影響FDI技術(shù)溢出的吸收能力研究—基于全國29個省市面板數(shù)據(jù)的門限回歸

■ 衛(wèi) 平 教授 廖雅琦（華中科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 武漢 430074）

引言及文獻(xiàn)綜述

2014年中國吸收外資規(guī)模達(dá)1196億美元（不含銀行、證券、保險領(lǐng)域），外資流入量首次躍居全球第一。外資的流入給東道國帶來的不僅是充足的資金，還有先進(jìn)的技術(shù)和管理模式，促進(jìn)東道國的技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)發(fā)展。然而，鑒于中國的區(qū)域不平衡性，不同地區(qū)在人力資本、R&D密度、金融深度和技術(shù)差距等方面存在明顯差異，F(xiàn)DI的技術(shù)溢出效應(yīng)在中國各地區(qū)所產(chǎn)生的影響也不盡相同。在某些地方，外商直接投資帶來的技術(shù)溢出效果明顯，促進(jìn)了當(dāng)?shù)氐漠a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和技術(shù)進(jìn)步；而在另一些區(qū)域，F(xiàn)DI不僅未能帶來積極的影響，反而對本地經(jīng)濟(jì)造成沖擊。因此探尋中國FDI技術(shù)溢出的區(qū)域差異進(jìn)而有針對性的找到各地區(qū)更有效利用外資的方法具有重要的現(xiàn)實意義。

所謂外溢效應(yīng)，指的是FDI以一種無意識的、間接作用的方式流入東道國，影響東道國的產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)效率的提高、經(jīng)濟(jì)總量的增長。這種方式不受國際跨國公司的意志所控制，以一種自發(fā)的方式進(jìn)行，影響范圍較廣，且通常被認(rèn)為是FDI技術(shù)溢出促進(jìn)東道國技術(shù)進(jìn)步的最重要的方式之一。

針對FDI溢出的門檻模型，我國學(xué)者也做了一些研究。在把人力資本作為門檻變量的研究中，有關(guān)宏觀層面溢出效應(yīng)的研究較多，模型更傾向于從新增長理論框架展開，雷日輝（2008）等認(rèn)為，人力資本的積累增強(qiáng)了FDI對全要素生產(chǎn)率的正向的技術(shù)擴(kuò)散溢出效應(yīng)。邵軍和徐康寧（2008 ）認(rèn)為東道國人力資本水平只有達(dá)到一定水平后才有能力吸收外資企業(yè)溢出的先進(jìn)技術(shù)。鐘娟、張慶亮（2010）等利用中國1983-2007年的時間序列數(shù)據(jù)研究金融發(fā)展水平對FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)FDI對中國的技術(shù)進(jìn)步具有積極作用，且FDI溢出存在顯著的金融發(fā)展門檻效應(yīng)；但趙奇?zhèn)サ龋?007）在采用面板數(shù)據(jù)研究外商直接投資、金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響時，他們研究的大部分文獻(xiàn)持我國目前的金融市場發(fā)展水平不能為FDI外溢提供必要的金融支持的觀點。羅軍、陳建國（2014）等基于2002-2012年中國省際面板數(shù)據(jù)考慮研發(fā)資金和研發(fā)勞動門檻效應(yīng)，實證結(jié)果表明FDI對我國創(chuàng)新能力的影響具有明顯的研發(fā)資金和勞動投入雙門檻效應(yīng)，且每跨越一個門檻，溢出效應(yīng)越顯著。李燕、韓伯棠、張慶普（2011）構(gòu)建了技術(shù)差距的雙門檻效應(yīng)，研究顯示FDI技術(shù)溢出在我國確實存在顯著的技術(shù)差距雙門檻效應(yīng)，一定程度的技術(shù)水平是發(fā)揮FDI溢出作用的前提。

通過文獻(xiàn)分析發(fā)現(xiàn)，我國學(xué)者對于FDI的門檻模型已經(jīng)做了一定的研究，基本上肯定了FDI的溢出存在門檻效應(yīng)，但是在針對具體的某一門檻變量的實證結(jié)果上，學(xué)者們得出了不致相同的結(jié)論，為了驗證我國現(xiàn)階段各地區(qū)是否跨越了FDI的溢出門檻，本文選取了以上文獻(xiàn)中學(xué)者們研究的人力資本、R&D密度、金融深度、技術(shù)差距四個變量作為本文研究的門檻變量，來綜合考察全國各地區(qū)FDI溢出情況。

模型設(shè)定及數(shù)據(jù)處理

（一）模型設(shè)定

由前面的理論分析可知，F(xiàn)DI的技術(shù)溢出效應(yīng)可能隨著吸收能力的不同而呈現(xiàn)出非線性的關(guān)系，具有區(qū)間效應(yīng)。本文采用Hansen（1999）的門檻面板模型進(jìn)行測定：

其中，i表示省份，t表示年份，lnTFPit和lnFDIit分別為被解釋變量（全要素生產(chǎn)率）和解釋變量（外商直接投資），Xit為一組沒有被用作門檻變量的吸收能力指標(biāo)，吸收能力Absorpit為門檻變量，γ為待估計的門檻值，I(.)為指標(biāo)函數(shù)，當(dāng)滿足條件時取值為1，否則為0，ui用于反映省際的個體效應(yīng)。

（二）數(shù)據(jù)樣本及變量選擇

本文采用2000-2012年樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究。樣本包括全國29個省、自治區(qū)和直轄市，其中重慶并入四川進(jìn)行分析，西藏因缺失大量的外商投資數(shù)據(jù)故在此省略，樣本數(shù)共337個，且對所有以名義價格衡量的指標(biāo)都根據(jù)指標(biāo)具體情況進(jìn)行平減處理，統(tǒng)一調(diào)整為以2000年為基期的實際值指標(biāo)。本文進(jìn)一步對數(shù)據(jù)做詳細(xì)的說明：

1.全要素生產(chǎn)率（TFP）：本文采用索洛余量法對TFP進(jìn)行估算。估算公式為：

其中，Iit為當(dāng)年固定資產(chǎn)投資流量，各地區(qū)初始資本存量的數(shù)據(jù)來自于張軍等（2004） 的研究結(jié)果，折舊率采用國際慣例15%，資料來自《中國統(tǒng)計年鑒》和各年各省統(tǒng)計年鑒。

2.人力資本（H）：采用國際上通常采用的Barro和Lee提出的勞動力平均受教育年限來近似計算人均資本。

3.R&D密度（RD）：關(guān)于R&D密度的測算，本文采用R&D存量占GDP的比重進(jìn)行衡量，研發(fā)存量采用永續(xù)盤存法，借鑒類驍、韓伯棠（2014）對于R&D密度的測算方式。

RDit為i年地區(qū)t的R&D存量，rdit為i年地區(qū)t的R&D投入，數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》的各地科研經(jīng)費支出，研發(fā)折舊率根據(jù)國外研究采用經(jīng)驗法取15%。基期R&D存量計算公式見下式，g為各地區(qū)2000-2012年R&D支出的年平均增長率：

（2）學(xué)生在考試之前沒有做好足夠的準(zhǔn)備，造成對試驗原理不清楚，在實驗課上，僅僅是做一個旁觀者，沒有動手操作實驗。

4.金融深度（FIN）：以地區(qū)金融機(jī)構(gòu)貸款余額與地區(qū)真實GDP的比值作為地區(qū)金融發(fā)展程度的衡量指標(biāo)，數(shù)據(jù)來自各年各省統(tǒng)計年鑒，單位億元。

5.技術(shù)差距（GAP）：關(guān)于技術(shù)差距的計算，通常的辦法是用全員勞動生產(chǎn)率、生產(chǎn)力差距或資本密集度來近似替代（亓朋，2009）。受到數(shù)據(jù)的限制，本文采用各省人均GDP與G7國家的平均人均GDP差距與各省人均GDP之比來衡量技術(shù)差距，即：

G7國家的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（PPP法）數(shù)據(jù)來源于國際貨幣基金組織，取其平均值作為國外勞動生產(chǎn)率。我國各省數(shù)據(jù)來自各年各省統(tǒng)計年鑒，采用中國各省調(diào)整后的GDP與就業(yè)人數(shù)的比值（即PGDP）作為勞動生產(chǎn)率的替代變量。

計量檢驗及實證分析

大量實證結(jié)果表明，對外直接投資在不同的吸收能力下對我國東部、中部、西部的技術(shù)溢出效應(yīng)有比較顯著的差異。我們通過構(gòu)造門檻回歸模型對影響FDI溢出的各種吸收能力變量做考察，并測算引發(fā)技術(shù)溢出的各吸收能力因素的門檻水平。

（一）門檻效應(yīng)檢驗

本文分別以人力資本、R&D密度、金融深度和技術(shù)差距作為門檻變量進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗。以便確定影響因素的門檻個數(shù)，依次在不存在門檻、單一門檻、雙重門檻的設(shè)定下進(jìn)行門檻自抽樣檢驗。

其次，以R&D密度為門檻變量的情況，由表2可知：R&D密度的單一門檻、雙重門檻和三重門檻都通過了1%顯著性水平上的檢驗，但是從三重門檻的第三個門檻值為0.041可以看出這個門檻值是不準(zhǔn)確的，所以R&D密度門檻采用雙重門檻模型。表1給出了R&D密度第一個門檻值為0.053，第二個門檻值為0.081。

再次，以金融深度為門檻變量的情況，從F統(tǒng)計量和P值可知，單一門檻效應(yīng)在5%的顯著性水平下通過檢驗，雙重門檻效應(yīng)在5%的顯著性水平上并不顯著，三重門檻效應(yīng)沒有通過10%顯著性水平上的檢驗。因此在考慮FDI技術(shù)溢出的金融深度門檻效應(yīng)時，采用單一門檻模型。從表1可知金融深度門檻的單一門檻的門檻值為1.083。

最后，以技術(shù)差距為門檻變量的情況，同樣是從F統(tǒng)計量和P值可知，單一門檻效應(yīng)和雙重門檻效應(yīng)都在1%的顯著性水平上顯著。雖然三重門檻效應(yīng)通過了10%的顯著性水平，但從表1三重門檻效應(yīng)的門檻值和置信區(qū)間來看，三重門檻的門檻值為21.789，95%置信區(qū)間是[5.815，24.677]，這個置信區(qū)間的范圍涵括了雙重門檻模型的置信區(qū)間，置信區(qū)間范圍過大，搜索的門檻值可以認(rèn)為是不準(zhǔn)確的。因此，考慮FDI影響技術(shù)進(jìn)步的技術(shù)差距門檻效應(yīng)時采用雙重門檻模型。由表1可知兩個門檻值分別為4.161和11.004。

（二）門檻模型估計及分析

影響FDI技術(shù)溢出的門檻變量回歸結(jié)果如表3所示。采用固定效應(yīng)和消除異方差的穩(wěn)健性回歸兩種方式進(jìn)行回歸，從表3可以看出，兩種回歸方法得出的系數(shù)和顯著性是基本一致的，所以可以認(rèn)為門檻模型估計結(jié)果具有穩(wěn)健性。

由表3可知，以人力資本為門檻變量分開的2個區(qū)間中，當(dāng)人力資本低于9.353時，F(xiàn)DI回歸系數(shù)為-0.00536，采用固定效應(yīng)回歸時在5%顯著性水平上顯著，穩(wěn)健性回歸中在10%顯著性水平上顯著，F(xiàn)DI溢出對技術(shù)進(jìn)步的回歸系數(shù)為負(fù)，表明此時人力資本水平不足以使FDI對技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生正向溢出；在9.353以上的空間，F(xiàn)DI對技術(shù)進(jìn)步的作用由消極變?yōu)榉e極，回歸系數(shù)為0.0716，且在兩種回歸方式中都在1%的顯著性水平上顯著。這個結(jié)果說明人力資本具有顯著的門檻效應(yīng)，跨越門檻值對于FDI促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步具有十分重要的意義。

以金融深度為門檻變量時的兩個區(qū)間，回歸系數(shù)也是由負(fù)變正，即FDI對技術(shù)進(jìn)步由擠出效應(yīng)轉(zhuǎn)變?yōu)檎蛞绯觥Ｔ诮鹑谏疃瘸潭容^低，即金融機(jī)構(gòu)貸款總額占地區(qū)GDP比重低于1.083時，回歸結(jié)果為抑制，回歸系數(shù)為-0.00157，且在兩種回歸方式中均不顯著；在金融深度較高的區(qū)間內(nèi)，回歸系數(shù)為0.0766，且在1%的顯著性水平上高度顯著，此時FDI對技術(shù)進(jìn)步有積極的促進(jìn)作用。這個結(jié)果說明金融深度的單門檻效應(yīng)顯著，金融深度的程度能夠決定FDI是否產(chǎn)生正向溢出。

與以上兩者不同，R&D密度和技術(shù)差距具有雙門檻效應(yīng)。不管地區(qū)是否跨越R&D門檻，F(xiàn)DI對技術(shù)進(jìn)步始終起著積極的作用，但作用效果存在差異。R&D密度低于0.053時，回歸系數(shù)為高度顯著的0.0218；當(dāng)R&D密度處于門檻0.053和門檻0.081之間時，F(xiàn)DI的溢出作用增強(qiáng)，F(xiàn)DI每增加1%，全要素生產(chǎn)率增加0.0572%，F(xiàn)DI系數(shù)在1%水平上高度顯著；當(dāng)R&D密度跨越了門檻值0.081之后，F(xiàn)DI的技術(shù)溢出效應(yīng)會隨著R&D密度的進(jìn)一步增大而減小。這表明R&D密度過大，即政府在R&D方面的支出過大，超出地區(qū)GDP的一定比重后，R&D投入對于FDI的溢出效應(yīng)不僅沒有積極的作用，反而產(chǎn)生消極的影響。

技術(shù)差距也具有雙重門檻效應(yīng)。當(dāng)兩者技術(shù)差距低于門檻4.161時，F(xiàn)DI與GAP指標(biāo)相乘項的系數(shù)為負(fù)-0.339，即隨著GAP的增大，F(xiàn)DI的擠出作用增強(qiáng)；當(dāng)技術(shù)差距處于門檻4.161和門檻11.004之間時，回歸系數(shù)變?yōu)檎?.0598；當(dāng)技術(shù)差距跨越了門檻11.004之后，兩者的共同系數(shù)仍為正，但值減小為0.0347，表明FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)隨著GAP的進(jìn)一步增大而減小了，回歸系數(shù)高度顯著。

根據(jù)已經(jīng)測算出來的各個門檻值繪制出了各省2012年人力資本、R&D密度、金融深度和技術(shù)差距的區(qū)間分布（見圖1）。從圖1中可以看出，我國人力資本已經(jīng)具有一定的基礎(chǔ)，金融發(fā)展程度較好的地區(qū)也較為集中，主要分布在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)和西南一帶及部分西北地區(qū)。越過技術(shù)差距門檻的地區(qū)則主要集中在北上廣及江浙沿海一帶、東三省，R&D密度也只有少數(shù)地區(qū)跨越門檻值，總體而言技術(shù)差距和R&D密度是目前FDI實現(xiàn)正向溢出的主要阻礙因素。

結(jié)論及政策啟示

本文基于2000-2012年全國29個省市面板數(shù)據(jù)，借助門限模型測算了各地FDI溢出的吸收能力，結(jié)果顯示吸收能力決定了FDI的溢出效果差異，主要結(jié)論和政策啟示有以下幾點：

第一，F(xiàn)DI的技術(shù)溢出存在顯著的門檻效應(yīng)，F(xiàn)DI的溢出對于區(qū)域技術(shù)進(jìn)步存在多個因素的門檻條件。本文選取人力資本、R&D密度、金融深度、技術(shù)差距作為吸收FDI技術(shù)溢出的門檻指標(biāo)，它們對FDI的作用產(chǎn)生了比較大的差異。實證研究結(jié)果顯示，人力資本和金融深度具有單一門檻效應(yīng)，門檻值分別為9.353和1.083%，超過門檻值時FDI才開始對技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生明顯的促進(jìn)作用，而R&D和技術(shù)差距具有雙重門檻效應(yīng)，門檻值分別為0.053、0.081和4.161、11.004，影響較為復(fù)雜。

第二，R&D密度和技術(shù)差距因具有雙重門檻效應(yīng)，對FDI的技術(shù)效應(yīng)影響較為復(fù)雜。R&D密度無論在哪個門檻區(qū)間，F(xiàn)DI都產(chǎn)生正向的技術(shù)溢出，但處在兩個門檻值中間區(qū)域時，F(xiàn)DI的溢出效應(yīng)最為明顯和顯著，這表明R&D的投入并不是越多效果就越好，政府對于R&D的投入應(yīng)因地制宜的控制在一個合理的范圍內(nèi)。

第三，在技術(shù)差距較大的落后地區(qū)，F(xiàn)DI的溢出效果不如中等科技水平地區(qū)那樣高，隨著技術(shù)差距的縮小，中等科技水平的地區(qū)在擁有一定吸收能力的同時也處于走向創(chuàng)新的關(guān)鍵時期，此時的溢出效果尤為顯著，我國目前大部分地區(qū)是處在這個階段，在技術(shù)差距較小的技術(shù)發(fā)達(dá)地區(qū)，F(xiàn)DI無法實現(xiàn)積極的溢出，這表明這些地區(qū)的模仿動力已減弱，模仿已經(jīng)不能持續(xù)推動技術(shù)的進(jìn)步，創(chuàng)新成為新的技術(shù)增長點，只有創(chuàng)新才能實現(xiàn)技術(shù)的持續(xù)進(jìn)步。

第四，我國人力資本基礎(chǔ)較好，可以較好的吸收FDI的溢出，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)及部分沿海地區(qū)跨越了金融門檻，對其他不具備金融區(qū)位優(yōu)勢的區(qū)域來說，重視金融發(fā)展，提高金融深度是需要重視的一個問題。目前吸收FDI技術(shù)溢出存在的主要瓶頸還是在R&D密度和技術(shù)差距上，突破瓶頸問題是促進(jìn)FDI正向溢出的重要議題。

當(dāng)然，本文也存在一定的不足之處，由于受到統(tǒng)計模型和統(tǒng)計方法的限制，本文未能對人力資本、R&D密度、金融深度、技術(shù)差距對于FDI溢出的綜合影響或是相互影響做一定研究，有待學(xué)習(xí)和改進(jìn)。