北京市FDI所有權(quán)結(jié)構(gòu)最優(yōu)化的實(shí)證研究①

首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 劉新宇 胡穎 任兆鑫

外商直接投資(Foreign Direct Investment，F(xiàn)DI)的技術(shù)溢出效應(yīng)是其對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生直接和間接的影響，這也使之成為發(fā)展中國(guó)家或地區(qū)競(jìng)相吸引FDI的重要原因之一。北京市在利用外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)迅猛推進(jìn)的同時(shí)，也相應(yīng)地在某種程度上推動(dòng)了其內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步和自主創(chuàng)新能力的提高。

作為國(guó)際資本流動(dòng)的主要方式，外商直接投資對(duì)東道國(guó)的技術(shù)溢出效應(yīng)已經(jīng)日益為國(guó)內(nèi)外研究學(xué)者所關(guān)注，但其現(xiàn)有研究的成果及結(jié)論卻有所區(qū)別(江心英、張二震、馬野青等，2006)。Javorcik和Spatareanu(2008)利用羅馬尼亞數(shù)據(jù)得到的結(jié)果表明，外資產(chǎn)生的產(chǎn)業(yè)內(nèi)技術(shù)溢出效應(yīng)為負(fù)，且獨(dú)資企業(yè)所產(chǎn)生的負(fù)效應(yīng)大于合資企業(yè)。Djankov和Hoekan(1999)在分析捷克制造業(yè)的企業(yè)面板數(shù)據(jù)時(shí)發(fā)現(xiàn)，如果外資份額全是獨(dú)資企業(yè)，則溢出效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上不顯著；而如果是由獨(dú)資企業(yè)和合資企業(yè)組成，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的生產(chǎn)力水平呈現(xiàn)出負(fù)向溢出效益。盧曉勇、金艷清(2012) 通過對(duì)1998～2011年中部六省的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI獨(dú)資化傾向?qū)Ψ?wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)升級(jí)具有較強(qiáng)的促進(jìn)作用。吳靜芳(2010)通過分析上海市近12年的企業(yè)面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，只有外商獨(dú)資企業(yè)與轉(zhuǎn)移技術(shù)的水平呈正相關(guān)關(guān)系。肖怡楠(2010)經(jīng)過研究發(fā)現(xiàn)，跨國(guó)公司的獨(dú)資化有利于我國(guó)高技術(shù)的引進(jìn)和應(yīng)用，但也會(huì)對(duì)國(guó)內(nèi)企業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，造成國(guó)內(nèi)企業(yè)人才流失。

本文則是從技術(shù)溢出的角度來分析FDI所有權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)北京市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與技術(shù)進(jìn)步的影響，最終旨在探索并發(fā)現(xiàn)FDI所有權(quán)結(jié)構(gòu)的最優(yōu)化比例，以使其技術(shù)溢出效應(yīng)最大化，從而有效解釋北京市近20年來引進(jìn)外資相關(guān)政策的調(diào)整與改變。

1 北京市1987～2010年FDI所有權(quán)結(jié)構(gòu)發(fā)展?fàn)顩r

圖1 1987～2010年北京市三資企業(yè)實(shí)際利用外資金額比重變化趨勢(shì)

1987至2010年，北京市實(shí)際利用外資總額從將近1億美元增長(zhǎng)到63.1億美元，增速顯著，平均每年增加2.5億美元?；谕赓Y所有權(quán)結(jié)構(gòu)的視角(如圖1)，獨(dú)資項(xiàng)目比例呈逐年遞增趨勢(shì)，由1990年的1.2%增長(zhǎng)至2010年的82%；合資項(xiàng)目份額被獨(dú)資項(xiàng)目擠占，從最初的90%以上下降至20%以下水平；而合作項(xiàng)目的比例基本維持在10%以下。顯然從1997開始，獨(dú)資項(xiàng)目利用外資金額比重陡然上升，與合資和合作項(xiàng)目比重呈“剪刀叉”形狀，表現(xiàn)為“獨(dú)資化”現(xiàn)象。

圖2 1987～2010年北京市實(shí)際利用外商直接投資額與專利授權(quán)量

圖2展現(xiàn)了1987～2010年間北京市實(shí)際利用外商直接投資總額、獨(dú)資項(xiàng)目利用外資金額與專利授權(quán)量的變動(dòng)情況，圖形大致反映了三者之間同向的變動(dòng)規(guī)律。根據(jù)以上各類數(shù)據(jù)及計(jì)算結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)FDI所有權(quán)結(jié)構(gòu)(獨(dú)資化)與專利、科技成果數(shù)量之間存在著同向變化的趨勢(shì)。

2 模型的構(gòu)建和實(shí)證結(jié)果

為了研究FDI所有權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)于東道國(guó)技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生的“溢出效應(yīng)”和“擠出效應(yīng)”兩方面的影響，以及探索北京市外商直接投資所有權(quán)結(jié)構(gòu)最優(yōu)化比例，本文構(gòu)建了三個(gè)模型進(jìn)行計(jì)量實(shí)證分析。其中，第三個(gè)模型，即FDI所有權(quán)結(jié)構(gòu)最優(yōu)化模型，是建立在前兩個(gè)計(jì)量模型分析基礎(chǔ)之上進(jìn)行的。

2.1 FDI結(jié)構(gòu)與溢出效應(yīng)模型

借鑒已有的C-D生產(chǎn)函數(shù)，并參考Feder的研究思路，將整個(gè)工業(yè)經(jīng)濟(jì)分為外資部門和內(nèi)資部門兩部分，并得到式(1)：

Yt：代表內(nèi)資工業(yè)企業(yè)的產(chǎn)出，用北京市國(guó)有工業(yè)企業(yè)第t年的工業(yè)總產(chǎn)值(當(dāng)年價(jià)格)表示。在本模型中，ln(Yt) 為被解釋變量，其余變量均為解釋變量。

FDIt：代表北京市第t年的外商直接投資，用北京市實(shí)際利用的外資額表示。b1作為FDIt對(duì)Yt的彈性系數(shù)，表示FDI對(duì)國(guó)企產(chǎn)出的外溢效應(yīng)程度。

Kt：代表資本投入，用北京市第t年的國(guó)有工業(yè)企業(yè)固定資產(chǎn)投資額來表示。

Lt：代表勞動(dòng)力要素投入，用北京市第t年的第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)來表示。

μt：表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

基于以上分析，可以建立關(guān)于“FDI所有權(quán)結(jié)構(gòu)與溢出效應(yīng)模型”協(xié)整模型：

其中，y1和y2分別用專利申請(qǐng)受理量和工業(yè)總產(chǎn)值替代，x1、x2、x3、x6、x7分別用FDI獨(dú)資、FDI合資、FDI合作、固定資產(chǎn)投資額、第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)表示。上述變量選取的替代指標(biāo)均采用1987-2010年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，并均由(1987～2011年)《北京統(tǒng)計(jì)年鑒》中的數(shù)據(jù)經(jīng)過計(jì)算整理而得。

2.2 FDI結(jié)構(gòu)與擠出效應(yīng)模型

針對(duì)FDI獨(dú)資化結(jié)構(gòu)對(duì)于技術(shù)水平影響的實(shí)證分析，本文采用了國(guó)際上通用的線性回歸模型：在此基礎(chǔ)之上，考慮到FDI對(duì)東道國(guó)作用的“時(shí)間延續(xù)性”。因此，得到相關(guān)模型：

Y1t：代表第t年北京市的技術(shù)創(chuàng)新水平，用專利申請(qǐng)數(shù)量來表示。在本模型中，LnTt為被解釋變量，其余變量均為解釋變量。

FDIt、FDIt-1：代表北京市第t年和第t-1年的外商直接投資，用北京市實(shí)際利用的外資額表示。

X4t：代表研發(fā)投入，用北京市第t年的科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出總額表示。

X5t：代表人力資本，表示第t年的科技活動(dòng)人員數(shù)。

μt：表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

通過逐步回歸法去除多重共線性后，仍然通過最小二乘法回歸，得到方程：

基于以上分析，根據(jù)擠出效應(yīng)建立協(xié)整模型二：

其中，x4和x5分別用R&D經(jīng)費(fèi)支出和科技活動(dòng)人員數(shù)代替，上述變量選取的替代指標(biāo)均由(1987～2011年)《北京統(tǒng)計(jì)年鑒》中的數(shù)據(jù)經(jīng)過計(jì)算整理而得。

2.3 FDI所有權(quán)結(jié)構(gòu)最優(yōu)化模型

2.3.1 聯(lián)立方程組模型的建立

如果假設(shè)方程沒有聯(lián)立性，則普通最小二乘估計(jì)就可以得到有效且一致的參數(shù)估計(jì)量，但是若方程具有聯(lián)立性，則普通最小二乘估計(jì)就會(huì)失效，得到非一致估計(jì)。因此，必須在摒棄普通最小二乘估計(jì)而采用其他方法之前，進(jìn)行方程的聯(lián)立性檢驗(yàn)。采用Hausman設(shè)定誤差檢驗(yàn)方法。其本質(zhì)是檢驗(yàn)一個(gè)內(nèi)生回歸元是否是與誤差項(xiàng)相關(guān)，若相關(guān)，則存在聯(lián)立性。通過eviews軟件 對(duì)殘差項(xiàng)進(jìn)行序列相關(guān)性檢驗(yàn)和異方差檢驗(yàn)，拒絕“無關(guān)聯(lián)性”的原假設(shè)。

考慮建立聯(lián)立方程組，建立模型如下：

考慮到有可能方程右邊變量與誤差項(xiàng)相關(guān)并且存在異方差，同時(shí)殘差項(xiàng)相關(guān)，且兩個(gè)方程都是過度識(shí)別的，因此采用三階段最小二乘法進(jìn)行聯(lián)立方程的回歸。根據(jù)三階段最小二乘法進(jìn)行回歸，得到結(jié)果后發(fā)現(xiàn)，方程一中，調(diào)整后的擬合優(yōu)度達(dá)到0.971146，且D.W.統(tǒng)計(jì)值達(dá)到1.864870，認(rèn)為不存在自相關(guān)。方程二中，調(diào)整后的擬合優(yōu)度達(dá)到0.993741，且D.W.統(tǒng)計(jì)值達(dá)到1.901605，認(rèn)為不存在自相關(guān)。且除lnx4、lnx5、lnx7外，均達(dá)到了置信水平為99%的t統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)顯著。

因此，得到方程組：

綜合上述聯(lián)立方程組的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI獨(dú)資和FDI合資對(duì)于東道國(guó)有正向的溢出效應(yīng)，且FDI合資的溢出作用大于FDI獨(dú)資；而合作型FDI則具有擠出效應(yīng)。

其中，聯(lián)立方程中FDI獨(dú)資(X1)對(duì)國(guó)有工業(yè)企業(yè)產(chǎn)出(Y2)和專利申請(qǐng)量(Y1)的回歸系數(shù)分別為0.125760和-0.213937；FDI合資(X2)對(duì)國(guó)有工業(yè)企業(yè)產(chǎn)出(Y2)和專利申請(qǐng)量(Y1)的回歸系數(shù)分別為0.250993和-0.529259。這表明，每增加1%的獨(dú)資型與合資型FDI投入，總產(chǎn)出將分別增加0.13%和0.25%，擠出效應(yīng)將減少0.21%和0.53%?？芍現(xiàn)DI獨(dú)資與合資對(duì)總產(chǎn)出增加的促進(jìn)作用顯著，具有推進(jìn)東道國(guó)技術(shù)進(jìn)步的作用。而外商合作企業(yè)則具有“擠出效應(yīng)”，表現(xiàn)為每增加1%的合作型FDI的投入，總產(chǎn)出將減少0.06%，擠出效應(yīng)將增加0.08%。

由此可以得出相關(guān)結(jié)論，F(xiàn)DI所有權(quán)結(jié)構(gòu)的合理發(fā)展方向?yàn)椋汉腺Y型FDI與獨(dú)資型FDI比例上升、合作型FDI比例相對(duì)降低是FDI所有權(quán)結(jié)構(gòu)發(fā)展的合理軌道，沿著此發(fā)展軌道改變FDI所有權(quán)結(jié)構(gòu)將會(huì)使外商直接投資對(duì)于東道國(guó)的正向溢出效應(yīng)逐漸增大，并日益趨近最大化。

2.3.2 最優(yōu)化模型的建立

由上述建立的聯(lián)立方程組，得到的FDI獨(dú)資、FDI合資和FDI合作對(duì)知識(shí)溢出和本地投資影響的彈性系數(shù)；同時(shí)，利用這些系數(shù)建立最優(yōu)化方程，求解并得到使凈溢出效應(yīng)最大時(shí)，F(xiàn)DI獨(dú)資、FDI合資和FDI合作最優(yōu)的比例?，F(xiàn)設(shè)FDI獨(dú)資所占FDI比例為A，F(xiàn)DI合資所占FDI比例為B，F(xiàn)DI合作所占FDI比例為C。因此得到最大化凈溢出效應(yīng)：

同時(shí)考慮到，對(duì)最優(yōu)比例的調(diào)整幅度如果過大，可能會(huì)引發(fā)政策問題。因此，將1987年～2010年期間，歷年的FDI獨(dú)資，F(xiàn)DI合資和FDI合作所占FDI比例的變化率作為極值約束，即使2011年三者所占比例的調(diào)整幅度不超過往年調(diào)整幅度的最大值。計(jì)算歷年三者所占比例之后，可以計(jì)算出歷年三者所占比例的變化率。得到三者比例的變化率的最大最小值分別為：

表1

計(jì)算2010年我國(guó)FDI獨(dú)資、FDI合資和FDI合作所占FDI總額的比例后，可以得到2010年的數(shù)據(jù)和歷年三者比例的變化率的最大最小值，之后利用其可以計(jì)算得到2011年三者比例約束條件如下表：

表2

利用LINGO程序，最優(yōu)化解為：

表3

另外，根據(jù)上述最優(yōu)化為例計(jì)算得到的凈溢出效應(yīng)為正，凈溢出效應(yīng)系數(shù)為0.2914778，它表明：按照最優(yōu)化比例，每增加1%的FDI投入，對(duì)東道國(guó)的凈溢出效應(yīng)將增加0.29%，說明最優(yōu)化比例使得凈溢出效應(yīng)增大，二者為正相關(guān)關(guān)系。

3 實(shí)證結(jié)果分析

對(duì)于以上實(shí)證結(jié)果合理的解釋及猜想原因?yàn)椋弘m然外商獨(dú)資項(xiàng)目會(huì)使得跨國(guó)公司為了本企業(yè)的發(fā)展給內(nèi)部帶來較多的關(guān)鍵和領(lǐng)先技術(shù)，提高年均專利數(shù)量，從而提高東道國(guó)地區(qū)的整體技術(shù)創(chuàng)新水平；但是，F(xiàn)DI獨(dú)資化也會(huì)帶來不利于東道國(guó)內(nèi)資企業(yè)發(fā)展的影響。首先，在外商獨(dú)資企業(yè)模式下，外資通過嚴(yán)格控制企業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)、研發(fā)、人才流動(dòng)等關(guān)鍵環(huán)節(jié)，并加強(qiáng)外商對(duì)公司關(guān)鍵、領(lǐng)先技術(shù)的內(nèi)部控制與循環(huán)，使技術(shù)擴(kuò)散得到控制，技術(shù)外溢渠道受阻，降低技術(shù)外溢效應(yīng)在東道國(guó)的作用與效果；其次，F(xiàn)DI獨(dú)資化甚至有時(shí)會(huì)對(duì)本土內(nèi)資企業(yè)帶來競(jìng)爭(zhēng)壓力和“擠出效應(yīng)”。這在一定程度上可以理解為，正向的技術(shù)溢出效應(yīng)可能更多地來自于外資企業(yè)的內(nèi)部，而非企業(yè)外部。支持上述觀點(diǎn)的主要理由是：外商獨(dú)資化結(jié)構(gòu)可能是妨礙北京市外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)的主要因素之一。本地的內(nèi)資企業(yè)一方面不能與外商獨(dú)資企業(yè)順利地在企業(yè)內(nèi)部形成“面對(duì)面”式的交流與學(xué)習(xí)；另一方面，企業(yè)外部間的一些垂直和橫向交流渠道，如：人才流動(dòng)效應(yīng)、后向與前向關(guān)聯(lián)效應(yīng)、競(jìng)爭(zhēng)及模仿—示范效應(yīng)等，也由于外商獨(dú)資企業(yè)對(duì)關(guān)鍵交流渠道的絕對(duì)控制而被嚴(yán)格限制和阻斷，使得關(guān)鍵性技術(shù)無法有效外流，從而無法建立起內(nèi)資企業(yè)吸收、學(xué)習(xí)新技術(shù)的途徑，并使外商獨(dú)資企業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)難以在東道國(guó)順利發(fā)揮。另外，以上理由也有效解釋了即便外商獨(dú)資企業(yè)的技術(shù)水平顯著高于合資與合作企業(yè)，但在其他條件相同的情況下，使得外商獨(dú)資的技術(shù)溢出效應(yīng)為負(fù)成為可能。同時(shí)，F(xiàn)DI合作的檢驗(yàn)結(jié)果也從另一側(cè)面支持了“技術(shù)外溢效應(yīng)來源于企業(yè)內(nèi)部”的觀點(diǎn)，并帶來“擠出效應(yīng)”。

因此，雖然在技術(shù)轉(zhuǎn)移水平方面，外商獨(dú)資企業(yè)為了發(fā)展和利潤(rùn)給東道國(guó)企業(yè)內(nèi)部帶來了較多的關(guān)鍵及領(lǐng)先技術(shù)，但是在獨(dú)資模式下，外商從制度上取得了在華技術(shù)控制的戰(zhàn)略制高點(diǎn)，在很大程度上封死了先進(jìn)、核心技術(shù)向中方擴(kuò)散的渠道。與此同時(shí)，一些外商獨(dú)資企業(yè)還挖走了東道國(guó)許多高級(jí)科技人才，使國(guó)內(nèi)相關(guān)科研機(jī)構(gòu)及企業(yè)的自主研發(fā)力量外流，從而產(chǎn)生“逆向技術(shù)擴(kuò)散”及競(jìng)爭(zhēng)壓力問題，在宏觀上表現(xiàn)為FDI獨(dú)資化對(duì)東道國(guó)內(nèi)資企業(yè)的“擠出效應(yīng)”。這也就解釋了隨著我國(guó)利用外資政策的調(diào)整和市場(chǎng)開放程度的加深，外商獨(dú)資化發(fā)展成為重要趨勢(shì)的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象：越是技術(shù)先進(jìn)的外商企業(yè)，越是傾向于采用獨(dú)資方式。

4 相關(guān)政策啟示

東道國(guó)利用外資的主要目標(biāo)之一是引進(jìn)國(guó)外先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，逐步縮小與發(fā)達(dá)國(guó)家的技術(shù)差距。中國(guó)及各個(gè)地區(qū)提出了“以市場(chǎng)換技術(shù)”的戰(zhàn)略方針，并制定了一些具體的政策措施，但是方針在某些方面的實(shí)施效果并不理想。因此，設(shè)計(jì)并實(shí)施利用FDI推動(dòng)?xùn)|道國(guó)自主創(chuàng)新的政策體系，拓展FDI的技術(shù)外溢效應(yīng)，對(duì)于促進(jìn)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，提升東道國(guó)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，具有不可替代的作用。主要的政策啟示有：

第一，改善FDI所有權(quán)結(jié)構(gòu)，注重股權(quán)聯(lián)系，提升跨國(guó)公司的技術(shù)外溢效應(yīng)。(1)鼓勵(lì)跨國(guó)公司與國(guó)內(nèi)企業(yè)及機(jī)構(gòu)共同投資，建立聯(lián)合經(jīng)營(yíng)模式；(2)鼓勵(lì)跨國(guó)公司研發(fā)機(jī)構(gòu)與本地科研機(jī)構(gòu)在基礎(chǔ)技術(shù)及信息方面展開交流與合作；(3)加強(qiáng)跨國(guó)公司與內(nèi)資企業(yè)的配套合作，充分利用跨國(guó)公司的技術(shù)力量提高配套企業(yè)的技術(shù)水平。(4)鼓勵(lì)本土企業(yè)與跨國(guó)公司聯(lián)合承擔(dān)研發(fā)課題；(5)完善技術(shù)交易市場(chǎng)，以便使研發(fā)成果及技術(shù)的擴(kuò)散更加容易。

第二，積極為本土企業(yè)建立吸收、模仿和學(xué)習(xí)先進(jìn)技術(shù)的平臺(tái)。(1)制定鼓勵(lì)政策，加強(qiáng)國(guó)內(nèi)企業(yè)與跨國(guó)公司的技術(shù)聯(lián)系，尤其是在引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)的基礎(chǔ)上，推動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的升級(jí)；(2)加強(qiáng)并鼓勵(lì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的引資工作，對(duì)外商投資高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)給予優(yōu)惠政策；(3)改善技術(shù)創(chuàng)新的市場(chǎng)環(huán)境，保證企業(yè)獲得技術(shù)創(chuàng)新帶來的超額利潤(rùn)，并加速科技成果向現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力轉(zhuǎn)化；(4)建立和完善開放靈活的人才流動(dòng)機(jī)制，制定鼓勵(lì)外資企業(yè)人員流動(dòng)的相關(guān)政策，為人力資本流動(dòng)創(chuàng)造良好的環(huán)境，提高本國(guó)人力資本水平和自主創(chuàng)新能力。

[1]Beata Smarzynska Javorcik, Mariana Spatareanu.To Share or not to Share: Does Local Participation Matter for Spillover From Foreign Direct Investment? [J].Journal of Development Economics, 2008(5).

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