本文關(guān)鍵詞：外國直接投資、技術(shù)外溢與內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長——中國數(shù)據(jù)的計(jì)量檢驗(yàn)與實(shí)證分析，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

外國直接投資、

技術(shù)外溢與內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長

———中國數(shù)據(jù)的計(jì)量檢驗(yàn)與實(shí)證分析　

沈坤榮　耿　強(qiáng)

20世紀(jì)80年代以來,外國直接投資(FDI)已成為國際資本流動(dòng)的主要方式,對東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生愈來愈重要的影響。FDI的大量流入不僅緩解東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的資本短缺,加快國民經(jīng)濟(jì)工業(yè)化、市場化和國際化的步伐;更為重要的是,FDI可以通過技術(shù)外溢效應(yīng),使東道國的技術(shù)水平、組織效率不斷提高,從而提高國民經(jīng)濟(jì)的綜合要素生產(chǎn)率。本文在現(xiàn)有文獻(xiàn)研究的基礎(chǔ)上,構(gòu)建內(nèi)生增長模型,依據(jù)中國近年來的具體數(shù)據(jù),運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法進(jìn)行實(shí)證分析和檢驗(yàn),并就分析結(jié)論提出政策建議。

關(guān)鍵詞　外國直接投資　技術(shù)外溢　內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長　收斂性

作者沈坤榮,1963年生,經(jīng)濟(jì)學(xué)博士,南京大學(xué)商學(xué)院經(jīng)濟(jì)學(xué)教授;耿強(qiáng),1978年生,南京大學(xué)商學(xué)院博士研究生。

20世紀(jì)80年代以來,國際資本流動(dòng)日趨活躍,直接投資成為主要的資本流動(dòng)方式,也成為發(fā)展中國家獲取外部資源的主要渠道。80年代末,全球外國直接投資額累計(jì)已達(dá)到15000億美元。進(jìn)入90年代后,國際間直接投資規(guī)模更加擴(kuò)大,并呈高速增長的趨勢。根據(jù)聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展會議(UNCTAD)《世界投資報(bào)告》的資料,1995年的外國直接投資規(guī)模為3149億美元,繼1996年增長10%、1997年增長27%之后,1998年則增長近40%,達(dá)到了創(chuàng)記錄的6440億美元。這說明,在以跨國公司為主導(dǎo)的全球化浪潮中,FDI正扮演著愈來愈重要的角色,同時(shí),FDI對東道國尤其是發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的影響也在日益擴(kuò)大。除了可以增加?xùn)|道國的資本存量、提高投資質(zhì)量以及緩解東道國的就業(yè)壓力外,FDI的大量進(jìn)入對東道國長期且根本性的影響便是其技術(shù)的外溢效應(yīng)。FDI可以通過技術(shù)的外溢效應(yīng)使東道國的技術(shù)水平、組織效率不斷提高,從而提高國民經(jīng)濟(jì)的綜合要素生產(chǎn)率(TFP),使國民經(jīng)濟(jì)走上內(nèi)生化增長的道路。

一、文獻(xiàn)概覽

MacDougall(1960)在研究FDI的一般福利效應(yīng)時(shí),首次把技術(shù)外溢效應(yīng)作為FDI的一個(gè)重 　此項(xiàng)研究得到國家社科基金(00CJL010)資助。

外國直接投資、技術(shù)外溢與內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長

要現(xiàn)象作了分析。R.Findlay(1974)構(gòu)建了一個(gè)簡單的內(nèi)生動(dòng)態(tài)化模型,檢驗(yàn)了諸如技術(shù)差距、外資份額等靜態(tài)特征對技術(shù)擴(kuò)散的影響。模型的基本假設(shè)為:FDI可以通過傳染效應(yīng)(ContagionEffect)提高東道國的技術(shù)進(jìn)步水平。認(rèn)為FDI輸出國與東道國的技術(shù)差距越大,技術(shù)擴(kuò)散率就越高;MNC(跨國公司)在當(dāng)?shù)氐馁Y本份額越高,擴(kuò)散的速度就越快。Koizumi和Kopecky(1980)構(gòu)建了一個(gè)國際資本長期流動(dòng)的模型,用于研究FDI對一國經(jīng)濟(jì)增長的影響。該模型假設(shè)外資中內(nèi)含的技術(shù)具有公共產(chǎn)品的性質(zhì),能給社會帶來額外的利益。20世紀(jì)80年代中期,以P.Romer和R.Lucas等人為代表提出了新增長理論。由于新增長理論突破了索洛創(chuàng)立的新古典增長理論中關(guān)于技術(shù)外溢性的假定,克服了其不能解釋世界各國人均收入差異和實(shí)際人均GNP增長率差異原因的局限性,使增長理論再度成為經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的熱點(diǎn)。Romer(1990)構(gòu)建的內(nèi)生增長模型中,著重強(qiáng)調(diào)了技術(shù)擴(kuò)散對于小國及廣大發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的決定性作用。FDI作為技術(shù)擴(kuò)散的一個(gè)主要渠道,其重要性愈發(fā)顯著。許多學(xué)者借用新增長理論的建模思想和方法論,對FDI對東道國的經(jīng)濟(jì)社會的影響作了大量的實(shí)證研究。Basant和Fikkert(1996)利用印度1974—1982年度廠商間數(shù)據(jù),估計(jì)了R&D開支、技術(shù)購買、國內(nèi)和國際的R&D溢出對綜合要素生產(chǎn)率的影響。研究表明,技術(shù)的國際溢出是印度當(dāng)?shù)貜S商R&D非常重要的一種補(bǔ)充;最近的許多實(shí)證研究多半也證實(shí)了FDI的重要性。Markusea和Venables(1997)發(fā)現(xiàn)FDI與國內(nèi)的投資具有互補(bǔ)性。Borenstein(1998)利用1970—1989年69個(gè)發(fā)展中國家的跨國資料進(jìn)行實(shí)證研究,證實(shí)FDI對促進(jìn)技術(shù)轉(zhuǎn)移具有正面效果,其重要性甚至高于國內(nèi)投資。但也有研究得出相反的結(jié)論,Chen(1999)及TsouandLiu(1997)利用臺灣制造業(yè)廠商的資料實(shí)證分析認(rèn)為FDI在臺灣的外溢效果十分有限,甚至為負(fù)。

中國國內(nèi)關(guān)于FDI的研究也有很多,王志樂(1996)全面介紹了各國著名跨國公司在中國的投資情況,包括詳細(xì)的案例研究,還分析了外商在中國的直接投資對經(jīng)濟(jì)的正反兩方面的影響。鄭京平(1997)使用宏觀經(jīng)濟(jì)模型檢驗(yàn)了外商直接投資對中國經(jīng)濟(jì)的影響。王岳平(1997)分析了外商直接投資的產(chǎn)業(yè)特點(diǎn)及其變化,外資企業(yè)的資本密集型特點(diǎn)和外商直接投資對中國工業(yè)績效的影響。姚洋(1998)利用第三次全國工業(yè)普查資料,從中隨機(jī)抽取了12個(gè)大類行業(yè)中的146704家企業(yè)作為樣本進(jìn)行了多因素回歸分析后得出結(jié)論認(rèn)為,與國有企業(yè)相比國外“三資”企業(yè)的技術(shù)效率要高39%,港澳臺“三資”企業(yè)要高33%;并且在行業(yè)中如果國外“三資”企業(yè)數(shù)量的比重每增加一個(gè)百分點(diǎn),每個(gè)企業(yè)的技術(shù)效率就會提高1.1個(gè)百分點(diǎn)。沈坤榮(1999)利用各省的外國直接投資總量與各省的綜合要素生產(chǎn)率作橫截面的相關(guān)分析,得出FDI占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重每增加1個(gè)單位可以帶來0.37個(gè)單位的綜合要素生產(chǎn)率增長的結(jié)論。何潔、許羅丹(1999)借鑒Feder(1982)的計(jì)量方法,利用生產(chǎn)函數(shù)建立回歸方程,得出結(jié)論:外國直接投資帶來的技術(shù)水平每提高1個(gè)百分點(diǎn),我國內(nèi)資工業(yè)企業(yè)的技術(shù)外溢作用(即產(chǎn)量的增加)就提高2.3個(gè)百分點(diǎn)。

二、模型與變量

本文在現(xiàn)有文獻(xiàn)研究的基礎(chǔ)上構(gòu)建內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型,根據(jù)中國近年來的具體數(shù)據(jù),運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法進(jìn)行實(shí)證分析和檢驗(yàn)。本文首先將Barro(1995)提出的生產(chǎn)函數(shù)(參見附錄1)改造并動(dòng)態(tài)化為總體生產(chǎn)函數(shù):

　　Yt=AHtKtα1-α(1)

中國社會科學(xué)　2001年第5期N1　其中:Kx(j)01-αdj(2)

(3)　　N=n+n＊

式中A代表外生的經(jīng)濟(jì)環(huán)境因素(如制度的變遷、政策的變換等等),H代表人力資本存量,K代表中間產(chǎn)品(可理解為資本品)。K為多種不同中間產(chǎn)品的集合,每一種中間產(chǎn)品用x(j)來代表。國內(nèi)共生產(chǎn)中間產(chǎn)品N種,其中n為內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)造、n＊為外資企業(yè)創(chuàng)造的中間產(chǎn)品。

依據(jù)這一生產(chǎn)函數(shù),我們分別從廠商和消費(fèi)者均衡兩方面進(jìn)行考察。從企業(yè)角度來看,中間產(chǎn)品的提供者可以看做是提供一種“耐久品的服務(wù)流”,因此自然可以從中獲取租金收益(rent)。對于雇傭這一要素的生產(chǎn)者來說,其雇傭的最優(yōu)條件是這一要素的邊際成本要等于其邊際收益。于是,出售中間產(chǎn)品x(j)的租金收益(rent)將等于這種中間產(chǎn)品的邊際生產(chǎn)率:

α-α　　m(j)=x=(1-α)AH其中:Y(j)=AHX(j)α1-α(4)

對于小國或發(fā)展中國家來說,假定其技術(shù)的擴(kuò)散大多來源于擁有先進(jìn)技術(shù)的跨國公司,而非來自本國的R&D。這樣,資本品的擴(kuò)散就會存在一個(gè)技術(shù)的吸收、采納問題。技術(shù)的擴(kuò)散、外溢需要東道國一定的技術(shù)支持和基礎(chǔ)設(shè)施的提供,即需要一定的固定成本F。設(shè)固定成本F是國內(nèi)目前外資比例與本國整體技術(shù)差距(TechnologyGap)的函數(shù),且F與目前國內(nèi)的外資比例(n＊ N)成反比,表示外資企業(yè)的技術(shù)水平普遍高于內(nèi)資企業(yè),外資企業(yè)的比例越高,繼續(xù)吸收外溢性技術(shù)的成本就越低;與東道國資本品生產(chǎn)企業(yè)數(shù)量(N N)成同方向變化關(guān)系,其中N指其他國家的資本品生產(chǎn)企業(yè)的數(shù)量,表示東道國目前的技術(shù)水平相對越低,技術(shù)差距越大,模仿的相對成本越�、�。這樣,中間產(chǎn)品生產(chǎn)者(一定程度上的壟斷者②)在每一期的收益函數(shù)為:

　　π(j)=[(m(j)-1)x(j)]-F(n＊ N,N N)

F=F(n＊ N,N N)

　　 F F<0,>0 (N N)

解得的壟斷價(jià)格為:

　　x(j)=HA(1-α12＊＊＊＊(5)(6)在一定程度上為壟斷者的中間產(chǎn)品生產(chǎn)者在每一期都要制定價(jià)格m(j),以最大化利潤π(j)。由此(7)

　　m(j)=(1-α)-1

將中間產(chǎn)品生產(chǎn)者的收益函數(shù)動(dòng)態(tài)化,可以得到:①這一固定成本函數(shù)還可以運(yùn)用產(chǎn)品質(zhì)量改進(jìn)式技術(shù)變遷模型來解釋。在這一模型中,中間產(chǎn)品數(shù)量的

增加等同于質(zhì)量的提高,以表示技術(shù)的變遷。FDI數(shù)量的增加(n＊ N)使技術(shù)傳遞的途徑增加。另外,跨國公司之間存在著激烈的競爭,FDI的增加意味著可以盡量避免某一家跨國公司在東道國形成壟斷勢力,競爭的作用加快了先進(jìn)技術(shù)向東道國的擴(kuò)散。這都可以使技術(shù)擴(kuò)散固定成本降低。東道國初始水平的相對落后(N N＊較小)也是質(zhì)量提高更容易的一個(gè)主要因素,因?yàn)椤皩σ慌_打字機(jī)的技術(shù)升級要比升級一臺電腦的成本小得多”。

②Barro認(rèn)為“一種新產(chǎn)品或設(shè)計(jì)(譬如說對這種中間產(chǎn)品j的創(chuàng)造)是有成本的,但它卻可能被產(chǎn)品j的

所有潛在生產(chǎn)者以一種非競爭性的方式無償利用。因此,只有當(dāng)對于t期之后的至少一部分時(shí)間而言,

x(j)的銷售價(jià)格超過其邊際生產(chǎn)成本時(shí),發(fā)明一種新的中間產(chǎn)品才是有利可圖的,即要保證壟斷租金流對發(fā)明者提供的激勵(lì)�！彼哉f,中間產(chǎn)品的生產(chǎn)者在一定時(shí)間內(nèi)是作為壟斷者出現(xiàn)的。

外國直接投資、技術(shù)外溢與內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長

∞

　　π(j)t=[m(j)x(j)-x(j)]e

t∫-r(s-t)ds-F(n＊ N,N N)＊(8)

假設(shè)中間產(chǎn)品的生產(chǎn)是可以自由進(jìn)入的,即不存在進(jìn)入壁壘。那么從長期來看,π(j)t趨近于零。這時(shí),可以計(jì)算出利率r的值:

r=A (F)(·)H　　2-α =α(1-α-1(9)

與其他的內(nèi)生增長模型一樣,本模型最終也要回到在某種約束條件下運(yùn)用Pontrygain最大值原理求解Ramsey于1928年提出的消費(fèi)者效用函數(shù)。即從消費(fèi)者的角度出發(fā),使全體消費(fèi)者的效用達(dá)到最大化,實(shí)現(xiàn)消費(fèi)者均衡。借用Ramsey模型的消費(fèi)效用函數(shù):

ct-ρ(s-t)　　Ut=ds1-σt∞1-σ(10)

其中c(t)為消費(fèi)者在t時(shí)刻的消費(fèi);ρ為貼現(xiàn)率,表示人們對于推遲消費(fèi)的耐心程度,ρ越大,與現(xiàn)期消費(fèi)相比,消費(fèi)者對未來消費(fèi)的評價(jià)越低;σ為消費(fèi)的邊際效用彈性的負(fù)值,又稱相對風(fēng)險(xiǎn)回避系數(shù)(σ>0)。運(yùn)用Pontrygain最大值原理,得到的關(guān)鍵條件便是整個(gè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的最優(yōu)平衡增長路徑(參見附錄2):

c(t) t1g(r-ρ)c(t)　　11-1A F(·)H-(11)

　　上述理論模型的結(jié)論表明,經(jīng)濟(jì)的均衡增長率主要依賴于:制度的演進(jìn)(A),人力資本的存量(H),引進(jìn)、吸收、模仿先進(jìn)技術(shù)的效率(F),以及時(shí)間貼現(xiàn)率ρ的大小。與人力資本存量成正方向變化,與吸收、模仿技術(shù)所需的固定成本及時(shí)間貼現(xiàn)率成反方向變化。因此,人力資本部門的生產(chǎn)效率越高,人力資本存量越大,經(jīng)濟(jì)增長率越高;吸收外國直接投資的數(shù)量越多,與先進(jìn)技術(shù)的差距越小,吸收新技術(shù)所需成本越小,則經(jīng)濟(jì)增長率越高;現(xiàn)時(shí)的儲蓄率越高(即人們推遲消費(fèi)的耐心程度越大),經(jīng)濟(jì)增長率越高。本文以上述理論模型為依據(jù)構(gòu)建線性化的經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型:

　　LnG=c0+c1FGDP+c2H+c3(FGDPH)+c4PG+c5GY+c6DY+ε

具體的變量可依次為:

LnG:各地區(qū)年人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(單位:元人民幣)的自然對數(shù)值,代表各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長速度。本文中LnG為被解釋變量,其余變量均為解釋變量。

FGDP:各地區(qū)外國直接投資年流入量(單位:千萬美元)與各地區(qū)當(dāng)年的國民生產(chǎn)總值(單位:億元人民幣)的比例。從上面的理論分析可認(rèn)為,FGDP與解釋變量LnG應(yīng)呈正相關(guān)關(guān)系,以表示FDI的技術(shù)外溢對經(jīng)濟(jì)的增長效應(yīng)。

H:各地區(qū)的人力資本存量。在中國目前尚未有權(quán)威的關(guān)于人力資本存量的計(jì)量方法,考慮到來華有技術(shù)外溢的直接投資其人力資本要求必然較高,本文以各地區(qū)每年的高校人數(shù)比例來代表這一變量。具體為各地區(qū)每年的高校在校學(xué)生數(shù)與當(dāng)年該地區(qū)的年底總?cè)丝诘谋壤�。從理論上講,如果經(jīng)濟(jì)是內(nèi)涵式增長,H與LnG應(yīng)呈正相關(guān)關(guān)系。

FGDPH:外國直接投資流量比與高校人數(shù)比的乘積。這一變量的系數(shù)為正,表示FDI技術(shù)外溢效應(yīng)的發(fā)揮需要與一定的人力資本相結(jié)合。

LnPG:各地區(qū)最初GDP對數(shù)值,表示該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初始水平。按照理論模型的解釋,＊＊

中國社會科學(xué)　2001年第5期這一變量的系數(shù)應(yīng)為負(fù)值,表示地區(qū)經(jīng)濟(jì)的初始水平應(yīng)與經(jīng)濟(jì)增長速度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

A:根據(jù)各個(gè)國家的具體情況,要采取不同的制度變量。本文的計(jì)量檢驗(yàn)與實(shí)證分析是以中國的數(shù)據(jù)為依托,所以本文的制度變量選取為以下兩個(gè):

1.為了計(jì)算的方便,以各地區(qū)的國有工業(yè)產(chǎn)值與工業(yè)總產(chǎn)值的比重(GY)來粗略地反映一地區(qū)的體制環(huán)境(包括市場化程度)。一般來說,GY理論上應(yīng)和LnG呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

2.虛擬變量DY:表示地域間的差異。改革開放以來,受國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略的影響,東部沿海的一些地區(qū)享受了許多的政策優(yōu)惠,無論在外資引入上還是在稅收征收等很多方面都處于不平等競爭的地位。為了反映這一政策的影響程度,以變量DY來反映。按享受優(yōu)惠政策的程度,將全國的29個(gè)省、市及自治區(qū)(西藏、港、澳、臺除外,下同)粗略地分為三個(gè)等級①,它們的值分別為3、2、1不等。變量DY應(yīng)與LnG呈正相關(guān)關(guān)系。

三、基礎(chǔ)數(shù)據(jù)與計(jì)量方法

目前國內(nèi)的研究文獻(xiàn)大多采用簡單的時(shí)間序列或某一特定時(shí)點(diǎn)的截面數(shù)據(jù),并運(yùn)用普通最小二乘法(OLS)進(jìn)行回歸運(yùn)算,估計(jì)各變量的系數(shù)。這樣的運(yùn)算存在一定的局限性:采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)對我國現(xiàn)階段的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象進(jìn)行分析時(shí),由于有效數(shù)據(jù)大多只能從1978年改革開放以后來選取,而且許多數(shù)據(jù)在1978年后的一段時(shí)間內(nèi)也沒有進(jìn)行規(guī)范的統(tǒng)計(jì),因此樣本區(qū)間太短;又由于我國幅員遼闊,地區(qū)間差異十分顯著,采用全國性的綜合數(shù)據(jù),往往會掩蓋這種十分顯著的省際差異。如果采用橫截面數(shù)據(jù)(通常選取某一年全國29個(gè)省、市及自治區(qū)的有關(guān)數(shù)據(jù)),雖然可以在一定程度上彌補(bǔ)時(shí)間序列數(shù)據(jù)不能反映地區(qū)間的差別性的缺陷,但其只能靜態(tài)地反映某一個(gè)時(shí)點(diǎn)的經(jīng)濟(jì)情況,而不能全面地動(dòng)態(tài)地從一個(gè)時(shí)段上描述經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的變化態(tài)勢。為了避免這兩種數(shù)據(jù)的缺陷,本文在數(shù)據(jù)選用上采取國際上通常采用的PanelData(面板數(shù)據(jù)或平行數(shù)據(jù))進(jìn)行分析。由于PanelData既包括時(shí)間序列數(shù)據(jù)又包括橫截面數(shù)據(jù),可能產(chǎn)生異方差性和序列相關(guān)性問題,從而使普通最小二乘法(OLS)失效,因此本文在數(shù)據(jù)可以得到的情況下盡量采用處理聯(lián)立方程組時(shí)經(jīng)常采用的似然不相關(guān)回歸(SeeminglyUnrelatedRegression,SUR)方法進(jìn)行檢驗(yàn),以消除異方差性和序列相關(guān)性現(xiàn)象的影響。本文所有數(shù)據(jù)均為1987—1998年中國29個(gè)省、市及自治區(qū)的有關(guān)數(shù)據(jù),分別摘自《新中國50年統(tǒng)計(jì)資料匯編》(中國統(tǒng)計(jì)出版社1999年第1版)、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》各期。

四、計(jì)量檢驗(yàn)與實(shí)證分析

　　(一)FDI與中國經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)聯(lián)性分析

本文首先分析FDI與中國經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)聯(lián)性。為了詳細(xì)測量每一解釋變量的系數(shù),本文逐漸擴(kuò)大解釋變量的個(gè)數(shù),并刪除不顯著的參數(shù),具體結(jié)果見表1。在表1的第一列中,我們只選取FGDP一個(gè)解釋變量,從結(jié)果可以看出這一變量對LnG有顯著影響(在1%水平上顯著),并呈正相關(guān)關(guān)系。第三列中加入變量H,H與FGDP均呈正相關(guān)關(guān)系且在1%水平上顯著。但當(dāng)?shù)谒牧兄屑尤胱兞縁GDPH時(shí),發(fā)現(xiàn)H未能通過顯著性檢驗(yàn),于是我們在余下的幾列中均刪去變量H,①北京、天津、上海、廣東、福建值為3,東部沿海經(jīng)濟(jì)帶剩下的7個(gè)省份值為2,中西部地區(qū)值為1。＊

  本文關(guān)鍵詞：外國直接投資、技術(shù)外溢與內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長——中國數(shù)據(jù)的計(jì)量檢驗(yàn)與實(shí)證分析，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。