外商直接投資對我國外溢效應(yīng)的實證分析

[摘要] 本文通過計量模型分析了FDI對我國的外溢效應(yīng)，證實了這種外溢效應(yīng)的存在性和顯著性。接著又對影響外溢效應(yīng)的內(nèi)部因素進(jìn)行了分析，認(rèn)為人力資本是影響外商直接投資外溢效應(yīng)的重要因素，我國經(jīng)濟開放度的提高、基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)與完善都有助于增強外商直接投資的外溢效應(yīng)。

[關(guān)鍵詞] 外商直接投資 外溢效應(yīng) 人力資本

外商直接投資（FDI）的“外溢效應(yīng)”是指FDI對東道國的經(jīng)濟效率和經(jīng)濟增長或發(fā)展能力發(fā)生無意識影響的間接作用。從跨國投資外溢效應(yīng)的途徑入手，有以下四個途徑可以產(chǎn)生FDI的正向外溢效應(yīng)，即市場競爭，人力資本的流動，技術(shù)示范與模仿和東道國當(dāng)?shù)仄髽I(yè)與跨國公司的前后向關(guān)聯(lián)。另外，F(xiàn)DI對東道國的負(fù)向外溢效應(yīng)同樣存在。

一、外商直接投資對我國外溢效應(yīng)的量化與實證分析

借鑒Feder（1982）的做法，本文也通過抽象，假設(shè)：（1）中國的經(jīng)濟體系只包括內(nèi)資與外資兩大部門，只使用勞動和資本兩種生產(chǎn)要素；（2）內(nèi)資部門的產(chǎn)出不僅受到本部門所投入的勞動與資本的量的影響，還受到外商直接投資“外溢效應(yīng)”的影響；（3）勞動與資本邊際生產(chǎn)力在兩部門之間存在穩(wěn)定的差異關(guān)系。

依據(jù)上述假設(shè)，用數(shù)學(xué)方程來表示外溢效應(yīng)如下：

W=w(Lw，Kw)

N=n(Ln，Kn，Kw)

Y=W+N （1）

其中，W、N分別代表外資和內(nèi)資部門所創(chuàng)造的GDP，L、K分別代表勞動和資本的投入量，下標(biāo)表示部門。顯然，國內(nèi)勞動投入總量L和資本投入總量K可以分別表示為L=Lw+Ln， K=Kw+Kn。Y表示GDP總量。

進(jìn)一步假設(shè)wl和wk為外資部門的勞動力和資本邊際生產(chǎn)率，nl和nk則表示內(nèi)資部門的勞動力和資本邊際生產(chǎn)率，且有：

wl/nl=wk/nk=1+ε。 （2）

其中ε是外資和內(nèi)資部門相對邊際生產(chǎn)率的差異。

對等式（1）兩邊求全微分并結(jié)合其他關(guān)系可以得到：

dY=nldL+εnldLw+nkdK+(εnk+nw)dKw（3）

其中nw=aN/aK

對方程（3）兩邊同時除以Y，并將dK視同中國每年固定資產(chǎn)投資總額I，將dKw視同中國每年實際直接吸收外資額Iw，再加入常數(shù)項c和隨即誤差項u，即可導(dǎo)出所需要的回歸方程：

dY/Y=c+α(dL/L)+β(dLw/Lw)+γI/Y+θIw/Y+u

其中α=(aN/Y)/(aLn/L)=(N/Y)*[(aN/N)/(aLn/L)]

β=[ε/(1+ε)](aW/Y)/(aLw/L)=[ε/(1+ε)](W/Y)*[(aW/W)/(aLw/Lw)]

γ=nk，

θ=εnk+nw。

對回歸方程的各參數(shù)加以分析，可以看出α和β與內(nèi)、外資部門的勞動產(chǎn)出彈性之間存在著直接的正相關(guān)關(guān)系。γ表示內(nèi)資部門投資的邊際產(chǎn)品貢獻(xiàn)，θ表示外資部門投資由于較高的生產(chǎn)效率所產(chǎn)生的超額邊際產(chǎn)品貢獻(xiàn)與外資對內(nèi)資部門的外溢效應(yīng)所產(chǎn)生的邊際產(chǎn)品貢獻(xiàn)之和，γ與θ兩者之和則是外商對華直接投資直接與間接的邊際產(chǎn)品總貢獻(xiàn)。

本文根據(jù)中國統(tǒng)計年鑒（2000年～2007年）選取1985年～2006年的數(shù)據(jù)，包括GDP、從業(yè)人數(shù)、外資部門從業(yè)人數(shù)、固定資產(chǎn)投資總數(shù)和FDI。 運用TSP軟件進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：

dY/Y=0.1634-0.2288dL/L+0.1074dLw/Lw-0.2939I/Y+1.9928Iw/Y

(0.7635)(-0.3172) (1.3470) (-0.5214) (1.1824)

(R2=0.1982，R2修正=0.0309，S.E.=0.0886，D.W.=1.1084，F(xiàn)=0.8653)

對回歸結(jié)果加以分析，除了SE值比較合理之外，其他檢驗值均明顯偏低，解釋變量的顯著性較弱，回歸結(jié)果擬合度很不理想。重新審視1985年～2006年的數(shù)據(jù)，我們發(fā)現(xiàn)1992年前后數(shù)據(jù)出現(xiàn)很大的跳躍性。究其原因主要可以歸結(jié)為：其一，1992年鄧小平南巡講話加快了我國引進(jìn)外資的進(jìn)程；其二，我國確立符合市場需求的、管理浮動的、單一匯率制始于1994年，此前匯率的大幅度波動對回歸結(jié)果也會有較大的影響。因此，我們將樣本空間調(diào)整為1994年～2006年，以期能夠使回歸結(jié)果更好地反映經(jīng)濟現(xiàn)實與走勢。再次進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：

dY/Y=0.0245+8.2701dL/L+0.7409Lw/Lw+0.2986I/Y+0.8728Iw/Y

(0.0836)(0.6544)(2.8150)(2.6425)(2.2182)

(R2=0.9266，R2修正=0.8680，S.E.=0.0351，D.W.=2.4848，F(xiàn)=15.7899)

顯然，調(diào)整后的回歸結(jié)果明顯優(yōu)于原回歸結(jié)果，回歸的擬和度非常好，F(xiàn)檢驗值顯著提高，D.W.檢驗值更接近于2，說明基本上排除了自相關(guān)，而且SE值更小了。各檢驗值表示模型總體比較令人滿意。參數(shù)θ的回歸值為0.8728，較高的θ值說明外商直接投資對GDP增長的外溢效應(yīng)相當(dāng)顯著。較高的γ值一方面表明內(nèi)資部門投資的邊際產(chǎn)品貢獻(xiàn)也相當(dāng)可觀——當(dāng)然這其中離不開外資部門的示范帶動作用；另一方面也進(jìn)一步印證了外商直接投資對中國經(jīng)濟增長強大的推動作用。

二、影響外溢效應(yīng)的內(nèi)部因素分析

本文下面將進(jìn)一步分析各類內(nèi)部因素對外商直接投資外溢效應(yīng)的影響作用。

（1）人力資本存量。Borensztein et al.（1998）研究結(jié)果表明，東道國人力資本存量是影響FDI外溢效應(yīng)的關(guān)鍵因素，而且FDI的外溢效應(yīng)存在“臨界水平”，即只有東道國人力資本存量足夠豐裕時，東道國經(jīng)濟才能吸收FDI的外溢。遵循已有研究（BarroSala-I-Martin，1995），此處采用中學(xué)生入學(xué)率（MSCH）來表示人力資本存量。

（2）經(jīng)濟開放度。Findley(1978)、Batiz(1991)從中間產(chǎn)品投入多樣化的角度證實了對外開放程度與FDI外溢效應(yīng)之間的正相關(guān)性。由于FDI與出口貿(mào)易之間的替代或互補關(guān)系直接影響了FDI的外溢效果，因此本文選用出口依存度（EXD）來衡量我國經(jīng)濟的對外開放度。

（3）國內(nèi)市場競爭程度。一般認(rèn)為，如果東道國國內(nèi)市場競爭程度越高，外資企業(yè)對內(nèi)資企業(yè)的外溢效應(yīng)就越明顯。Globerman(1979)、Dunning(1993)等人研究都表明外資企業(yè)的進(jìn)入打破了東道國尤其是發(fā)展中東道國原有的國內(nèi)市場的壟斷局面，加劇了市場競爭的激烈程度，因而國內(nèi)生產(chǎn)競爭度與外資比重存在著正相關(guān)性。本文在這里用市場競爭程度（SHARE）來表示。

（4）基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。完善的基礎(chǔ)設(shè)施不僅可以成為吸引具有較高素質(zhì)的FDI的重要優(yōu)勢條件，從而提高外溢效應(yīng)來源的質(zhì)量和規(guī)模。且基礎(chǔ)設(shè)施的完善程度與當(dāng)?shù)谾DI企業(yè)外溢效應(yīng)的大小呈正相關(guān)關(guān)系。本文在這里使用郵電業(yè)務(wù)量（TELE）來表示。

以FDI的外溢效應(yīng)SPILL為因變量，對人力資本（MSCH）、經(jīng)濟開放度（EXD）、市場競爭程度（SHARE）、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)（TELE）4個自變量進(jìn)行回歸分析，本文根據(jù)中國統(tǒng)計年鑒（2002年～2007年）選取1990年～2006年的樣本數(shù)據(jù)，得到的回歸結(jié)果見下表。

回歸結(jié)果表

通過回歸分析，我們看到，經(jīng)濟開放度對外溢效應(yīng)具有正向影響。本文采用的是出口開放度來替代經(jīng)濟開放度，表明了我國外商直接投資與出口貿(mào)易主要是互補關(guān)系，也較好地吻合了我國長期以來堅持出口導(dǎo)向型的引資戰(zhàn)略。

市場競爭程度與外溢效應(yīng)存在正相關(guān)，表明外資企業(yè)的進(jìn)入通過打破原有的市場壟斷、增強我國國內(nèi)市場競爭而促進(jìn)了外溢效果，這與Dunning(1993)等人的研究結(jié)果是類似的。

基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)變量的系數(shù)為正，說明我國基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)與完善是增進(jìn)外資企業(yè)外溢效應(yīng)的重要因素。我國完備的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)不僅有利于吸引外商直接投資，而且有助于國內(nèi)企業(yè)吸收外商企業(yè)生產(chǎn)中所采用的先進(jìn)技術(shù)。

與已有的研究結(jié)果不同的是，我們回歸結(jié)果中人力資本變量系數(shù)雖然為正，但t統(tǒng)計值沒有通過顯著性檢驗。眾多學(xué)者研究結(jié)果都發(fā)現(xiàn)東道國以人力資本為載體的吸收能力決定了本國企業(yè)到底能在多大程度上吸收、消化外資企業(yè)技術(shù)。Borensztein et al.（1998）研究發(fā)現(xiàn)，外商直接投資與東道國人力資本的結(jié)合效果決定了外資企業(yè)對東道國經(jīng)濟增長的影響作用。借鑒這一思想，我們對回歸方程進(jìn)行了改進(jìn)，用人力資本與我國外商直接投資的乘積（MSCH×FDI）來代替MSCH變量，從而來考察人力資本是否與外商直接投資結(jié)合起來一起影響了FDI的外溢效應(yīng)。同時，為了比較研究，我們分別采用中學(xué)生入學(xué)率（MSCH）與大學(xué)生入學(xué)率（COLLEGE）來衡量人力資本，以它們與外商直接投資的乘積項進(jìn)行回歸，得到回歸結(jié)果（見上表②、③）。回歸方程、系數(shù)統(tǒng)計意義均顯著。將回歸結(jié)果②、③與①進(jìn)行比較，可以得到以下幾點結(jié)論。

（1）比較各個回歸方程的R2修正值，我們發(fā)現(xiàn)結(jié)果②、③的擬合度明顯提高，說明比起單純的人力資本積累而言，東道國人力資本與外商直接投資的相互結(jié)合才是影響外溢效應(yīng)的關(guān)鍵因素。同時，②、③中人力資本替代指標(biāo)與FDI的乘積項的回歸系數(shù)t統(tǒng)計值均高于結(jié)果①中MSCH變量，也為這一結(jié)論提供了支持。

（2）在加入人力資本與外商直接投資的乘積項之后，市場競爭程度（SHARE）與外溢效應(yīng)的關(guān)系由正相關(guān)變?yōu)樨?fù)相關(guān)，表明難以準(zhǔn)確刻畫這一變量對外溢效應(yīng)的具體影響。Kokko(1996)指出，大量的外資進(jìn)入本國市場對國內(nèi)企業(yè)外溢效應(yīng)的影響也具有雙重效應(yīng)。一方面推動了本國企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，另一方面過多的外商直接投資又往往容易導(dǎo)致外資企業(yè)對本國市場形成新的壟斷局面。

（3）通過比較MSCH*FDI、COLLEGE*FDI乘積的回歸系數(shù)t統(tǒng)計值可以發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI與人力資本相結(jié)合更多的是與具有初、高中教育水平的勞動者結(jié)合在一起，這一回歸結(jié)果反映了我國FDI以加工貿(mào)易業(yè)為主的顯著特點。加工貿(mào)易業(yè)多屬勞動密集型行業(yè)，對勞動者教育程度要求不高，因此具有中學(xué)教育程度的勞動者反而比具有大學(xué)教育程度的勞動者能夠較好地與FDI結(jié)合在一起，其中一個原因就在于前者有著后者所不具備的相對“廉價勞動力”優(yōu)勢。

參考文獻(xiàn)：

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[2]沈坤榮:外國直接投資的外溢效應(yīng)分析[J].金融研究，2005年第9期