基于貝葉斯動態(tài)截面數(shù)據(jù)模型的FDI技術(shù)投入與溢出實證

張永山

(西南財經(jīng)大學(xué)國際商學(xué)院,成都611130)

基于貝葉斯動態(tài)截面數(shù)據(jù)模型的FDI技術(shù)投入與溢出實證

張永山

(西南財經(jīng)大學(xué)國際商學(xué)院,成都611130)

隨著世界經(jīng)濟日趨融合,FDI不僅會拓寬東道國產(chǎn)業(yè)的受資渠道和產(chǎn)業(yè)競爭路徑,也與東道國技術(shù)溢出存在關(guān)聯(lián)效應(yīng),尤其是FDI的技術(shù)投入與技術(shù)溢出顯著關(guān)聯(lián)。文章基于貝葉斯動態(tài)截面數(shù)據(jù)模型進行了全樣本分析和動態(tài)截面參數(shù)估計,結(jié)果證實,研發(fā)資本存量的溢出效應(yīng)高于FDI的勞動力、資本在創(chuàng)新方面的研發(fā)累積效應(yīng),人力資本與研發(fā)資本都存在東道國技術(shù)溢出的正效應(yīng),需要通過平衡勞動力、資本,尤其不斷提升研發(fā)資本和人力資本創(chuàng)新水平,以促使東道國獲得更高的FDI技術(shù)溢出。

FDI;技術(shù)投入;技術(shù)溢出;動態(tài)截面數(shù)據(jù)模型;貝葉斯

0 引言

隨著經(jīng)濟全球化的進一步深化,各國之間的跨國投資活動日益頻繁,FDI與受資國產(chǎn)業(yè)間的動態(tài)關(guān)系也逐步得以認知。東道國接受國外注資生產(chǎn)或服務(wù)的過程,也是東道國不斷學(xué)習(xí)的基礎(chǔ)橋梁?；诋a(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學(xué)的理論邏輯,東道國的FDI技術(shù)溢出效應(yīng)與其自身的技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)投入密切相關(guān),特別是勞動力、資本以及技術(shù)要素更在FDI中發(fā)揮著重要作用。因此,深入研究東道國FDI的要素投入對技術(shù)溢出的影響是很有必要的。

現(xiàn)有研究主要從宏觀角度分析FDI技術(shù)投入與溢出,但尚未全面、深入地考察影響FDI技術(shù)溢出的技術(shù)投入因素,從而沒有較好地把握到FDI的技術(shù)轉(zhuǎn)化過程。為此,本文結(jié)合貝葉斯動態(tài)截面數(shù)據(jù)模型,從勞動力、資本要素、創(chuàng)新升級資本以及人力資本要素等方面考察東道國FDI技術(shù)投入對技術(shù)溢出的影響。

1 動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型構(gòu)建與檢驗

1.1 基礎(chǔ)動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型

首先,基礎(chǔ)動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型為:

其中,χi∈(-1，1)，i=1，2，...N,序列…yiT，)表示由動態(tài)截面的i個時序觀測值所構(gòu)成的序列,相應(yīng)地,表示動態(tài)截面的i個時序觀測值所構(gòu)成的一階滯后序列;由xi，T)′表示動態(tài)截面的i個外生變量時序觀測值所構(gòu)成的序列,εit表示的是基礎(chǔ)動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的隨即擾動項,,此處εit滿足獨立同分布,即:

基于截面的平穩(wěn)過程假設(shè),χi絕對值不會超過1,且服從正態(tài)分布,即:

模型中刻畫動態(tài)截面的i個外生變量時序觀測值所構(gòu)成的序列Xi滿足以下外生變量嚴格控制假定,即E(εi|Xi)=0。關(guān)于解釋變量構(gòu)成的系數(shù)χi的轉(zhuǎn)置矩陣滿足滿秩以及當(dāng)其參數(shù)陣T趨于無窮時,整體保持有限的非奇異矩陣特征。而模型隨即擾動項保持異方差及截面不相關(guān),即

其次,假設(shè)yi0滿足正態(tài)分布:

1.2 貝葉斯動態(tài)截面模型及其后驗分布特征

針對上述嚴格外生變量設(shè)定,為進一步驗證存在各獨立同分布特征的關(guān)聯(lián)要素的相互作用在FDI的東道國技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng),本文結(jié)合貝葉斯動態(tài)面板數(shù)據(jù)的一階自回歸驗證,引入以下矩陣:

且滿足||Vi＜1，i=1，2，...，N;t=1，2...,T,由式(7)和式(1)可獲得相應(yīng)的獨立同分布解釋變量矩陣為:

由此,基于貝葉斯的動態(tài)截面數(shù)據(jù)模型可轉(zhuǎn)化為下式:

同時確保模型涉及各個動態(tài)截面平穩(wěn)過程化, |Vi|＜1,且Vi服從Logit正態(tài)分布。

結(jié)合參數(shù)先驗分布,進行相應(yīng)的動態(tài)截面的貝葉斯推斷。那么,基于貝葉斯的動態(tài)截面數(shù)據(jù)模型后驗分布特征總體如下:

第一,wi可以根據(jù)條件概率定義其后驗條件分布,即 wi關(guān)于后驗條件密度函數(shù)定義為:

第三,類似于上述第一點,參數(shù)△可以根據(jù)條件概率

1.3 貝葉斯估計與抽樣

根據(jù)上述分析,模型的抽樣算法主要采用Gibbs算法,本研究主要借鑒Geman等人的研究框架,給定參數(shù)初始值,再對其進行條件后驗的循環(huán)抽樣,其迭代步驟為:

2 F D I技術(shù)投入與溢出效應(yīng)的貝葉斯動態(tài)截面實證分析

2.1 FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的貝葉斯動態(tài)截面數(shù)據(jù)模型

基于上述分析,針對存在嚴格外生變量的動態(tài)隨機效應(yīng)情況,按照面板數(shù)據(jù)模型并沿用Griliches-Jaffe關(guān)于產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的研發(fā)創(chuàng)新及其溢出效應(yīng)測算的關(guān)系式,設(shè)定貝葉斯動態(tài)截面數(shù)據(jù)模型:

其中,a、b分別表示技術(shù)投入及其創(chuàng)新產(chǎn)出的不變彈性系數(shù)及可變彈性系數(shù)。考慮到了我國產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟在開放過程中,借助先進經(jīng)濟創(chuàng)新實體的研發(fā)經(jīng)驗獲取創(chuàng)新機遇的相應(yīng)追趕效應(yīng),以及FDI等形式過程中的創(chuàng)新對于東道國規(guī)?；a(chǎn)出所帶來的創(chuàng)新經(jīng)濟效應(yīng),本文將FDI背景下的研發(fā)投入創(chuàng)新與創(chuàng)新績效以過程化要素來進行測度。FDI技術(shù)創(chuàng)新溢出績效以專利申請數(shù)量為觀測指標(biāo), FDI技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)以基于貿(mào)易額每單位GDP的折算的技術(shù)研發(fā)投入折算。

同時,為進一步排除FDI技術(shù)研發(fā)創(chuàng)新的滯后因素對我國FDI技術(shù)創(chuàng)新溢出效應(yīng)的干擾,本文以滯后期為2,得到驗證FDI技術(shù)溢出的模型:

為兼顧東道國在進行FDI技術(shù)研發(fā)創(chuàng)新過程中人力資本要素吸收所產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng),本文在動態(tài)面板中加入技術(shù)研發(fā)投入、FDI與人力資本的交叉項,并以100萬人在校大學(xué)生衡量東道國的人力資本,假定影響技術(shù)研發(fā)創(chuàng)新績效的其他因素滯后二期Oit-2不變,那么,動態(tài)面板模型調(diào)整為:

2.2 數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)選取

上述模型中,K以存量表示;rd按照永續(xù)盤存法折算;fdi以區(qū)域報告外商直接投資額度衡量;sp采用樣本所在區(qū)域的創(chuàng)新發(fā)明專利授權(quán)數(shù)。數(shù)據(jù)均來源于1989—2013年《中國對外經(jīng)濟貿(mào)易年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

為減少異方差的影響,本文對模型中的變量進行對數(shù)化處理,并借鑒貝葉斯動態(tài)面板數(shù)據(jù)的貿(mào)易與FDI技術(shù)創(chuàng)新投入與溢出的模型:

其中,spit、Kit-1/(2)、Lit-1/(2)、rdit·hmit、fdiit-1;(it-2)·hmit-1;(it-2)分別對應(yīng)為相應(yīng)樣本區(qū)域當(dāng)前階段、滯后一期、滯后二期相應(yīng)的技術(shù)溢出效應(yīng)、研發(fā)資本以及勞動力要素投入、研發(fā)創(chuàng)新投入與人力資本交積項、FDI與研發(fā)人力資本交積項。而χ、β1～β5分別表示實現(xiàn)貝葉斯動態(tài)面板模型的各參數(shù)彈性,而β60～β62、β70～β72分別表示上述各參變量在短期、中期以及長期的效應(yīng),φit、εit作為擾動項分別控制樣本時序的觀測固定效應(yīng)和模型擾動噪聲;dummy刻畫1985—2013年間的虛擬變量,結(jié)合我國自2005年以來的五年規(guī)劃中列入了自主創(chuàng)新,此之前的虛擬變量設(shè)置為0,之后為1。

2.3 全樣本分析

表1展示了樣本序列統(tǒng)計特征。從均值來看,東部區(qū)域是數(shù)值最高的區(qū)域。S arg enχ2統(tǒng)計量在1%的顯著性水平上接受正態(tài)分布的原假設(shè)。

表1 基于FD■技術(shù)溢出樣本序列統(tǒng)計特征

表2 基礎(chǔ)動態(tài)模型估計

基于上文分析,本文進行了全樣本估計,結(jié)果列于表2,各變量均在1%的顯著性水平上通過檢驗, S arg enP-value、S arg enP-value分別證實模型通過了參變量的聯(lián)合檢驗。

表2中樣本區(qū)域的FDI技術(shù)研發(fā)資本投入、人力資本要素投入對東道國的FDI技術(shù)創(chuàng)新溢出存在顯著正效應(yīng)。從全樣本檢驗的結(jié)果來看,東道國每積累1%的研發(fā)資本存量,可獲得0.378%的技術(shù)溢出;而人力資本要素每累積1%,東道國FDI技術(shù)溢出效應(yīng)為0.241%;類似的,每獲得1%的FDI投入規(guī)模增長,FDI技術(shù)溢出效應(yīng)0.121%。上述結(jié)果印證了中國FDI引進與消化技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系:雖然FDI提供東道國技術(shù)創(chuàng)新,但在溢出效應(yīng)上并沒有形成相應(yīng)的規(guī)模效應(yīng),而總體上卻以研發(fā)資本存量的累積對東道國的技術(shù)創(chuàng)新溢出成效更為顯著,部分人力資本要素投入被FDI在華投入的勞動力要素以及其他制度及管理要素所擠占,從而制約了技術(shù)創(chuàng)新人力資本要素的溢出效應(yīng)發(fā)揮。

運用Stata10對上述模型進行逐個估計,其中S arg enχ2、S arg enP-value對應(yīng)統(tǒng)計量均為不顯著結(jié)果,證實了工具變量在模型選擇中的合理性;而表2中所報告的分別在1%顯著性水平下拒絕、接受原假設(shè),印證了模型所用殘差序列是不相關(guān)的。從中可以看出,β3所對應(yīng)的滯后項在1%顯著性水平下,全國、東部區(qū)域和中部區(qū)域獲得顯著性結(jié)果,結(jié)果分別報告為0.791、0.747和0.798,證實了各個參變量總體上在各自范圍內(nèi)對東道國技術(shù)創(chuàng)新溢出存在滯后期推進效應(yīng),也就是無論是FDI規(guī)模累積還是人力資本以及研發(fā)資本投入都具有東道國技術(shù)研發(fā)創(chuàng)新投入的正向累積作用。

2.4 貝葉斯動態(tài)截面參數(shù)估計

本文采用貝葉斯動態(tài)截面參數(shù)估計,共計抽取模型中數(shù)據(jù)三十萬次,舍棄初始迭代所需的十萬次,進行樣本數(shù)據(jù)迭代軌跡獲得了樣本數(shù)據(jù)的馬爾科夫鏈收斂,同時加大了迭代頻率,最終獲得測定參數(shù)在樣本的短期、中長期趨近于1的結(jié)果,說明貝葉斯動態(tài)面板是收斂的;相比之下,貝葉斯動態(tài)面板的估計值以及測算真實值之間差異很小,且具有后驗分布的近似對稱,這種總體上的參數(shù)后驗分布表明模型參數(shù)估計誤差較小。

然后,基于抽樣數(shù)據(jù)進行蒙特卡羅方法進行參數(shù)估計。根據(jù)驗證發(fā)現(xiàn),我國各地FDI引進程度差異出現(xiàn)了相應(yīng)的創(chuàng)新溢出差異。因此本文繼續(xù)針對我國各區(qū)域的FDI技術(shù)投入與溢出績效進行了后驗均值、標(biāo)準誤差等方面的估計,結(jié)果如表3(見下頁)。

從表3中可以看出,參數(shù)β1均為較高的估計值,說明FDI技術(shù)研發(fā)投入的溢出效應(yīng)具有明顯的路徑依賴特征。參數(shù)β2在全國范圍、中部區(qū)域、西部區(qū)域負相關(guān),表明隨著各地區(qū)的FDI技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)引入程度差異,基于研發(fā)投入的勞動力要素增加所推進的技術(shù)溢出效應(yīng)出現(xiàn)了衰減。東部效應(yīng)則為0.04,歸因于東部區(qū)域的正向勞動力要素溢出效應(yīng)抵消了技術(shù)溢出的衰減態(tài)勢。參數(shù)β3的正向效應(yīng)比β2參數(shù)更為顯著,但東部區(qū)域的這一參變量系數(shù)為最高0.05,中部區(qū)域、西部區(qū)域分別為0.02、0.03,表明當(dāng)前我國吸收FDI依賴于外部資本引進方式推進本土技術(shù)研發(fā)創(chuàng)新仍然是主流,但從技術(shù)創(chuàng)新擴散的結(jié)構(gòu)來看,這種依賴于“物化”生產(chǎn)要素的方式仍然是我國FDI技術(shù)效應(yīng)獲取的主渠道,且東部區(qū)域在FDI技術(shù)溢出機制方面仍然停留于資本累積而非人力資本等要素的拓展上。

表3 基于貝葉斯模型的動態(tài)截面數(shù)據(jù)參數(shù)估計

3 結(jié)論

基于貝葉斯動態(tài)截面數(shù)據(jù)模型的實證研究,本文得出以下結(jié)論:

(1)相對于勞動力、資本等要素的投入,研發(fā)資本存量的溢出累積高于前者因素,但部分人力資本要素投入被FDI在華投入的勞動力要素以及其他制度及管理要素所擠占,勞動力要素的投入在一定時期內(nèi)報告了區(qū)域間績效溢出的負向關(guān)聯(lián)。

(2)無論FDI規(guī)模累積還是人力資本和研發(fā)資本投入都具有東道國技術(shù)研發(fā)創(chuàng)新投入的正向累積作用。

(3)貝葉斯動態(tài)截面數(shù)據(jù)模型中關(guān)于研發(fā)資本與人力資本及其滯后一期的各交積項估計系數(shù),證實以混合技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)投入為動力有助于FDI技術(shù)創(chuàng)新。

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(責(zé)任編輯/浩天)

F224.9

A

1002-6487(2016)20-0125-04

國家哲學(xué)社會科學(xué)基金資助項目(12FJL005);“中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費”博士研究生科研項目(JBK1607160)

張永山(1972—),男,山東濰坊人,博士研究生,講師,研究方向:國際貿(mào)易與營銷。