外商直接投資的技術外溢對農產品加工業影響研究

許標文,董 微

(1.福建省臺灣農業研究中心,福建 福州 350003;2.福建農林大學經濟與管理學院,福建 福州 350002)

21世紀以來,隨著中國市場需求的擴大及軟硬投資環境日益改善,大批外商紛紛來華直接投資,對中國的工業經濟產生巨大的影響,外商直接投資 (FDI)已經成為中國經濟發展的一個重要經濟增長點。地方政府紛紛招商引資,讓外資享受比內資企業更優惠的政策,為什么要選擇外商直接投資的方式?因為FDI與內資有不同的特殊性質:“FDI是資本、專利及相關技術的結合體,因而其對增長的作用是多方面的,對技術先進國和發展中國家的影響大不相同[1]。”FDI是 “資本、管理技術和生產技術”的廣義資本[2]。從這些學者的研究表明,國內企業在利用外資的效率比外資企業在當地利用外資的效率低。農產品加工業已經成為國民經濟發展中總量最大、發展最快、對 “三農”帶動最大的支柱產業之一,也是吸引外商直接投資最多的產業之一。近幾年發布的中央一號文件都明確指出,要通過貼息補助、投資參股和稅收優惠等政策,支持農產品加工業發展。那么,外商直接投資的大量引入,會對中國農產品加工業產生怎樣的影響呢?本文在國內外學者對有關外商直接投資技術外溢效應的研究情況下,闡述FDI技術外溢對農產品加工業的影響,構建FDI對經濟增長影響的計量模型用于實證檢驗,并加以分析,最后給出結論,并提出相關政策建議。

1 相關文獻回顧和模型的建立

目前,有關外商直接投資對東道國經濟增長、國內投資和就業影響的研究,主要集中于FDI外溢效應、是否促進了東道國的經濟增長。所謂外溢效應,是指由于外商在當地設立企業后,內外資企業間通過人員流動、R&D投入等因素,當地企業通過模仿、學習等手段導致外資企業技術的非自愿擴散,促進了當地企業生產率的增長,同時增加就業,提高勞動力技能水平,優化產業結構,促進城市化水平等等,進而對當地經濟的長期增長做出貢獻。

在影響技術溢出因素之中,不同的學者對技術差異與溢出效果的關系有不同的見解。Britan J&Harrison[3]、Globerman&Kokko[4]等研究指出,本國企業技術能力與外資企業的技術差距較小時,溢出效率高。而Fredrik[5]等研究則指出技術差距越大,當地企業從FDI溢出中獲益越多。Blomstorm[1]認為當地的勞動技術水平和基礎設施水平要達到從外資企業學習的最低要求,才能享受FDI帶來的對當地經濟的增長。在研究方法上,Freder[6]在研究中開創性地區分內資和外資對經濟增長的作用,通過兩部門經濟強調了FDI與內資的差異性。在模型的構建上有兩種形式:一種以 FDI為解釋變量之一直接測度全要素生產率的技術外溢系數;另一種以總資本K和FDI(G)為解釋變量測度DP增長率。

但是,由于外資企業本身具有較強的增長能力,而技術保護、知識產權等原因使得國內企業無法從外資企業得到正的技術外溢。因此,FDI可能只對外資企業有益。國內學者姚洋等也認識到了這一點,在其研究中區分了FDI的外溢效應與生產率差異效,本文也將做這種區分,以便更準確分析FDI對農產品加工業的溢出效應。根據擴展的CD生產函數基本模型,設定如下模型:

LnYdit=λ1 LnLdit+λ2LnKdit+λ3 LnK fit+ε

其中,i=1,…,12代表農產品加工業的12個行業,t=1998,…,2009代表年份,Y d代表內資農產品加工企業總產出,Ld代表內資農產品加工企業勞動投入,Kd為內資農產品加工企業資本投入,K f為外資農產品加工企業資本投入,ε是殘差項,假定它滿足正態隨機分布。

2 數據的描述與方法

2.1 數據來源與描述

本文選取中國農產品加工業為研究對象,主要數據均來自 《中國統計年鑒》[7]。根據我國 《國民經濟行業分類》(GB/T4754),農產品加工業包括12行業:食品加工業 (C13)、食品制造業(C14)、飲料制造業 (C15)、煙草制品業 (C16)、紡織業 (C17)、服裝及纖維制品制造業 (C18)、皮革毛皮羽毛 (絨)及其制品業 (C19)、木材加工及木竹藤棕草制品業 (C20)、家具制造業(C21)、造紙及紙制品業 (C22)、印刷業和記錄媒介的復制 (C23)、橡膠制品業 (C29)。這些行業與農業密切相關,被稱為第1.5產業。

整個農產品加工業的產出用 “農產品加工業增加值”來代表。外資農產品加工業的產值用 “港澳臺投資經濟農產品加工業”和 “外商投資經濟農產品加工業”總產值之和來代表,內資農產品加工業的產出則為兩者的差值。同理,其他有關內資農產品加工業的變量亦由全部農產品加工企業該變量的數值與三資農產品加工企業數值之差代表。由于從2008年起,已經沒有統計工業增加值,因此為了統一計算口徑,本文將用工業總產值來代表工業增加值。盡管各行業工業產值可能因行業處于產業鏈條上的不同位置而產生較大差異,但本文實證所用的是分行業時間序列數據,并且引入滯后變量作為工具變量,可以消除以總產值為因變量產生的偏差。

對于資本存量,本文擬采用 “年末資產總計”計量企業資本投入,不僅代表了固定資產、流動資產、長期投資等,還包括了企業的無形及遞延資產,而且正是無形資產產生了內資與外資在技術、管理等方面的差異。因為一個企業的生產技術總是在于企業內各種資產的有機結合中并且通過各種資產的有機運作發揮出來的,因此年末資產總計能更準確地描述內資與外資間的差異性,以及由此產生的外溢效果。

勞動投入用農產品加工企業每年的 “職工平均人數”來衡量。將 “外商投資經濟單位”和 “港澳臺經濟單位”在農產品加工行業的從業人員數之和來近似代替外資農產品加工業工業企業從業人員。

2.2 估計方法

本文采用的是面板數據,由于時間系列數據可能出現異方差問題,同時截面數據可能出現序列相關性問題,從而使普通最小二乘法 (OLS)失效。為了避免此類誤差,應對截面單元異方差性和序列相關性進行修正,這種方法稱為似然不相關法(SUR)。但似然不相關法也有其適用條件,樣本數據中的截面數據單元不能過于多,并且時間系列長度又要足夠長。迭代廣義矩 (ITGMM)估計方法特別適合 “短時期、大截面”的動態面板數據模型的估計。因此,根據本文數據的實際情況,采用可行的迭代廣義矩估計方法 (ITGMM)。

3 實證檢驗與分析

由于自1998年起,我國工業統計口徑范圍為全部國有工業企業及年銷售收入在500萬元以上的工業企業,因此在本文的分析中,選取的時間跨度為1998～2009年。首先利用FDI對全部農產品加工業的影響進行估計,然后對FDI對內資農產品加工業影響進行估計,以比較它們之間的區別。

Root MSE=9.4163,Sargan檢驗P=0.9121,AR(1)檢驗P=0.06。

Root MSE=8.4623,Sargan檢驗P=0.9730,AR(1)檢驗P=0.05。

其中,方程式下方為該方程的估計系數,括號內的數字為該系數的P值;Root MSE代表方程的殘差平方根,該數值越小表示方程回歸效果越好;Sargan值用來檢驗方程是否存在過度識別約束,P值越接近1表示不存在過度識別約束;AR值用來檢驗滯后變量,P值越小表示該滯后變量無系列相關性。

方程 (1)以包含內資和外資農產品加工企業在內的整個農產品加工業為研究對象。可以看到,K f的系數為0.091 8,與Y呈顯著的正相關性。但是,這種正相關性可能主要來自于FDI本身對外資農產品加工企業而產生的對農產品加工業總產值的貢獻率,因此有必要剔除這部分差異。當單純以內資農產品加工企業為研究對象時,排除外資農產品加工企業對內資農產品加工企業引起的偏差后,K f的系數僅為 0.037 7,P值也上升到0.087 5,Kf與Yd呈不顯著的正相關。由此,方程(1)高估了FDI對農產品加工業的技術外溢水平,方程 (2)更能準確描述FDI對農產品加工企業的技術外溢水平。因此,如何提高外資企業的技術溢出效應,將是內資企業和相關部門共同思考的問題。

同時,方程 (2)的勞動力估計系數比方程(1)大,表明內資企業勞動力貢獻率整體上比外資企業高,這意味著內資農產品加工企業還主要是勞動密集型產業。而因為人均資本代表了技術水平,人均資本越高其技術水平就越高,勞動生產率也越高。資本的估計系數也表明了內資企業的資本貢獻率比較低。滯后項的估計系數為負,這說明了農產品加工企業向買方市場轉換了,企業的產出取決于市場而不是企業上一年度已經形成的生產能力,對于進入壁壘低的農產品加工企業就更取決于市場的需求了。

此外,正如Blomstorm[1]所指出的,只有當當地的勞動技術水平和基礎設施水平達到一定門檻后,FDI的技術外溢效應才開始,由于我國各地勞動技術水平和基礎設施水平差異比較大,內資農產品加工企業的設備和技術還不夠先進,大部分企業仍處于初加工、粗加工階段,缺乏產品自主開發能力,信息不夠流暢,營銷能力差等生產性服務業對產業的發展支持比較弱,使得內外資企業在勞動力和生產技術上存在差異,因此FDI的對內資企業的溢出效應水平比較低。同時,由于農產品加工企業大多屬于小規模企業,技術吸收與創新能力會不會影響FDI技術外溢效應,它們沒在本文的研究范圍,過度的競爭可能影響了外資企業的溢出效應。

4 政策建議

本文研究結果表明:1998～2009年內,FDI對農產品加工業產出的增長率更多來自于外資企業本身,利用FDI對內資企業的溢出效應不明顯,同時也解釋了FDI對內資企業技術溢出效應水平低的原因。由于農業生產性服務業的發展能夠保持農業生產過程的連續性、促進農產品加工技術進步、農業升級和提高生產效率提供保障服務,能有效推動農業產業結構優化升級,其發達程度是衡量農業綜合競爭力和現代化水平的重要標志之一[8]。因此,為提高FDI溢出效應,要大力發展有利于內資農產品加工企業發展的生產性服務業,促使農產品加工企業在生產性服務業嵌入的方式下提高FDI技術溢出環境,使內資與外資農產品企業共生發展,進而促進內資農產品加工企業的發展。

[1]Balasubramanyam V N,Salisu M,Sap sford D.Foreign Direct Investment and Growth:New Hy potheses and Evidence[R].Discussion Paper,EC7/96,Department of Economics,Lancaster University,1996.

[2]Johnson,Harry G.Direct Foreign Investment in Asia and Pacific[M].Toronto:University of Toronto Press,1972.

[3]Brian J,Harrison E.Do Domestic Firms Benefit from Direct Foreign Investment?Evidence from Venezuela[J].The American Economic Review,1999,89(3):605-618.

[4]Globerman s,Kokko A.The Determinants of Host Country Spillovers from Foreign Direct Investment:Review and Synthesis of the Literature[J].Economics and Finance,1999(10):239-259.

[5]Sjoholm Fredrik.Technology Gap,Competition and Spillovers from Direct Foreign Investment:Evidence from Establishment Data[J].The Journal of Development Studies,1999,36(1):53-73.

[6]Feder G.On Export and Economic Growth[J].Journal of Development Economics,1982(12):59-73.

[7]中華人民共和國統計局.中國統計年鑒(1999～2010)[M].北京:中國統計出版社,1999～2010.

[8]潘錦云,李晏墅.農業現代服務Ⅱ:以促農的產業路徑[J].經濟學家,2009(2):61-67.