基于省際面板數(shù)據(jù)的我國人力資本與FDI技術外溢實證研究

徐青松,梁 敏，李 昊

(1.上海財經(jīng)大學經(jīng)濟學院,上海 200433；2.帝國理工學院商學院,倫敦 SW7 2AZ；3.澳大利亞麥格里大學管理學院，NSW 2109)

1 模型與變量

為測度FDI對于經(jīng)濟增長的影響，Borensztein，Gregorio and Lee(1998)[1]采用69個國家的面板數(shù)據(jù)，建立了以下的基本模型：

g=α0+α1FDI+α2FDI×H+α3H+α4Y0+α5A

(1)

但該模型忽略了東道國國內投資對其技術外溢效應的貢獻，因此在BGL模型的基礎上加以改進，根據(jù)Cares(1974)[2]，假設同樣一個國家或者經(jīng)濟體最終產(chǎn)品的生產(chǎn)遵循如下的生產(chǎn)函數(shù)：

(2)

式中，A表示外生環(huán)境因素變量。H表示人力資本，K表示物質資本。物質資本K由多種中間產(chǎn)品構成，其數(shù)量的增加表明物質資本的積累。假設東道國中間產(chǎn)品共N種，其中n種國內生產(chǎn)，外資企業(yè)生產(chǎn)其余n*種，則N=n+n*。并假設K是由如下形式CES類型方程決定：

(3)

(4)

(5)

(6)

上式對x(j)求導，并由零利潤條件得到k類中間產(chǎn)品的需求函數(shù)，同時將上式對人力資本H求導，從而得到人力資本的需求函數(shù)H=(1-α)Y/ω。當中間產(chǎn)品的種類N→∞時，對中間產(chǎn)品的需求價格彈性為：

(7)

考慮東道國中間產(chǎn)品k在t的瞬時利潤為：π(k，t)=P(k，t)x(k，t)-ωx(k，t)，可得產(chǎn)品的邊際收益：

(8)

邊際成本MC=ω，由MR=MC有：P(k，t)=ωσ/(σ-1)，將瞬時利潤函數(shù)π(k，t)折現(xiàn)成v(t)，則根據(jù)文獻[3]，中間產(chǎn)品的生產(chǎn)部門在利潤最大化時，有：

(9)

假設所有國家和經(jīng)濟體對東道國投資的外溢量值是相等的，即δj=δ。東道國人力資本充分就業(yè)，在市場均衡條件下，東道國中間產(chǎn)品生產(chǎn)部門的總人力資本為：

(10)

(11)

式中,Hd表示東道國中間產(chǎn)品生產(chǎn)部門的人力資本。n*表示外資企業(yè)生產(chǎn)的中間產(chǎn)品數(shù)量，表示為FDI的函數(shù)。n表示東道國國內企業(yè)生產(chǎn)的中間產(chǎn)品數(shù)量，表示為東道國國內投資Dom的函數(shù)，表達式分別為：

Hd=γ1Hn*=γ2FDIn=γ3Dom

(12)

將(12)式代入(11)式可得：

(13)

上式中，分別令α0=-ρ(σ-1)/[2(σ-1)-1]、α1=δ2γ1γ2/[2(σ-1)-1]α、α2=δ2γ1γ3/[2(σ-1)-1]α，從而將模型簡化為：

g=α0+α1H×FDI+α2H×Dom

(14)

由式(14)可看出人力資本不僅通過與FDI的結合，而且還和東道國國內資本的共同作用促進經(jīng)濟增長，引進東道國基本建設(Tele)、研發(fā)投入(R&D)、市場開放度(Open)和金融市場效率(Fin)等4個指標，結合式(1)和(14)，得出擴展模型：

g=α0+α1FDI+α2H×FDI+α3FDI×Tele+α4FDI×R&D
+α5FDI×Open+α6FDI×Fin+α7H×Dom

(15)

參考文獻[4]和文獻[5]，具體各變量表示如下。

g：被解釋變量，取各省人均實際國內生產(chǎn)總值的對數(shù)值。

FDI:外商直接投資指標，采用FDI占名義GDP的比率來衡量各省歷年引進外資的水平。

H：人力資本水平。分別選取各省歷年普通中學入學率(MP)、高等學校入學率(CP)以及財政性教育經(jīng)費支出占GDP比例(Edu)作為衡量變量。通過實證檢驗并確定能較好衡量人力資本水平的指標。

Tele：代表東道國基礎設施建設的變量，取郵電業(yè)務總量占名義GDP的比率。

R&D：取政府R&D經(jīng)費占當年的名義GDP比率。

Open：貿易開放度指標，以出口依存度指標來衡量。

Fin：金融市場效率指標，采用各省市歷年金融機構人民幣貸款余額占當年名義GDP的比率。

Dom：國內投資的變量，以各省每年固定資產(chǎn)投資占該省當年名義GDP比率表示。

2 實證方法與步驟

本文采用面板數(shù)據(jù)對FDI的技術外溢效應進行分析論證，具體的實證步驟如下。①只以外商直接投資衡量指標FDI對被解釋變量LnGDP進行回歸，考察外商直接投資單獨對經(jīng)濟增長的影響。②對FDI變量取對數(shù)后，以LnFDI分別和人力資本指標MP、CP、Edu對被解釋變量進行回歸，衡量GDP對FDI的彈性，粗略估計FDI的變化對GDP的影響。③FDI和人力資本指標與FDI的交叉項，對被解釋變量進行回歸，以衡量人力資本對FDI技術外溢的影響。④在上一步驟的基礎上引進國內投資指標與人力資本指標的交叉項，考察引進國內投資后人力資本對FDI技術外溢的影響。⑤綜合以上分析，得出衡量全國人力資本水平的較好的變量。⑥在人力資本影響FDI技術外溢的基本模型的基礎上，逐步引進擴展變量，考察擴展變量對于回歸效果的影響，檢驗各變量系數(shù)的顯著性。⑦在前一步驟的基礎上，得到擴展模型的表達式，并對回歸結果進行分析。

3 實證結果與結論

表1給出了人力資本影響FDI技術外溢模型的回歸結果，可得以下結論。

表1 我國人力資本與FDI技術外溢實證結果

1)回歸1僅選用外商直接投資指標一個解釋變量，回歸系數(shù)顯著為正，模型擬合效果也較好，但R2僅達到0.398 3，表明FDI的引進確實對經(jīng)濟的增長有促進作用，但還需要與其他變量相結合才能更好的解釋經(jīng)濟的增長。

2)回歸2～回歸4以LnFDI分別和人力資本指標MP、CP、Edu對被解釋變量進行回歸，進行彈性分析。3個回歸LnFDI的系數(shù)分別為0.200 5、0.129 7和0.291 0，說明我國FDI占GDP的比例每上升1%，人均GDP就分別上升0.200 5%、0.129 7%和0.291 0%。同時3個計量模型的R2都介于0.79～0.95，即模型自變量的變化能解釋因變量變化的79%～95%，說明FDI對經(jīng)濟增長的作用不容置疑。

3)回歸5～回歸7以FDI分別和人力資本指標MP、CP、Edu與FDI的交叉項，以衡量人力資本對FDI技術外溢的影響。從結果來看，各系數(shù)均為正，且基本都通過顯著性檢驗，同時R2都介于0.69～0.93，這說明FDI確實對我國增長有明顯促進作用。

4)回歸8～回歸10在回歸5～回歸7的基礎上引進國內投資指標分別和人力資本MP、CP、Edu的交叉相，進一步全面考察衡量人力資本對FDI技術外溢的影響。

回歸8中交叉項FDI×MP的系數(shù)都不顯著，說明MP并不是衡量我國人力資本的較好的指標。回歸9中交叉項FDI×CP的系數(shù)為負，且不顯著，說明CP也不能很好地代表人力資本。但從回歸8和9中交叉相系數(shù)來看，F(xiàn)DI更多的是和具有初高中教育程度的人力資本相結合產(chǎn)生技術外溢效應。這反映了FDI在我國主要是進入以加工貿易等為主的對勞動者素質要求不高的勞動、資金密集型行業(yè)。因此，有必要加強FDI的產(chǎn)業(yè)和行業(yè)引導，使其流向技術密集型的產(chǎn)業(yè)和行業(yè)。

回歸10中各系數(shù)均顯著，且交叉項FDI×Edu系數(shù)為正，說明各省財政性教育支出占名義GDP的比率能很好地衡量我國各省的人力資本水平。

由表1分析，可以得出我國人力資本影響FDI技術外溢的基本模型：

LnGDPi=6.631 3-0.126 9FDIit+
0.120 6FDIit×Eduit+0.005 2Domit×Eduit
(237.16) (-6.32) (10.91) (23.29)

式中,i代表省份，t代表年份。外商直接投資的系數(shù)為負，而其與人力資本結合項的系數(shù)為正，說明FDI整體上對經(jīng)濟增長的促進作用已經(jīng)不是表現(xiàn)為資本累積效應，而是要依賴于人力資本水平的提高，從全國范圍來看，F(xiàn)DI確實對國內投資存在“擠出效應”。比較FDI和國內投資分別與人力資本的交叉項的系數(shù)，發(fā)現(xiàn)FDI與人力資本交叉項系數(shù)為0.120 6，遠大于國內投資與人力資本交叉項的系數(shù)0.005 2，說明FDI與人力資本的結合對于經(jīng)濟增長的促進作用要遠大于國內投資與人力資本結合的作用。因此，我國對于FDI的引進不再是單純的數(shù)量的增加，而要提高引進FDI的質量。

表2所示為FDI技術外溢擴展模型的回歸結果，可得如下結論。

表2 我國人力資本與FDI技術外溢擴展模型實證結果

1)回歸1～回歸4，分別引進擴展變量Tele、R&D、Open和Fin，回歸1和2各項系數(shù)通過顯著性檢驗，且系數(shù)在0.8以上，說明東道國基礎設施建設和研發(fā)投入確實對FDI技術外溢有顯著的促進作用。

2)回歸5，同時引進東道國基礎設施建設和研發(fā)投入指標與FDI的交叉相，交叉項的系數(shù)都為正，且顯著，進一步印證了1)中的結論。

3)回歸6在回歸5的基礎上引進市場開放度和FDI的交叉相，其系數(shù)為負，且通過了顯著性檢驗。雖然系數(shù)為負，但絕對值較小，說明市場開放程度并未明顯的影響我國FDI的技術外溢效應。

4)回歸7在回歸6的基礎上進一步引進代表金融市場效率的指標與FDI的交叉相，系數(shù)為負，且未通過顯著性檢驗，表明金融市場效率與FDI的結合并未對我國FDI的技術外溢效應有顯著的影響。

5)以上各模型中，F(xiàn)DI系數(shù)都為負，而FDI與人力資本的交叉相為正，表明FDI資本累積效應并未對經(jīng)濟增長有明顯推動作用，對經(jīng)濟的推動作用更多表現(xiàn)在與人力資本的結合上，即技術外溢效應。

6)以上各模型，國內投資指標與人力資本的結合項，系數(shù)較穩(wěn)定，基本都在0.005 2左右，且都通過顯著性檢驗，表明人力資本與國內投資的結合對經(jīng)濟增長有明顯促進作用，且較穩(wěn)定。而FDI與人力資本結合項系數(shù)不穩(wěn)定，其原因可能是FDI流入受到引資政策的影響，及各區(qū)域引進FDI的不平衡。

綜上分析，可以得出我國人力資本影響FDI技術外溢的擴展模型：

LnGDPi=6.605 0-0.061 6 FDIit+0.021 9 FDIit
×Eduit+0.034 3 FDIit×Teleit
(257.06)(-2.75) (1.68) (13.90)
+0.143 8 FDIit×R&Dit-0.000 9 FDIit
×Openit+0.005 3 Domit×Eduit
(4.76) (-3.40) (24.90)

上式中，F(xiàn)DI與人力資本、基礎設施建設、研發(fā)投入指標交叉項的系數(shù)分別為0.021 9、0.034 3和0.143 8。可見，除了改善人力資本狀況、增加教育的投入外，加大對基礎設施建設的投入、增加政府的R&D支出等均可以促進外資企業(yè)的技術外溢效應，從而促進經(jīng)濟增長。