中國服務(wù)業(yè)FDI技術(shù)溢出效應(yīng)分析

■ 王瑞燦 晏玉龍（暨南大學(xué)管理學(xué)院 廣州 510632）

引言

FDI（外商直接投資）作為資本、技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)等一攬子要素的綜合體，對(duì)國內(nèi)企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)都產(chǎn)生了積極深遠(yuǎn)的影響。其中技術(shù)溢出效應(yīng)是最重要的影響之一。

對(duì)于FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的研究多集中于制造業(yè)方面，例如 Blomstrom &Person（1983）選取勞動(dòng)生產(chǎn)率為評(píng)價(jià)技術(shù)水平的指標(biāo)，以勞動(dòng)力績(jī)效水平和行業(yè)資本密集度為影響變量，對(duì)墨西哥1970年的行業(yè)橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，得出其存在正的溢出效應(yīng)。還有一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)FDI存在負(fù)的溢出效應(yīng)或不存在溢出效應(yīng)：首次發(fā)現(xiàn)FDI存在負(fù)溢出效應(yīng)的是 Haddad&Harri-son（1991），他選用摩洛哥的企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析得到此結(jié)論。其他的還有Aitken和Harrison（1999）、Zukowska-Gagelmann（2000）、Driffield（2001）等分別選取不同的樣本數(shù)據(jù)得出FDI存在負(fù)的溢出效應(yīng)。陳濤濤（2004）認(rèn)為出現(xiàn)上述相互矛盾結(jié)論的原因在于不同時(shí)期、不同國家、不同行業(yè)的特點(diǎn)對(duì)外商直接投資溢出效應(yīng)是有影響的。近幾年，部分國內(nèi)學(xué)者開始研究服務(wù)業(yè)FDI溢出效應(yīng)，尤其是技術(shù)溢出效應(yīng)。方慧（2009）利用1991-2006年中國服務(wù)業(yè)FDI數(shù)據(jù)分析了服務(wù)貿(mào)易對(duì)中國服務(wù)業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)，結(jié)果表明，中國服務(wù)業(yè)的發(fā)展存在技術(shù)溢出。但以上學(xué)者都只研究了服務(wù)業(yè)FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的存在性并提出相應(yīng)對(duì)策，而服務(wù)業(yè)FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響因素還沒有學(xué)者涉足。直到2012年，劉艷（2012）首次研究了4個(gè)影響服務(wù)業(yè)FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的主要因素，分別是：法制水平、勞動(dòng)力市場(chǎng)化程度、服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平和人力資本水平。從以上研究成果可以看出，學(xué)術(shù)界對(duì)于服務(wù)業(yè)FDI方面的研究較少，尤其是服務(wù)業(yè)FDI是否可以像制造業(yè)一樣產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)，產(chǎn)生的效果如何，其作用機(jī)理又是怎樣的。這些都還沒有得到普遍的認(rèn)同。

基于以上的背景，本文從服務(wù)業(yè)的角度通過計(jì)量分析來研究FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)，希望能夠認(rèn)清外資在推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步方面發(fā)揮的作用，采取積極措施，努力提升內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)水平。

實(shí)證分析

（一）全要素生產(chǎn)率的測(cè)算

FDI的技術(shù)溢出很難測(cè)量，以往國內(nèi)外學(xué)者在研究外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)時(shí)通常用全要素生產(chǎn)率（TFP）來替代技術(shù)溢出，本文也采用這種方法進(jìn)行實(shí)證分析。那么技術(shù)溢出的測(cè)量就轉(zhuǎn)化為全要素生產(chǎn)率的測(cè)量。TFP的測(cè)算方法主要有索洛剩余法、對(duì)偶法和數(shù)據(jù)包絡(luò)法三種。其中索洛剩余法是測(cè)算全要素生產(chǎn)率最基本也是使用最廣泛的方法，它是著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家索洛使用美國1909-1949年的數(shù)據(jù)研究出的成果。本文借鑒王瓊（2012）在實(shí)證分析FDI對(duì)我國制造業(yè)技術(shù)溢出效應(yīng)時(shí)所使用的計(jì)算全要素生產(chǎn)率方法，即近似全要素生產(chǎn)率的計(jì)算方法。之所以選用這種方法，是因?yàn)樗挠?jì)算比較簡(jiǎn)單，且是對(duì)索洛剩余法的延伸，有一定的可靠性。具體計(jì)算過程如下：

公式中，Y表示所要測(cè)量行業(yè)的總產(chǎn)出；L表示勞動(dòng)投入，以行業(yè)就業(yè)人員數(shù)量表示，K表示行業(yè)資本總投入，s表示資本貢獻(xiàn)率。

（二）模型構(gòu)建

在實(shí)證分析FDI技術(shù)溢出效應(yīng)時(shí)，國內(nèi)外學(xué)者一般選用柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，本文使用此生產(chǎn)函數(shù)，即

其中，A表示全要素生產(chǎn)率TFP，K表示資本投入，L表示勞動(dòng)投入，α代表勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性，β代表資本的產(chǎn)出彈性。這里假設(shè)規(guī)模報(bào)酬不變，即α+β=1。

新增長(zhǎng)理論認(rèn)為，F(xiàn)DI對(duì)TFP的影響可以分為直接影響和間接影響，直接影響即FDI本身可以促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，間接影響指FDI帶來的技術(shù)溢出。因此建立模型為：

式中，F(xiàn)DI為實(shí)際利用外資額，Share為實(shí)際使用外資額占社會(huì)總投資的比重，η為其彈性系數(shù)，θ表示外商投資企業(yè)生產(chǎn)率的彈性系數(shù)。

將（3）式帶入（2）式得：

對(duì)（4）式兩邊取對(duì)數(shù)得：

取對(duì)數(shù)是為了平穩(wěn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)，同時(shí)計(jì)算也更加方便，不影響回歸結(jié)果。

由無窮小替換可知，當(dāng)η Share很小時(shí)，ln(1+ηShare)≈ηShare，令C=lnB。所以（5）式又可以轉(zhuǎn)化為：

（6）式為最終回歸模型，其中，θ回歸出的結(jié)果表示FDI對(duì)技術(shù)進(jìn)步的直接影響，β回歸出的結(jié)果即表示FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)。

（三）指標(biāo)和數(shù)據(jù)的選取

本文選取我國2003-2011年服務(wù)業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)作為樣本，之所以選擇從2003年開始，是因?yàn)槲覈?wù)業(yè)在2003年重新進(jìn)行了劃分，與以前稍微有些區(qū)別，且我國服務(wù)業(yè)從2003年開始全面對(duì)外開放，更具有代表性。數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計(jì)年紀(jì)》（2004-2012年），根據(jù)公式（6），分別選取服務(wù)業(yè)年度生產(chǎn)總值、服務(wù)業(yè)實(shí)際利用外資額占服務(wù)業(yè)總投資額的比重、服務(wù)業(yè)實(shí)際使用外資額、服務(wù)業(yè)就業(yè)人員數(shù)量、服務(wù)業(yè)資本存量作為Y、Share、FDI、L、K的度量指標(biāo)。為了消除價(jià)格變動(dòng)因素的影響，從年鑒上獲取的數(shù)據(jù)還必須做適當(dāng)?shù)奶幚?，具體如下：

表1 各數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)

服務(wù)業(yè)總產(chǎn)值。選取的總產(chǎn)值是以1978年GDP指數(shù)為100計(jì)算的，那么根據(jù)公式：X年實(shí)際GDP=2003年名義GDP*（X年GDP指數(shù)/2003年GDP指數(shù)），計(jì)算出來X年實(shí)際GDP是以2003年價(jià)格計(jì)算的實(shí)際GDP。

資本存量。服務(wù)業(yè)資本存量的計(jì)算使用現(xiàn)在最為流行的永續(xù)盤存法，公式為：

其中，Kt表示第t年末服務(wù)業(yè)資本存量。It表示第t年新投資的固定資本，需要用固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)剔除價(jià)格變動(dòng)因素，這里以1990年為基期100，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。δ為折舊率，本文使用10%。Kt-1表示第t-1年末服務(wù)業(yè)資本存量。基期服務(wù)業(yè)資本存量借用楊勇（2008）在研究中國服務(wù)業(yè)資本存量的估計(jì)中所估計(jì)的2003年資本存量?jī)糁怠?/p>

勞動(dòng)力投入L。本文假設(shè)所有勞動(dòng)者的勞動(dòng)都是同質(zhì)的，那么就可以用服務(wù)業(yè)每年就業(yè)人數(shù)來表示服務(wù)業(yè)的年勞動(dòng)投入。

Share表示服務(wù)業(yè)實(shí)際利用外資額占服務(wù)業(yè)總投資額的比重，用每年服務(wù)業(yè)投資中來源于外資的份額除以社會(huì)總投資得出。

數(shù)據(jù)經(jīng)過一系列處理之后如表1所示。

（四）實(shí)證分析

根據(jù)2003-2011年的數(shù)據(jù)，采用最小二乘法，對(duì)模型（6）進(jìn)行回歸分析。回歸結(jié)果如下：

根據(jù)回歸結(jié)果，R2為0.997685，調(diào)整后的R2為0.99537，S.E為0.020827，說明樣本的擬合度很好，解釋能力為99.54%。提出假設(shè)H0：η=θ=α=β=0，當(dāng)自由度為（4,4）、α=0.05時(shí)，F(xiàn)α=6.39，回歸模型中的F=430.9930 >Fα(4,4)=6.39，則拒絕原假設(shè)，回歸方程顯著。α能通過α=0.05的顯著性檢驗(yàn)，η和β只能通過α=0.25的顯著性檢驗(yàn)，而θ不能通過顯著性水平檢驗(yàn)，t值普遍偏小可能是由于選取的樣本數(shù)量太小，如果擴(kuò)大樣本效果會(huì)好一些，但代表性又會(huì)降低，θ不能通過檢驗(yàn)說明FDI本身對(duì)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值增長(zhǎng)沒有顯著影響，其負(fù)值甚至說明它可能會(huì)有微弱的阻礙作用，α能通過α=0.05的顯著性檢驗(yàn)說明這幾個(gè)解釋變量中，勞動(dòng)投入對(duì)服務(wù)業(yè)總產(chǎn)值影響最大。

結(jié)果分析

從計(jì)量實(shí)證分析中可以得到以下幾個(gè)結(jié)論：

η=27.7081，通過顯著性檢驗(yàn)，說明外商直接投資對(duì)我國服務(wù)業(yè)有正的技術(shù)溢出效應(yīng)。近年來，我國更加重視科技興國、人才強(qiáng)國戰(zhàn)略，在這種氛圍下，企業(yè)加強(qiáng)模仿和學(xué)習(xí)外資企業(yè)的技術(shù)知識(shí)，使FDI顯示出較高的技術(shù)溢出效應(yīng)，同時(shí)，目前我國的服務(wù)業(yè)市場(chǎng)對(duì)外開放程度更高，競(jìng)爭(zhēng)更加激烈，外資企業(yè)為了保持市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，不斷引進(jìn)新技術(shù)，從而促進(jìn)技術(shù)溢出效應(yīng)。與以往學(xué)者對(duì)制造業(yè)的研究相比，服務(wù)業(yè)FDI技術(shù)外溢效應(yīng)似乎更加明顯，制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)鏈在地理位置上容易分離，跨國公司一般把產(chǎn)品研發(fā)機(jī)構(gòu)放在母國，把低技術(shù)的生產(chǎn)制造環(huán)節(jié)放到東道國，比如美國蘋果公司，而服務(wù)業(yè)生產(chǎn)、服務(wù)很難與顧客分離的特性決定了跨國公司不可能只把低價(jià)值的加工制造放在東道國，這是服務(wù)業(yè)FDI技術(shù)外溢效應(yīng)比制造業(yè)更加顯著的主要原因。

θ=-0.090207，說明外商直接投資本身不能促進(jìn)服務(wù)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，即沒有直接促進(jìn)效應(yīng)，甚至還會(huì)有微弱的阻礙作用。這可能是由于外商直接投資的方式和投資領(lǐng)域的分布引起的。前文已經(jīng)說過，外商直接投資可以選擇不同的技術(shù)和進(jìn)入方式，外資在進(jìn)入我國服務(wù)業(yè)時(shí)通常選擇成立獨(dú)資企業(yè)，減少與內(nèi)資企業(yè)的關(guān)聯(lián)度，我國服務(wù)業(yè)的發(fā)展與發(fā)達(dá)國家還有很大的差距，跨國公司使用相對(duì)較低的技術(shù)就可以很容易進(jìn)入并且可以保持競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)；本文對(duì)FDI現(xiàn)狀的分析已經(jīng)清楚地顯示出我國服務(wù)業(yè)外商投資主要集中在中低技術(shù)水平行業(yè)，高新技術(shù)現(xiàn)代服務(wù)業(yè)所占份額較少，這導(dǎo)致外資帶來的技術(shù)水平也相對(duì)較低。

勞動(dòng)投入和資本投入的系數(shù)分別為1.948346、0.446702，都大于零，與現(xiàn)實(shí)情況符合，對(duì)服務(wù)業(yè)總產(chǎn)值起促進(jìn)作用，但可以看出我國服務(wù)業(yè)多為勞動(dòng)密集型，人力資本還沒有發(fā)揮出其應(yīng)有的效果，這與我國服務(wù)業(yè)發(fā)展起步晚，全面開放較遲有關(guān)，與西方發(fā)達(dá)國家相比，我國服務(wù)業(yè)還處在初級(jí)階段。

綜上，本文針對(duì)2003-2011年我國服務(wù)業(yè)外商直接投資數(shù)據(jù)，用全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)代替技術(shù)進(jìn)步，對(duì)柯布道格拉斯函數(shù)和新增長(zhǎng)理論計(jì)算TFP轉(zhuǎn)化的模型進(jìn)行計(jì)量回歸，分析FDI技術(shù)外溢效應(yīng)，得出以下結(jié)論：我國服務(wù)業(yè)外商直接投資存在正的技術(shù)溢出效應(yīng)，溢出效果較明顯，但FDI本身對(duì)技術(shù)進(jìn)步?jīng)]有直接促進(jìn)作用。同時(shí)也分析了我國服務(wù)業(yè)FDI技術(shù)外溢的渠道和影響因素，針對(duì)存在的問題提出了相關(guān)對(duì)策建議，為今后服務(wù)業(yè)FDI發(fā)展指明了方向。

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