ＦＤＩ和進口貿易對中國的技術溢出效應

摘要：一國（地區）的技術進步不僅取決于本國（地區）的研發資本存量，而且取決于引入的外國（地區）研發資本存量的溢出效應。本文采用擴展的CH模型，將研發資本存量作為解釋變量，選取1993年至2006年的面板數據，研究西方大國（G8成員國）和亞洲四小龍通過進口貿易、FDI兩個途徑對中國的技術溢出效用。研究結論有三：一是FDI的技術溢出效用顯著為正；二是西方大國FDI的溢出效應略高于亞洲四小龍；三是我國自己的研發資本存量只是在沒有西方大國影響的情況下與全要素生產率存在顯著的正相關關系。

關鍵詞：FDI；進口貿易；技術溢出；研發資本存量

中圖分類號：F740文獻標識碼：A 文章編號：1002-2848-2008（06）-0039-06

一、研究綜述：FDI和進口貿易的技術溢出效應

Mcdougall在1960年提出了FDI（外國直接投資）的技術溢出效用，其后，許多學者對“FDI的技術溢出假設”進行了實證檢驗。但早期對技術溢出效應的檢驗，主要是將FDI作為一個獨立的生產要素納入到內資企業的生產函數中，通過驗證內資企業的生產率是否與外資相關，從而驗證FDI的技術溢出效用，如Caves^［1］，Globerman^［2］，Feder^［3］以及Kokko^［4］。而1993年，由Haddad和Harrison提出了以全要素生產率替代生產函數作為被解釋變量，能夠更好地揭示技術進步^［5］。隨后的1995年，Coe和Helpman創造性地將研發資本存量作為內生變量，研究本國（地區）的研發資本存量和通過進口貿易引入的外國（地區）研發資本存量與全要素生產率的關系（即CH模型）^［6］，使這一領域的研究發生了質的飛躍。1997年Coe、Helpman和Hoffmaister又

收稿日期：2008-07-26

作者簡介：申嫦娥(1963-)，女，湖南省邵東縣人，北京師范大學經濟與工商管理學院副教授，管理學博士，研究方向：財務管理（含國際財務，即國際投融資）。

進一步在CH模型中引入了另一個與國際貿易密切相關的變量，即FDI，成為擴展的CH模型（被稱之為CHH模型）^［7］。Walid和Edward利用擴展的CH模型研究G6對OECD國家的技術溢出效用，發現FDI的技術溢出效應強于進口貿易^［8］。

國內對技術溢出的研究文獻較多，但大多數集中在利用國外的早期方法，直接以FDI或進口貿易作為解釋變量，驗證其與內資企業生產率的相關性，這些研究成果請參見鄭秀君對這一方面的一個綜述^［9］，本文只就國內對CH模型的應用情況作一回顧。方希樺、包群和賴明勇，主要研究中國從G7的進口貿易中獲得的技術溢出，發現效應顯著^［10］。蔡虹和孫順成研究了進口貿易的技術溢出效應，發現進口貿易溢出的技術知識存量促進了中國總產出的增長^［11］。李平和錢利考查了中國前10大進口國（地區）和FDI來源國（地區）對中國各地區的技術溢出效應，研究發現進口和貿易促進了我國的技術

進步，但地區差別顯著^［12］。黃先海和張云帆選取我國前十位的進口貿易國和外商投資國，研究對我國的技術溢出效應，發現我國外貿外資（即FDI）的技術溢出效應都較顯著，但相對而言，外資的技術溢出效應略大于外貿的溢出效應^［13］。

從現有的文獻來看，一些是從進口貿易的角度，專門研究西方發達國家對我國的技術溢出，另一些則是從我國進口貿易前十位和FDI前十大來源國的角度研究對華技術溢出。但筆者以為，一方面，只研究西方大國，而忽視亞洲發達經濟對中國的影響力是不夠的，基于相同文化背景的影響力可能更大；另一方面，如果選取進口貿易或FDI前十位，又可能會選取來自避稅地或非發達國家（地區）的投資或進口。比如中國香港，就是一個避稅地，對中國大陸的投資和貿易額都占據我國前十位，但它只是跳板或中轉站，有許多投資和貿易輸入的并不是香港的技術，而是原產地或原投資地的技術。

本文采用擴展的CH模型并進行修訂，將研發資本存量作為內生變量，選取1993年至2006年的面板數據，研究西方大國和亞洲四小龍通過進口貿易、FDI兩個途徑對中國的技術溢出效用，并以西方大國和亞洲四小龍分別構建模型，進行數據對比。

二、研究模型和數據

一國（地區）的技術進步不僅取決于本國（地區）的研發資本存量，而且取決于引入的外國（地區）研發資本存量的溢出效應。目前大家公認的引入途徑主要有二：一是進口貿易，進口國（地區）不僅可以通過進口產品或設備，提高本土資源的生產率，而且可以通過學習和模仿提高技術水平；二是FDI，通過FDI不僅可以輸入產品和設備，而且可以輸入管理理念和文化，因此，它比進口貿易的影響更加直接。

本文選用1993年至2006年的數據，原因在于1993年是我國社會主義市場經濟體制實行的起點，對外開放的程度從此邁上新的臺階。在進口貿易和FDI來源國的選擇上，是按經濟的發達程度，而不是我國的引入量，技術先進國家的技術溢出效應應該更好。首先選取G8成員國中的美國、加拿大、英國、德國、法國、意大利共6個（本文將其稱之為西方大國），沒有選取不屬于發達經濟的俄羅斯，而把日本歸到亞洲四小龍的范圍。在亞洲的發達經濟中，除日本之外還選取韓國、中國臺灣和新加坡，沒有選取中國香港。因為香港的避稅地性質，使得一些貿易和投資只是經過香港中轉而已，不能代表香港的技術水平。為了對比西方大國與亞洲四小龍的對華技術溢出效應，將分別對兩類經濟體建模，以觀測其影響程度的不同。

本文將采用CH 擴展模型，由于該模型數據處理相當復雜，因此，我們先列出模型的基本形式，見模型（1），再逐一介紹每一個變量的處理方法。

lnFt=α0+α1lnSDt+α2lnSFDIt+α3lnStradet(1)

Ft為t年的全要素生產率，SDt為第t年的國內研發資本存量，SFDIt為第t年通過FDI路徑溢出到中國的外國研發資本存量，Stradet是第t年通過進口貿易溢出到中國的國外研發資本存量，α0為常數項，α1、α2、α3是系數。

1． 全要素生產率的界定與數據來源。根據柯布-道格拉斯生產函數，有：

Yt=FtKαtLβt（2）

Yt為第t年的產出，用實際GDP表示，Kt為第t年的資本存量，Lt為第t年的勞動投入，通常用就業人數表示，Ft為全要素生產率，代表技術水平。根據公式：

Ft=Yt/KαtLβt（3）

計算全要素生產率的難度，主要是α、β以及資本存量。本文直接采用了郭慶旺、賈俊雪2005年在《經濟研究》上用索洛殘差法計算的α、β值，它們分別是0.6921和0.3079^［14］。各年資本存量的計算方法為：

Kt=It/Pt+(1-δ)Kt-1（4）

It為第t年的名義投資，Pt為第t年的固定資產投資價格指數，Kt-1為t-1年的資本存量，δ為固定資產折舊率，假定為5%，計算結果見表1。

2．研發資本存量的計算。研發資本存量的計算通常采用永續盤存法，公式為：

St=RDt+(1-δ)St-1（5）

RDt是第t年的研發支出，δ是研發資本的折舊率，一般設為5%，St是第t年的研發資本存量。現在的難點是初始研發資本存量（即S0）的設定，這里沿用CH模型對S0的設定方法：

S0=RD0/(g+δ)（6）

g為研發支出的年均對數增長率，各年的對數增長率為ln(RDt/RDt-1)，相當于對數形式的一階差分。各年的研發支出是研發資本存量的計算基礎，而為了比較各國的研發支出情況，表2我們給出了各國研發支出占GDP的比重以及研發支出的對數增長率。

說明：實際GDP根據名義GDP與GDP縮減指數折算，固定資產投資價格指數以1978年為1，具體計算參見郭慶旺、賈俊雪2004年在經濟研究第5期上提供的方法^［15］。

數據來源：中國統計年鑒

表2 各國（地區）研發支出占GDP的比重及其對數增長率(%)

數據來源：1993年至2004年的數據來自中國統計局公布的“研究與試驗發展（RD）經費及占國內生產總值的比重” www.stats.gov.cn/tjsj/qtsj/zgkjtjnj/2006。2005和2006年的數據根據OECD，Main science and Technology indicators(December 2006以及October2007) 的研發支出和IMF，World Economic Outlook Databases（April 2007）的GDP，均以當前美元PPP計算。

從表2來看，除意大利以外，上述發達經濟的研發支出占GDP的比例均高出我國許多，我國盡管這幾年的增長較快，但離發達經濟還有一定的差距。從增長情況來看，除日本外，亞洲經濟體的增長均較快。

3．FDI和進口貿易溢出的國外研發資本存量。國外研發資本存量通過FDI和進口貿易兩個路徑對中國的溢出，即本文模型（1）中的SFDIt和stradet，我們采用了Lichtenberg and Pottelsberghe的修訂方法（即LP方法）^［16］，見下面的公式：

SFDIt=∑10[]i=1FDIit[]GDPit×Sit(7)

Stradet=∑10[]i=1IMit[]GDPit×Sit(8)

Sit為i國第t年的研發資本存量，FDIit是第t年中國從i國引進的FDI，IMit是第t年中國從i國的進口貿易額，GDPit為i國第t年的GDP。

而在最初的CH模型中，分母采用的是輸入國（本文為中國）在t年的FDI和進口貿易總量。Lichtenberg and Pottelsberghe指出，Coe and Helpman計算國外研發存量采用的加權方法存在“總量偏差”，為了減小這種偏差，他們認為以出口國（地區）或投資國（地區）的GDP替代輸入國的進口或FDI總額作為權重，這樣既能體現國際研發溢出的方向，又可反映其密度大小。

中國從各國引進的FDI以及進口貿易占該國GDP的比重參見表3和表4。

數據來源：中國從各國（地區）引進的FDI來自《中國統計年鑒》，各國GDP的數據來自IMF，World Economic Outlook Databases（April 2007）。

數據來源：中國從各國（地區）的進口貿易來自《中國統計年鑒》，各國GDP的數據來自IMF，World Economic Outlook Databases（April 2007）。

從表3和表4來看，我國從各國（地區）引進的FDI或進口貿易占該國（地區）GDP的比重，一般都表現為亞洲四小龍的比例高于西方大國。

三、實證研究結果

根據第二個部分對模型數據的處理，我們獲得了模型（1）各變量的數據，現在可以對其進行回歸分析，以檢驗各變量與全要素生產率（即技術進步）的相關性及其顯著程度。

本文的統計分析采用SPSS軟件。由于FDI和進口貿易對技術溢出的影響都存在一定的時滯，因此，我們首先逐一分析每一個解釋變量當期以及滯后一期對我國全要素生產率的影響，結果發現（限于篇幅這一過程未在文中列出），每一個變量都是當期的影響力更強，因此，我們選擇以當期數據進行模型的分析。

因為面板數據或時間序列，容易存在變量的自相關問題，因此，我們先對模型（1）用全部樣本、亞洲四小龍和西方大國的數據分別進行簡單回歸，通過分析DW值，發現只有用西方大國數據的回歸存在明顯的一階自相關現象，其DW值只有0.85。為了消除一階自相關問題，取ρ=（1-DW/2）進行廣義差分，并對西方大國的數據改用適合時間序列的自回歸方法（AR模型），選用其中適合小樣本的廣義最小二乘法（Prais-Winsten）。其余分析均采用簡單回歸中的逐步回歸方法（Stepwise），以消除不顯著的變量。

通過分析，得到最后的回歸結果（不顯著的未列示）及模型的相關檢驗參數，見表5。需要說明的是，在自回歸的各種方法下，其檢驗參數與簡單回歸均有所不同，如Prais-Winsten法，對模型整體擬合程度的檢驗值使用的不是F統計量，而是殘差序列方差的標準差。

說明： *表示在10%的水平上顯著，**表示在5%的水平上顯著，***表示在1％的水平上顯著；標準差為殘差序列方差的標準差，該數據越小，模型擬合程度越好。

從表5可見，根據全部樣本回歸的模型，R2為0.962，調整的R2為0.912以及F統計量為68.525，均說明模型的擬合程度相當不錯，而DW統計量是1.611，說明基本不存在變量的自相關現象。從亞洲四小龍回歸的模型來看，其R2為0.903，調整的R2為0.874以及F統計量30.931，說明模型的擬合程度很好，DW統計量是2.194，說明不存在變量的自相關現象。而根據西方大國回歸的模型，采用了自回歸方法，R2為0.807，調整的R2為0.722，殘差序列方差的標準差只有0.008，均表明模型的擬合程度較好。

四、研究結論

從表5的回歸結果來看，不管是全部樣本還是西方大國或亞洲四小龍，FDI對我國的技術溢出效應均是顯著的，而全部樣本和亞洲四小龍的進口貿易對我國的技術溢出效應則都為負相關，這與前述的Walid和Edward的研究結論十分相似。

從西方大國和亞洲四小龍分別進行回歸的結果對比來看，FDI對我國的技術溢出效應均顯著，西方大國的影響力只是略高于亞洲四小龍。但西方大國的進口貿易對我國的技術溢出效應不顯著，而亞洲四小龍的進口貿易卻顯著為負。

最后，研究發現，我國自己的研發資本存量只是在沒有西方大國影響的情況下與全要素生產率或技術進步存在顯著的正相關關系。

我國目前正面臨經濟增長方式的轉變，即經濟增長從依靠要素的投入到依靠技術進步（或全要素生產率的提高），這不僅依賴于國內的研發資本存量，而且依賴于FDI輸入的國外研發資本存量的貢獻。因此，筆者認為，一方面我國應該更加重視自己的研發投資，在研發支出占GDP的比例上追趕發達經濟；另一方面，盡管我國目前的外匯儲備較大，但FDI的引入不可忽視，只是應該從追求數量向追求質量的方向轉變。而在FDI的引入方向上，西方和亞洲發達經濟的影響力都同等重要，不可偏廢。

至于進口貿易對我國的技術溢出效應不顯著甚至為負的現象，是需要進一步研究的問題。隨著我國外匯儲備的大幅增長，我國近幾年的進口貿易也快速增長，特別是從亞太發達經濟的進口增速更快（參見本文表4），但進口貿易并沒有帶來較好的技術溢出效應，筆者認為，這說明我國的進口貿易可能存在以下兩個方面的問題：一是增速太快，技術的吸收能力未能跟上；二是進口產品的方向選擇可能存在問題，進口產品的技術先進性需要提高。因此，我國進口貿易的數量和方向都值得進一步研究。

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責任編輯、校對：趙西寧

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