外国直接投资、技术外溢与内生经济增长

  本文关键词：外国直接投资、技术外溢与内生经济增长——中国数据的计量检验与实证分析，由笔耕文化传播整理发布。

外国直接投资、

技术外溢与内生经济增长

———中国数据的计量检验与实证分析　

沈坤荣　耿　强

20世纪80年代以来,外国直接投资(FDI)已成为国际资本流动的主要方式,对东道国经济发展产生愈来愈重要的影响。FDI的大量流入不仅缓解东道国经济发展过程中的资本短缺,加快国民经济工业化、市场化和国际化的步伐;更为重要的是,FDI可以通过技术外溢效应,使东道国的技术水平、组织效率不断提高,从而提高国民经济的综合要素生产率。本文在现有文献研究的基础上,构建内生增长模型,依据中国近年来的具体数据,运用计量经济方法进行实证分析和检验,并就分析结论提出政策建议。

关键词　外国直接投资　技术外溢　内生经济增长　收敛性

作者沈坤荣,1963年生,经济学博士,南京大学商学院经济学教授;耿强,1978年生,南京大学商学院博士研究生。

20世纪80年代以来,国际资本流动日趋活跃,直接投资成为主要的资本流动方式,也成为发展中国家获取外部资源的主要渠道。80年代末,全球外国直接投资额累计已达到15000亿美元。进入90年代后,国际间直接投资规模更加扩大,并呈高速增长的趋势。根据联合国贸易与发展会议(UNCTAD)《世界投资报告》的资料,1995年的外国直接投资规模为3149亿美元,继1996年增长10%、1997年增长27%之后,1998年则增长近40%,达到了创记录的6440亿美元。这说明,在以跨国公司为主导的全球化浪潮中,FDI正扮演着愈来愈重要的角色,同时,FDI对东道国尤其是发展中国家经济社会发展的影响也在日益扩大。除了可以增加东道国的资本存量、提高投资质量以及缓解东道国的就业压力外,FDI的大量进入对东道国长期且根本性的影响便是其技术的外溢效应。FDI可以通过技术的外溢效应使东道国的技术水平、组织效率不断提高,从而提高国民经济的综合要素生产率(TFP),使国民经济走上内生化增长的道路。

一、文献概览

MacDougall(1960)在研究FDI的一般福利效应时,首次把技术外溢效应作为FDI的一个重 　此项研究得到国家社科基金(00CJL010)资助。

外国直接投资、技术外溢与内生经济增长

要现象作了分析。R.Findlay(1974)构建了一个简单的内生动态化模型,检验了诸如技术差距、外资份额等静态特征对技术扩散的影响。模型的基本假设为:FDI可以通过传染效应(ContagionEffect)提高东道国的技术进步水平。认为FDI输出国与东道国的技术差距越大,技术扩散率就越高;MNC(跨国公司)在当地的资本份额越高,扩散的速度就越快。Koizumi和Kopecky(1980)构建了一个国际资本长期流动的模型,用于研究FDI对一国经济增长的影响。该模型假设外资中内含的技术具有公共产品的性质,能给社会带来额外的利益。20世纪80年代中期,以P.Romer和R.Lucas等人为代表提出了新增长理论。由于新增长理论突破了索洛创立的新古典增长理论中关于技术外溢性的假定,克服了其不能解释世界各国人均收入差异和实际人均GNP增长率差异原因的局限性,使增长理论再度成为经济学研究的热点。Romer(1990)构建的内生增长模型中,着重强调了技术扩散对于小国及广大发展中国家经济持续增长的决定性作用。FDI作为技术扩散的一个主要渠道,其重要性愈发显著。许多学者借用新增长理论的建模思想和方法论,对FDI对东道国的经济社会的影响作了大量的实证研究。Basant和Fikkert(1996)利用印度1974—1982年度厂商间数据,估计了R&D开支、技术购买、国内和国际的R&D溢出对综合要素生产率的影响。研究表明,技术的国际溢出是印度当地厂商R&D非常重要的一种补充;最近的许多实证研究多半也证实了FDI的重要性。Markusea和Venables(1997)发现FDI与国内的投资具有互补性。Borenstein(1998)利用1970—1989年69个发展中国家的跨国资料进行实证研究,证实FDI对促进技术转移具有正面效果,其重要性甚至高于国内投资。但也有研究得出相反的结论,Chen(1999)及TsouandLiu(1997)利用台湾制造业厂商的资料实证分析认为FDI在台湾的外溢效果十分有限,甚至为负。

中国国内关于FDI的研究也有很多,王志乐(1996)全面介绍了各国著名跨国公司在中国的投资情况,包括详细的案例研究,还分析了外商在中国的直接投资对经济的正反两方面的影响。郑京平(1997)使用宏观经济模型检验了外商直接投资对中国经济的影响。王岳平(1997)分析了外商直接投资的产业特点及其变化,外资企业的资本密集型特点和外商直接投资对中国工业绩效的影响。姚洋(1998)利用第三次全国工业普查资料,从中随机抽取了12个大类行业中的146704家企业作为样本进行了多因素回归分析后得出结论认为,与国有企业相比国外“三资”企业的技术效率要高39%,港澳台“三资”企业要高33%;并且在行业中如果国外“三资”企业数量的比重每增加一个百分点,每个企业的技术效率就会提高1.1个百分点。沈坤荣(1999)利用各省的外国直接投资总量与各省的综合要素生产率作横截面的相关分析,得出FDI占国内生产总值的比重每增加1个单位可以带来0.37个单位的综合要素生产率增长的结论。何洁、许罗丹(1999)借鉴Feder(1982)的计量方法,利用生产函数建立回归方程,得出结论:外国直接投资带来的技术水平每提高1个百分点,我国内资工业企业的技术外溢作用(即产量的增加)就提高2.3个百分点。

二、模型与变量

本文在现有文献研究的基础上构建内生经济增长模型,根据中国近年来的具体数据,运用计量经济方法进行实证分析和检验。本文首先将Barro(1995)提出的生产函数(参见附录1)改造并动态化为总体生产函数:

　　Yt=AHtKtα1-α(1)

中国社会科学　2001年第5期N1　其中:Kx(j)01-αdj(2)

(3)　　N=n+n＊

式中A代表外生的经济环境因素(如制度的变迁、政策的变换等等),H代表人力资本存量,K代表中间产品(可理解为资本品)。K为多种不同中间产品的集合,每一种中间产品用x(j)来代表。国内共生产中间产品N种,其中n为内资企业创造、n＊为外资企业创造的中间产品。

依据这一生产函数,我们分别从厂商和消费者均衡两方面进行考察。从企业角度来看,中间产品的提供者可以看做是提供一种“耐久品的服务流”,因此自然可以从中获取租金收益(rent)。对于雇佣这一要素的生产者来说,其雇佣的最优条件是这一要素的边际成本要等于其边际收益。于是,出售中间产品x(j)的租金收益(rent)将等于这种中间产品的边际生产率:

α-α　　m(j)=x=(1-α)AH其中:Y(j)=AHX(j)α1-α(4)

对于小国或发展中国家来说,假定其技术的扩散大多来源于拥有先进技术的跨国公司,而非来自本国的R&D。这样,资本品的扩散就会存在一个技术的吸收、采纳问题。技术的扩散、外溢需要东道国一定的技术支持和基础设施的提供,即需要一定的固定成本F。设固定成本F是国内目前外资比例与本国整体技术差距(TechnologyGap)的函数,且F与目前国内的外资比例(n＊ N)成反比,表示外资企业的技术水平普遍高于内资企业,外资企业的比例越高,继续吸收外溢性技术的成本就越低;与东道国资本品生产企业数量(N N)成同方向变化关系,其中N指其他国家的资本品生产企业的数量,表示东道国目前的技术水平相对越低,技术差距越大,模仿的相对成本越小①。这样,中间产品生产者(一定程度上的垄断者②)在每一期的收益函数为:

　　π(j)=[(m(j)-1)x(j)]-F(n＊ N,N N)

F=F(n＊ N,N N)

　　 F F<0,>0 (N N)

解得的垄断价格为:

　　x(j)=HA(1-α12＊＊＊＊(5)(6)在一定程度上为垄断者的中间产品生产者在每一期都要制定价格m(j),以最大化利润π(j)。由此(7)

　　m(j)=(1-α)-1

将中间产品生产者的收益函数动态化,可以得到:①这一固定成本函数还可以运用产品质量改进式技术变迁模型来解释。在这一模型中,中间产品数量的

增加等同于质量的提高,以表示技术的变迁。FDI数量的增加(n＊ N)使技术传递的途径增加。另外,跨国公司之间存在着激烈的竞争,FDI的增加意味着可以尽量避免某一家跨国公司在东道国形成垄断势力,竞争的作用加快了先进技术向东道国的扩散。这都可以使技术扩散固定成本降低。东道国初始水平的相对落后(N N＊较小)也是质量提高更容易的一个主要因素,因为“对一台打字机的技术升级要比升级一台电脑的成本小得多”。

②Barro认为“一种新产品或设计(譬如说对这种中间产品j的创造)是有成本的,但它却可能被产品j的

所有潜在生产者以一种非竞争性的方式无偿利用。因此,只有当对于t期之后的至少一部分时间而言,

x(j)的销售价格超过其边际生产成本时,发明一种新的中间产品才是有利可图的,即要保证垄断租金流对发明者提供的激励。”所以说,中间产品的生产者在一定时间内是作为垄断者出现的。

外国直接投资、技术外溢与内生经济增长

∞

　　π(j)t=[m(j)x(j)-x(j)]e

t∫-r(s-t)ds-F(n＊ N,N N)＊(8)

假设中间产品的生产是可以自由进入的,即不存在进入壁垒。那么从长期来看,π(j)t趋近于零。这时,可以计算出利率r的值:

r=A (F)(·)H　　2-α =α(1-α-1(9)

与其他的内生增长模型一样,本模型最终也要回到在某种约束条件下运用Pontrygain最大值原理求解Ramsey于1928年提出的消费者效用函数。即从消费者的角度出发,使全体消费者的效用达到最大化,实现消费者均衡。借用Ramsey模型的消费效用函数:

ct-ρ(s-t)　　Ut=ds1-σt∞1-σ(10)

其中c(t)为消费者在t时刻的消费;ρ为贴现率,表示人们对于推迟消费的耐心程度,ρ越大,与现期消费相比,消费者对未来消费的评价越低;σ为消费的边际效用弹性的负值,又称相对风险回避系数(σ>0)。运用Pontrygain最大值原理,得到的关键条件便是整个经济系统的最优平衡增长路径(参见附录2):

c(t) t1g(r-ρ)c(t)　　11-1A F(·)H-(11)

　　上述理论模型的结论表明,经济的均衡增长率主要依赖于:制度的演进(A),人力资本的存量(H),引进、吸收、模仿先进技术的效率(F),以及时间贴现率ρ的大小。与人力资本存量成正方向变化,与吸收、模仿技术所需的固定成本及时间贴现率成反方向变化。因此,人力资本部门的生产效率越高,人力资本存量越大,经济增长率越高;吸收外国直接投资的数量越多,与先进技术的差距越小,吸收新技术所需成本越小,则经济增长率越高;现时的储蓄率越高(即人们推迟消费的耐心程度越大),经济增长率越高。本文以上述理论模型为依据构建线性化的经济计量模型:

　　LnG=c0+c1FGDP+c2H+c3(FGDPH)+c4PG+c5GY+c6DY+ε

具体的变量可依次为:

LnG:各地区年人均国内生产总值(单位:元人民币)的自然对数值,代表各地区的经济增长速度。本文中LnG为被解释变量,其余变量均为解释变量。

FGDP:各地区外国直接投资年流入量(单位:千万美元)与各地区当年的国民生产总值(单位:亿元人民币)的比例。从上面的理论分析可认为,FGDP与解释变量LnG应呈正相关关系,以表示FDI的技术外溢对经济的增长效应。

H:各地区的人力资本存量。在中国目前尚未有权威的关于人力资本存量的计量方法,考虑到来华有技术外溢的直接投资其人力资本要求必然较高,本文以各地区每年的高校人数比例来代表这一变量。具体为各地区每年的高校在校学生数与当年该地区的年底总人口的比例。从理论上讲,如果经济是内涵式增长,H与LnG应呈正相关关系。

FGDPH:外国直接投资流量比与高校人数比的乘积。这一变量的系数为正,表示FDI技术外溢效应的发挥需要与一定的人力资本相结合。

LnPG:各地区最初GDP对数值,表示该地区经济发展的初始水平。按照理论模型的解释,＊＊

中国社会科学　2001年第5期这一变量的系数应为负值,表示地区经济的初始水平应与经济增长速度呈负相关关系。

A:根据各个国家的具体情况,要采取不同的制度变量。本文的计量检验与实证分析是以中国的数据为依托,所以本文的制度变量选取为以下两个:

1.为了计算的方便,以各地区的国有工业产值与工业总产值的比重(GY)来粗略地反映一地区的体制环境(包括市场化程度)。一般来说,GY理论上应和LnG呈负相关关系。

2.虚拟变量DY:表示地域间的差异。改革开放以来,受国家经济发展战略的影响,东部沿海的一些地区享受了许多的政策优惠,无论在外资引入上还是在税收征收等很多方面都处于不平等竞争的地位。为了反映这一政策的影响程度,以变量DY来反映。按享受优惠政策的程度,将全国的29个省、市及自治区(西藏、港、澳、台除外,下同)粗略地分为三个等级①,它们的值分别为3、2、1不等。变量DY应与LnG呈正相关关系。

三、基础数据与计量方法

目前国内的研究文献大多采用简单的时间序列或某一特定时点的截面数据,并运用普通最小二乘法(OLS)进行回归运算,估计各变量的系数。这样的运算存在一定的局限性:采用时间序列数据对我国现阶段的经济现象进行分析时,由于有效数据大多只能从1978年改革开放以后来选取,而且许多数据在1978年后的一段时间内也没有进行规范的统计,因此样本区间太短;又由于我国幅员辽阔,地区间差异十分显著,采用全国性的综合数据,往往会掩盖这种十分显著的省际差异。如果采用横截面数据(通常选取某一年全国29个省、市及自治区的有关数据),虽然可以在一定程度上弥补时间序列数据不能反映地区间的差别性的缺陷,但其只能静态地反映某一个时点的经济情况,而不能全面地动态地从一个时段上描述经济现象的变化态势。为了避免这两种数据的缺陷,本文在数据选用上采取国际上通常采用的PanelData(面板数据或平行数据)进行分析。由于PanelData既包括时间序列数据又包括横截面数据,可能产生异方差性和序列相关性问题,从而使普通最小二乘法(OLS)失效,因此本文在数据可以得到的情况下尽量采用处理联立方程组时经常采用的似然不相关回归(SeeminglyUnrelatedRegression,SUR)方法进行检验,以消除异方差性和序列相关性现象的影响。本文所有数据均为1987—1998年中国29个省、市及自治区的有关数据,分别摘自《新中国50年统计资料汇编》(中国统计出版社1999年第1版)、《中国统计年鉴》各期。

四、计量检验与实证分析

　　(一)FDI与中国经济增长的关联性分析

本文首先分析FDI与中国经济增长的关联性。为了详细测量每一解释变量的系数,本文逐渐扩大解释变量的个数,并删除不显著的参数,具体结果见表1。在表1的第一列中,我们只选取FGDP一个解释变量,从结果可以看出这一变量对LnG有显著影响(在1%水平上显著),并呈正相关关系。第三列中加入变量H,H与FGDP均呈正相关关系且在1%水平上显著。但当第四列中加入变量FGDPH时,发现H未能通过显著性检验,于是我们在余下的几列中均删去变量H,①北京、天津、上海、广东、福建值为3,东部沿海经济带剩下的7个省份值为2,中西部地区值为1。＊

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