臺商投資大陸對內資企業溢出效應的實證研究

摘要：基于大陸臺資集中區8個省份的面板數據，在闡述臺資溢出效應實現機制的基礎上，運用新經濟增長理論構建考察溢出效應的動態面板數據模型。研究表明，臺資流入對內資企業發展的影響軌跡呈倒U型曲線： 不斷增長的臺資流入確實對內資企業的產出有正溢出效應，但當臺資企業所占當地市場份額增加到一定程度時，臺資對內資企業的溢出效應可能就會隨其投資額的增加逐漸遞減，甚至變為負溢出效應。

關鍵詞：臺商；技術溢出效應；競爭效應；動態面板模型

中圖分類號：F752.8 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2013）10-0091-06

一、引言

進入21世紀以來，經濟全球化和區域經濟一體化已成為世界經濟發展的潮流。經濟全球化的深化推動了區域經濟一體化的進程，同時加速了區域經濟整合的步伐。隨著兩岸經濟實力的增長及經貿交流的密切發展，臺灣對大陸投資、經貿互動與交流日趨頻密。2010年6月29日ECFA的簽訂標志著兩岸的經貿交流、合作進入了制度化、程序化、規范化的新階段，也意味著兩岸經貿合作享有比WTO更多的優惠，兩岸的貿易、投資自由度更高，兩岸間的經濟合作也更趨緊密。

溢出效應最早由Marshall提出，是指一個經濟主體在進行某項活動時，給外部經濟主體帶來的額外影響。當這種影響給外部經濟主體帶來好的經濟效果時，會產生正的溢出效應；給外部經濟主體帶來壞的經濟效果時，就產生負的溢出效應。自1979年以來，尤其是1991年之后，臺商赴大陸投資蓬勃發展。截至2012年12月底，臺灣核準對大陸投資項目累計40 208件，核準對大陸投資的金額高達1 244.90億美元。臺商投資大陸行為在提供新的經濟增長點的同時，也產生了新的經濟研究視角：作為大陸吸引和利用外資的重要組成部分，臺資在大陸發展現狀如何；臺商投資行為對內資企業是否有溢出效應，溢出效應是正還是負，是如何實現的？這些問題的解決對于積極應對ECFA簽訂后的兩岸經貿發展全新格局，鞏固和加強兩岸經濟合作，深化和拓展兩岸關系具有重要的現實意義。

關于外商直接投資溢出效應的研究成果已非常豐富，研究的范圍涵蓋了發達國家、發展中國家和轉軌經濟體，研究中用到的數據類型有時間序列、截面和面板數據。本文參考近十多年來國內有關外商直接投資溢出效應的文獻，對其進行簡要的綜述。

潘文卿（2003）[1]研究指出，20世紀90年代后半期外商投資的溢出效應為正，但作用并不大且與當地的內資工業部門技術水平有關。姜磊、高云超（2004）[2]的研究發現外商直接投資對中國有很強的技術溢出效應，但其大小在整個技術進步水平中的比例不斷減小。劉桂林、張韻慧等（2010）[3]研究表明外商在中國醫藥制造業的直接投資，不存在行業內溢出，但有行業間的溢出效應。朱玉杰、陳濤濤等（2010）[4]研究了外商直接投資對中國紡織服裝行業的溢出效應，其結果表明外商直接投資溢出效應使得內資企業的勞動生產率得到了較大提高。

不同于以上觀點，姚利民等（2006）[5]利用2001—2005年省際面板數據，使用內生增長模型分析認為外商直接投資對中國存在顯著負的溢出效應。段會娟、吳俊（2011）[6]基于江蘇省兩位數制造業行業數據，對江蘇省的外商直接投資溢出效應進行了研究，發現外資比重高的行業，外商直接投資存在較強的競爭性“擠出效應”。

總之，對外商直接投資溢出效應的研究，其結果因考察對象或分析方法的不同而有所差異，不可一概而論。整體而言，專門研究臺商直接投資大陸對大陸及內資企業溢出效應的文獻還為數不多。張傳國（2003）[7]研究表明臺商投資確實能夠推進沿海地區的經濟增長，但其增長貢獻呈下降趨勢。此外，他還對就業效應、進出口貿易效應、產業結構效應這三個方面進行了系統研究。周鼒（2009）[8]基于1993—2006年大陸地區三次產業的增加值與臺商直接投資的數據，得出的結論是臺資對三次產業的產出作用比較小，盡管該作用是正向的促進作用。戴淑庚（2012）[9]基于京、津、滬、蘇、魯、浙、閩、粵8個省市的相關數據，就臺商投資對大陸集中區的經濟增長效應、就業效應、貿易效應及產業結構效應進行了研究，得出均具有顯著的正向影響的結論。

借鑒以上研究成果，本文主要就如下問題進行探究：臺商對大陸直接投資的行為是否對內資企業產生溢出效應，溢出效應是正，是負還是不確定性，大小又如何？溢出效通過怎樣的溢出機制（或途徑）得以實現。

二、臺商投資大陸的現狀特征

（一）臺商對大陸投資的發展歷程及其在臺灣對外投資中的地位

自1979年全面完成十大建設后，臺灣經濟邁入了一個嶄新的階段。此時，由于島內市場飽和、勞動力成本不斷提高和產業升級壓力等原因，很多臺灣企業在島內原有市場的競爭力減弱，部分企業甚至難以維持，不得不走出臺灣尋求機遇。與之相反，此時的大陸自1979年以來經濟持續穩定快速增長，擁有廉價的勞動力、豐富的原材料和廣闊的市場等比較優勢，能為投資者帶來豐厚的報酬，成為國外資本爭先投資的地區。相比于國外資本，臺灣與大陸僅一水之隔，同宗同源，臺商投資大陸不僅能有效地降低生產成本，還能依托大陸廣闊的國內市場，不斷擴大生產規模，增強產品競爭力。

表1給出了臺商1991—2012年投資中國大陸及美國占臺商全部海外投資的金額比例。從臺灣經濟部投資審議委員會公布的統計數據來看，臺灣對大陸投資規模從1991年以來有較大幅度波動，但整體上呈上升態勢。1991年鄧小平的南巡講話引發1993年投資規模達到了一個小高潮，增長率達11.83%，占到了臺灣對外投資總額的65.61%。投資中國大陸的占比已由1991年的9.51%增至2012年的93.66%，從1993年（除1999年）到2001年臺商在海外的投資每年至少有1/3的資金流向中國大陸，2002年后比例更是達到了1/2以上。

隨著臺商投資大陸規模的快速擴展，臺商投資大陸金額占其投資海外金額的比重也不斷上升。結合表1和圖1可以看出，1991年臺商海外投資主要以美國和香港為主，大陸當時僅占到9.51%。但之后隨著大陸改革開放不斷深入和加入WTO后投資環境改善，臺商對大陸投資占其對外總投資的比例從1991年的9.51%，經2002年的66.61%，到2011年已增加至90.92%，臺商對外投資已極其密集地集中在大陸。此外，還有一部分到大陸投資的臺商是以中國香港特區資本或美國資本、日本資本等三地投資商的身份出現的（陳恩，2003）[10]。大陸成為臺灣名副其實的最大的對外投資地區（張傳國，2007）[11]。美國是繼中國大陸之后，臺商的第二投資地，這二十多年來投資規模有不同程度的波動，但整體上呈現出遞減的態勢。在香港、日本和歐洲地區，臺商投資占比一直保持較低水平。

（二）臺商投資與地域分異

本文采用絕對地域分異模式方法來分析臺商投資大陸的分異特征（張傳國，2003）[7]，其計算公式為：

Q=∑fdii/∑FDI

其中Q代表絕對地域分異模式指標；∑fdii是各省市1991—2012年臺商對大陸累計投資總額；∑FDI是1991—2012年臺商投資大陸總額。這是從臺商的角度所做的分析。從表2可以看出，臺商在大陸的投資金額在各省域的分布基本上與大陸區域經濟發展模式一致：從東部向中西部遞減的梯度格局，呈現出了由東向西遞減的規律（戴淑庚，2012）[9]。

東部沿海地區以浙江、江蘇、上海、廣東和福建為代表，所占比重82.21%，這些省市在地理位置上大都與臺灣省接近，具有顯著的地緣優勢。同時福建、廣東與臺灣還存在特殊的歷史淵源（戴淑庚，2012）[9]。所謂的大陸臺資集中區（戴淑庚，2012）[9]指江蘇、浙江、上海、廣東、福建、山東、北京、天津這八個省份，合計所占比高達88%。與1991—2010年的大陸臺資集中區所占比重（90.64%）相比，近年來集中區的比重有所下降，而臺商對安徽、江西、湖南等中部城市的投資有所增加，這與國家提出的產業轉型升級政策和臺資企業勞動密集型特點相一致。基于大陸存在顯著地域發展差異和臺商在大陸投資區域不平衡的事實，加之數據生成過程的差異顯著，用整個大陸數據來估計臺商對大陸投資的溢出效應可能會存在一定的偏差，而縮小考查范圍可以保持數據生成過程的一致性并提高估計的精度，于是筆者借鑒了戴淑庚的大陸臺資集中區的范圍界定，對大陸臺資集中區的臺資企業對內資企業的溢出效應進行研究。

三、臺商投資溢出效應的實證研究

（一）理論與假設

在對東道國的經濟效率發生無意識影響作用時，FDI不只會帶來積極技術外溢效應，而且還會導致負向競爭效應（何潔，2000）[12]。一方面，外資企業在東道國的直接投資會帶來當地技術的進步，這就是所謂的技術外溢效應，這主要是通過以下途徑來實現的（張誠，張艷蕾等，2001）[13]：外資企業采用的先進技術會對本土同業企業產生較為顯著的示范效應，或者外資企業通過增加競爭壓力，使得本土同業企業產生尋求提高技術水平的壓力與動力。技術溢出效應也可以通過外資企業的員工流向內資企業而獲得。外資企業與內資企業建立起供應商、顧客等業務聯系網絡，該網絡會通過前向聯系與后向聯系帶來技術溢出。另一方面，外資企業在當地的發展會擠占內資企業的市場份額，從而帶來負的溢出效應。在進入初期，外資企業通常會帶來激烈競爭，不斷改變當地市場的供應和需求狀況。在這種情況下，盡管內資企業會因積極的溢出效應而降低平均成本曲線，然而隨著外資企業市場份額的擴大以及因當地市場需求從內資企業轉到其他企業，內資企業便難以保持一個低成本的生產規模，其結果必然導致內資企業實際生產點只能沿著平均成本曲線向上移動，導致實際生產的單位成本仍然很高，甚至會高于在外資企業進入前的成本（Aitken Harrison，1999）[14]。此外，外資企業在技術上具有較大優勢，技術優勢會給他們帶來更強大的市場優勢，利用所擁有的市場優勢又能進一步有效地防止技術外泄，從而阻礙正的技術溢出效應的產生。同時提高行業進入壁壘，阻礙內資企業進入，進而減少競爭，增加自身的利潤水平。

本文借鑒Aitken和Harrison在1999年提出用來描述FDI的技術外溢效應和競爭效應的一個簡單模型來說明溢出效應的實現途徑[14]。該模型做了如下假設：

假設一：本地市場是完全競爭的。

假設二：在外資進來前內資企業的生產成本是固定的。

在這兩個假設條件下，在外資剛進入東道國時，市場的初始占有率不高。由于邊際成本較低，外資企業會選擇更大的生產規模，提高其供應能力來增加其市場占有率，那么就更有可能產生正的溢出效應（技術溢出效應等）。于是技術溢出效應會使內資企業的平均成本曲線由AC0下移到AC1（如圖2①）。在這一階段，競爭效應還比較小，技術溢出效應為主導，固溢出效應為正。但隨著外資企業的市場份額不斷增加，其市場優勢也不斷建立，競爭效應不斷趨強。這將會擠占內資企業的市場份額，進而導致內資企業縮減產量。如圖2（①和②）所示，技術溢出效應會使內資企業的平均成本曲線由AC0下移到AC1，但額外趨強的競爭迫使內資企業的產量從Q0縮減到Q1。因此，內資企業只能在一個更小的產量水平上平攤其固定成本，所以平均成本便會沿AC1 上移到C點，最終外商直接投資的凈效應提高了內資企業的平均成本（由初始的OA′提高到現在的OC′）。由此可見，如果外資企業占本地市場份額足夠大，即競爭效應足夠大，即使存在正向的技術溢出效應，FDI的溢出效應也會減少很多，甚至可能會是負數。即外商直接投資的流入和內資企業發展的關系可能會是一個倒U型的曲線。

（二）模型、變量與數據來源

為定量研究臺商投資大陸的溢出效應，本文借鑒新經濟增長理論模型，假定生產函數為柯布-道格拉斯函數，即：

Q=AL？琢K？茁（1）

其中，Q是內資企業的產出，L是內資企業的勞動力的投入，K是內資企業的資本投入。A為技術系數，作為技術系數的A受tdi的影響。依據新經濟增長理論，tdi技術溢出具有部分性，而空間經濟學認為，技術知識的溢出具有地方化特征，因此，技術系數A與當地tdi流入量有一定的相關性關系，可表示為A=？茲（tdi）？酌。代入方程（1）后，通過自然對數把非線性方程線性化，可得：

lnQ=ln？茲+？琢lnL+？茁lnK+？酌lntdi（2）

為了考察臺商投資流入與內資企業發展是否是倒U型曲線的關系，本文借鑒了南開大學梁永強博士畢業論文（2010）[15]中所運用的模型，把式（2）中的lntdi替換為tdishare，同時把tdishare2入方程（2），得：

其中，tdishare是臺資企業的投資額占內資企業資本投入的比重，代表臺資企業的介入程度。生產是一個連續進行的過程，上一期的產出會對當期產出產生某種影響，因而引入滯后因變量lnQit-1會使模型更加精確。基于以上理論模型分析，構建動態面板模型：

式（4）中，lnQit、lnLit和lnKit分別表示i地區第t時期內資企業的真實產出的對數、勞動力投入的對數和資本投入的對數，tdishareit表示i地區第t時期臺資企業的投資額占內資企業資本投入的比重。其中，N為截面個數，本文研究的大陸臺商投資集中地區包括8個省市，故N=8，T為時間序列的長度，從1999—2011年共12年（注：2004年數據獲取的限制，故予以剔除），T=12。

本文采用1999—2011年（剔除2004年）北京、天津、上海、江蘇、浙江、福建、山東和廣東8個省市的面板數據進行計算。內資企業工業產出Q通過國有及規模以上非國有工業企業總產值（2006年后用規模以上工業企業總產值衡量）減去三資投資企業工業總產值測算，并以1999年為基期（1999=100），利用工業品出廠價格指數進行了修正；用同樣的方法測算出內資企業的資本投入Kit（年末總資產）和勞動力投入Lit。其中，資本投入Kit以1999年為基期（1999=100），利用投資品價格指數進行了修正。所有數據均取自《中國統計年鑒（2000—2012）》。tdishareit=tdiit/Kit，且tdiit數據來源于臺灣經濟部投資審議委員會《“中華民國”歷年核準華僑及外國人投資、對外投資、對大陸間接投資統計月報》。

（三）實證結果分析

為了避免偽回歸，本文分別選擇相同根檢驗方法LLC檢驗和不同根檢驗方法Fish-ADF檢驗和IPS檢驗，對模型中使用的數據進行檢驗。其結果表明各數據都不平穩，但是經過一階差分變換以后均是平穩序列。通過對式（4）進行基于動態面板模型估計得到表3結果：

從靜態面板的固定效應和隨機效應估計結果來看，有些自變量系數就是在10%的顯著性水平下也不顯著，而不論是差分GMM還是系統GMM，估計出來的參數均在10%顯著性水平下顯著，六個變量中有五個均在1%顯著性水平下顯著，說明引入產出滯后項會使回歸估計更加穩健、可靠和有效。Sargan檢驗表明，差分GMM僅僅在1%、5%的顯著性水平下才能接受工具變量設置是合理的原假設。而系統GMM在1%、5%、10%的顯著性水平下都通過了檢驗。二者的AR（2）均表明一階差分后的殘差不存在二階自相關。

從系統GMM的估計結果來看，上年產出增長對當年產出增長影響在1%的水平下顯著，上年度產出每增加1%，當年產出將增加0.02%。內資企業當年資本投入的產出彈性為0.717 1，在其他因素不變的情況下，內資企業當年資本投入每增長1%，將使大陸臺資集中區內資企業當年產出增長0.717 1%。內資企業勞動投入的產出彈性為0.401 6。用來衡量溢出效應的tdishare前的回歸系數是0.040 2，且通過了1%的顯著性水平檢驗。tdishare2前的系數是-0.003 9，負數且在5%水平上高度顯著，表明臺資流入和內資企業發展的關系確實是一個倒U型的曲線。

四、結論與建議

（一）主要結論

第一，臺商投資大陸的區域均集中在了中國的東部沿海發達省份：江蘇、浙江、上海、廣東、福建、山東、北京、天津這八個省份。東部區域由于地理環境優勢、人力資本優勢和良好的經濟基礎設施，在國家發展戰略的大力推動下，能夠很快很好地吸收臺資，并且產生了顯著的集聚效應。

第二，考察臺商投資大陸對內資企業溢出效應的模型中，引入產出滯后項會使回歸估計更加穩健、可靠和有效，即采用動態面板模型估計會使結果更加準確。從系統GMM的估計結果來看，上年產出增長對當年產出增長影響在1%的水平下顯著，上年度產出每增加1%，當年產出將增加0.02%。內資企業當年資本投入的產出彈性為0.717 1，在其他因素不變的情況下，內資企業當年資本投入每增長1%，將使大陸臺資集中區內資企業當年產出增長0.717 1%。內資企業勞動投入的產出彈性為0.401 6。

第三，用來衡量溢出效應的tdishare前的回歸系數是0.040 2，且通過了1%的顯著性水平檢驗。tdishare2前的系數是-0.003 9，負數且在5%水平上高度顯著，表明臺資流入和內資企業發展的關系確實是一個倒U型的曲線。即當臺商投資初始進入的時候，市場份額還很低，競爭效應與技術溢出效應之間，后者占主導地位，這一階段臺資的流入會極大地促進內資企業的發展。但是，隨著臺資企業的市場份額不斷增加，內資企業的市場份額便會不斷被擠占，競爭效應趨強。當臺資企業所占當地市場份額達到一定程度后，這種擠占就會導致內資企業生產率的不斷趨弱，因此臺商投資對內資企業的溢出效應開始遞減，最后臺商投資對內資企業的溢出效應可能就變為負效應，整體上呈現倒U型曲線。

（二）相關的建議

第一，自改革開放以來，中國自身也經歷了頗有成效的資本積累過程，尤其是東部沿海地區，已具備了雄厚的資金和技術積累。因此，如果在這些地區仍盲目持續引進質量并不高的勞動密集型臺資企業，勢必會對內資企業產生負的溢出效應，造成與國家通過引進外資、提升內地企業自主創新能力戰略的沖突。因此，沿海地區要提高引進臺資的標準和質量，加大資本密集型和技術密集型臺資企業的引進力度。同時我們也要大力鼓勵沿海的勞動密集型臺資企業向中西部轉移，實現中西部地區的普通勞動者能夠在家門口就業，帶動中西部地區的發展，實現雙贏。

第二，在臺資集中區的企業投入產出彈性都不高，滾雪球效應也不大，而且這些地區內資企業競爭也已經飽和。因此，政府應該支持本地區企業提升自主創新能力，逐漸改善國家科技經費的投入結構，加大對企業（尤其是高新技術企業）的投入比重。同時政府也要通過多種途徑對市場進行適時的引導，讓本地企業逐步形成自己的“造血機制”。此外，政府應鼓勵和引導條件成熟的企業主動走出去實現技術逆向外溢。政府可在資金、稅收、財政支持和服務方面為做實業的企業提供一系列的配套舉措來幫助他們走出去。

第三，政府應加大力度推進內資企業和臺資企業的同等待遇，營造平等競爭的市場環境。我國之前為了引進臺資以及考慮到兩岸的經濟政治原因，對臺資企業實行了較多的“超國民”優惠政策。這不僅嚴重妨礙了內資企業和臺資企業間的公平競爭與社會資源的合理配置，同時也阻礙了臺資企業技術升級的進程。如果內資企業和臺資企業處于平等競爭的市場環境中，會激發出更大的競爭活力。臺資企業保持競爭優勢的時間縮短了，內資企業也可以將更多的資源投向研發以及員工培訓，提高和改善企業的技術水平。這樣以來，一方面可以培育出大陸企業的競爭力，另一方面也增加了內資企業的吸收能力，從而擴大溢出效應。

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責任編輯、校對：張 然