外國直接投資技術溢出對中國經(jīng)濟增長的影響

■樊少華 岳鋒利

一、引言

根據(jù)外國直接投資理論可知，外國直接投資技術溢出是指跨國企業(yè)對東道國投資以后，東道國企業(yè)通過接受跨國企業(yè)的技術轉(zhuǎn)移，或者通過學習、模仿、掌握、升級對方的技術等手段實現(xiàn)自身的技術進步，這個技術轉(zhuǎn)移或被學習模仿的過程，就是外國直接投資帶來的技術溢出。[1-3]技術溢出所指的技術，不僅包括產(chǎn)品研發(fā)、設備改進等硬技術，還包括企業(yè)管理方法、組織結(jié)構(gòu)、企業(yè)文化、研發(fā)能力、營銷策略等軟技術。另外，在20世紀80年代，由盧卡斯[4]提出的內(nèi)生性經(jīng)濟增長理論，指出技術進步是一個國家長期經(jīng)濟增長的內(nèi)在動力，再次從理論角度凸顯了外國直接投資技術溢出對經(jīng)濟增長的重要性。

外國直接投資的技術溢出是必然的，只是對不同國家或同一國家內(nèi)的不同企業(yè)而言，技術溢出的程度、等級或效應有所不同，也就是說，它對技術進步的促進作用不是水到渠成的，關鍵在于東道國是否具備吸收溢出技術的能力，而且吸收能力的大小決定著技術進步的程度，也決定著外國直接投資對經(jīng)濟增長促進作用的大小。[5]而吸收能力的大小，主要取決于東道國宏觀經(jīng)濟條件的優(yōu)劣，包括人力資本水平、金融發(fā)展水平、研發(fā)水平、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、制度建設水平等眾多因素。[6-7]其中，人力資本和研發(fā)水平最為重要，直接影響著東道國的技術吸收和創(chuàng)新能力。

為了搞清楚外國直接投資技術溢出對經(jīng)濟增長的具體影響機制，本文試圖在以下兩個方面進行研究:第一，嘗試就外國直接投資、技術進步、經(jīng)濟增長之間的聯(lián)系進行新的理論解釋;第二，運用中國1992—2012年的數(shù)據(jù)，實證分析人力資本和研發(fā)水平指標對溢出技術的吸收能力及其對經(jīng)濟增長的影響。

二、理論基礎:技術性收益轉(zhuǎn)移理論

國際直接投資理論認為，外國直接投資是國際資本流動發(fā)展到高級階段的產(chǎn)物，因此，經(jīng)濟學家經(jīng)常利用國際資本流動與經(jīng)濟增長理論，來分析外國直接投資對經(jīng)濟增長的影響機制。國際上比較流行的，是西方學者麥克杜格爾[8]于1960年提出的國際資本流動理論，后來很多學者對該理論進行了補充和完善。麥克杜格爾理論認為，國際資本由收益率低的國家流向收益率高的國家，直到兩個國家的資本收益率相等，這個流動過程提高了兩國的資本利用效率，從而提高了兩個國家的產(chǎn)出和福利水平。但是，該理論只是分析了資本流動所帶來的資本形成作用對經(jīng)濟增長的直接影響，而并不能解釋現(xiàn)代跨國企業(yè)主導的資本流動所附加的技術溢出對東道國經(jīng)濟增長的間接影響。因此，本文將在麥克杜格爾理論的基礎上，對外國直接投資、技術進步、經(jīng)濟增長之間的作用機制進行新的解釋，本文將這種新的解釋命名為“技術性收益轉(zhuǎn)移理論”。

理論假定:第一，世界經(jīng)濟由投資國和東道國組成，在東道國境內(nèi)，投資國的跨國企業(yè)、東道國企業(yè)生產(chǎn)同一種產(chǎn)品;第二，東道國具備完全競爭的市場;第三，跨國企業(yè)的技術水平明顯高于東道國企業(yè)，二者存在技術差距;第四，東道國企業(yè)具備完全的技術吸收能力，但跨國企業(yè)技術溢出作用的發(fā)揮或東道國企業(yè)對溢出技術的吸收需要一個過程;第五，在技術溢出發(fā)揮作用之前，跨國企業(yè)和東道國企業(yè)最初的產(chǎn)量分別代表各自的技術水平，即跨國企業(yè)的最初產(chǎn)量高于東道國企業(yè);第六，跨國企業(yè)和東道國企業(yè)產(chǎn)品產(chǎn)量與該產(chǎn)品的市場占有率成正比;第七，東道國市場對該產(chǎn)品的總需求保持不變，即東道國企業(yè)市場占有率的提高比例等于跨國企業(yè)市場占有率的下降比例;第八，跨國企業(yè)的技術水平保持不變;第九，把產(chǎn)品的價格細化為銷售價格和技術性價格，技術性價格包含在銷售價格之內(nèi)。產(chǎn)品技術性價格是指生產(chǎn)單位產(chǎn)品過程中所有與生產(chǎn)技術相關的投入，主要是指技術研發(fā)、吸收、模仿等領域的投入，用單位產(chǎn)品的技術性價格代表企業(yè)的技術水平。由于跨國企業(yè)技術先進，生產(chǎn)的產(chǎn)品數(shù)量也多，所以單位產(chǎn)品的技術性投入就低，與此相反，東道國企業(yè)的技術水平落后，生產(chǎn)產(chǎn)品數(shù)量較少，與高額的技術研發(fā)投入嚴重失衡，所以單位產(chǎn)品的技術性價格就相對較高，因此，單位產(chǎn)品的技術性價格與技術水平呈反比，由技術性價格帶來的收益稱為技術性收益。該理論模型如圖1所示。

圖1 外國直接投資技術溢出促進經(jīng)濟增長的作用機制示意圖

在圖1中，A代表跨國企業(yè)的原點，B代表東道國企業(yè)的原點;AF代表技術溢出發(fā)揮作用之前，跨國企業(yè)最初的產(chǎn)量，BF代表技術溢出發(fā)揮作用之前，東道國企業(yè)的最初產(chǎn)量，AF大于BF;FS代表技術溢出發(fā)揮作用之前，跨國企業(yè)單位產(chǎn)品的技術性價格，F(xiàn)R代表東道國企業(yè)單位產(chǎn)品的技術性價格，F(xiàn)R大于FS;GO代表技術溢出發(fā)揮作用之前，跨國企業(yè)所面臨的產(chǎn)品需求曲線，MD代表東道國企業(yè)面臨的產(chǎn)品需求曲線。隨著技術溢出作用的發(fā)揮，東道國企業(yè)的技術水平逐漸提高，生產(chǎn)產(chǎn)品的數(shù)量和質(zhì)量也得到提高，因此，面臨的產(chǎn)品需求也有所增加，在示意圖中產(chǎn)品需求曲線向上平移，LC代表東道國企業(yè)面臨的新產(chǎn)品需求曲線。同時，雖然跨國企業(yè)的技術水平保持不變，產(chǎn)出能力和質(zhì)量也不變，但由于東道國企業(yè)的競爭力增強，所以，對它產(chǎn)品的需求有所減少，一部分讓渡給東道國企業(yè)，在示意圖中產(chǎn)品需求曲線向下平移，HB代表跨國企業(yè)所面臨的新產(chǎn)品需求曲線。

在技術溢出發(fā)揮作用之前，跨國企業(yè)的總產(chǎn)出為GSFA，技術性收益為KSFA，東道國企業(yè)的總產(chǎn)出為MRFB，技術性收益為RNBF，KSFA顯著大于RNBF。由于跨國企業(yè)在進入東道國市場之初，依靠技術壟斷控制了東道國的絕大部分市場，因此，它的技術性收益要大于東道國企業(yè)。當技術溢出發(fā)揮作用之后，東道國企業(yè)在節(jié)省技術研發(fā)投入、縮短研發(fā)周期的條件下，逐漸學會并掌握跨國企業(yè)的先進技術，技術不再是稀缺的，企業(yè)的生產(chǎn)能力和市場占有率都大幅提高，因此單位產(chǎn)品的技術性價格也會逐漸下降，而跨國企業(yè)面對東道國企業(yè)的激烈競爭，市場需求萎縮，單位產(chǎn)品的技術性價格逐漸提高。這種狀態(tài)一直持續(xù)到跨國企業(yè)與東道國企業(yè)單位產(chǎn)品的技術性價格相等為止，即兩個企業(yè)所面對的產(chǎn)品需求曲線相交于P點，兩個企業(yè)間的技術性價格達到均衡為PE。此時，跨國企業(yè)的總產(chǎn)出為HPEA，技術性收益變?yōu)镮PEA，比技術溢出發(fā)揮作用之前都有所減少，東道國企業(yè)的總產(chǎn)出為LPEB，技術性收益為PTBE，比技術溢出發(fā)揮作用之前都有所增加。而且，跨國企業(yè)與東道國企業(yè)的技術性收益相等，也就是通過技術溢出作用的發(fā)揮，把原本屬于跨國企業(yè)的收益轉(zhuǎn)移到了東道國企業(yè)，這樣就減少了跨國企業(yè)的收益匯回，把收益留在了東道國國內(nèi)，提高了東道國的產(chǎn)出和福利水平。以上即為外國直接投資通過技術溢出提高東道國技術水平，進而實現(xiàn)東道國經(jīng)濟增長的過程。

三、基于人力資本水平指標技術吸收能力的影響機制

(一)模型設定

建立含有代表人力資本水平指標的經(jīng)濟增長模型:

式 (1)中，GGDP代表經(jīng)濟增長水平，為年度實際GDP增長率(以1992年為基期);GIFDI代表外國直接投資水平，為年度外國直接投資流入占GDP的比重;Hi為人力資本存量指標，本文將該指標分為兩類，一類是中等人力資本(H1)，用普通初中、高中在校生人數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比重表示，另一類是高等人力資本(H2)，用普通高等學校 (本、專科)在校生人數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比重表示;GIFDIt＊Hit代表人力資本指標對外國直接投資溢出技術的吸收能力，包括GIFDI＊H1和GIFDI＊H2;MG代表固定資本水平，用每年固定資本存量與GDP之比表示，其中，固定資本存量1992—2006年數(shù)據(jù)采用單豪杰[9]按照固定折舊率的估算數(shù)據(jù)，2007—2012年數(shù)據(jù)由作者按照相同方法估算得出;SYS代表制度因素，用每年國有及國有控股企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值占規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的比重表示，由于2012年工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)未公布，采用主營業(yè)務收入數(shù)據(jù)代替。MG和SYS是作為模型中的控制變量存在的。以上變量數(shù)據(jù)主要來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國人口年鑒》、《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》、國家統(tǒng)計局網(wǎng)站等，或者根據(jù)選取數(shù)據(jù)計算得出。

(二)回歸分析

通過變量的平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗，結(jié)果表明可以進行回歸分析。因此，分別將中等人力資本指標H1和高等人力資本指標H2代入模型中，得出結(jié)果如表1所示。

(三)主要結(jié)論

第一，在模型 2、3 中，ln(GIFDI＊H1)和 ln(GIFDI＊H2)的系數(shù)分別為 0.2018、0.8936，說明人力資本指標可以吸收外國直接投資溢出的技術，并對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向影響。另外，ln(GIFDI＊H2)指標的t統(tǒng)計量在0.1的水平下通過了顯著性檢驗，說明高等人力資本指標對外國直接投資溢出技術的吸收能力要明顯優(yōu)于中等人力資本指標，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著影響。

表1 含有人力資本指標與外國直接投資指標結(jié)合項的回歸分析結(jié)果

第二，在三個模型中，ln(GIFDI)的系數(shù)變化比較顯著。模型1中，系數(shù)為0.097，且t統(tǒng)計量在0.1的水平下通過了顯著性檢驗，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了顯著的正向影響;模型2中，系數(shù)為-0.1327，說明在加入ln(GIFDI＊H1)指標的經(jīng)濟增長模型中，外國直接投資指標本身反而對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了負向影響，這與本文前面的理論分析結(jié)果相悖;模型3中，系數(shù)為0.0081，且t統(tǒng)計量未通過任何水平下的顯著性檢驗，而且系數(shù)值較模型1也有大幅下降，說明在加入ln(GIFDI＊H2)指標的經(jīng)濟增長模型中，雖然外國直接投資指標還可以對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向影響，但影響程度有限。模型2、3中l(wèi)nGIFDI系數(shù)的表現(xiàn)，說明雖然東道國的人力資本水平指標可以通過吸收外國直接投資溢出的技術，實現(xiàn)經(jīng)濟增長，但人力資本指標的水平可能會抑制或者減小外國直接投資指標本身對經(jīng)濟增長的促進作用。也就是說，要想完全吸收外國直接投資溢出的技術，東道國的人力資本指標需要達到一定的水平，包括數(shù)量和質(zhì)量方面的條件，這就是理論上的“門檻水平”。據(jù)此可以推測，中國的人力資本指標對外國直接投資溢出技術的吸收能力可能存在“門檻效應”。

四、基于研發(fā)水平指標技術吸收能力的影響機制

(一)模型設定

建立含有代表研發(fā)水平指標的經(jīng)濟增長模型:

RDi代表研發(fā)水平。本文選取三個指標:RD1，全國研發(fā)經(jīng)費支出指標，用全國研究與試驗發(fā)展經(jīng)費占GDP的比重表示;RD2，國家財政科技支出指標，用國家財政科技支出占財政支出總額的比重表示;RD3，基礎研究指標，用從事基礎研究的科研經(jīng)費占全國研發(fā)經(jīng)費總額的比重表示。GIFDI＊RD代表研發(fā)水平指標對外國直接投資溢出技術的吸收能力，數(shù)據(jù)主要來自《中國財政年鑒》、《中國統(tǒng)計摘要》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、科技部網(wǎng)站等，或者根據(jù)選取數(shù)據(jù)計算得出。

(二)回歸分析

通過變量的平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗，結(jié)果表明可以進行回歸分析。因此，分別對含有GIFDI＊RD1、GIFDI＊RD2、GIFDI＊RD3的三個模型進行回歸，得出結(jié)果如表2所示。

(三)主要結(jié)論

第一，在三個模型中，代表研發(fā)水平的三個指標與外國直接投資指標的結(jié)合項的系數(shù)都為正，說明研發(fā)水平指標可以吸收外國直接投資溢出的技術，并對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向影響。三個指標中l(wèi)n(GIFDI＊RD1)系數(shù)最大，而且t統(tǒng)計量在0.01的顯著性水平下通過了檢驗，說明該指標通過吸收外國直接投資溢出的技術對我國的經(jīng)濟增長產(chǎn)生了顯著影響。而代表國家財政科技支出水平的ln(GIFDI＊RD2)和代表基礎研究投入水平的ln(GIFDI＊RD3)兩個指標回歸系數(shù)的t統(tǒng)計量，均未通過任何水平下的顯著性檢驗，這說明兩個指標對外國直接投資溢出技術的吸收能力有限，并未對經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著影響。

表2 含有研發(fā)水平指標與外國直接投資指標結(jié)合項的回歸分析結(jié)果

第二，在模型1中，lnGIFDI的系數(shù)為-0.2129，說明在加入ln(GIFDI＊RD1)指標的模型中，外國直接投資指標本身對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了負向影響，與上文中含有l(wèi)n(GIFDI＊H1)指標模型中l(wèi)nGIFDI系數(shù)為負的原因相同，說明全國研發(fā)經(jīng)費支出指標對外國直接投資溢出技術的吸收能力可能存在“門檻效應”，該指標的發(fā)展水平不足以充分吸收溢出的技術，從而限制了外國直接投資促進經(jīng)濟增長效應的發(fā)揮。

五、人力資本和研發(fā)水平指標技術吸收能力的“門檻效應”測量

上文的結(jié)論指出:中等人力資本、高等人力資本、全國研發(fā)經(jīng)費支出等三個指標都可能對外國直接投資溢出技術的吸收能力存在“門檻效應”。為了進一步驗證這個結(jié)論，本文將建立“門檻效應”模型，采用全國30個省、市、自治區(qū)2002—2010年的面板數(shù)據(jù)進行計量分析，數(shù)據(jù)主要來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國商務年鑒》及各省、市、自治區(qū)統(tǒng)計公報等。采用Borensztein[10]的思路，建立“門檻效應”測量模型:

上式中i代表30個地區(qū)，t代表9個不同的年份，x代表中等人力資本、高等人力資本和研發(fā)經(jīng)費支出指標。α、β分別為xitlnGIFDIit和lnGIFDIit的參數(shù)，利用二者的估計值可以得出門檻效應的臨界值，即“門檻水平”為-β /α。當 α＞0且 x＞-β /α，或者當 α＜0且 x＜-β /α 時，該指標跨越了“門檻水平”，表明可以充分吸收外國直接投資溢出的技術。檢驗結(jié)果如表3所示。

由表3的結(jié)果可知:

第一，模型1中，中等人力資本指標的“門檻水平”是0.0684，由于 α =-7.1069，說明當中學在校生人數(shù)占當?shù)乜側(cè)丝跀?shù)的比重小于0.0684時，中等人力資本指標才能充分吸收外國直接投資溢出的技術。截至2010年，除了山西、安徽、河南、貴州、陜西、甘肅、寧夏等中西部地區(qū)以外，其他地區(qū)的中等人力資本水平都低于該門檻水平。從直觀上理解這個結(jié)論，中等人力資本水平越低，越有利于技術吸收能力的提高，表面上看這種解釋有悖常理。實際上，建立的“門檻效應”模型中包含一個假設，即只用中等和高等人力資本指標來衡量一個地區(qū)的人力資本水平，而且預期中的人力資本水平是在不斷提高的，也就是說在一個地區(qū)特定的人力資本水平條件下，中等人力資本水平越低，意味著高等人力資本水平越高，越有利于技術的吸收。另外，由于中等人力資本的知識水平有限，本身對技術尤其是高新技術的吸收能力就不足。

第二，模型2中，高等人力資本指標的“門檻水平”是0.0176，由于α=8.3182，說明當一個地區(qū)的高等學校在校生人數(shù)占當?shù)乜側(cè)丝跀?shù)的比重大于0.0176時，高等人力資本指標才能充分吸收外國直接投資溢出的技術。截至2010年，共有北京、黑龍江、吉林、遼寧、江蘇、湖北、福建、上海、江西、陜西、重慶等13個地區(qū)超越了該“門檻水平”。另外，需要指出的是，廣東作為我國經(jīng)濟最發(fā)達、吸引外國直接投資流入規(guī)模較多、人才聚集的地區(qū)，其高等人力資本水平反而低于全國的門檻水平，其主要原因是由于本文采用了高等學校在校生人數(shù)來衡量高等人力資本水平，而廣東的高等學校數(shù)量和學生規(guī)模都無法與北京、上海、湖北等東、中部地區(qū)相媲美，因此，在該指標的計量檢驗結(jié)果中廣東沒有能夠超越門檻水平也就不足為怪了。

表3 門檻效應檢驗結(jié)果

第三，模型3中，研發(fā)經(jīng)費支出指標的“門檻水平”是0.0023，由于α=6.7391，說明當一個地區(qū)的研發(fā)經(jīng)費支出占當?shù)谿DP的比重大于0.0023時，研發(fā)經(jīng)費支出指標才能充分吸收外國直接投資溢出的技術。截至2010年，只有北京、上海、湖北、天津、四川、遼寧等六個地區(qū)超過該“門檻水平”。其中，北京研發(fā)經(jīng)費支出占GDP的比重最高，達到0.0285，但我國大部分地區(qū)研發(fā)經(jīng)費支出的增加與當?shù)谿DP的增長不相適應，這在一定程度上限制了對國外先進技術的吸收和自身技術研發(fā)水平的提高。

六、結(jié)論和建議

理論分析表明，東道國在利用外國直接投資的過程中，通過吸收、借鑒、升級跨國企業(yè)溢出的先進技術，實現(xiàn)了自身的技術進步，進而把原本屬于跨國企業(yè)的技術性收益轉(zhuǎn)移給東道國企業(yè)，從而促進東道國產(chǎn)出和收益水平的提高。實證分析表明:首先，中國的人力資本水平可以吸收外國直接投資溢出的技術，其中，高等人力資本指標對技術的吸收能力要明顯優(yōu)于中等人力資本指標;其次，中國的研發(fā)水平也可以吸收外國直接投資溢出的技術，其中，全國研發(fā)經(jīng)費支出指標對技術的吸收能力要優(yōu)于全國財政科技支出指標和基礎研究經(jīng)費支出指標;最后，中等人力資本、高等人力資本、全國研發(fā)經(jīng)費支出指標對技術的吸收能力存在“門檻效應”，“門檻水平”分別為 0.0684、0.0176、0.0023。

根據(jù)以上分析，本文提出建議。

第一，繼續(xù)加大力度吸引外國直接投資。在2008年全球金融危機之后，西方發(fā)達國家為了恢復和發(fā)展本國的實體經(jīng)濟，吸引大量資本回流，這勢必會影響我國外資流入規(guī)模，我們應該不斷完善外資優(yōu)惠政策，逐步開放市場領域，不斷提高對外資的吸引力。另外，在引進外資時，應該注重選擇技術先進和研發(fā)實力雄厚的跨國企業(yè)，通過擴大技術差距來拉大我國技術進步的空間。

第二，繼續(xù)發(fā)展高等教育。培養(yǎng)一大批高層次人才，為吸收、消化跨國企業(yè)的先進技術以及自身的技術創(chuàng)新夯實基礎。目前，我國正處于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型期，資本和技術密集型產(chǎn)業(yè)將取代高耗低效的初級制造業(yè)，成為未來的主導產(chǎn)業(yè)，而人力資本是影響新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要因素之一，突破這一瓶頸才能實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。

第三，國家要繼續(xù)加大對技術研發(fā)活動的投入，使研發(fā)經(jīng)費的增長與國家財富的增長相適應。另外，在支持國家科研院所發(fā)展的同時，應鼓勵企業(yè)開展技術研發(fā)活動，畢竟企業(yè)才是市場經(jīng)濟中最有活力的組織，也最了解市場的技術需求，能夠把技術直接用于提高產(chǎn)出水平。還有，技術研發(fā)應該堅持基礎研究和應用研究的協(xié)調(diào)發(fā)展，厚此薄彼都會影響技術進步的效率。

[1]華民，等.外國直接投資理論綜述——收錄于現(xiàn)代國際經(jīng)濟學理論發(fā)展綜述[M].北京:中國人民大學出版社，2006.

[2]陳繼勇，等.國際直接投資的新發(fā)展與外商對華直接投資研究[M].北京:人民出版社，2004.

[3]沈坤榮，耿強.外國直接投資的外溢效應分析[J].金融研究，2000，(8).

[4]Lucas，R.E.On the Mechanics of Economic Development.Journal of Monetary Economics，1988，(22).

[5]賴明勇，包群，陽小曉.我國外商直接投資吸收能力研究[J].南開經(jīng)濟研究，2002，(3).

[6]賴明勇，等.外商直接投資與技術外溢:基于吸收能力的研究[J].經(jīng)濟研究，2005，(6).

[7]Branstetter L.Is Foreign Investment a Channel of Knowledge Spillovers?Evidence from Japan's FDI in the U-nited States.NBER Working Paper，2006.

[8]Macdougal，G.D.A.The Benefits and Costs of Private Investment from Abroad:a Theoretical Approach.Economic Record，1960，(22).

[9]單豪杰.中國資本存量K的再估算:1952—2006年[J].數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2008，(10).

[10]Borenztein，E.，J.De Gregorio and J.W.Lee.How does Foreign Investment Affect Economic Growth?Journal of International Economics，1998，(45).