FDI對區域經濟增長技術溢出效應的空間計量分析

吉林大學經濟學院 李宙甲

FDI對區域經濟增長技術溢出效應的空間計量分析

吉林大學經濟學院 李宙甲

摘 要：本文借鑒Borensztein（1998）的內生經濟增長模型，基于空間計量的視角重新考察外商直接投資（FDI）的技術溢出效應，利用我國省際面板數據進行實證分析。MoranI檢驗表明，人均GDP、FDI和人力資本存量存在顯著的空間相關性。杜賓空間計量模型擬合結果表明FDI和人力資本存量通過地理空間機制對經濟增長發揮正向溢出作用，但FDI的技術溢出效應至今仍未充分結合人力資本來為經濟增長做出貢獻。因此，各地應通過跨國公司的直接投資有效地吸收其先進技術，同時要著力提高人力資本存量。

關鍵詞：外商直接投資 技術溢出 區域經濟增長 空間計量

1　 引言

自20世紀80年代以來，外商直接投資(Foreign Direct Investment，FDI)成為國際資本流動的主要方式。1992年以來，跨國公司(MNCs)開始大規模進入中國市場。中國商務部2016年5月公布的最新數據顯示，4月全國實際使用外資金額(FDI)625.7億元人民幣，同比增速放緩至6%；1～4月FDI累計達2867.8億元(折453億美元)，同比增長4.8%(以上數據未涵蓋銀行、證券、保險領域)。這些數據表明，在跨國公司主導的經濟全球化和中國經濟新常態的背景下，我國吸收外資繼續穩步增長，但增速有所放緩。通過對文獻的梳理，可以看出國內外學者對FDI和中國經濟增長的研究主要集中在2002年左右，2006年之后，對FDI的研究呈逐漸遞減趨勢，FDI的關注度也相應下降。考慮到中國資本市場開放進程的演變、經濟形勢的變化，以及2008年全球金融危機和歐洲主權債務危機的影響，從現實角度來看，有必要利用我國近年的新數據對FDI與經濟增長的關系做進一步的探討，以更好地應對新常態下經濟增長放緩的局面。

本文首先對已有研究和理論進行回顧，從理論上分析FDI內生經濟增長機制并選擇合適的變量進行空間計量分析。其次利用我國1992年～2012年29個省市自治區的面板數據，通過全局空間自相關性檢驗和局部空間自相關性檢驗驗證變量的空間相關性，在此基礎上構建FDI技術溢出程度的空間計量模型來考察FDI在中國經濟增長中的作用；最后得出結論并提出相關建議。

2　 文獻綜述

De Mello(1997)在新增長理論的基礎上，認為FDI可以通過增加東道國的資本品新品種，促進經濟發展。MacDougal(1960)在對FDI的一般福利效應進行研究時，首次強調了FDI的技術外溢效應的重要性。Romer(1990)在他構建的內生經濟增長模型中，闡明了技術擴散在眾多發展中國家經濟持續增長中起到了極為重要的作用。FDI作為技術擴散的一個主要渠道，其重要性愈發顯著。在宏觀實證領域，Fadhila等(2015)通過對馬來西亞1975年～2015年的數據進行分析檢驗，認為FDI流入與人力資本積累極大地促進了東道國的經濟增長，但FDI的技術溢出效應至今仍未充分結合人力資本來為經濟增長做出貢獻。在微觀實證領域，Tsou和Liu(1997)通過對臺灣制造業企業的數據進行實證分析，認為FDI在臺灣的外溢效果為負。

國內學者的相關研究也有很多。在FDI與經濟增長研究領域，沈坤榮(2001)強調FDI的技術外溢效應是對東道國產生長期且根本影響的主要因素。東道國可以通過FDI的技術溢出效應提高自身技術水平和組織管理效率，實現內生經濟增長。在FDI和區域發展差異研究領域，魏后凱(2002)利用1985年～1999年時間序列和橫截面數據，對外商投資對我國區域經濟的影響進行了實證分析，分析表明東部地區與西部地區之間經濟增長率的差異約有90%是由FDI引起的。李曉鐘等(2004)研究了長三角地區外資溢出效應，認為FDI在該地區的溢出效應明顯存在，且高于全國平均水平。在FDI外溢效應領域，潘文卿(2003)利用1995年～2000年的面板數據，對外商在華直接投資對中國工業部門溢出效應做了分析，認為總體上外資的溢出效應為正。

國內學者在從區域視角研究FDI對經濟增長的影響方面已經取得了一定的成果，但在實證過程中往往忽視空間相關性，以空間計量的方法來研究FDI技術外溢對經濟增長的影響的論文并不多見。而FDI等變量很可能存在地域之間的關聯，如果不考慮其空間相關性，一方面很可能會導致估計結果的真實性存疑，另一方面無法直接證明FDI通過技術外溢的方式促進了經濟增長，所以從理論層面上看，有必要基于空間計量的視角重新考察這一問題。

3　 模型與變量

本文借鑒Borensztein(1998)的內生經濟增長模型，得出如下的經濟增長路徑：

(1)式表明，經濟的均衡增長率(g)與制度(A)、吸引外資的成本(F)、人力資本存量(H)和貼現率(ρ)因素的影響。人力資本存量(H)越大，經濟效率越高；吸引外資數量越多，吸收新技術所用成本越小，則經濟增長率越高，而FDI是吸引外資的重要渠道，因而經濟增長率與FDI是正相關的。基于該理論模型，本文選取以下變量進行實證分析。

LnG：各地區年人均國內生產總值(單位：元人民幣)的自然對數值，表示各地的經濟增長速度。

FDI：各地外商直接投資年流入量(單位：萬美元)與各地區當年的國民生產總值(單位：億元人民幣)的比例。根據理論模型，FDI越高，經濟增長速度越快。

H：各地區的人力資本存量。一般而言，能產生技術外溢效應的直接投資對人力資本的要求較高，所以使用每年高等學校在校學生數占當地當年年底總人口的比例來地衡量H。根據理論模型，H與經濟增長率正相關。

FDI×H：外商直接投資流量比與高校人數比的乘積，表示FDI與人力資本結合的程度。

Y0：各地區最初GDP對數值，表示該地區經濟發展的初始水平。根據理論模型，地區的初始技術水平、經濟水平越低，經濟增長速度越快。

本文采用面板數據進行分析，選取我國29個省級行政區作為截面樣本(西藏和青海吸引外資起始時間較晚且引資數量有限，考慮到面板數據的平衡性問題后排除以上兩省的影響)，時間跨度為1992年～2012年。數據來自《中國統計年鑒》各期、各地統計年鑒、《新中國六十年統計資料匯編》和wind資訊。

4　 變量的空間相關性分析

Goodchild(1992)指出，幾乎所有的空間數據都具有空間依賴或者空間自相關特征，也就是說一個地區空間單元的某種經濟地理現象或某種屬性值與鄰近地區空間單元上同一現象或屬性值是相關的。為了檢驗我國人均國內生產總值(LnG)、外商直接投資數量(FDI)、人力資本存量(H)是隨機發生的，還是具有一定的空間分布特征，本文對這三個變量進行了全局空間自相關檢驗。常見的全局空間自相關檢驗方法是Moran I指數。Moran I的取值在-1到1之間，Moran I=0表示不相關；Moran I<0表示空間負相關，表示不同的屬性值趨向于聚集在一個區域；Moran I>0表示正相關，表示在相似的屬性值趨向于聚集在一個區域。

表1中Moran I指數統計表明LnG、FDI和H都存在較為顯著的正向的空間相關性，這三個變量在全局上表現出空間依賴特征。從1992年到2012年的Moran I指數變化來看，人均GDP的空間相關性呈現上升趨勢，而人力資本存量的空間正相關性變化不是很明顯，說明我國人力資本存量的空間依賴性是相對穩定的，而FDI的空間相關性最明顯，其Moran I指數呈現明顯的上升趨勢。

5　 外商直接投資技術溢出的空間計量分析

依據空間計量經濟學，空間相關性可以分為空間實質相關(spatially substantive dependence)和空間擾動相關(spatial nuisance dependence)，空間實質相關反映現實中存在的空間交互作用，比如創新的擴散、技術溢出等，擾動相關是由隨即干擾項的解釋變量的空間相關性所引起的。據此可以設置成兩種基本形式的模型結構，即空間滯后模型(Spatial Lag Model，SLM)和空間誤差模型(Spatial Error Model，SEM)兩類(空間滯后模型和空間誤差模型是最為常用的空間計量經濟學模型，此外還有空間自回歸——殘差回歸模型和空間殘差移動平均模型等空間計量經濟學模型)。

表1 LnG、FDI和H的Moran I 指數統計

5.1 空間滯后模型（SLM）

在空間滯后模型中，變量的空間相關關系由因變量的空間滯后項來反映，用于考察FDI、人力資本存量和經濟增長關系的空間滯后模型(SLM)為：

(2)式中，W中的元素ωij定義了空間鄰接關系，如果地理單元i 與j相鄰，ωij取1，反之取0。WLnG是空間滯后因變量。ρ為空間回歸系數，其估計值反映了空間相關性的方向和大小。

5.2 空間誤差模型（SEM）

當空間相關通過被解釋變量忽略了的變量傳遞時，可以假設空間相關通過誤差過程產生，構建如下的空間誤差模型(SEM)：

(3)式中λ為空間自相關系數，表示了回歸殘差之間空間相關的強度，Wμ為空間誤差滯后項。

5.3 杜賓空間計量模型（SDM）

為了檢驗FDI和人力資本存量對周邊地區的溢出效應，本文運用杜賓空間計量模型(SDM)引入FDI和H的空間變量，分別用WFDI和WH表示FDI和H的空間變量，模型表達式為：

由于空間效應的存在，對上述三種模型如果仍采用普通最小二乘法進行估計，會導致系數估計值有偏或者無效，為了克服以上問題，本文采用極大似然法估計SLM、SEM和SDM的參數，估計結果見表2。

SLM和SEM的估計結果顯示，空間系數ρ和λ都在統計上高度顯著，進一步證實了空間相關性的存在。空間自回歸系數ρ為正數，且在統計上高度顯著，說明地區間經濟增長的空間效應明顯，一個地區的經濟增長與周邊地區的社會經濟發展狀況密切相關，周邊地區社會經濟發展對提高本地區的經濟增長有正面的影響。通過分析SDM模型結果可以發現，模型的擬合優度為0.8038，LogL值為284.2239，均是三個模型中最高的，而且各變量系數的顯著度都很高，說明模型引入FDI和H的空間變量是合理的，SDM是最符合現實的模型，其估計結果如下：

從(5)式中可以看出，λ為正值，說明地區間經濟增長的空間效應明顯。FDI和H的系數正，而且WFDI和WH的系數也為正，這說明FDI和人力資本存量通過地理空間機制對區域經濟增長發揮作用，FDI的引入對周邊地區的經濟增長存在正向的技術溢出效應，人力資本存量對人均國內生產總值也有顯著的正向影響。FDI與H的交叉項系數為負，說明現階段我國FDI與人力資本的結合效應較小甚至為負值，這可能是因為我國人力資本總體較低，與我國引進大量外資不成比例，無法滿足FDI發揮技術溢出效應所需的經濟軟環境。Y0的估計系數與理論模型的結論相反，與LnG成同方向變化，這說明在我國區域經濟增長中，初始水平高的地區發展速度也較高，即我國區域經濟發展在現階段并未如新古典增長理論認為的那樣呈現出收斂性，反而有擴散的態勢。

表2 SLM、SEM和SDM估計結果

6　 結論與建議

本文基于理論模型，利用近20年來我國省際面板數據，通過全局空間自相關性檢驗驗證了變量的空間相關性，在此基礎上構建FDI技術溢出的空間計量模型，通過實證分析，可以得出以下結論與建議。

首先，我國人均國內生產總值、FDI和人力資本存量都存在較為顯著的正向的空間相關性，這三個變量在全局上表現出空間依賴特征，其中，FDI的空間相關性最為明顯。從1992年到2012年，FDI和人均GDP的空間相關性呈現上升趨勢，而H的空間正相關性變化不是很明顯，說明我國人力資本存量的空間依賴性是相對穩定的；局域自相關檢驗表明，這三個變量在各省際區域的集聚水平也較高。基于此，有必要采用空間計量的方法對FDI的技術溢出模型進行估計。

其次，SDM模型中WFDI的系數為正，這說明FDI通過地理空間機制對經濟增長發揮作用。根據Anselin準則，SLM模型較SEM模型更為適合，而SEM模型刻畫的是以技術溢出、創新擴散為代表的空間交互作用，從而再次直接證明FDI通過技術溢出效應促進了區域經濟增長。作為一個發展中大國，我國要充分利用技術落后的后發優勢，通過跨國公司的直接投資這一渠道積極主動地吸收其先進技術。以往通過技術貿易方式引進技術，由于資金供應不配套、技術吸收能力不強、忽視市場開拓、成本居高不下等方面的原因，有相當比例的技術引進項目不能很好地發揮作用，或者當被吸收、消化之時，引進的技術已經落后。而由于跨國公司直接投資引進技術，技術的轉移，資金供應、技術吸收能力、市場開拓能力和相應的管理知識以及進一步的技術開發能力或新技術提供能力都會隨之進入，所以引進的技術不僅能夠更好地發揮作用，還可以大大降低技術進步的風險。

最后，估計結果顯示，FDI與人力資本的交叉項的系數為負值，表明現階段我國的FDI與人力資本的結合效應較小甚至為負值。一方面，我國的人力資本水平普遍較低，用普通高等學校在校生衡量的人力資本還不能有效地轉化為生產力。現階段較低水平的人力資本能夠吸收勞動力密集型的FDI，但作為發展中國家，要想通過對外資先進技術的學習和模仿，真正提高本國技術水平和綜合要素生產率，進而走上內生增長化道路，就必須適應FDI進行產業結構的調整，提高人力資本存量。另一方面，這里的人力資本可認為是相對量，即相對于當地FDI引進量所需的人力資本存量。FDI要與當地的人力資本相適應，不能盲目追求引進數量，要強調與當地人力資本的適配程度，沒有人力資本等吸收能力做支撐的FDI可能會阻礙經濟增長。因此，各地利用FDI的技術溢出效應促進當地經濟增長，首先要做的是提高當地技術吸收能力、改善經濟環境。

綜上所述，分析結果表明FDI流入與人力資本積累極大地促進了區域經濟增長，但FDI的技術溢出效應至今仍未充分結合人力資本來為經濟增長做出貢獻。因此，在新常態的背景下，各地應充分利用技術落后的后發優勢，通過跨國公司的直接投資這一渠道積極主動地吸收其先進技術，同時要著力提高人力資本存量和技術吸收能力，以促進經濟的持續健康發展。

根據理論模型，經濟增長會受到制度這一因素的影響，但由于量化制度因素的確切指標存疑，本文并未對其加以研究，所以下一步的研究方向在于使用適宜變量來量化制度因素，重新構建空間計量模型進行分析。

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中圖分類號：F061.5

文獻標識碼：A

文章編號：2096-0298（2016）06（b）-118-04