遼寧省工業部門FDI技術溢出效應分析

摘要:外商直接投資在促進東道國經濟增長以及技術進步方面扮演著重要的角色，不僅可以增加東道國的資本存量、提高投資質量以及緩解東道國的就業壓力，而且通過技術溢出效應使東道國的技術水平、組織效率不斷提高，從而促進東道國經濟增長。近年來，遼寧省不斷加大吸引外商直接投資力度，提高了遼寧省的技術水平，一定程度上對經濟增長做出了貢獻。通過引用以內生經濟增長模型為基礎的技術外溢效應模型建立計量分析模型，來探討遼寧省吸引外商直接投資的技術外溢效應。

關鍵詞:FDI;技術溢出;工業部門;遼寧省

中圖分類號:F740 文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2010)14-0051-02

一、技術溢出效應的文獻綜述

新經濟增長理論表明了技術進步已經成為影響一國經濟長期增長的關鍵因素，大量的實證研究和各國的經濟實踐也證實了這一點。Helpman研究指出，一國技術變化往往不是來自本國研發，而是國外技術轉移、溢出的結果，其中，外商直接投資(FDI)已經成為國際技術溢出的重要渠道。對于FDI技術外溢效應的分析，國外學者起步較早。國外關于FDI外溢效應的研究始于20世紀70年代，至90年代逐漸定型。眾多學者中，有的利用截面數據，有的利用時序數據，還有的利用面板(panel)數據進行了實證檢驗。關于技術溢出的結果主要有以下幾種結果。

Caves分別檢驗了加拿大和澳大利亞的FDI技術溢出效應。他選用兩個國家在1966年制造業的行業橫截面數據，發現在加拿大制造業中，當地企業的利潤率與行業內的外資份額正相關，而在澳大利亞制造業中勞動生產率與行業內的外資份額也呈現正相關。因此他認為，在加拿大和澳大利亞的制造業中存在著FDI的正技術溢出效應。

在對英國制造業技術溢出效應的研究中，Driffield都沒有發現FDI存在技術溢出效應。Driffield運用英國制造業1989—1992年間的行業面板數據，研究了跨國公司通過投資、產出以及RD的技術溢出效應，Driffield沒有發現任何投資、產出以及RD能帶來溢出效應的跡象。

由于我國從20世紀80年代才開始改革開放，因此，對于FDI的研究相對較晚，關于技術溢出的研究甚少。開始研究還主要集中在理論上，隨著改革開放的逐漸深入，FDI的引進慢慢增加，對于FDI技術溢出的研究開始上升到實證上。對這一方面的研究主要放在省市、行業和企業層面來進行研究。

沈坤榮利用1996年29個省、市、自治區的外商直接投資總量與各省的全要素生產率作橫截面的相關分析，得出FDI占GDP的比重每增加一個單位，全要素生產率就可以提高0.37個單位的結論。何潔建立了內、外資部門的生產函數，使用1993—1997年28個省、市、自治區的工業部門連續5年共140組相關數據進行回歸，且把28個省份按經濟發展水平分為“越過經濟發展門檻”與“未達到經濟發展門檻”兩組。結果表明，外商直接投資在我國各省市工業部門中都存在明顯的外溢效應，而且在經濟發展水平越高的地區，這種外溢效應越大。

張建華等利用廣東省內的行業數據進行的研究表明，FDI在行業內的技術溢出效應還不明顯。包群、賴明勇在《中國外商直接投資與技術進步的實證研究》一文中通過建立內生化的增長模型，協整分析的結果表明，外商直接投資雖然促進了我國的技術進步，但這一作用主要是通過外資企業自身要素生產率的提高，外資企業對國內企業的技術外溢效果并不明顯。

FDI的技術溢出效應一直是理論界的一個研究熱點，政府、理論界和實業界均對此提出了大量的研究和推廣工作，對遼寧省的外商直接投資的技術溢出效應的研究對遼寧省引進FDI的導向作用非常重要，FDI是否對遼寧省技術進步起到了關鍵作用，需要我們來研究，本文就是希望通過研究遼寧省吸收外商直接投資的溢出效果，分析影響這種效果的原因，通過本身的改進，促進技術溢出，促進技術進步。

二、模型的設立

在研究方法上，目前國內有關FDI技術外溢的實證研究所建立的計量模型大多是借鑒Feder (1982)的研究思路，區分國內和國外兩個經濟部門。并以兩個部門的生產函數為基礎推導出最終的計量方程，如何潔(2001)、汪立鑫和曹江(2000)、張兆杰(2000)等。這一建模方法的優點在于較好地突出了外資與內資的差異性，闡明了FDI外溢效應的原因。本文進一步將FDI促進技術進步的作用分為直接效應和間接效應兩類:(1)外資企業技術進步的直接效應指外資企業相對國內企業的要素生產率優勢的提高。外資企業較高的要素生產率將直接帶動東道國技術進步。(2)間接效應是指外資企業對國內企業的技術外溢。

我們借鑒Feder的研究思路，把遼寧省的整個經濟區分為外資部門和內資部門兩部分，每個部分的生產過程都可以用一個生產函數表示。通過建立一個能測度外資影響的內資部門的生產函數來分析FDI對遼寧省的技術溢出效應是否存在。以Yh表示內資部門總產出，Kh、Lh分別表示內資部門的資本存量與勞動力數量，以Kf表示外資部門的資本存量。

在進行參數估計時，我們具體采用了如下對數回歸模型:

LnYh=?墜+αLnKh+βLnLh+γLnKf+μ

其中，μ是殘差項。在下面的計量經濟分析中，外商直接投資的技術溢出系數Y是我們研究的主要對象。如果Y>0，而且從統計意義上看是顯著的，則說明FDI對經濟增長有積極的技術外溢作用;如果Y<0 ，而且從統計意義上看是顯著的，則說明FDI沒有發揮新增長理論所預言的外溢效應，相反，由于外商投資企業具有先進的技術與管理，它的進入可能會排擠內資企業，降低內資企業的市場份額，另外，外資企業也可能通過其雄厚的資本和廣泛的信息來源，挖走內資企業的優秀人才、占用稀缺資源，造成遼寧省內企業生產能力的下降，從而抑制了內資部門的產出增長。

三、數據的選取

對于遼寧省技術溢出效應的分析，本文選取宏觀經濟大環境相似的2000—2008年為數據取用區間，全部數據來自《山東統計年鑒》。

在產出、資本存量、勞動投入這一個變量中，有關外資企業變量的具體數值由港澳臺投資企業與外商投資企業該變量的數值之和來代表，有關內資企業變量的具體數值有全部國有及規模以上非國有工業企業，該變量的數值與外資企業該變量的數值之差來代表。在變量的具體數據選取中，對于產出，用“工業總產值”或“工業增加值”來代表。對于資本存量，由于我國長期以來采用與西方國家不同的國民經濟核算體系。因而很難找到西方經濟意義上的資本存量。在以往的實證分析中，往往采用固定資本凈值年平均余額加上流動資產年平均額來代表資本存量。然而這一資本變量忽略了除固定資產和流動資產之外的其他資產形式，尤其是企業的無形資產。而一方面無形資產正是內資與外資質量差異的關鍵所在，因為特定的生產技術總是存在于某種資產中并通過各種資產的共同作用發揮出來。另一方面，有些合資企業的外方投資采取的是以專利權等無形資產作價入股的形式。因此，本文采用“資產合計”來代表企業資本存量，以求更準確地描述內資與外資的差異，以及由此產生的外溢效果。該值指企業擁有或控制的全部資產，包括流動資產、長期投資、固定資產、無形及遞延資產和其他長期資產等。對于勞動投入，我們用“全部從業人員人數”來代表。

四、實證結果及結論分析

FDI對遼寧省工業行業間技術溢出效應的實證分析，運用SPSS11.5進行回歸分析，結果如下:

此表是方差分析表(即F檢驗表)，該表第一列給出了總變差的來源:Regression為回歸項，Residual為殘差項，Total所對應的變差是上兩項變差之和。Df為自由度，Regression行對應的自由度是k-1， Residual行對應的自由度是n-k， Total行對應的自由度是k-1+n-k=n-1;Mean Square為方差。最后一欄為F值顯著性概率。

從上表中可以看出，變量勞動力t值為1.068，未通過檢驗，將其剔除，當F的顯著性水平小于等于0.05時進入方程，當F的顯著性水平大于等于0.1時剔除。運用軟件再次回歸，得結果如下:

aDependent Variable: Y說明:此表是回歸系數表。B為回歸系數非標準化的回歸系數 ，Std. Error為的標準誤差 ，BETA為標準回歸系數，t表示T，Sig表示顯著水平。因此最終得方程為:

LnYh=-7.857+1.380LnKH+0.574LnKf

-2.1092.4072.626

上式各變量前的數字代表相關系數，括號內的數字代表t檢驗值。查表可知，該模型通過t檢驗，R2=0.982，表明模型的擬和效果很好。

如上回歸結果所示，外部資本系數為0.574，t檢驗值為2.626，表明外資與遼寧省技術進步之間存在正相關關系。由此可知，外商直接投資(FDI)以其較高的要素生產率，通過直接效應促進遼寧省的技術進步，表明遼寧省的FDI產生預料中的技術外溢效應，促進了省內企業的技術進步。從回歸結果我們還可以看出，國內資本投入的相關系數為1.380，t檢驗值為2.407，表明省內資本投入與遼寧省技術進步之間存在明顯的正相關關系，相對而言，省內資本投入比外商直接投資更能夠促進遼寧省的技術進步。

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