FDI技術溢出對我國產業結構優化的影響

摘要：通過使用PVAR方法控制變量之間的內生性相互影響，分析檢驗FDI和研發投入對我國產業結構優化的影響。研究表明FDI對產業結構優化有顯著地直接促進作用，此外通過促進國內研發投入，對產業結構優化也有間接促進作用。我國應根據各地經濟發展不同狀況制定不同的引資政策；同時增加研發投入，提高自主創新能力，以推進產業結構優化。

關鍵詞：產業結構優化；FDI；研發投入；PVAR

中圖分類號：F121.3 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2013）09-0063-07

經過三十多年的招商引資，《2011年世界投資報告》顯示截至2010年中國吸引的外商直接投資（FDI）已超過了1 000億美元，位居全球第二位、發展中國家第一位，FDI成為促進我國經濟發展的一個重要因素。經典的兩缺口模型實質上已清楚地詮釋了發展中國家吸收FDI有助于推動經濟發展，能夠給東道國帶來就業和技術進步。同時，結構主義學派認為發展中國家與發達國家經濟增長的不同主要是由產業結構決定的。各部門間生產率和生產率增長率存在的差異，導致投入要素從低生產率水平或者低生產率增長的部門向高生產率水平或高生產率增長部門流動時所產生的“結構紅利”保證了經濟的高速增長（Peneder，2002）[1]。因此，研究FDI對我國產業結構的影響能夠更好地分辨出其對我國經濟可持續發展的作用。

已有的關于FDI對東道國產業結構溢出效應的研究，出現了正反兩種結果無法取得共識。一種觀點認為，作為全球壟斷資本的一部分，FDI通過外包的方式對發展中國家的產業起到了促進作用（Grossman和Helpman，2002a[2]；Desai et al.，2005[3]；Ghodeswar 和Vaidyanathan；2008[4]等）。發達國家跨國公司所具有的資本和技術優勢，能帶動我國勞動密集型產品生產及相關產業發展，進而通過技術外溢效應推進我國資本與技術密集型產品的生產及相關產業的發展，使我國進出口貿易呈爆炸式增長；國際服務外包可在東道國產生知識或技術溢出效應，提高接包企業技術創新能力，促進我國整體產業水平的提升（徐毅、張二震，2008[5]；吳福象、劉志彪，2009[6]；李元旭、譚云清，2010[7]等）。而Haddad和Harrison（1993）[8]對摩洛哥制造業的研究、Aitken（1999）[9]對委內瑞拉制造業的研究、Blomstrom和Sjoholm（1999）[10]對印度尼西亞制造業的研究發現，跨國公司對東道國的生產率提高沒有起到推動作用。Grossman和Helpman（2002b）[11]分析了全球產業鏈中接包方尤其是發展中國家的企業及產業付出的成本代價。我國也有學者認為引進發達國家跨國公司投資可能更多地會對我國產業發展產生負面效應，陷入“比較優勢陷阱”、“產業配套陷阱”或國際外包的陷阱，對我國產業升級具有一定的局限性或負面效應（劉志彪、張杰，2007[12]；牛衛平，2012[13]等）。雖然檢驗結果大相徑庭，但這些文獻對發展中國家引進外資提供了很好的借鑒。

上述文獻得出的結論不一致，原因有兩個方面。一是更多地直接考察了FDI對東道國產業的影響。由于不同產業資源配置不同，在一國經濟發展中所處的地位不同，因此FDI對不同產業必然會有不同的溢出效應，產生不同的影響。而產業結構優化代表的是一種趨勢，是產業理論認可的一種產業結構發展方向，考察FDI對產業結構優化的影響，能夠更直接地反映FDI對東道國產業結構的影響是正面的還是負面的。二是FDI的外溢效應與東道國產業結構優化升級不是單向線性關系。以往文獻的實證研究僅驗證了FDI對產業結構的單向影響，沒有考慮到兩者之間的相互影響，用脈沖響應函數進行分析能很好地規避變量間的內生性問題。

一、理論分析

FDI理論認為外國直接投資會影響一國的產業結構。外商投資可以擠出部分低效率的國內企業，進而通過產業升級和技術擴散提高國內能源和資源的使用效率。FDI對東道國產業的影響首先是其投資的產業，由于使用的生產技術較為先進，從總體上提升了該產業的技術水平，又通過前后關聯對上下游企業產生溢出效應，從而提升東道國的產業結構。其次，外資企業通過示范與模仿、競爭兩條路徑促進了同行業中的內資企業全要素生產率及技術效率的提升（覃毅、張世賢，2011[14]）。FDI一方面對當地產業通過技術溢出提升其生產技術，優化結構，另一方面通過給當地企業帶來競爭壓力而產生倒逼機制，促使其提高技術水平，從而優化產業結構。那么，FDI是否一定能夠促進東道國的產業結構優化呢？已有眾多文獻研究表明，FDI的溢出效應并不一定能夠促進東道國產業結構的升級。首先，FDI帶來的技術和管理并不是最先進的，盡管國際經濟理論認為發展中國家適用于引進中等技術，但技術的等級實在難以劃分；同時，FDI的母國也不會同意把最先進的技術輸往他國，以妨礙其獲取超額利潤。因此，從投資母國的角度來看，FDI分流出去的都是本國的夕陽產業、過時技術；其次，就東道國來說，對FDI溢出效應的吸收需要有許多輔助因素，甚至存在門檻效應。綜上所述，FDI對我國的產業結構是否有促進作用還需要進一步的考證。

產業經濟理論認為，技術的提高是促進產業結構優化升級的重要因素，而提高技術需要有大量持續的研發資金投入。研究發達國家的經濟發展史，我們會發現其經濟高速增長的背后是巨額并且持續的研發投入。歐盟在陷入歐債危機之時，其研發投入金額不但沒有隨GDP的降低而削減，反而逆勢增長。同時，歐盟建立了系統的創新體系，最大限度地鼓勵創新、資助創新，充分顯示了其對研發的重視程度。通過FDI的技術溢出提高創新能力、優化產業結構是發展中國家青睞的捷徑，但是東道國研發投入的多少不僅影響其對FDI技術溢出的吸收和消化，還會進一步影響對FDI技術溢出的改造和創新，在某種意義上，東道國的研發投入狀況將會直接影響FDI技術溢出效應的大小。然而，持續而大量的研發投入一定能夠帶來技術的提升、產業結構的優化嗎？已有眾多文獻研究表明，研發投入不一定能夠提高技術，促進產業結構優化升級。首先，研發資金必須和其他要素相結合才能有理想的產出，其中最為重要的因素就是高素質的研發人員。資金和高智商結合才能有高質量的創新產出，如果沒有高素質的科技人才，研發資金不會帶來任何技術成果，沒有產出的研發資金是一種資源浪費，還不如普通資金，至少還有擴大生產的效果。其次，研發資金必須高效科學地使用，管理才能物盡其用。研發資金的管理難度較大，主要在于其產出的不可測性以及短時間內難以衡量其產出的價值。也正因為如此，導致研發資金的分配使用存在巨大漏洞。再次，研發的方向決定了產出對經濟增長的有效性。國務院總理溫家寶曾說過：科學選擇戰略性新興產業非常關鍵，選對了就能跨越發展，選錯了將會貽誤時機[15]。新興產業的選擇實質上指明了本國研發的方向，如果方向錯了，研發投入變為沉沒成本，浪費了社會資源。綜上所述，研發投入是否一定能促進我國產業結構的優化也需要進一步的考證。

產業結構優化對FDI的影響難以定論。要分析我國產業結構優化對吸引外資的影響，首先要厘清跨國資本的全球擴張戰略以及我國在國際分工中的地位。作為一個發展中國家，我國在國際分工中一直處于價值鏈的底端。經過30多年的改革開放，雖然我國的出口貿易結構有了較大的改善，但根據詳細的出口數據我們可以知道，所謂的高技術產品的出口一半以上源自“三資”企業。從本質上看，中國在國際分工中的地位并沒有發生徹底改變，中國的比較優勢仍在勞動密集型行業（文東偉等，2009[16]；齊蘭，2009[17]）。2001年入世之后，進出口貿易迅猛發展，我國更深入地參與了國際產業分工體系，國際加工工業大量轉移過來，吸引FDI的仍是我國的比較優勢，即廉價而豐富的勞動力資源。雖然與開放之初相比勞動力各方面素質有所提高，但橫向相比，如前所述，我國仍在國際分工的底端，入世以及我國對外開放的進一步加深為簡單加工制造業提供了廣闊的空間。FDI作為一種外來資本，完全遵循資本的逐利原則，受東道國產業政策約束較小，或者說在其經營戰略中不會考慮東道國產業政策。FDI進入我國的目的絕大多數仍是為實現成本最小化戰略，為利用我國的廉價勞動力。FDI基本都是流向第二產業，我國第三產業的發展比較落后且有許多進入壁壘。因此，我國的產業結構優化對FDI的引進幾乎沒有影響。

產業結構優化會對研發投入產生影響。根據創新理論，產業結構優化會促進經濟增長，同時意味著技術進步。經濟增長提供了足夠的資金，而技術進步是持續的，因此產業結構優化應會帶來更多的研發投入。但是產業結構優化分為幾個階段，就工業化的幾個階段而言，注重技術進步及創新，因此產業結構優化會伴隨更多研發投入。但就產業結構優化的高級階段，即第三產業占GDP比較高時，情況則有所不同。就我國產業結構優化狀況來說，有兩個原因導致研發投入下降。首先，目前在發展第三產業、提高第三產業占比的過程中，政策因素起了決定性的作用。各地政府不顧當地經濟發展狀況，為提高第三產業占比制定了硬性指標；其次，我國的第三產業的發展仍是低技術的規模擴張，技術含量不高，高附加值的第三產業發展滯后，沒有帶動更多的研發投入。因此，隨著我國的產業結構的優化，研發投入反而減少了。

FDI與東道國研發投入之間相互影響。FDI對一國經濟（包括技術、創新和產業結構優化等各方面）的溢出很大程度上取決于該國的吸收能力，而培養和提高吸收能力要靠大量的研發投入。我國作為一個發展中國家，引進的外資基本上都比國內資本具有較高的技術含量，需要投入研發資金進行消化吸收和創新，因此，隨著FDI流入的增多，需要增加用于吸收和創新的研發投入。但是，研發投入的增長有可能減少FDI的流入。原因有三：一是經過30多年的改革開放，經濟發展有了較為充裕的資金，外資彌補資金缺口的功能減弱了，也就是說，我們不再為資金不足而引資；二是我國通過對外來先進技術的消化和吸收，增強了創新能力，有很多產業的技術較為先進，不需要引進外資了；三是隨著科技水平的發展，對引進外資的質量也會提高要求，一些技術含量較低的FDI不再允許進入。但我國目前還有其他軟硬件設施，如環境、醫療、高級人才等，不夠完善和充足，還不足以吸引到技術含量更高的FDI；同時，投資母國對高技術資本的外流也持謹慎態度。簡言之，我國引進的FDI越多，需要用于吸收和消化的研發投入就越多；而隨著研發投入的增加，會減少FDI的引進。

二、模型設定

關于產業結構的衡量指標，已有的文獻并沒有統一的標準[18][19]。工業化是一國實現經濟現代化的必經之路，而產業結構是工業化的重要內容。衡量一國工業化程度的標準有多種，其中產業結構高級化是工業化程度發達的重要標志。根據配第-克拉克定理，經濟發展的最高階段是第三產業在國民生產總值中的比重上升，并超過第一、二產業。目前國際上采用較多的是庫茲涅茨的三次產業比重標準。①我國目前各地區都把第三產業占比作為考核行政業績的主要指標，并把“加快形成以服務經濟為主的產業結構”作為“十二五”期間的目標和任務。同時為避免多重共線性，我們用第三產業占GDP比重刻畫產業結構優化升級，用ist表示。②

我國的許多學者在計算各年度的研發資本存量時，多使用永續盤存法，這種計算方法容易高估研發資本。事實上，我國的研發投入中，研究人員的工資支出占了研發資金的很大比例，很少能夠像固定資產投資那樣形成積累。從政府層面來看，研發投入嚴重不足，同時在使用管理方面存在種種弊端，如投入分散、責任機制不健全等，當年的研發資金幾乎不會給下一年的研發留下什么“遺產”；而從企業來看，研發投入更是注重短期效益，很少有存量發生。因此，我們借鑒王靜和張西征（2012）[20]的做法，直接用國內R&D當年投入金額的對數作為研發投入的考察變量，記為RDD。

基于前面的理論分析，我們用各地外商投資企業投資總額作為外資的代理變量，使用其對數進行考察，記作FDI。

我們設定本文研究所需要的模型如下：

如前所述，IST代表產業結構優化，RDD代表當期研發投入，FDI代表滯后一期的外資，ε代表誤差項，i和t分別代表地區和時間。

面板數據能夠使用個體效應控制無法觀察到的個體差異，而向量自回歸方法（VAR）能夠很好地處理系統變量之間的內生性問題，Love和Zicchino的面板數據向量自回歸方法（PVAR）結合了兩者的優勢。由于產業結構反過來也會影響外資進入和研發投資，因此我們借鑒Love和Zicchino的做法來研究產業結構與外資和研發投入之間的動態關系。這樣，既能控制變量之間的內生性，又能控制外資差異的影響，我們設定的二階PVAR模型如下：

脈沖響應函數描述系統中，說明的是在控制了其他變量固定不變時，一個變量對另一個變量沖擊的反應。由于系統中各方程對應的誤差項可能存在相關性，其相關部分不能被任何特定的變量所識別。為解決這個問題，可通過引入一個變換矩陣，使其與原誤差的協方差矩陣相乘，從而得到一個對角矩陣，使誤差項變為正交。一種常用的變換方法是喬利斯基（Cholesky）分解法，該方法按照一個設定的順序，把系統中變量的相關部分分解給第一個變量，假定前面的變量會在當期和滯后期影響后面的變量，而后面的變量僅在滯后期對前面的變量產生影響。

在我們的設定中，假定外資和研發投入的滯后沖擊會對產業結構產生影響，同時產業結構的滯后沖擊對外資和研發投入也產生影響。我們認為這個假定存在合理性，因為外資需要一定的時間才能形成生產能力，導致外資對產業結構的影響存在滯后性；而研發投入變成生產力的時間可能更長，而且具有不確定性；產業結構的調整對引資和研發投入的影響也有時滯效應。如果我們的設計合理，FDI和研發投入滯后一期、滯后二期都會對產業結構產生沖擊，產業結構滯后一期和滯后二期也會對FDI及研發投入產生沖擊。

在使用面板向量自回歸時，一個較強的假設前提是每一個橫截面個體具有潛在相同的VAR模型結構，實際上這一假定前提是難以成立的。為控制個體之間的差異，通常的解決辦法是加入個體固定效應。由于個體固定效應與被解釋變量的滯后項之間存在相關性，我們借鑒Love和Zicchino的做法，使用Helmert過程來克服使用一般性均差過程消除固定個體效應時可能會導致的估計系有偏。Helmert過程是使用前期均值來消除地區個體固定效應，前期均值是所有未來觀察值的均值，該方法可使被轉換變量與滯后回歸因子之間保留正交性，因此使用滯后的回歸因子作為工具變量能夠進行有效的廣義矩估計（GMM）。

由于經濟發展具有周期性，進入新世紀以來我國經濟結構變動較大。同時，經過30多年的改革開放，我國產業結構已發生了很大變化，因此我們主要分析進入新世紀以來我國產業結構受外資的影響。本文基于2000—2009年30個省市（本文樣本未包括港澳臺地區；由于西藏部分數據缺失，也未包括進來）的面板數據分析FDI與RDD對各省市產業結構優化的影響。相關數據來源于《中國統計年鑒》和《中國科技統計年鑒》，表1給出了變量的描述性統計。

三、檢驗結果與分析

（一）單方程檢驗結果與分析

首先，我們使用模型（1）對FDI和R&D如何影響產業結構進行單方程面板個體固定效應估計，結果見表2。很明顯，無論是單獨放入RDD進行回歸，還是將RDD和FDI一起放入進行回歸，RDD的系數都顯著為正，這表明研發投資對我國產業結構優化升級具有明顯的促進作用。但是，無論是單獨放入FDI進行回歸，還是將FDI和RDD一起放入進行回歸，FDI的系數都為負，也都不具有顯著性，這表明外商直接投資對我國產業結構優化升級不僅沒有促進作用，還有抑制作用的傾向。由于單方程無法檢驗FDI通過促進國內研發、進而促進產業結構優化升級的作用，使得檢驗結果出現FDI對產業結構優化升級出現抑制作用的傾向。

從檢驗結果中可以看出，無論是單獨放入還是和研發投入一同放入，外資對我國產業結構優化的影響皆為負。雖然結果不顯著，但反映了我國在引進外資方面存在盲目引進的傾向，各地區在引資過程中，沒有結合產業結構，沒有從優化產業結構的角度考慮，未注重引進外資的質量。

而研發投入無論是單獨放入還是同外資一同放入，結果都是在5%水平上顯著為正。這反映了我國的研發投入整體上注重產業結構的優化，各地的研發投入結合了產業政策。

（二）PVAR模型的檢驗結果與分析

為了控制變量之間的內生性影響，消除地區個體固定效應后，對模型（2）、（3）、（4）進行面板向量自回歸（PVAR）系統估計，表3給出了滯后一期的估計結果。很明顯，在產業結構優化升級（IST）為被解釋變量的方程中，無論是外商直接投資（FDI）的系數，還是研發投資（RDD）的系數都為正，說明FDI和RDD對產業結構優化升級都具有促進作用；由研發投資（RDD）方程可知，外商直接投資（FDI）系數為正，說明外商直接投資對研發投資具有促進作用，進而也會促進產業結構優化升級。根據滯后一期的估計結果，圖1給出了變量之間的脈沖相應函數變化圖。很明顯，產業結構優化升級變量（IST）對FDI和RDD一單位標準差的變化沖擊都具有正向響應。

為獲得穩健的結果，我們對面板向量自回歸（PVAR）模型又做了滯后兩期的系統估計，結果見表4。從產業結構優化升級（IST）方程看，無論滯后一期還是滯后二期，FDI的系數都為正，研發投資RDD滯后一期的系數為正，滯后二期的系數為負。這也說明，外商直接投資促進產業結構優化的作用更持久。從研發投資（RDD）的方程看，FDI滯后一期和滯后二期的系數也都為正，說明外商直接投資FDI對研發投資RDD具有持續的促進作用，進而又促進了產業結構優化。根據滯后二期估計的結果，圖2給出了變量之間的脈沖相應函數變化圖。很明顯，產業結構優化升級變量（IST）對FDI和RDD一單位標準差的變化沖擊仍然顯示出正向響應。

綜合PVAR模型的滯后一期和滯后二期的估計結果可知，無論是滯后一期還是滯后二期，兩個檢驗結果都表明，外商直接投資FDI和國內研發投資RDD對我國產業結構優化具有促進作用，并且，外商直接投資FDI還通過促進國內研發投資RDD增加，進而對產業結構優化產生間接的促進作用。

四、結論與建議

我們使用第三產業產值占GDP之比作為產業結構優化的代理變量，使用外商投資企業投資總額作為FDI的代理變量，使用研發經費支出作為研發投入的代理變量，分析檢驗了FDI和研發投入對我國產業結構優化的影響。結果表明，在控制變量之間的內生性相互影響后，FDI不僅對產業結構優化有顯著地直接促進作用，而且通過促進國內研發投入，進而對產業結構優化產生間接促進作用。

根據結果與分析我們提出以下建議供決策者借鑒：

1.根據各地經濟發展不同狀況制定不同的引資政策。如經濟發達地區適當提高外資進入的門檻，在規模、技術含量以及環境標準等方面與國際接軌，提高引進外資的檔次；在產業準入方面制定相應政策，通過稅收優惠等措施引導外資，使其流向符合我國區域產業結構調整規劃。

2.增加研發投入。自主創新能力的提高是一國技術進步的根本，也是產業結構調整優化的主要推動力，而創新需要長期持續且大量的研發投入。我國研發投入水平仍低于世界平均水平，因此，必須加大研發投入力度；同時制定相應的管理措施，做到物盡其用；加強科研人才的培養。

注釋：

①庫茲涅茨等人關于工業化程度的劃分以三次產業比重為標準。工業化初期， 第一產業比重較高， 第二和第三產業比重較低。隨著工業化的推進， 第一產業比重相應下降， 第二和第三產業比重相應提高，當第一產業比重降低到20%， 而第二產業的比重高于第三產業比重時， 工業化進入中期。第三產業比重上升到高于第二產業比重時， 工業化進入后期。

②這里的GDP是用居民消費價格指數做了平減之后的值。

參考文獻：

[1]Pender. Structural change and Aggregate Growth[R].W1F0 Working Paper，Austrian Institute of Econonic Pesearch，Vienna，2002.

[2]Grossman GM，Helpman E. Intergration versus outsourcing in industry equilibrium[J]. Quarterly Journal of Economics，2002a，117：85-120.

[3]Desai M A，Foley C F，Hines J R. Foreign direct investment and the domestic capital stock[J]. American Economic Review，2005，（95）：33-38.

[4]Ghodeswar B，Vaidyanathan J. Business process outsourcing：an approach to gain access to world-class capabilities[J]. Business Process Management Journal，2008，14：23-28.

[5]徐毅，張二震.外包與生產率：基于工業行業數據的經驗研究[J].經濟研究，2008，（4）：103-113.

[6]吳福象，劉志彪.中國貿易量增長之謎的微觀經濟分析：1978-2007[J].中國社會科學，2009，（1）：70-83.

[7]李元旭，譚云清.國際服務外包下接包企業技術創新能力提升路徑——基于溢出效應和吸收能力視角[J].中國工業經濟，2012，（12）：66-75.

[8]Haddad M，Harrison A. Are there positive spillovers from FDI？ Evidence from panel data for Morocco[J]. Journal of Development Economics，1993，42，：51-74.

[9]Aitken B J，Harrison A E. Do domestic firms benefit from direct foreign investment？ Evidence from Venezuela[J]. The American Economic Review，1999，89（3）：605-618.

[10]Blomstrom M，Sjoholm F. Technology transfer and spillovers：does local participation with multinationals matter？[J]. European Economic Review，1999，43：915-923.

[11]Grossman G M，Helpman E. Outsourcing in a global economy，NBER working paper，no，.8728，2002b.

[12]劉志彪，張杰.全球代工體系下發展中國家俘獲型網絡的形成、突破與對策——基于GVC與NVC的比較視角[J]. 中國工業經濟，2007，（5）：39-47.

[13]牛衛平.國際外包陷阱產生機理及其跨越研究[J].中國工業經濟，2012，（5）：109-121.

[14]覃毅，張世賢.FDI對中國工業企業效率影響的路徑——基于中國工業分行業的實證研究[J].中國工業經濟，2011，（11）：68-78.

[15]http：//gov.cn/ldhd/2009-11/23/content-1471208.htm，國務院總理溫家寶：讓科技引領中國可持續發展.

[16]文東偉，冼國明，馬靜.FDI、產業結構變遷與中國的出口競爭力[J].管理世界，2009，（4）：96-107.

[17]齊蘭.壟斷資本全球化對中國產業發展的影響[J].中國社會科學，2009，（2）：83-97.

[18]干春暉，鄭若谷，余典范.中國產業結構變遷對經濟增長和波動的影響[J].經濟研究，2011，（5）：4-16.

[19]黃群慧.中國的工業大國國情與工業強國戰略[J].中國工業經濟，2012，（23）：5-16.

[20]王靜，張西征.高科技產品進口溢出、創新能力與生產效率[J].數量經濟技術經濟研究，2012，（9）：22-39.

責任編輯、校對：張 然