外商直接投資產(chǎn)業(yè)間技術溢出效應的模型度量

韓 陽

（1.吉林大學 經(jīng)濟學院,長春 130012；2.哈爾濱商業(yè)大學 金融學院,哈爾濱 150028）

外商直接投資產(chǎn)業(yè)間技術溢出效應的模型度量

韓 陽1,2

（1.吉林大學 經(jīng)濟學院,長春 130012；2.哈爾濱商業(yè)大學 金融學院,哈爾濱 150028）

吸引外資的一個重要目標是利用外資技術溢出效應提升本國產(chǎn)業(yè)的技術水平，最終提高本國的國際競爭力。在產(chǎn)業(yè)層面上對我國22個工業(yè)部門的外資技術溢出效應進行了實證分析。證實了外商直接投資確實通過產(chǎn)業(yè)內與產(chǎn)業(yè)間兩種溢出渠道推動了我國國內企業(yè)的技術進步，其中產(chǎn)業(yè)間溢出比產(chǎn)業(yè)內溢出更重要，產(chǎn)業(yè)間溢出中后向關聯(lián)比前向關聯(lián)更重要，另外產(chǎn)業(yè)關聯(lián)程度對產(chǎn)業(yè)間技術溢出作用明顯。

外商直接投資；技術溢出；產(chǎn)業(yè)關聯(lián)

0 引言

外商直接投資作為資本與技術的結合體，是加速技術進步的重要途徑。實踐證明，通過技術貿易，進口技術，往往難以購買到最先進的技術，但吸引外商直接投資，外方在市場競爭的壓力下，為保證在我國市場的切身利益，相對愿意把先進技術向我國轉移。這些具有先進性的技術發(fā)揮技術溢出的功能作用，是經(jīng)過相關產(chǎn)業(yè)的模仿、關聯(lián)以及公平的競爭等方式來達到的，對于我們國家技術能力水平的提升具有十分重要的作用，能夠使我國老企業(yè)的技術改造問題得到加速處理，對于國內所缺乏的相應技術也是一種彌補。技術溢出作用越來越被國內外學者重視。

當前關于外商投資對技術溢出效應的研究比較多，基于產(chǎn)業(yè)前、后向關聯(lián)的這個新視角，分析外商直接投資產(chǎn)業(yè)間技術溢出的機制，對我國產(chǎn)業(yè)間技術溢出效應做實證研究，具有較高的研究價值。本文側重于我國外資產(chǎn)業(yè)間技術溢出實際效應的考察，包括外資是否存在正的總溢出效應、產(chǎn)業(yè)間溢出是否是比產(chǎn)業(yè)內溢出更重要的方式等。

1 外資集中產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度指標

考察產(chǎn)業(yè)關聯(lián)需用到投入產(chǎn)出表。投入產(chǎn)出表是以產(chǎn)品部門分類為基礎的平衡表，用于反映國民經(jīng)濟各部門的投入和產(chǎn)出的去向，以及反映來源和產(chǎn)出的去向，并且還能夠對于部門之間相互消耗和提供相關產(chǎn)品的比較繁雜的關系進行合理的反映。橫向的投入產(chǎn)出表格能夠反映某個產(chǎn)業(yè)對于其它的相關產(chǎn)業(yè)所進行的投入的量，縱向的投入產(chǎn)出表能夠反映某個產(chǎn)業(yè)對其它相關產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出所進行了的消耗的量。

直接消耗系數(shù)a（iji,j=1,2,…,n）也就是在企業(yè)的運營中第j產(chǎn)業(yè)或者產(chǎn)品部門單位的總產(chǎn)出消耗的第i產(chǎn)品部門的價值的量?？梢杂玫趈產(chǎn)業(yè)或者產(chǎn)品部門總投入Xj去除消耗的第i產(chǎn)品部門的貨價值量xij，其公式是：aij=xij/X（ji,j=1,2,…,n）。

直接分配系數(shù)r（iji,j=1,2,…,n）也就是在企業(yè)的運營過程中第i產(chǎn)業(yè)或者產(chǎn)品部門單位總產(chǎn)出提供給第j產(chǎn)品部門的價值量?？梢杂玫趇產(chǎn)業(yè)或者產(chǎn)品部門總產(chǎn)出Xi去除第j產(chǎn)品部門價值量xij，其公式是：rij=xij/X（ii,j=1,2,…,n）。

其中，各個直接消耗系數(shù)以矩陣形式表示即得直接消耗系數(shù)----矩陣A，（I-A）-1稱為列昂節(jié)夫逆矩陣，設其中元素設為bij，則可計算以下兩個重要指標。

感應度系數(shù)。這是反映某一產(chǎn)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)前向關聯(lián)程度的重要指標。當某產(chǎn)業(yè)感應度系數(shù)較大時，說明該產(chǎn)業(yè)具有較高的前向關聯(lián)，對下游產(chǎn)業(yè)的推動作用大，即所謂的“基礎產(chǎn)業(yè)”。具體計算公式為：

影響力系數(shù)。這是反映某一產(chǎn)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)后向關聯(lián)程度的重要指標。當某產(chǎn)業(yè)影響力系數(shù)較大時，說明該產(chǎn)業(yè)具有較高的后向關聯(lián)，對上游產(chǎn)業(yè)的帶動作用大，即所謂的“龍頭產(chǎn)業(yè)”。具體計算公式為：

我們以2009年投入產(chǎn)出表得到各工業(yè)部門的感應度系數(shù)與影響力系數(shù)，分析產(chǎn)業(yè)部門本身的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度，見表1。

根據(jù)2009年投入產(chǎn)出表顯示，感應度系數(shù)大于1的產(chǎn)業(yè)依次為化學工業(yè)、商業(yè)、金屬冶煉及壓延工業(yè)、郵電產(chǎn)業(yè)、農業(yè)和紡織業(yè)、交通運輸業(yè)和設備的制造業(yè)、機械工業(yè)、電力及蒸汽熱水生產(chǎn)和供應業(yè)、造紙及文教用品制造業(yè)、電器機械及器材制造業(yè)、石油和天然氣開采業(yè)等，說明這些產(chǎn)業(yè)具有較高的前向關聯(lián)，在國民經(jīng)濟中具有較高的基礎作用。如果這些產(chǎn)業(yè)發(fā)展滯后，就會成為國民經(jīng)濟繼續(xù)發(fā)展的“瓶頸”部門。

表1 2009年各產(chǎn)業(yè)部門的感應度系數(shù)和影響力系數(shù)（前12位）

影響度系數(shù)大于1的產(chǎn)業(yè)依次為縫紉及皮革制造業(yè)、紡織業(yè)、煉焦和煤氣及煤制品業(yè)、造紙及文教用品制造業(yè)、金屬制造業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)、電器機械及器材制造業(yè)、其他工業(yè)、化學工業(yè)、建筑業(yè)、金屬冶煉及壓延工業(yè)、木材加工及家具制造業(yè)、機械工業(yè)、機械設備修理業(yè)、建材及非金屬礦物制品業(yè)、電子及通信設備制造業(yè)、儀器儀表及其他計量器具制造業(yè)等，說明這些產(chǎn)業(yè)的后向關聯(lián)較強，其影響力居于平均水平之上。

上述產(chǎn)業(yè)中，有的產(chǎn)業(yè)感應度系數(shù)和影響力系數(shù)都較高，如化學工業(yè)、運輸和設備制造、電器器材制造、機械工業(yè)、冶煉業(yè)等等，說明這些產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中具有很重要的地位。

總體比較，結合外資在各產(chǎn)業(yè)所占的市場份額的情況，我們可以得出一個結論：外資所占市場份額較高的產(chǎn)業(yè)通常具有較強的后向關聯(lián)。如表2所示，在外資市場份額較高的電子通訊設備制造業(yè)、儀器儀表文化辦公機械制造業(yè)、家具制造業(yè)、皮革毛皮羽絨及其制品業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)、塑料制品業(yè)、電器機械及器材制造業(yè)等產(chǎn)業(yè)中，影響力系數(shù)普遍較高，而感應度系數(shù)則不是很明顯。

表2 外資市場份額較高產(chǎn)業(yè)的影響力系數(shù)和感應度系數(shù)的對比

以上數(shù)據(jù)主要考察外資集中產(chǎn)業(yè)本身的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度，由此我們還不能確定外資企業(yè)與內資企業(yè)是否具有較強的實際產(chǎn)業(yè)關聯(lián)，關鍵還要判斷外資企業(yè)的中間投入來源與產(chǎn)出去向。例如汽車制造業(yè)具有較大的影響力系數(shù)，與上游零部件企業(yè)有較強的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)。當我們吸引外資到汽車業(yè)，不能簡單得出汽車業(yè)的外資企業(yè)對上游內資企業(yè)帶動作用大的結論，因為還需判斷外資企業(yè)中間零部件是通過什么渠道獲得的，若主要通過進口，則內外資企業(yè)之間實際產(chǎn)業(yè)關聯(lián)不夠緊密。

2 模型選擇與數(shù)據(jù)來源

2.1 模型選擇

總結國內外對技術溢出效應測量方法，所用的模型主要分為以下三類：

（1）“生產(chǎn)函數(shù)”模型

該模型直接由生產(chǎn)函數(shù)而來，模型中Y代表內資企業(yè)產(chǎn)出，L代表內資企業(yè)勞動力的投入，K代表內資資本的投入，F(xiàn)DI代表外資的參與程度。

（2）“全要素生產(chǎn)率”模型

TFP為全要素生產(chǎn)率，F(xiàn)DI為外資的參與程度，由于全要素生產(chǎn)率是在生產(chǎn)函數(shù)的基礎上求得，模型（2）實際上是模型（1）的一種變形。

（3）“人均勞動生產(chǎn)率”模型

LP表示內資企業(yè)的人均勞動生產(chǎn)率，K/L為人均資本投入，LQ是產(chǎn)業(yè)中內資企業(yè)從事技術工作的人員數(shù)量占總人員數(shù)量的比例，反應了所投入的勞動力的質量，F(xiàn)DI表示外資的參與程度。

根據(jù)研究目的，本文采用模型（1）方法，在開展研究的過程中將整個的生產(chǎn)部門劃分成內資、外資2個部分。在這兩個部門當中，外資對于內資的部門具有技術溢出的功能作用，我們在此可以進行假設，把外資部門對于內資部門的技術溢出功能作用源自外資部門對于該部門的資本的運作，為此，把外資的資本計算在內資部門所進行的生產(chǎn)函數(shù)里，也就是說，如果外資部門的資本在積累的過程中對于內資部門的生產(chǎn)經(jīng)營產(chǎn)量發(fā)生了直接的影響，使內資部門的產(chǎn)量得到了相應的增加，這也就是外資部門對內資部門發(fā)揮了溢出作用。同時，前向關聯(lián)和后向關聯(lián)產(chǎn)業(yè)之間是具有技術上的溢出作用的，為了對這個溢出效應進行測量，在此本文引入了與本產(chǎn)業(yè)內資企業(yè)發(fā)生前向關聯(lián)的外資因素和與本產(chǎn)業(yè)內資企業(yè)發(fā)生后向關聯(lián)的外資因素，他們的所進行的估計的系統(tǒng)能夠對產(chǎn)業(yè)之間的技術發(fā)揮的溢出作用進行量化處理?？梢杂萌缦路匠淌絹磉M行表示：

在上述方程式當中，其中Yh為某產(chǎn)業(yè)的內資企業(yè)的總產(chǎn)出的量，而Kh以及Lh則分別為內資企業(yè)資本存量和勞動力的數(shù)量，Kf為產(chǎn)業(yè)內外資資本的數(shù)量，F(xiàn)為與本產(chǎn)業(yè)內資企業(yè)發(fā)生前向關聯(lián)的外資因素，B表示與本產(chǎn)業(yè)內資企業(yè)發(fā)生后向關聯(lián)的外資因素。

對（4）式微分可得：

其中，系數(shù)分別代表內資企業(yè)資本、內資企業(yè)勞動力、外資企業(yè)資本、與內資企業(yè)前向與后向關聯(lián)的外資因素對內資企業(yè)總產(chǎn)出的邊際生產(chǎn)率。

以（5）為基礎，具體采用如下的雙對數(shù)回歸模型：

因為在上述公式中進行計量的時候采用跨產(chǎn)業(yè)的相關數(shù)據(jù)，如上數(shù)據(jù)并非是同一個產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)，這樣也就對于在回歸結果當中產(chǎn)生方差的可能性得到減少。

2.2 數(shù)據(jù)來源

在本文中所采用的一些先關數(shù)據(jù)是由國家統(tǒng)計局發(fā)布的統(tǒng)計年鑒中獲得的，相關數(shù)據(jù)采用的是2005～2011年的數(shù)據(jù)，對于2005年以前的數(shù)據(jù)并未進行統(tǒng)計分析。筆者從統(tǒng)計年鑒當中獲得39個被細化了的國內工業(yè)產(chǎn)業(yè)的相關數(shù)據(jù)，在進行統(tǒng)一的合并處理過程中，是依據(jù)投入產(chǎn)出表的口徑試用的。為了計算與特定產(chǎn)業(yè)內資企業(yè)發(fā)生前、后向關聯(lián)的外資因素，需要利用投入產(chǎn)出表計算直接消耗系數(shù)與直接分配系數(shù)。實證數(shù)據(jù)時間從2004～2010年，按理應根據(jù)歷年投入產(chǎn)出計算關聯(lián)系數(shù)。

表3 模型中22工業(yè)部門分類

模型形式為

其中各變量的經(jīng)濟含義及整理過程如下：

i：工業(yè)部門序號，t：年度。

Yh：22個工業(yè)產(chǎn)業(yè)機構內資企業(yè)在各個年份的產(chǎn)出。關于這22個工業(yè)產(chǎn)業(yè)內資企業(yè)在各個年份的產(chǎn)出的數(shù)據(jù)，國家統(tǒng)計局發(fā)布的統(tǒng)計年鑒當中并沒有直接的數(shù)據(jù)，而是需要根據(jù)相關的數(shù)據(jù)重新計算才能夠得出。產(chǎn)出用“工業(yè)增加值”來代表，不用“工業(yè)總產(chǎn)值”的原因是實證所使用的是細分產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)，比如，在通常情況最終部門的產(chǎn)值是比中間產(chǎn)品的生產(chǎn)部門的產(chǎn)值要高的，以增加值代表產(chǎn)出則無此偏差，與總產(chǎn)值相比，增加值更能體現(xiàn)生產(chǎn)率變化的增長效應，并且能夠包含企業(yè)在管理經(jīng)營上的改進所帶來的效率的提高。

Kh：22個工業(yè)部門資產(chǎn)存量。其數(shù)據(jù)按照往年由國家統(tǒng)計局發(fā)布的統(tǒng)計年鑒中全部國有及規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)合計減去三資工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)合計得到。

Lh：22個工業(yè)部門從業(yè)人數(shù)。其數(shù)據(jù)按照往年由國家統(tǒng)計局發(fā)布的統(tǒng)計年鑒中國有和規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)就業(yè)人數(shù)減去三資工業(yè)企業(yè)就業(yè)人數(shù)得到。

Kf：22個工業(yè)部門資本數(shù)量。其數(shù)據(jù)按照往年由國家統(tǒng)計局發(fā)布的統(tǒng)計年鑒中三資工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)合計得到。該變量的設置，是為了測度外資資產(chǎn)帶來的產(chǎn)業(yè)內技術溢出效應。

F、B分別表示與特定工業(yè)部門內資企業(yè)發(fā)生前向和后向關聯(lián)的外資因素。前向關聯(lián)是外資企業(yè)為內資企業(yè)提供中間投入，后向關聯(lián)是外資企業(yè)從內資企業(yè)進行中間投入品采購。

假設企業(yè)在進行采購及其它商業(yè)活動時，不存在對外資或內資企業(yè)的偏好，各個產(chǎn)業(yè)內的內資企業(yè)機會均等的與上下游外資企業(yè)發(fā)生關聯(lián)，則產(chǎn)業(yè)關聯(lián)的計算公式為：

Fit為t時刻除i產(chǎn)業(yè)以外，其余21個產(chǎn)業(yè)外資企業(yè)產(chǎn)出所提供給i產(chǎn)業(yè)的中間投入品的總和，rki為直接分配系數(shù)，表示k產(chǎn)業(yè)每一單位的產(chǎn)出中所分配i產(chǎn)業(yè)中間投入品數(shù)量，Yfkt表示t時刻k產(chǎn)業(yè)的外資企業(yè)產(chǎn)出。

Bit為t時刻除i產(chǎn)業(yè)以外，其余21個產(chǎn)業(yè)外資企業(yè)產(chǎn)出所消耗的i產(chǎn)業(yè)的中間投入品的總和，aik為直接消耗系數(shù)，表示k產(chǎn)業(yè)每一單位的產(chǎn)出中所消耗i產(chǎn)業(yè)中間投入品數(shù)量，Yfkt表示t時刻k產(chǎn)業(yè)的外資企業(yè)產(chǎn)出。

3 實證結果與數(shù)據(jù)修正分析

由于使用的是面板數(shù)據(jù)，在處理前需先確定模型類型。通過F檢驗，確定模型為變截距模型。再通過Hausman檢驗，確定模型為固定效應模型。

利用Eviews軟件對模型處理，結果匯總如下：

表4 實證結果

模型的擬合優(yōu)度較好，R2為0.99，這就表明其解釋的變量能夠很好地解釋了變量變動的過程。D-W值為1.78，不存在嚴重的自相關。對于內資企業(yè)的總產(chǎn)出，內資企業(yè)資產(chǎn)、內資企業(yè)從業(yè)人數(shù)、產(chǎn)業(yè)內外資企業(yè)資產(chǎn)、外資企業(yè)后向關聯(lián)的作用顯著為正，前向關聯(lián)的作用不顯著。

以上檢驗是借鑒目前國內研究通常采用的思路?？疾飚a(chǎn)業(yè)間的關聯(lián)程度，投入產(chǎn)出表無疑是最完整最詳細的數(shù)據(jù)，近年來從產(chǎn)業(yè)關聯(lián)角度研究技術溢出的文獻通常都會采用研究年份近期的投入產(chǎn)出表數(shù)據(jù)。但是筆者認為，投入產(chǎn)出表是包括外資企業(yè)與內資企業(yè)在內的全國所有企業(yè)數(shù)據(jù)，而數(shù)據(jù)表明，內外資企業(yè)之間關聯(lián)與內資企業(yè)之間關聯(lián)是存在顯著差異的。本文在實證中強調了重要的假設前提，即各產(chǎn)業(yè)內的內資企業(yè)機會均等的與上下游外資企業(yè)發(fā)生關聯(lián)，只有在這個假設前提下，才能用全國的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)分析外資企業(yè)與內資企業(yè)的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)。遺憾的是，在筆者查閱的相關文獻中，很少有提到這一假設前提，缺乏嚴密性。而可以想像，如果在研究中加入這一假設，那么結論就限定在內外資產(chǎn)業(yè)關聯(lián)無差異的大前提下，限制了問題的深入研究和真正原因的探索。從這個意義上說，外資產(chǎn)業(yè)間技術溢出實證似乎遇到了兩難局面。

設外資企業(yè)進口占中間投入比例為后向關聯(lián)修正系數(shù)m，外資企業(yè)出口占總產(chǎn)出比例為前向關聯(lián)修正系數(shù)n。相應的，對產(chǎn)業(yè)關聯(lián)的數(shù)據(jù)作修正。

前向關聯(lián)修正為：

后向關聯(lián)修正為：

重新對數(shù)據(jù)處理，結果如下：

表5 數(shù)據(jù)修正后實證結果

從兩組數(shù)據(jù)總體看，前、后向關聯(lián)總效應大于產(chǎn)業(yè)內溢出效應，說明產(chǎn)業(yè)間溢出比產(chǎn)業(yè)內溢出更重要。后向關聯(lián)效應作用顯著，前向關聯(lián)效應作用不顯著，說明產(chǎn)業(yè)間溢出中，后向關聯(lián)是比前向關聯(lián)更重要的溢出途徑，即外資企業(yè)與處于上游內資企業(yè)之間的聯(lián)系比其與處于下游內資企業(yè)之間的聯(lián)系作用更大。

從兩組數(shù)據(jù)對比看，在考慮外資企業(yè)進出口后，后向關聯(lián)效應有了大幅減少，內資企業(yè)資本、內資企業(yè)從業(yè)人數(shù)、產(chǎn)業(yè)內外資企業(yè)資本對內資企業(yè)產(chǎn)出有了不同程度的增大。這表明在未做修正的情況下，產(chǎn)業(yè)間溢出被夸大。事實上，由于產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度小，外資企業(yè)對內資企業(yè)的產(chǎn)業(yè)間溢出效應并不如想像中大。

4 結論與建議

通過對22個工業(yè)部門的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，考察外資企業(yè)與內資企業(yè)之間的前、后向關聯(lián)對產(chǎn)業(yè)間技術溢出的影響。研究結論為產(chǎn)業(yè)間溢出比產(chǎn)業(yè)內溢出更重要，產(chǎn)業(yè)間溢出中，后向關聯(lián)是比前向關聯(lián)更重要的溢出途徑。

對于目前國內多數(shù)實證研究不考慮外資進出口依存度雙高的現(xiàn)實，提出對前后向關聯(lián)評價的修正方法。這種修正方法是對以前方法的一點改進，由于數(shù)據(jù)缺乏，這種修正方法本身也是不夠精確。如后向關聯(lián)修正中，外資企業(yè)對國內采購可能部分來自國內其他外資企業(yè)，并非由內資企業(yè)提供；再如前向關聯(lián)修正中，外資企業(yè)在國內銷售部分可能提供給國內的其他外資企業(yè)，并非作為中間投入進入內資企業(yè)?？紤]這些因素，內外資的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)可能更小，由此產(chǎn)生的技術溢出效應更小。不管如何，對內外資產(chǎn)業(yè)關聯(lián)的修正為類似問題的研究提供了一定的思路。而對數(shù)據(jù)修正前后的對比，也反應了在考慮內外資企業(yè)實際關聯(lián)后，后向關聯(lián)對內資企業(yè)的溢出作用明顯減少。

從長期來看一國的產(chǎn)業(yè)技術水平的提高必須以本國技術自主研發(fā)能力為基礎。因此我們在擴大外資技術溢出效應的同時，必須建立自主創(chuàng)新體系，增強自主創(chuàng)新能力。一方面，技術溢出雖然重要，但是畢竟是在我國技術水平普遍不高的情況下對技術的“跟隨”，要實現(xiàn)技術的“趕超”需要自主創(chuàng)新，利用技術溢出是我國技術發(fā)展特定時期的策略，技術溢出是技術進步的有效途徑，自主創(chuàng)新才是根本動力；另一方面，自主創(chuàng)新不是關起門來搞研發(fā)，而是要充分利用外資帶來的各種有利條件，特別是技術溢出效應，以便低成本、高效率地開展創(chuàng)新活動?？傊粦獙⒆灾鲃?chuàng)新與利用外資對立起來，應該結合起來推動技術進步。

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F424

A

1002-6487（2013）04-0129-04

韓 陽（1978-），女，黑龍江克山人，博士研究生，講師，研究方向:國際金融、國際投資。

（責任編輯/易永生）