FDI對我國工業全要素生產率影響的實證分析
——基于2000—2016年工業行業面板數據

葉子含，張 偉

（河海大學 商學院，南京 211106）

引言

FDI是我國工業發展的重要推動力，FDI對我國工業經濟增長率的影響成為國內學者研究的熱點課題。全要素生產率是評價投入產出增長率的指標，多用于效率增長評價。國內外對于FDI與全要素生產率的相關性研究有很多，由于研究對象和其他因素的差異，對二者的關聯性認識也有所不同，一部分學者認為 FDI可以有效地提高全要素生產率[1，2，3，4]，而另外一部分學者認為FDI對全要素生產率的提高沒有明顯作用甚至是負面影響[5，6]。

在對中國全要素生產率的測算方面，國內外學者也有很多的研究成果。國外學者側重于對中國整體全要素生產率的測算，多用于對比分析中國和亞洲地區其他國家的經濟發展情況和推動因素。國內學者則更加側重于對我國具體行業、具體省份的研究，從中發現國內經濟發展趨勢和不足。

因此，在研究FDI對東道國具體經濟因素的影響時，要注意具體的研究對象，FDI對不同研究對象的影響可能存在較大差異。本文擬在在測算我國工業行業全要素生產率的基礎上，構建回歸模型，實證分析FDI對我國工業全要素生產率影響。

一、測算方法和模型選取

（一）全要素生產率測算方法

當前測算全要素生產率的主要方法有DEA包絡分析法、DEA-Malrnquist指數法等，這些方法在思想上一脈相承，在指數法基礎上，通過DEA包絡分析、DEA-Malrnquist指數建立以及分解對全要生產率進行測算。Global-Malrnquist指數法是當前測算全要素生產率應用較為廣泛的方法，該方法在原有的Malrnquist指數方法的水平上構建的包含性更加全面的生產可能性前沿，對Malrnquist指數的缺陷進行了修正。本文選取Global-Malrnquist指數法測算我國工業全要素生產率。

（二）回歸模型構建

本文根據柯布道格拉斯生產函數和FDI溢出效應相關因素構建回歸模型。函數的基本形式是：

式（1）中，Y表示產出，A表示生產技術水平，L表示勞動力投入，α表示勞動的產出彈性系數，K表示資本投入，β表示資本的產出彈性系數。將公式兩邊取對數可得：

根據FDI的技術溢出效應，將FDI作為一種技術形式，可用FDI來表示技術效率水平A，假設

將式（3）帶入式（2）可得：

假設FDI是影響全要素生產率的因素，則根據內生增長模型可以將技術水平和FDI之間建立起等式關系：

將式（5）帶入式（1）后，兩邊求導得：

根據以往研究成果，影響FDI技術外溢的因素有對外開放程度、人力資本以及市場競爭程度等因素?？紤]到數據的可收集性和研究的需要，本文選取人力資本水平（H）和對外開放程度（OPEN）作為回歸分析的兩項指標，根據式（4），建立FDI技術進步表達式：

其中，FDIsh外商投資所占比例，FDIsh*H代表外商投資帶來的人力資本外溢，FDIsh*Open代表外商投資帶來的競爭效應。當中x較小時可以近似估計得到，因此令，At=TFPt，lnBt=δ按照式（6）的推導過程，將式（7）兩邊取對數可得：

其中，TFP為全要素生產率，為外商直接投資占工業固定資產比例，H代表人力資本，Open代表對外開放程度。本文實證分析中以式（8）為基本回歸假設，通過回歸分析判斷FDI技術外溢各因素對全要素生產率的影響，若各因素系數為正，則說明相對應的FDI技術外溢效應因素有利于全要素生產率增長，為負則不利于全要素生產率增長。

二、數據選擇與數據來源

（一）全要素生產率測算數據選擇

出于工業行業數據收集標準的統一性和可得性的考慮，本文所選取的工業行業數據均來自規模以上工業企業數據。規模以上工業企業是按照國家對企業主營業務收入標準劃分的。2011年以前規模以上工業企業的劃分標準是企業年主營業務收入達到500萬元以上；2011年之后劃分標準進行了更改，規模以上工業企業的劃分標準是企業年主營業務收入達到2000萬元以上。本文選取數據均來源于規模以上工業企業，數據來源標準統一，國家劃分標準變化不會對本文測算結果造成很大影響。

（二）FDI對全要素生產率影響回歸模型變量的數據來源

根據模型（8），FDI對工業全要素生產率影響的研究指標的數據來源是：

1.全要素生產率（TFP）。根據本文對工業行業全要素生產率測算結果，取2000—2016年中歷年工業全要素生產率平均值作為回歸使用的TFP值。

2.外商直接投資（FDI）。選取2000—2016年規模以上工業企業資產中港澳臺資本金及外商資本金的總和作為外商直接投資變量值，變量單位為億元，數據來源于2001—2017年《中國統計年鑒》。

3.對外開放程度（OPEN）。選取2000—2016年規模以上工業企業出口交貨值與總產值之比作為對外開放程度衡量指標，數據來源于2001—2017年《中國統計年鑒》。

4.人力資本（H）。選取2000—2016年以規模以上工業企業從業人員中學歷為普通高等院校及以上受教育程度人員與規模以上工業企業在職人員總數之比作為人力資本指標，數據來源于2001—2017《中國人口統計年鑒》。

（三）工業行業選擇與編碼

本文選取的36個工業行業類型是根據《中國統計年鑒》的劃分標準進行劃分的，為了方便之后的結果展示，本文對36個工業行業進行了行業編碼，行業編碼結果見表1。

三、測算結果與分析

根據式（8）和相關面板數據收集和梳理，利用MaxDEA軟件對我國工業行業全要素生產率變動進行測算，并使用Eviews8.0回歸分析FDI對我國工業全要素生產率變動影響。

表1 工業行業名稱及編碼

（一）全要素生產率測算結果

根據2000—2016年36個工業行業面板數據，測算得出工業各行業2000—2016年全要素生產率，測算結果見表2。

從表2可知，我國工業行業全要素生產率變動率均值小于1，食品制造和煙草制品行業的全要素生產率有所提高；全要素生產率水平保持平穩的行業基本上都集中于輕工業行業諸如農副產品加工、飲料制造、電子產品制造行業；全要素生產率呈現下降趨勢的行業為高污染重工業企業諸如煤炭開采、電力工業行業。

表2 工業分行業GM L指數均值表

（二）回歸變量檢驗結果

1.平穩性檢驗結果。對式（8）中的五要素進行ADF單位根檢驗，如表3，可以看出，五個要素在原值階段均不平穩，在5%的置信度內一階平穩。因而，五個研究對象具有同階單整性，可以進行之后的協整檢驗。

2.協整檢驗結果。在五個要素同階單整的前提下，應用EG兩步法對五個要素進行協整性檢驗。協整檢驗是為了證明五個變量之間存在一定的長期平穩關系。EG兩步法的步驟是首先利用最小二乘法對五個因素進行回歸，得到的回歸方程為：

根據回歸方程（9）的回歸結果，對回歸殘差進行殘差序列的平穩性檢驗，根據表4的平穩性檢驗結果可以判斷，相應的殘差序列的ADF單位根檢驗值小于5%顯著性水平時的臨界值，這代表殘差序列也是平穩的，表明五個因素存在長期協整關系。

表3 ADF單位根檢驗結果

表4 對殘差進行單位根檢驗結果

3.格蘭杰因果關系檢驗。對TFP和FDI兩因素進行因果關系檢驗，如表5所示。

根據表5，當滯后期為1時，原假設LnTFP不是LnFIDsh的Granger因以及LnFIDsh不是LnTFP的Granger因的發生概率為16.31%以及16.5%為可能發生事件，不能拒絕原假設，所以接收原假設，因而LnTFP和LnFIDsh互不為Granger因。在滯后期為2時，原假設LnTFP不是LnFIDsh的Granger因以及LnFIDsh不是LnTFP的Granger因的發生概率為5.9%和0.31%為可能發生事件。前者在5%的置信區間內不能被拒絕，即LnTFP不是LnFIDsh的Granger因；后者在5%的置信區間內被決絕，也就是說在滯后期為2的情況下，LnTFP不是LnFIDsh的Granger因，而LnFIDsh是LnTFP的Granger因。

經過以上檢驗，可以說明FDI與我國工業行業全要素之間存在長期協整關系，并且FDI可以作為全要素生產率的原因進行解釋。

表5 協整檢驗結果

（三）回歸結果分析

通過以上檢驗結果，可以證明本文選取的LnTFP，LnFDI，LnFDIsh，LnFDI*H，LnFDIsh*OPEN五個變量之間存在協整關系，可以進行回歸分析。本文將LnTFP作為因變量，其他四個變量作為自變量進行回歸。以回歸公式（8）為基礎，回歸結果見表6。

從表6中可以看出，R值為0.978752，修正后的R值為0.957955，說明模型擬合度較好。DW值為1.82，說明研究的5個變量間不存在明顯的自相關關系。在5%的顯著水平下通過了檢驗，回歸結果有效。外商直接投資對我國工業全要素生產率的增長影響為正，說明外商直接投資對我國全要素生產率的增長有正面的影響，FDI對我國工業投資增長1%時，我國工業全要素生產率提高0.92%。人力資本提高1%，工業全要素生產率提高0.53%。市場開放程度提高1%，我國工業全要素生產率提高0.71%。

表6 回歸結果

四、研究結論

1.我國工業行業生產效率現狀不理想。通過對2000-2016年36個工業行業TFP測算結果可以看出，我國工業行業全要素生產率未出現增長趨勢，反而呈現出逐年略微下降的趨勢。

2.外商的直接投資越多，企業的生產率越高。外商直接投資與我國工業全要素生產率存在正相關的關系。這種現象可以解釋為用FDI的技術溢出效應。外商直接投資對我國工業生產有一定的推動作用，原因在于外商的進入加大了我國工業市場的競爭程度，在市場競爭的環境之下，我國工業企業勢必會提高自身生產的技術效率爭取市場份額。我國工業受到外商投資帶來的技術影響后，通過模仿學習等手段，提高自身的競爭能力也對我國工業全要素生產率的提高有很大幫助。

3.人力資本越大，全要素的生產率越高。人力資本與全要增長率存在正相關關系。人力資本是附著在勞動人員身上的知識技能積累，人力資本的增長意味著企業知識總量的增長。這種知識總量增長可以在產品生產效率的提高和技術研發方面起到十分重要的推動作用。根據FDI技術外溢的培訓渠道解釋，可以理解為外資企業在工業企業人力資本提升過程中將先進生產理念和生產技術通過人力資本外溢的形式在我國工業中流通，從而促進了我國工業生產全要素生產率的增長。

4.市場開放程度越大，工業企業的全要素生產率也就越高。工業市場開放程度與全要增長率存在正相關關系。這可能是因為開放的競爭市場對我國工業來說增加了市場競爭的激烈程度，面對國內外企業的競爭，工業企業需要提升自身生產效率水平、降低生產成本，從而在激烈的國際市場競爭中爭得一席之地。因此，開放的市場更加有利于我國工業全要素生產率的提升。

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