浙江外商直接投资技术外溢效应分析.doc

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Finally, this paper reaches the conclusion that FDI can benefit the long term economic growth of Zhejiang through its technology spillover effect to domestic firms and the performance of technology spillover effect of FDI is largely depended on the economic and technological conditions of Zhejiang. Thus, policies concerning FDI inflow should focus much more on the quality than the quantity of FDI. Furthermore, actions should be taken to make relative factors and conditions better facilitate the technology spillover effect of FDI in Zhejiang.关键词： 浙江 外商直接投资 技术外溢效应Keywords: Zhejiang FDI Technology spillover effect1 绪论1.1 研究背景截至2003年，浙江省利用FDI223.2亿美元，占全省累计利用外资的63.2%，FDI已成为浙江利用外资的主要形式。(见图1) 1.1 问题的提出90年代前，浙江引进FDI是为弥补国内资本不足，但目前浙江作为全国民间资本最富余的地区，进一步加大吸引FDI的目的是什么？FDI与国内资本相比，对经济增长有何特殊作用。本文试图回答这一问题。2 研究回顾为回答以上问题，我们引入FDI技术外溢效应（Technology Spillover Effect）这一概念。2.1 外商直接投资技术外溢效应的定义技术外溢效应是指由于跨国企业的进入或参与而使东道国本土企业所获得的在其劳动生产率方面的进步（Magnus Blomstrom 和 Ari Kokko, 1996）。跨国企业在东道国投资时，无法获取由其劳动生产率和运作效率方面的优势所带来的全部好处，从而使东道国本土企业受益，这就是技术外溢效应。2.2 对国内外已有研究的认识与评价国外该领域的主要学者有Caves（1974）, Blomstrom（1983，1994，1996，1996）和Kokk（1994，1996）等。国际上针对FDI技术外溢效应的研究包括丰富的经验研究成果和一定数量的案例研究成果，研究所涉及的国家范围非常广泛，既包括一些典型的发达国家，也包括众多的发展中国家。国内针对宏观层面的FDI技术外溢效应的研究较为丰富，主要学者有江小涓（2002），张建华（2003），陈涛涛（2003）,秦晓钟（1998）和姚洋（2001）等。但在深度方面，与国际上的同类研究尚有较大的差距，尤其是缺乏针对浙江的分析。3 模型和数据3.1 模型本文将根据扩展的柯布道格拉斯（Cobb-Douglas）生产函数基本模型，借鉴Miguel D. Ramrez（2000）的研究方法，设定如下回归模型： (3.1)其中是残差项，FDI的技术外溢系数3是研究的主要对象。如果30，而且从统计上看是显著的，说明FDI对经济增长有积极的技术外溢作用；如果30，而且从统计上看是显著的，则说明FDI不仅没有发挥新增长理论所预言的技术外溢效应，相反，还抑制了经济增长。3.2 数据本文取用的数据的统计结构分为行业数据、城市数据和因果关系检验数据三个层面。行业数据和因果关系检验数据从2004浙江统计年鉴获得，城市数据则选用2004年较有代表性的浙江8个城市 8个城市分别为杭州、宁波、嘉兴、湖州、绍兴、温州、金华和台州。的各市统计年鉴。同时，本文选择工业经济作为分析的对象。整个工业的产出用“工业总产值”来代表。外资企业的产出用“港澳台投资经济”和“外商投资经济”的工业总产值之和来代表。内资企业的产出则为两者的差值。同理，其他有关内资企业的变量亦由全部工业企业该变量的数值与外资企业数值之差代表。企业的劳动投入用每年的“全部职工年平均人数”来衡量。在衡量资本投入时，由于很难找到西方经济意义上的资本存量，因此，本文拟采用1997年后开始统计的“年末资产总计”或“资产总计” 该值指企业拥有或控制的全部资产，包括流动资产、长期投资、固定资产、无形及递延资产、其他长期资产等，即为企业资产负债表的资产总计项。（2004浙江统计年鉴）计量企业资本投入，以求准确描述内资与外资间的差异性，以及由此产生的技术外溢效果。4 检验结果及分析4.1 行业数据计量检验及结果分析首先，将2003年浙江省工业类的全部38个行业各个行业的数据视为一个整体，研究总的FDI技术外溢效应；接着，根据不同的技术外溢渠道选择相关变量将各个行业划归各个独立的次级样本组，具体分析FDI的技术外溢渠道。模型因变量选取工业增加值。 （4.1） 0.019472 0.983619 0.051666 (0.933167) (46.63192)* (2.594274) *0.993582，0.993139，1.719085，2244.667总体数据回归得到了正外溢系数，但从检验结果无法判明究竟是反映了FDI产生了技术外溢还是FDI进入了劳动生产率较高的本地行业。为了解决这一疑问，本文对FDI和行业劳动生产率的相关性进行了检验。从图2和图3可以看出，FDI的参与程度与内资企业的劳动生产率以及内资企业劳动总产出之间并没有正相关关系，可以认为没有明显的迹象说明FDI只是进入了我省劳动生产率较高的行业，浙江FDI技术外溢效应确实存在是唯一可靠的解释。 为了对外溢的总体效应有更深入的了解，下面将根据技术外溢机制对样本进行更细致地分类，考察技术外溢的各个发生机制。一般而言，技术水平可以采用劳动生产率或是人均资本占有量代表。接下来将分别以这两种技术指标为划分标准进行分组回归，结果如表1所示。当以外企劳动生产率/内企劳动生产率为分组指标时，可以发现，在劳动生产率之比差距大的一组，FDI的外溢系数为0.073952，置信度达到99，有显著的正外溢；而在劳动生产率之比差距小的一组，t值并不显著。这就说明了在外资企业与内资企业技术差距较大的情况下，内资企业技术模仿的潜力越大，收益越高，FDI的技术外溢效果越明显。然而，当以人均装备率之比（即外资企业人均固定资产年均净值/内资企业人均固定资产年均净值）为指标分组时，却发现在人均装备率低的行业反而有较显著的正外溢。而在人均装备率高的一组，虽然也得到了正的外溢系数，但t值很小，无法满足统计要求。外资企业销售比例高的行业，其有较显著的正外溢效应。而在外资销售比例低的行业，却有显著的负外溢。表2（FDI的产业联系效应和行业集聚效应，表略）考察的是FDI的产业联系效应和行业集聚效应。在产业关联系数强的产业内，外资的外溢效应显著；反之，外溢不明显。且以影响力系数为代表的后向联系效应比以感应度为代表的前向联系效应对技术外溢的作用更重要。表1 行业数据计量分析（一）：FDI 的示范-模仿（技术差距）效应和竞争效应变量劳动生产率之比人均装备率之比外资企业销售率之比高低高低高低Ld0.018739-0.0647680.0071230.0416590.0136290.090981(0.965469)(-0.777144)(0.243384)(1.161865)(0.469879)(5.098325)*Kd0.9561111.0657551.0059220.9315830.9426611.042953(42.12763) *(25.55015) *(31.72771) *(31.79311) *(15.97604) *(76.78077) *Kf0.0739520.0410280.0368740.0917420.096803-0.064559(3.485932) *(0.918133)(1.320943)(2.591008) *(2.285551) *(-3.523203) *0.9956470.9938790.9931400.9937630.9949030.9976220.9952110.9918390.9920840.9928030.9941190.997256D-W1.7425492.1911881.8704351.7332062.3116471.224692F2287.067487.1337941.00121035.6611268.8452726.463在之前的很多研究中，FDI在城市带或在某行业的集聚现象是显而易见的，下面将根据行业外资企业总资产占所有外资企业总资产的比重代表FDI在行业的集聚程度，把行业数据按集聚度高低分组进行计量检验。结果表明，FDI集聚程度高的一组，技术外溢效应为显著正值；而在集聚程度低或不明显的一组，FDI技术外溢系数及其显著性都大大降低。4.2 城市数据计量检验及结果分析本节将以浙江省下属的8个城市的具体数据为依托，检验FDI所在地政策及经济特征差别对FDI技术外溢的影响。 （4.2） 0.130934 0.931440 0.006425 (0.983697) (12.38695)* (0.132344)0.981212，0.973697，2.038363，130.5630（4.2）式中的Yd为内资工业企业总产值，回归结果表明，外资投入对内资企业产出有正的影响。依照行业分析中的思路，下面将继续分析各城市的具体特征对该地区外资技术外溢效应的影响。首先分析科技研发投入对FDI技术外溢效应的影响。表3是对各市科技研发投入差异进行考察的结果。在高R&D投入组，外资的技术外溢效果为正。相反，在低R&D投入组，外资的技术外溢效果则为负。本文又运用广泛包含了政府与企业投资在内的更新改造投资占总投资的比例进行分组回归，得到了与对政府R&D投入比例分组类似的结论。表4（人力资本与FDI的技术外溢效应，表略）的数据即是根据人力资本投入指标和人才素质指标分组回归后的结果。在两种不同的分组方式下，人力资本水平高的一组所得到的外溢水平都较高。而且无论人力资本水平高或低，外资投入对内资企业总产值产生的正面效应都非常显著。这说明，高素质的技术和管理人才对促进经济增长总是有价值的，且人力资本水平越高，FDI的技术外溢效果越好。基础设施水平也是决定FDI技术外溢效应高低的一个重要因素。从表5（基础设施水平、对外开放程度与FDI的技术外溢效应，表略）在基础设施水平较好和较差的组之间，存在相当明显的差异。因此，有理由相信，FDI在基础设施较好，而不是较差的地区，深化了经济增长；而且，要使FDI有效率，必须要有一定的基础设施存量。表3 城市数据计量分析之一：科技研发投入与FDI的技术外溢效应变量政府科技研发投入更新改造投资比例高3.1低3.2高3.3低3.4Ld0.3369010.3033820.179322-0.086549（2.272360）（1.403200）（0.718881）（-0.377359）Kd0.7465730.9475140.9390310.955725（7.755377）*（12.12280）*（5.061114）（9.402187）*Kf0.103042-0.129263-0.0389580.136742（2.154234）（-1.497370）（-0.452041）（1.425075）0.9921670.9968590.9770690.9397730.9765000.9905780.9312070.819320D-W3.2124612.2202290.8761471.786648F63.32923158.696621.304567.801991本文在分析影响FDI技术外溢效应的因素时，将对外开放程度也作为一个指标考虑。在当地经济开放程度较低的一组，FDI的外溢系数为正，且高度显著；而在开放度较高的一组，FDI对当地企业的外溢贡献不仅没有增大，反而变为负值，但t值不满足显著性要求。这说明，通过单纯提高对外开放度并不一定能提高FDI对本地企业的正向技术外溢效应。一般认为，FDI的来源地不同，其质量，也就是其技术含量也有所差异。浙江省FDI中来自港澳台地区的资本占绝对优势。我们将FDI细化为港澳台投资企业和其他外商投资企业两类进行分析，得到如下结果： （4.3） 0.191200 0.930771 0.011610 0.026305 (0.823322) (6.164330) * (0.131253) (0.319298)0.986178，0.965446，1.606964，47.56657其中，表示港澳台投资工业企业总资产，表示其他FDI工业企业总资产。结果显示，两种不同来源的资产的技术外溢效应之间存在差异。港澳台投资的外溢系数小于其他外商投资的外溢系数，显著性也低于后者。地区经济的结构特征对于经济增长也有较大影响。为深入了解这一点，下面就各市经济的产业结构和所有制结构进行了表6（地区经济结构与FDI的技术外溢效应，表略）的分类回归。回归结果表明，虽然在重工业比重较大的一组得到了比重工业比重较小的一组更大的正外溢系数和更高的t值，但两组回归所得外溢系数的t值均不显著。这可能与我省重工业企业大多为大型国有企业，生产设备老化，效率较低有关。此外，检验结果显示，FDI在国有经济产值比重较高的城市与经济增长之间具有较强的相关关系，而不是国有经济比重较低的城市。4.3 因果关系计量检验及结果分析一般认为，回归分析能够度量变量间的相关程度，但不足以判别因果关系。因此本节将通过Granger因果关系检验的分析方法（Granger,1969,1980）来检验浙江省吸收FDI与经济增长之间的关系。所用数据序列为浙江省FDI实际额及国内生产总值（GDP），样本区间为1984年至2003年。首先利用ADF（Augmented Dickey-Fuller）检验对浙江省GDP和FDI的时间序列进行分析，结果发现所有变量都是平稳时间序列。接着进行Granger Causality检验, 判定FDI是GDP的（Granger）原因，GDP也是FDI的（Granger）原因，FDI与GDP有反馈（feedback）或双向（bilateral）因果关系。结 论本文利用相关数据通过实证的方法，论证了FDI的技术外溢效应与我省经济增长之间的关系，并得到了如下结果：首先，行业数据与城市数据的回归分析都证实了外资企业对内资工业部门的总体正向技术外溢效应是现实存在的。即使排除了外资企业的自身的高产出对经济增长总量的影响，FDI技术外溢对内资企业生产的促进作用也是显著的。在行业数据的回归结果中，FDI纯技术外溢效应甚至超过了外资企业高生产率经由外资企业产值对经济增长的贡献率。可见，FDI技术外溢对浙江影响的潜力很大。其次，对浙江省行业数据的计量结果显示，浙江省FDI技术外溢的主要渠道是示范-模仿效应和联系效应，并且竞争效应和集聚效应对技术外溢也有较大的促进作用。这与浙江省的自身特点是分不开的。浙江省对跨国公司及较大规模FDI的吸引力不强，在浙江的外商投资大多投向劳动密集型产业，以及一些技术密集型加工制造业。由于此类行业的外资企业多采用成熟技术，易于模仿，且加工制造业的内部分工和产业联系也较为紧密，所以易于产生模仿效应和联系效应。然而，本文的实证也表明，作为外溢主渠道的模仿效应随着技术差距的缩小而减弱。那么，要扩大技术外溢效应则必须注意根据当地的发展状况提升引进外资的技术水平。再者，对浙江省下属8个城市的数据回归显示，在各市分组的层次上，东道主的经济技术水平和政策因素均强烈地影响着FDI与经济增长之间的关系。其中，各地在提高自身技术吸收消化能力方面所做的努力，无论是资金投入，还是人力资源素质方面的改善和基础设施建设水平的提高，都与FDI技术外溢效果之间存在正向相关性。这强调了我省自身技术能力的提高在吸引FDI，有效地发挥他们对内资企业的正面促进作用中的重要意义。然而，与一直以来的认识不同，研究中发现：对外开放度的提升，并不一定能达到促进技术外溢的效果。因此，必须认识到，FDI的技术外溢程度更多地取决于FDI的质量高低，而非数量大小。由此对某些地区一味强调扩大经济开放规模，尽最大可能吸收外资的政策效果不免提出怀疑。本文的分析还表明，经济开放程度与FDI技术外溢之间的负相关的结论可能归因于目前浙江省引进外资的来源方面的特征。因为大部分进入浙江省的FDI都是港澳台资本，而回归表明，港澳台投资的外溢效果小于其他FDI企业。最后，因果关系的分析表明，FDI与浙江经济增长之间存在双向关系。结合上述结论，针对浙江省引进FDI的具体情况，试提出如下政策建议：（1）改变引进FDI的思维，从对量的关注转移到对质的提高。特别注意调整FDI来源国（地区）结构。在努力提高港澳台FDI质量的同时，注意吸引更多的欧美日FDI，尤其是大型跨国公司的投资。（2）将利用外资与产业结构调整相结合，深化产业分工，加强产业联系，引导FDI进入关联性强、带动性大的行业，更好地通过联系效应促进技术外溢。（3）在引资实践中，可以将产业集聚和FDI综合考虑，使其1+12，发挥FDI技术外溢的集聚效应。 （4）加大对人才的培养和科技研发的投入，进一步改善基础设施水平，提高自身对技术外溢的吸收能力，提高我省企业自身的市场竞争力，同时通过完善市场竞争机制来迫使外商投资者增强其技术转移力度。（5）深化国有企业改革，大力推广国有企业通过与FDI进行各种形式的合资合作完成国企改制脱困的成功经验。同时努力为民营企业与外资企业搭桥，促进其良性互动。参考文献：1. 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