FDI對我國工業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的實證分析
——基于2000—2016年工業(yè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)

葉子含，張 偉

（河海大學 商學院，南京 211106）

引言

FDI是我國工業(yè)發(fā)展的重要推動力，F(xiàn)DI對我國工業(yè)經(jīng)濟增長率的影響成為國內(nèi)學者研究的熱點課題。全要素生產(chǎn)率是評價投入產(chǎn)出增長率的指標，多用于效率增長評價。國內(nèi)外對于FDI與全要素生產(chǎn)率的相關(guān)性研究有很多，由于研究對象和其他因素的差異，對二者的關(guān)聯(lián)性認識也有所不同，一部分學者認為 FDI可以有效地提高全要素生產(chǎn)率[1，2，3，4]，而另外一部分學者認為FDI對全要素生產(chǎn)率的提高沒有明顯作用甚至是負面影響[5，6]。

在對中國全要素生產(chǎn)率的測算方面，國內(nèi)外學者也有很多的研究成果。國外學者側(cè)重于對中國整體全要素生產(chǎn)率的測算，多用于對比分析中國和亞洲地區(qū)其他國家的經(jīng)濟發(fā)展情況和推動因素。國內(nèi)學者則更加側(cè)重于對我國具體行業(yè)、具體省份的研究，從中發(fā)現(xiàn)國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展趨勢和不足。

因此，在研究FDI對東道國具體經(jīng)濟因素的影響時，要注意具體的研究對象，F(xiàn)DI對不同研究對象的影響可能存在較大差異。本文擬在在測算我國工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率的基礎(chǔ)上，構(gòu)建回歸模型，實證分析FDI對我國工業(yè)全要素生產(chǎn)率影響。

一、測算方法和模型選取

（一）全要素生產(chǎn)率測算方法

當前測算全要素生產(chǎn)率的主要方法有DEA包絡(luò)分析法、DEA-Malrnquist指數(shù)法等，這些方法在思想上一脈相承，在指數(shù)法基礎(chǔ)上，通過DEA包絡(luò)分析、DEA-Malrnquist指數(shù)建立以及分解對全要生產(chǎn)率進行測算。Global-Malrnquist指數(shù)法是當前測算全要素生產(chǎn)率應(yīng)用較為廣泛的方法，該方法在原有的Malrnquist指數(shù)方法的水平上構(gòu)建的包含性更加全面的生產(chǎn)可能性前沿，對Malrnquist指數(shù)的缺陷進行了修正。本文選取Global-Malrnquist指數(shù)法測算我國工業(yè)全要素生產(chǎn)率。

（二）回歸模型構(gòu)建

本文根據(jù)柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)和FDI溢出效應(yīng)相關(guān)因素構(gòu)建回歸模型。函數(shù)的基本形式是：

式（1）中，Y表示產(chǎn)出，A表示生產(chǎn)技術(shù)水平，L表示勞動力投入，α表示勞動的產(chǎn)出彈性系數(shù)，K表示資本投入，β表示資本的產(chǎn)出彈性系數(shù)。將公式兩邊取對數(shù)可得：

根據(jù)FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)，將FDI作為一種技術(shù)形式，可用FDI來表示技術(shù)效率水平A，假設(shè)

將式（3）帶入式（2）可得：

假設(shè)FDI是影響全要素生產(chǎn)率的因素，則根據(jù)內(nèi)生增長模型可以將技術(shù)水平和FDI之間建立起等式關(guān)系：

將式（5）帶入式（1）后，兩邊求導得：

根據(jù)以往研究成果，影響FDI技術(shù)外溢的因素有對外開放程度、人力資本以及市場競爭程度等因素?？紤]到數(shù)據(jù)的可收集性和研究的需要，本文選取人力資本水平（H）和對外開放程度（OPEN）作為回歸分析的兩項指標，根據(jù)式（4），建立FDI技術(shù)進步表達式：

其中，F(xiàn)DIsh外商投資所占比例，F(xiàn)DIsh*H代表外商投資帶來的人力資本外溢，F(xiàn)DIsh*Open代表外商投資帶來的競爭效應(yīng)。當中x較小時可以近似估計得到，因此令，At=TFPt，lnBt=δ按照式（6）的推導過程，將式（7）兩邊取對數(shù)可得：

其中，TFP為全要素生產(chǎn)率，為外商直接投資占工業(yè)固定資產(chǎn)比例，H代表人力資本，Open代表對外開放程度。本文實證分析中以式（8）為基本回歸假設(shè)，通過回歸分析判斷FDI技術(shù)外溢各因素對全要素生產(chǎn)率的影響，若各因素系數(shù)為正，則說明相對應(yīng)的FDI技術(shù)外溢效應(yīng)因素有利于全要素生產(chǎn)率增長，為負則不利于全要素生產(chǎn)率增長。

二、數(shù)據(jù)選擇與數(shù)據(jù)來源

（一）全要素生產(chǎn)率測算數(shù)據(jù)選擇

出于工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)收集標準的統(tǒng)一性和可得性的考慮，本文所選取的工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)均來自規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)。規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)是按照國家對企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入標準劃分的。2011年以前規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的劃分標準是企業(yè)年主營業(yè)務(wù)收入達到500萬元以上；2011年之后劃分標準進行了更改，規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的劃分標準是企業(yè)年主營業(yè)務(wù)收入達到2000萬元以上。本文選取數(shù)據(jù)均來源于規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)，數(shù)據(jù)來源標準統(tǒng)一，國家劃分標準變化不會對本文測算結(jié)果造成很大影響。

（二）FDI對全要素生產(chǎn)率影響回歸模型變量的數(shù)據(jù)來源

根據(jù)模型（8），F(xiàn)DI對工業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的研究指標的數(shù)據(jù)來源是：

1.全要素生產(chǎn)率（TFP）。根據(jù)本文對工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率測算結(jié)果，取2000—2016年中歷年工業(yè)全要素生產(chǎn)率平均值作為回歸使用的TFP值。

2.外商直接投資（FDI）。選取2000—2016年規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)中港澳臺資本金及外商資本金的總和作為外商直接投資變量值，變量單位為億元，數(shù)據(jù)來源于2001—2017年《中國統(tǒng)計年鑒》。

3.對外開放程度（OPEN）。選取2000—2016年規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)出口交貨值與總產(chǎn)值之比作為對外開放程度衡量指標，數(shù)據(jù)來源于2001—2017年《中國統(tǒng)計年鑒》。

4.人力資本（H）。選取2000—2016年以規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)從業(yè)人員中學歷為普通高等院校及以上受教育程度人員與規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)在職人員總數(shù)之比作為人力資本指標，數(shù)據(jù)來源于2001—2017《中國人口統(tǒng)計年鑒》。

（三）工業(yè)行業(yè)選擇與編碼

本文選取的36個工業(yè)行業(yè)類型是根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》的劃分標準進行劃分的，為了方便之后的結(jié)果展示，本文對36個工業(yè)行業(yè)進行了行業(yè)編碼，行業(yè)編碼結(jié)果見表1。

三、測算結(jié)果與分析

根據(jù)式（8）和相關(guān)面板數(shù)據(jù)收集和梳理，利用MaxDEA軟件對我國工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率變動進行測算，并使用Eviews8.0回歸分析FDI對我國工業(yè)全要素生產(chǎn)率變動影響。

表1 工業(yè)行業(yè)名稱及編碼

（一）全要素生產(chǎn)率測算結(jié)果

根據(jù)2000—2016年36個工業(yè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)，測算得出工業(yè)各行業(yè)2000—2016年全要素生產(chǎn)率，測算結(jié)果見表2。

從表2可知，我國工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率變動率均值小于1，食品制造和煙草制品行業(yè)的全要素生產(chǎn)率有所提高；全要素生產(chǎn)率水平保持平穩(wěn)的行業(yè)基本上都集中于輕工業(yè)行業(yè)諸如農(nóng)副產(chǎn)品加工、飲料制造、電子產(chǎn)品制造行業(yè)；全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)下降趨勢的行業(yè)為高污染重工業(yè)企業(yè)諸如煤炭開采、電力工業(yè)行業(yè)。

表2 工業(yè)分行業(yè)GM L指數(shù)均值表

（二）回歸變量檢驗結(jié)果

1.平穩(wěn)性檢驗結(jié)果。對式（8）中的五要素進行ADF單位根檢驗，如表3，可以看出，五個要素在原值階段均不平穩(wěn)，在5%的置信度內(nèi)一階平穩(wěn)。因而，五個研究對象具有同階單整性，可以進行之后的協(xié)整檢驗。

2.協(xié)整檢驗結(jié)果。在五個要素同階單整的前提下，應(yīng)用EG兩步法對五個要素進行協(xié)整性檢驗。協(xié)整檢驗是為了證明五個變量之間存在一定的長期平穩(wěn)關(guān)系。EG兩步法的步驟是首先利用最小二乘法對五個因素進行回歸，得到的回歸方程為：

根據(jù)回歸方程（9）的回歸結(jié)果，對回歸殘差進行殘差序列的平穩(wěn)性檢驗，根據(jù)表4的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果可以判斷，相應(yīng)的殘差序列的ADF單位根檢驗值小于5%顯著性水平時的臨界值，這代表殘差序列也是平穩(wěn)的，表明五個因素存在長期協(xié)整關(guān)系。

表3 ADF單位根檢驗結(jié)果

表4 對殘差進行單位根檢驗結(jié)果

3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗。對TFP和FDI兩因素進行因果關(guān)系檢驗，如表5所示。

根據(jù)表5，當滯后期為1時，原假設(shè)LnTFP不是LnFIDsh的Granger因以及LnFIDsh不是LnTFP的Granger因的發(fā)生概率為16.31%以及16.5%為可能發(fā)生事件，不能拒絕原假設(shè)，所以接收原假設(shè)，因而LnTFP和LnFIDsh互不為Granger因。在滯后期為2時，原假設(shè)LnTFP不是LnFIDsh的Granger因以及LnFIDsh不是LnTFP的Granger因的發(fā)生概率為5.9%和0.31%為可能發(fā)生事件。前者在5%的置信區(qū)間內(nèi)不能被拒絕，即LnTFP不是LnFIDsh的Granger因；后者在5%的置信區(qū)間內(nèi)被決絕，也就是說在滯后期為2的情況下，LnTFP不是LnFIDsh的Granger因，而LnFIDsh是LnTFP的Granger因。

經(jīng)過以上檢驗，可以說明FDI與我國工業(yè)行業(yè)全要素之間存在長期協(xié)整關(guān)系，并且FDI可以作為全要素生產(chǎn)率的原因進行解釋。

表5 協(xié)整檢驗結(jié)果

（三）回歸結(jié)果分析

通過以上檢驗結(jié)果，可以證明本文選取的LnTFP，LnFDI，LnFDIsh，LnFDI*H，LnFDIsh*OPEN五個變量之間存在協(xié)整關(guān)系，可以進行回歸分析。本文將LnTFP作為因變量，其他四個變量作為自變量進行回歸。以回歸公式（8）為基礎(chǔ)，回歸結(jié)果見表6。

從表6中可以看出，R值為0.978752，修正后的R值為0.957955，說明模型擬合度較好。DW值為1.82，說明研究的5個變量間不存在明顯的自相關(guān)關(guān)系。在5%的顯著水平下通過了檢驗，回歸結(jié)果有效。外商直接投資對我國工業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長影響為正，說明外商直接投資對我國全要素生產(chǎn)率的增長有正面的影響，F(xiàn)DI對我國工業(yè)投資增長1%時，我國工業(yè)全要素生產(chǎn)率提高0.92%。人力資本提高1%，工業(yè)全要素生產(chǎn)率提高0.53%。市場開放程度提高1%，我國工業(yè)全要素生產(chǎn)率提高0.71%。

表6 回歸結(jié)果

四、研究結(jié)論

1.我國工業(yè)行業(yè)生產(chǎn)效率現(xiàn)狀不理想。通過對2000-2016年36個工業(yè)行業(yè)TFP測算結(jié)果可以看出，我國工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率未出現(xiàn)增長趨勢，反而呈現(xiàn)出逐年略微下降的趨勢。

2.外商的直接投資越多，企業(yè)的生產(chǎn)率越高。外商直接投資與我國工業(yè)全要素生產(chǎn)率存在正相關(guān)的關(guān)系。這種現(xiàn)象可以解釋為用FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)。外商直接投資對我國工業(yè)生產(chǎn)有一定的推動作用，原因在于外商的進入加大了我國工業(yè)市場的競爭程度，在市場競爭的環(huán)境之下，我國工業(yè)企業(yè)勢必會提高自身生產(chǎn)的技術(shù)效率爭取市場份額。我國工業(yè)受到外商投資帶來的技術(shù)影響后，通過模仿學習等手段，提高自身的競爭能力也對我國工業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高有很大幫助。

3.人力資本越大，全要素的生產(chǎn)率越高。人力資本與全要增長率存在正相關(guān)關(guān)系。人力資本是附著在勞動人員身上的知識技能積累，人力資本的增長意味著企業(yè)知識總量的增長。這種知識總量增長可以在產(chǎn)品生產(chǎn)效率的提高和技術(shù)研發(fā)方面起到十分重要的推動作用。根據(jù)FDI技術(shù)外溢的培訓渠道解釋，可以理解為外資企業(yè)在工業(yè)企業(yè)人力資本提升過程中將先進生產(chǎn)理念和生產(chǎn)技術(shù)通過人力資本外溢的形式在我國工業(yè)中流通，從而促進了我國工業(yè)生產(chǎn)全要素生產(chǎn)率的增長。

4.市場開放程度越大，工業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率也就越高。工業(yè)市場開放程度與全要增長率存在正相關(guān)關(guān)系。這可能是因為開放的競爭市場對我國工業(yè)來說增加了市場競爭的激烈程度，面對國內(nèi)外企業(yè)的競爭，工業(yè)企業(yè)需要提升自身生產(chǎn)效率水平、降低生產(chǎn)成本，從而在激烈的國際市場競爭中爭得一席之地。因此，開放的市場更加有利于我國工業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

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