基于金融發(fā)展水平的FDI技術溢出效應分析

張?zhí)礻嚕?娟

（1.中南財經政法大學 經濟學院，武漢430060；2.安徽財經大學 國貿學院，安徽 蚌埠 233041）

1 模型設定

近年來學者們對于技術吸收能力有了越來越廣泛的認識，技術吸收能力由最初的人力資本水平擴展到包括東道國自身研發(fā)水平、金融市場效率、貿易開放度等各種因素。本文用Financeit代表金融發(fā)展水平。我們用金融發(fā)展水平代替東道國的吸收能力，對黃凌云的基于吸收能力的FDI技術溢出模型進行改進。將基本模型擴展，FDI的系數γ與吸收能力Financeit之間存在一定的函數關系：

為了檢驗吸收變量的技術進步效應,人們沿用常見的通過交叉項檢驗吸收變量效應的做法。目前的研究大多認為FDI的系數γ與金融發(fā)展水平Finance之間是一種線性關系，而本文在這一基礎上提出這樣一個假設：γ與Finance之間除了線性關系外還存在一種非線性關系，假使其函數形式為：

當d2=0時是線性模型，表明技術溢出效應隨著金融發(fā)展水平提高而增大，或者隨著金融發(fā)展水平提高而減?。划攄2≠0 時，例如 d1＜0，d2>0 時，一開始 FDI的溢出效應隨著金融發(fā)展水平的提高而下降，但一旦金融發(fā)展水平超過一定的臨界值γ=-d1/2d2時，FDI的溢出效應則隨著金融發(fā)展水平的提高而上升。

綜上所述本文用于實證分析的模型為：

加入γ與Finance函數關系的模型為：

其中εt為隨機干擾項。模型的參數估計采用非線性回歸方法進行估計。

作為對比，本文還估計了不考慮金融發(fā)展水平的基礎模型，以及考慮了金融發(fā)展水平的線性模型。事實上，這兩個模型是我們所討論的非線性模型的特殊形式，當d2=0時候，非線性模型就轉化為線性模型。

2 數據處理

2.1 樣本數據描述

本文的主要目的是以中國數據為樣本，研究金融發(fā)展水平的差異如何影響FDI對我國的技術溢出效應。本文選取1983～2007年的時間序列數據。其中FDI表示我國歷年實際利用外資額，根據各年《中國統(tǒng)計年鑒》計算可得，用各年平均匯率換算成人民幣，1978年不變價計算的GDP縮減指數進行縮減。Finance為金融發(fā)展水平，考慮到數據的可得性和統(tǒng)計口徑的一致性，本文主要采用以下幾個指標來衡量信貸市場和股票市場的發(fā)展效率：(1)金融機構的流動性負債水平，等于M2/GDP，這是衡量一國經濟貨幣化程度的一個綜合指標，也是重要的金融深化指標；(2)參照孫力軍的方法選取金融機構貸款余額來替代金融資產的價值，并以其與GDP的比值來衡量金融發(fā)展水平。（3）股票市場的規(guī)模，等于股票市價總值與GDP的比率，因為股票市場規(guī)模越大，募集資金和分散風險能力越強。（4）股票市場的流動性，用股票市場交易額占GDP的比表示，高流動性意味著相對低的交易費用。為了避免各效率指標之間的自相關性，在實證過程中每次選擇一個指標來替代Finance。

2.2 TFP計算

一般而言，衡量技術進步的方法大致有兩類：一是基于生產函數的總量測算法，如丁伯根測算法、索洛余值法、丹尼森“知識進步”測算法；二是通過構造一套反映技術進步狀況的指標體系來計算的指標體系法。由于指標體系法帶有較大的主觀性，而且受到可獲得的指標數據的限制，又由于本文所用數據時間跨度較大，因此此處我們采用索洛余值法的回歸法來估計全要素生產率（TFP）。

首先計算生產函數，在研究經濟增長時，總量生產函數一般被設定為柯布-道格拉斯（C-D）生產函數：

其中Yt為現實生產力，用GDP來表示；Lt為勞動投入，用經濟活動人口表示；Kt為資本存量；t代表年份；α和β分別表示資本和勞動的產出彈性。索洛余值法可以衡量除資本、勞動力要素外的其他因素對經濟增長的影響。A表示索洛余值，即TFP。對（6）式兩邊同時去對數得到：

通常我們假設α+β=1，即規(guī)模收益不變。

公式（7）中Lt的數據可以直接從我國歷年統(tǒng)計年鑒中獲得，Yt依據歷年中國統(tǒng)計年鑒中歷年GDP指數折算為以1978年為基期的實際GDP。

下一步需要估計出歷年的資本存量Kt。資本存量的估計采用永續(xù)盤存法，計算公式如下：

其中Kt表示t時期的固定資本存量，Kt-1表示上一期固定資本存量，θ表示資本折舊率，It是t年的凈資本形成額，Pt表示固定資本價格指數。涉及四個變量：（1）固定資產投資價格指數，（2）基期固定資本存量的估計。（3）固定資產折舊率。（4）固定資本形成總額。

在估算之前，首先利用Wald檢驗方法來檢驗規(guī)模收益不變即α+β=1的假設。利用無約束回歸方程Ln(Yt)=ln(A)+αLn(Kt)+βLn(Lt)+μt的 OLS 回歸結果，對 Ln(Kt)和 Ln(Lt)的系數進行線性約束檢驗，結果F統(tǒng)計量為3.38，p值為0.0769，表明在5%的顯著性水平下，接受原假設α+β=1，即認為我國經濟在1978～2007年經歷了規(guī)模收益不變。

對（5）式進行參數約束回歸（α+β=1），計算得到：

從檢驗結果可知，回歸結果顯著。這樣得到α=0.7186，β=0.2814。

計算 （8）式的歷年殘差值，可以得到lnA，從而得出1978～2007年的全要素生產率A。

此外，影響全要素生產率的因素很多，有必要在檢驗模型中加入控制變量來表示這些重要變量的影響作用，以避免缺少影響技術進步的其他重要因素而得出容易誤導的結論。這些控制變量有：進出口額（Exp和Imp，由歷年《中國統(tǒng)計年鑒》整理得出），人力資本發(fā)展水平（Hum，本文借鑒李金昌）、R&D支出（采用國家財政用于科學研究的支出近似替代R&D支出）。

由于改革開放初期我國FDI流入量較少（1983年以前），而股票市場也僅有1993年后的完整年度數據，故分別選取1983～2007年和1992～2007年的樣本數據研究信貸市場發(fā)展和股票市場發(fā)展對FDI技術溢出效應的影響。

3 實證結果和分析

為了比較不同金融變量對FDI技術外溢吸收能力的影響效應?？紤]了金融發(fā)展水平這個吸收能力的非線性模型，由方程（4）表示的非線性模型表示。是我們研究的重點。

（1）線性模型（2）中增加了 lnFDI與金融發(fā)展水平 Finance的交叉項，其目的在于考察金融發(fā)展水平的加入對于FDI溢出效應的作用，交叉項系數為正則說明金融發(fā)展水平的提高有利于FDI技術溢出的發(fā)揮，同時也表明FDI技術溢出效應的發(fā)揮需要與一定的吸收能力相結合。實證結果表明，不管是針對信貸市場還是股票市場指標的回歸中l(wèi)nFDI的系數都顯著為正。再觀察lnFDI和Fnance的交叉項我們發(fā)現，信貸市場的兩個指標都為負，且都很顯著，尤其是信貸指標，其系數在1%的顯著性水平下顯著，說明當前我國的金融發(fā)展水平尤其是銀行體系效率還不利于FDI技術溢出效應的發(fā)揮。而股票市場的兩個指標系數則沒有通過顯著性檢驗，因此我們無法判斷股票市場效率的提高是否對生產率存在顯著的影響，這與王永齊（2006）研究結論股票市場效率對經濟增長的影響不顯著相類似。與基本模型情況相同的是，模型中的其它變量的顯著性明顯增強?？偟恼f，線性模型與基礎模型相比，由于金融發(fā)展水平的加入，不僅方程的擬合度提高，而且系數的顯著性也明顯提高，說明線性模型更能代表FDI溢出的實際情況。

（2）對線性模型（4）的分析可以看出，股票市場指標并不顯著，所以這里主要分析信貸市場指標模型。非線性模型的估計結果表明線性模型可能忽略了FDI溢出與金融發(fā)展水平之間存在的某些重要的非線性關系。金融發(fā)展水平平方項的系數為正，且非常顯著，這表明中國的金融發(fā)展水平和FDI溢出效應之間是先降后升的U形關系，正如線性模型揭示的那樣，溢出效應隨金融發(fā)展水平提高而下降，當M2/GDP比值超過141%，貸款余額占GDP比重超過105.41%時，溢出效應才隨著金融發(fā)展水平的提高而上升。從歷年的樣本數據可以看出，樣本期內M2/GDP和貸款余額占GDP比重大致呈上升趨勢，且分別從2001年（144.36%）和2002年（109.11%，2007年為104.87%稍低于臨界值）指標值超過臨界值，溢出效應隨著金融發(fā)展水平的提高而上升?；貧w結果證明了本文對于我國FDI技術溢出效應與金融發(fā)展水平之間存在非線性關系的假設是正確的，同時也說明FDI的技術溢出效應可能存在“門檻”效應，即我國吸收FDI的技術溢出效應的發(fā)揮受金融市場效率的影響，且金融發(fā)展水平超過一定程度后，開始產生正的技術溢出效應，并逐漸增加。

由于當前我國金融體系效率相對低下，銀行和證券市場等金融機構作用未能充分發(fā)揮，使得居民投資創(chuàng)業(yè)的融資渠道不夠順暢，受“金融市場發(fā)展門檻”限制，FDI的技術外溢并不顯著。

4 結論

本文重點考察了金融發(fā)展水平這一重要的吸收能力與FDI技術溢出之間的關系，通過對我國1983～2007年的數據進行實證分析，發(fā)現FDI確實對我國技術進步有明顯的積極作用，并存在顯著的技術溢出效應。而金融發(fā)展水平是影響FDI技術溢出效應的一個重要因素之一，我國的金融發(fā)展效率只有達到一定的水平才能有效地促進FDI技術溢出效應的發(fā)揮，FDI的流入給我國提供了技術學習的機會，但是自身的吸收能力尤其是金融市場效率也決定了我國是否能通過對外界的技術模仿和吸收而帶動本國技術進步。

在金融市場中，由于銀行部門仍然是企業(yè)融資的主要渠道，銀行體系效率比股票市場對FDI技術溢出效應的影響更顯著，提高銀行部門貸款效率和規(guī)模的增加將顯著影響FDI的技術溢出效應，進而影響我國的技術進步。

但是，目前我國金融發(fā)展水平較低，使FDI的技術溢出效應不能得到充分的發(fā)揮，且FDI技術溢出效應隨金融發(fā)展水平的提高而下降，這種抑制作用一旦當金融發(fā)展水平達到某一臨界值時就開始減弱，并產生促進作用，我國金融發(fā)展水平與FDI技術溢出這種U型關系表明：只有金融發(fā)展水平提高到適當的水平，才能充分利用FDI的技術溢出。因此，為了更好地獲得FDI技術溢出效應，除了提高我國人力資源質量和水平；還要提高我國的金融發(fā)展水平尤其是信貸市場效率，降低企業(yè)融資成本，使我國企業(yè)更好地吸收FDI內含的技術和知識，實現技術的轉移和擴散，獲得技術溢出效應，促進我國技術進步和勞動生產率的提高。

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