利用外商直接投資額”。
在數據選取中,產出Y用工業增加值測算。因為工業總產值中,各企業之間存在產值重復計算的問題,而工業增加值所反映的是工業部門生產的最終成果,所以,采用工業增加值代表產出。同時,工業增加值也可以作為技術進步的指標,工業增加值不僅能體現企業的技術進步率,而且還包含了企業在經營管理上的改進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散溢出效應密不可分。因此,為了與本文考察的FDI技術溢出效應的研究目的相一致,采用了工業增加值作為產出的觀測值。
對于資本存量K,本文采用全部國有及規模以上非國有工業企業資產(當年價)進行測算。由于資本存量對經濟發展的作用具有一定的滯后效應,因此,把資本存量的觀測值滯后一期。勞動投入L采用全部國有及規模以上非國有工業企業全部從業人員年平均人數測算。Kf 用實際利用外商直接投資額測算,為統一貨幣單位,采用人民幣匯率年平均價把美元轉換成人民幣,考慮到直接投資對經濟發展也具有一定的滯后效果,因此,對Kf 也取滯后一期的數據。這些數據由表1所示。
四、FDI對四川省技術溢出效應的實證研究
為了研究FDI在四川省的技術溢出效應,本文運用四川省工業部門1999-2008年的樣本觀測數據,利用Eviews軟件,采用普通最小二乘法(OLS)對計量經濟學模型(4)進行了估計,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行括號中的數值分別表示對應參數估計量的t統計量和t檢驗的相伴概率。由回歸方程給出的估計結果可知,調整后R2=0.9875,接近于1,表明該模型的整體擬合度較好。統計量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系顯著,回歸方程總體效果顯著。從參數的顯著性檢驗來看,資本存量Kt-1 通過了顯著性檢驗,置信度達到了99.97%。勞動投入 置信度達到91.74%,實際利用外資額Kf(t-1) ,置信度為91.95%。對此,本文認為回歸模型的置信度是相當高的。
由于資本存量lnKt-1的系數為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%,會導致四川的產出提高2.982%,表明四川自身資本的產出彈性很高,四川省的資本存量依然是促進經濟發展的一個重要因素。
回歸方程中的勞動力lnLt的系數-1.08,為負值,這似乎與經濟理論相違背,但本文認為在所研究問題的期間內,由于四川省國有企業居多,盡管對這些企業進行了改制,裁減了大量冗余人員,但企業的效益逐年上升,表現為勞動力數量與產出的產值呈現負相關關系。這一負的系數可以從另一個側面說明了國有企業改革中大量精簡員工的舉措對于提高勞動生產率,增加總產值是顯著有效的,國有企業的現代企業制度的建立應當繼續堅持下去。
外商直接投資lnKf(t-1) 的系數γ為-0.52,為負值,說明了外商直接投資沒有對四川省工業部門的產值的增加起到積極作用,反而對四川省工業部門的產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,四川省工業增加值就減少0.52個百分點,說明在四川省的工業部門,外商直接投資沒有產生正的技術溢出效應,反而有負面效應。
對于導致外商直接投資對四川省的技術溢出是負向的這種結果,本文認為主要的原因是:①盡管對四川的外商直接投資在逐年增加,但規模和數量都比較小,根據中華人民共和國國家統計局(2009)中的數據計算得到,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”不明顯,因此,可以認為外商直接投資作為投資在推動四川經濟發展中作用不太明顯;②四川處于西部地區,經濟發展水平比較落后,技術基礎也比較差,使得技術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溢出效應的發揮,這也驗證了劉和東(2009)認為的因技術吸收能力弱而影響技術溢出效應發揮的結論;③政府沒有制定出很強的對技術溢出具有導向性的產業政策,加之四川省合資企業比較少,競爭不明顯,使得企業缺乏促成技術溢出的利益推動,沒有促成技術溢出和吸收技術的內在動力。
盡管實證分析結果顯示外商直接投資對四川的經濟發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本地企業的投資,擴大消費,推動出口,進而促進國民經濟的發展(杜江,2002)。
五、結論
本文通過計量實證分析的研究結果認為:四川省自身所擁有的資本對工業部門的經濟發展具有顯著的促進作用,而四川省的外商直接投資對四川省工業部門不存在正的技術溢出效應,其主要原因是四川省吸收的外商直接投資數量比較少。
因此,通過增加固定資產的投入來增加產出依然是促進四川省經濟發展的有效途徑。但這也并不意味著四川省不應該去積極的吸引外國外商直接投資,反而要學習東部在促進經濟發展中的經驗,加大吸引外商直接投資的力度和強度,形成“聚集效應”,促進四川省的經濟發展。只有這樣,根據“市場規模假說”,外商直接投資就會主動的來四川投資,將國外的先進技術和管理水平通過技術擴散效應,帶動本地企業主動進行技術創新,提高技術吸收能力,并且使企業間形成競爭態勢,實現技術溢出對促進國民經濟發展的積極效果,使經濟發展的效益和質量變得更好。
