外溢递归迭代

FDI技术外溢的动态测算及原因解释*摘要:通过对Feder(1982)模型引入适应性预期过程,本文建立了外商直接投资技术外溢的动态时滞模型,并具体测算了我国外商直接投资技术外溢效果的时序变化.
进一步研究发现人力资本与FDI的相互结合较好地解释了技术外溢效果的变化,同时经济开放度的提高、基础设施的改善都明显促进了外资企业的技术外溢,然而内、外资企业的技术水平差距以及国内市场竞争度对技术外溢的影响作用还难以确定.
关键词:外商直接投资技术外溢适应性预期一、问题的提出Feder(1982)模型为研究两部门经济的外溢效应提供了方便的分析工具,因而被广泛应用于外资、金融、研发等部门外溢效应的实证研究,正如Odedokun(1996)所指出,"Feder模型适用于任何可以将整个经济划分为两个部门的经验性研究".
[10]然而,Feder(1982)模型是针对截面数据设立的,没有考虑外溢效应的动态时序性,尤其是外溢效应的时间滞后问题,而这一点在众多学者利用Feder模型进行时间序列数据分析时所忽略了.
本文试图在研究外资企业对我国国内企业的技术外溢效应时通过引入滞后模型来考察技术外溢的动态变化.
众多原因支持了外商直接投资对东道国企业技术外溢的时滞性:外商投资者所带来的先进技术需要一段时期的技术改造才能适应东道国经济要求,同时本国企业受自身吸收能力的限制对外资企业技术的模仿、学习需要一个过程;外资企业通过市场竞争压力迫使本国企业提高生产技术效率也需要较长的时期;如果将外资企业的外溢效应不仅仅理解为狭义的生产技术扩散,而是包括经营理念、管理手段等多种无形因素在内的广义概念,那么后者的外溢效应更是一个较长时期的滞后.
二、动态外溢模型的推导根据Feder模型,假设整个经济活动由外资部门和国内部门组成,分别建立两个部门的生产函数方程如下:),(ttFFtKLFF=(1)),,(tRRtFKLRRtt=(2)tttRFY+=(3)由(2)式国内部门的生产函数表达式可见,如果直接用Feder模型来测算外资企业的技术外溢效应,实质上是假设当期FDI立即而且只对同期的国内企业生产具有外溢作用,这一假设显然与经济事实相违背.
对(2)式进行改进如下:(4)),,(*tRRtFKLRRtt=其中,代表t时期外资企业对国内部门的溢出因子,衡量了t时期外资企业的技术外溢效果.
由于技术外溢效应时滞性的存在,则应有:*tFj=1,2,3……N(5)itNijNtNttttFFFFFF=∑=+++=033131*.
.
.
.
.
.
ααααα可见溢出因子实际上是外商直接投资各期滞后项的加权平均,但由于(5)式难以*tF*本文得到国家自然科学基金(70273010)、国家社会科学基金(01CJY023)的资助.
1为实际经济数据所实证检验,因此本文通过引入适应性预期模型(adaptiveexpectation)对上式进行改进.
适应性预期模型假设当期期望外溢因子不仅与有关,而且取决于上一期的期望溢出因子:*tFtF*1tF()*1*1+=tttFFFθθ(6)其中,10≤递归迭代,有:*tF(14)()stsstFF∞=∑=0*1θθ由于,实质上可以将视为外资企业当期及前期产出的加权平均值.
将(14)式代入(13)式,由于(14)式的适应性预期过程与Koyck几何滞后模型是等价的(Pindyck&Rubinfeld,1991)()110=∑∞=iiθθ*tF[12],利用几何滞后变换将(13)改写为:()1111+++++=ttttttttttRtLttKttYFYYFLRYRYtttθωθδθθθdYdFRFdFdLdKdYδ(15)上式即为基本的动态外溢模型.
2三、模型的实际测算(一)回归模型及数据说明利用前述模型推导结果,建立包含外资企业技术溢出模型的实证方程如下:tttttRtttttYRtYFLLYKtYFFYtξαααααα++++++=1^5^4^3210^(16)符号"^"表示变量的增长率.
将上述回归方程式与理论模型(15)式进行比较,可得到如下计算关系式:()()5353545111,1,1ααααδααωαθ===(17)实际测算所采用数据均由历年《中国统计年鉴》整理、计算而得,但对数据进行了一些处理:①由于无法获取部分年份外资企业的产出值,而且遵循已有文献"外资企业技术外溢效应主要发生在工业部门"的假设(何洁,2000),因此本文选用工业总产值来替代总产出.
②因为缺乏统计数据,在衡量内外、资部门从业人数时本文采用城镇从业人数来替代.
其中,城镇外资部门从业人数可获取数据只有1985年~2000年,对1979年~1984年期间外资部门从业人数本文通过回归方程构造而得.
步骤如下:首先,采用Holt两参数指数平滑方法对原始数据进行平滑处理,然后运用自回归趋势模型对平滑后的外资企业从业人员数据FLSM进行外推,经过模型调试得到回归最优滞后期为3,外推方程结果如下:tY321797.
0426.
265.
2+=ttttLFSMLFSMLFSMLFSM(10.
834)(-4.
539)(2.
346)12.
2:,998.
0:2DWR.
根据上式可逆推得到1979年~1984年外资企业从业人员数据.
(二)回归结果及分析对(16)式进行估计,得到回归结果如下.
1363.
0127.
0326.
0759.
0273.
2017.
0^^^^+++=ttYRtYFLLYKtYFFYttttRtttt(0.
31)(2.
89***)(-1.
79*)(-0.
321)(1.
84*)(2.
57**)342.
0,64.
2,560.
0,676.
022====JBDWRR其中,括号内数值表示回归系数的统计值,分别表示1%、5%以及10%的显著性水平.
DW统计值表明回归方程不存在序列相关问题,JB统计值也表明回归方程残差项基本服从正态分布假设.
t由(17)式,可根据回归结果计算出外溢模型中的参数θ、ω、δ.
θ=0.
637,因此外商直接投资与技术外溢因子之间存在关系式:.
tF*tF*1*363.
0637.
0+=tttFFFθ值度量了当期外商直接投资的技术外溢效应在滞后各期分布情况,进一步计算可知滞后两期时外资企业技术外溢效应系数只有0.
258,当滞后期为6时外资企业对国内企业的技术外溢作用就开始变得很小了,外溢效应系数仅为0.
042.
ω=0.
199.
从国内部门生产函数方程式()(RtRtttKLFR,*φω=)可以看出,ω代表了3外资企业技术外溢因子在国内部门的产出弹性,即外资企业技术外溢因子每提高1个百分点,可以带动国内部门产出增加0.
199个百分点.
众多学者利用跨国数据对资本、劳动力这些基本要素投入对各国经济增长的贡献份额进行实际测算,发现资本在总产出中的贡献份额一般为0.
3~0.
4(Temple,1999).
如果将外资企业的技术外溢效应在产出中的作用与资本、劳动力等要素投入进行比较的话,我们的实证结果表明"技术外溢"的产出弹性要低于资本、劳动力要素投入,这说明长期以来我国国内产出增长主要还是依赖于基本生产要素的积累作用,外部经济因素对我国国内部门产出增长的影响作用并不像人们一般所认为的那样大.
δ=-0.
167.
δ度量了外资部门与国内部门的边际要素生产率差异,δ值为-0.
167说明外资部门的边际要素生产率仅为国内部门的83.
3%.
这一"外资部门要素生产率低于国内部门"的结论与人们的直觉相去甚远.
从系数显著性检验来看,δ(3α)的回归系数t统计值只有-0.
41,将δ一项从回归方程中剔除也没有改变整个方程的拟合度.
虽然δ没有通过显著性检验,但δ取值为负也表明了我国外商投资以加工贸易业为主、投资项目规模偏小、港澳台投资商为主要投资主体的一些特征在一定程度上限制了外资企业要素生产率的提高.
四、技术外溢效应的影响因素分析由前述计算结果可知外溢因子在国内部门的产出弹性*tFω=0.
199,结合国内部门生产函数方程式()(RtRtttKLFR,*φω=),可进一步计算出外资企业对国内企业的外溢效应SPILL:**ttFFspill=ω其中,外溢因子.
外溢效应SPILL实际上度量了外溢因子的增加对国内部门产出增长率的贡献值,其计算结果如下:()*1*1+=tttFFFθθ*tF表1外资企业技术外溢效应时序表年份外溢效应年份外溢效应19790.
102419900.
084619800.
154219910.
099919810.
084919920.
121719820.
062719930.
186519830.
066219940.
074019840.
100319950.
109419850.
078419960.
045419860.
078319970.
039819870.
124819980.
044319880.
147919990.
022619890.
114520000.
0393本文以下进一步分析各类因素对外资企业技术外溢效应的影响作用.
①国内企业与外资企业的技术水平差距(technologygap).
新增长理论(Barro&Sala-I-Martin,1995)认为在国际技术外溢过程中,技术外溢效果与发展中国家、发达国家4之间的技术差距,尤其是初始的技术差距成正比.
新增长理论的技术扩散模型一般假设由于落后国家对先进国家的技术模仿成本要远远小于先进国家的技术创新成本,而且初始技术水平差距越大落后国家的模仿回报率越高,因此落后国家完全有可能利用这一后发优势实现赶超效应,即存在技术趋同效应(technologyconvergence).
然而,对外商直接投资技术外溢的实证研究却并不支持这一观点.
Imbriani&Reganati(1997)对意大利的检验表明外资企业技术外溢效果与内、外企业技术水平差距成反比,Kokko(1994)、Kokko,Tansini&Zejan(1996)对墨西哥、乌拉圭的研究也发现,如果外资企业技术水平显著高于国内企业,则几乎不存在任何外溢效应.
关键原因在于如果内、外资企业技术水平差距过大,虽然可供国内企业进行技术模仿、学习的机会很多,然而由于内资企业自身没有足够的技术能力去吸收、模仿外资企业的技术,导致最后技术外溢效果很小.
因此,技术水平差距对技术外溢效果的影响是两方面的:较大的技术差距虽然意味着内资企业拥有较多的学习、模仿机会,然而此时内资企业也可能没有足够的技术能力去吸收、模仿外资企业的先进技术.
我们用外、内资企业的全要素生产率的比值来替代技术差距,记为TECHGAP,其计算过程如下:首先,利用"索洛余值法"来分别计算内资企业和外资企业的全要素生产率DTFP、FTFP,然后,计算出TECHGAP=FTFP/DTFP.
②人力资本存量.
Borenszteinetal.
(1998)研究结果表明,东道国人力资本存量是影响外资企业技术外溢效应的关键因素,而且外资企业的技术外溢作用存在"临界水平",即只有当东道国人力资本存量足够丰裕时,东道国经济才能吸收FDI的技术外溢.
遵循已有研究(Barro&Sala-I-Martin,1995),此处采用中学生入学率(MSCH)来表示人力资本变量.
③经济开放度.
Findley(1978)、Batiz(1991)从中间产品投入多样化的角度证实了对外开放程度与FDI技术外溢效应之间的正相关性.
由于FDI与出口贸易之间的替代或互补关系直接影响了FDI技术外溢效果,因此本文选用出口依存度(EXD)来衡量我国经济的对外开放度.
按照以芒德尔的"完全替代"模型为代表的传统对外直接投资理论认为国际直接投资实际是在有贸易壁垒的情况下对初始的贸易关系的替代.
然而,以小岛清为首的学者们认为,FDI同样可以在投资国与东道国之间创造新的贸易,使贸易在更大规模上进行,因为外商直接投资实际上是资本技术、经营管理知识的综合体由投资国向东道国的特定转移,即小岛清提出的FDI"生产函数改变后的比较优势".
因此,具有小岛清所强调的顺贸易性质的FDI技术外溢效应要远大于芒德尔的出口替代型FDI.
在计算出口依存度时,我们采用PatrickLowet.
al(1998)模型对其进行修正[11].
其计算思路是首先运用工具变量法,采用国内生产总值(GDP)、人口规模(POP)以及人均GDP对出口进行回归:2542321lnlnlnlntttttPOPPOPGDPGDPEXDααααα++++=()()tttttPOPGDPPOPGDPεαα+++276/ln/ln对上式进行回归,剔除掉实际回归结果中统计意义不显著项()2/lnttPOPGDP,最终可以利用回归结果计算出出口依存度的估计修正值ADJEXD:()[]tttEXDADJEXDε=lnexp④国内市场竞争程度.
一般认为,如果东道国国内市场竞争程度越高,外资企业对当5地企业的技术外溢效应就越明显.
一方面,较高的市场竞争程度迫使外资企业尽早采用母公司的新技术以提高其市场竞争力;另一方面,国内企业在激烈的市场竞争中也会逐渐积累较强的学习能力和模仿能力.
已有研究多采用赫芬达尔指数来衡量某一行业的垄断程度,然而由于难以获取全经济范围内的这一指数,此处我们选用外商直接投资占国内总投资的比重(SHARE)来衡量我国国内市场竞争程度,Globerman(1979)、Dunning(1993)等人研究都表明外资企业的进入打破了东道国,尤其是发展中东道国原有的国内市场垄断局面,加剧了市场竞争激烈程度,因而国内生产竞争度与外资比重存在着正相关性.
⑤基础设施建设.
一般认为,东道国较为完善的基础设施状况对外资企业的技术外溢效应具有促进作用,此处本文同时选用邮电业务量(TELE)、全社会旅客周转量(TRAFFIC)来衡量国内基础设施状况.
以技术外溢效应SPILL为因变量,对技术水平差距(TECHGAP)、人力资本(MSCH)、经济开放度(EXD)、市场竞争程度(SHARE)、基础设施建设(TELE、TRAFFIC)6个自变量进行回归得到回归结果①.
表2回归结果表自变量①②③④C-0.
1134(-0.
7838)0.
0877(3.
241)0.
092(3.
356)0.
091(2.
982)TECHGAP-0.
0002(-2.
139**)-0.
0069(-1.
756*)-0.
0001(-1.
339)-0.
0001(-1.
397)MSCH0.
0003(1.
44)MSCH*FDI0.
00031(3.
458***)COLLEGE*FDI0.
0046(2.
231**)GEDU*FDI0.
0062(1.
502)ADJEXD0.
5696(2.
259**)0.
5574(2.
371**)0.
6152(2.
484**)0.
6278(2.
345**)SHARE0.
0008(1.
0098)-0.
0078(-1.
237)-0.
0043(-1.
261)-0.
0027(-0.
862)TELE0.
0007(2.
689**)0.
00051(3.
635***)0.
0006(3.
624***)0.
0062(2.
753**)TRAFFIC0.
0024(1.
795*)0.
0002(1.
805*)0.
002(1.
707*)0.
0018(1.
528)2R0.
5740.
8330.
7210.
663F3.
0244.
3084.
0953.
823DW1.
651.
621.
6251.
589JB0.
3850.
1060.
3330.
376说明:数据由历年《中国统计年鉴》整理、计算而得,部分数据来源于世界银行宏观经济数据集.
括号内数值表示各变量回归系数的t统计值,其中***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平.
技术差距变量系数为负,表明技术差距越大,技术外溢效果越不明显.
这一结果意味6对我国内资企业而言,可能并不存在新增长理论所强调的由于初始技术落后"后发优势"所带来的技术趋同效应,重要的是内资企业如何提高自身技术水平来加强对外资企业先进技术的学习、模仿能力.
经济开放度对技术外溢具有正向影响.
注意到本文实际上是采用出口依存度来替代经济开放度,因此这一结果表明了我国外商直接投资与出口贸易主要是一种如小岛清认为的互补关系,也较好地吻合了我国长期以来坚持出口导向型的引资战略.
市场竞争程度与技术外溢存在正相关,表明外资企业的进入通过打破原有市场垄断、增强我国国内市场竞争而促进了技术外溢效果,这与Dunning(1993)等人的研究结果是类似的.
然而,这一变量系数的t统计值并不显著.
两项基础设施变量(TELE、TRAFFIC)系数显著为正,说明东道国基础设施的建设与完善是增进外资企业技术外溢效应的重要因素.
与已有研究结果不同的是,我们回归结果中人力资本变量系数虽然为正,然而其t统计值没有通过显著性检验.
众多学者研究结果都支持人力资本是促进外商直接投资技术外溢效应的关键因素,发现东道国以人力资本为载体的吸收能力决定了本国企业到底能在多大程度上吸收、消化外资企业技术.
Borenszteinetal.
(1998)研究发现,外商直接投资并不是单独对东道国经济增长起着促进作用,外商投资与东道国人力资本的结合效果决定了外资企业对东道国经济增长的影响作用.
借鉴Borenszteinetal.
的这一思想,我们对回归方程式①进行了改进,用人力资本与我国外商直接投资的乘积项(MSCH*FDI)来代替MSCH变量,从而来考察人力资本是否与外商直接投资结合起来一起影响了技术外溢效应.
同时,为了比较研究,我们分别采用中学生入学率、大学生入学率(COLLEGE)以及政府财政教育支出(GEDU)来衡量人力资本,以它们与外商直接投资的乘积项进行回归,得到回归结果②、③、④.
回归方程、系数统计意义均显著.
将回归结果②、③、④与①进行比较,可以得到以下几点结论.
比较各个回归方程的2R值,我们发现回归结果②、③、④的拟合度明显提高,说明比起单纯的人力资本积累而言,东道国人力资本与外商投资的相互结合才是影响技术外溢效果的关键因素.
同时,3种人力资本替代指标与FDI乘积项的回归系数t统计值均高于结果①中MSCH变量,也为这一结论提供了支持.
在加入人力资本与外商投资交叉相乘项之后,技术差距变量系数仍然为负,但是回归系数的t统计值变小,这说明虽然回归结果表明我国外商投资技术外溢的实证结果并不支持新增长理论的"技术趋同"观点,然而对这一问题的肯定回答还取决于进一步研究技术差距对技术扩散效果的双重影响.
市场竞争程度(SHARE)与技术外溢由正相关变为负相关,表明难以准确刻画这一变量对技术外溢效果的具体影响.
Kokko(1996)指出,大量的外资进入本国市场对国内企业技术外溢的影响也具有双重效应.
一方面大量外资企业的进入通过技术示范、加剧竞争压力等渠道推动了本国企业的技术进步,另一方面过多的外商投资又往往容易导致外资企业对本国市场形成新的垄断局面,尤其对广大发展中国家而言,由于缺乏一定的市场竞争力和市场反应能力,国内企业容易被大量外资的涌入而淘汰出市场竞争.
ADJEXD、TELE、TRAFFIC的回归系数及其t统计值变化不大,说明经济开放度、基础设7施建设这2项变量对技术外溢效应的影响作用较为稳定.
我国外商直接投资具有明显的顺贸易性质,这与Wang(1990)以及Batiz(1991)等人关于对外开放的规模与FDI的技术外溢效应之间存在正相关关系的结论相一致.
同时,东道国完备的基础设施建设不仅有利于吸引外商直接投资,而且有助于国内企业吸收外商企业生产中所采用的先进技术,因为东道国良好的基础设施状况使得外资企业得以快速地将自己的生产经营方式"当地化",从而更好地融入到当地的经济体系中.
进一步,通过比较MSCH*FDI、COLLEGE*FDI、GEDU*FDI3类相乘项的回归系数t统计值可以发现,FDI与人力资本相结合更多的是意味着与具有初、高中教育水平的劳动者结合在一起,这一回归结果反映了我国FDI以加工贸易业为主的显著特点.
加工贸易业多属劳动密集型行业,对劳动者教育程度要求不高,因此具有中学教育程度的劳动者反而比具有大学教育程度者能够较好地与FDI结合在一起,其中一个原因就在于前者有着后者所不具备的相对"廉价劳动力"优势.
最后,为了考察外资企业技术外溢效应在长期中是否存在拐点现象,本文采用ChowBreakpointTest方法对回归结果②进行稳定性检验,即通过对拐点前后两个回归模型误差平方和的差异进行F检验来判断变量回归系数是否发生变化[4].
1992年以后,我国对FDI的限制放宽,并且制订了一系列方针、政策来吸引外来投资,投资环境也比较稳定,从而引起外商投资量的急剧上升.
将1992年设为拐点年份,得到ChowBreakpointTest结果如下:Fstatistic:0.
4874Probability:0.
82LogLikelihoodRatio:7.
814Probability:0.
349结果表明1992年前后外资企业技术外溢效应并没有发生显著转折,进一步将拐点年份分别取1990~1994区间各年,也得到了类似结论.
这一结果提醒我们,单纯的FDI投资数额的增加对外资企业技术外溢并没有产生结构变化的本质影响,因此东道国政府在引资政策制订时不能只注重外商投资流量的增加,而更应该加强对外商投资产业分布的结构调整.
五、结论及政策建议通过以上分析,我们得到如下结论.
外商直接投资通过技术外溢效应带动了我国国内部门的产出增长,基于两部门动态模型的实际测算结果表明外资企业技术外溢因子每提高1个百分点,我国国内部门的产出相应增加0.
199个百分点.
人力资本是影响外商直接投资技术外溢的重要因素,然而与单纯的人力资本积累而言,东道国的人力资本投入主要是与外商投资结合起来共同作用于技术外溢效应,两者之间存在着显著的正向关系.
同时,我国FDI以加工贸易为主的特点决定了具有初、高中教育水平的人力资源能够较好地与外商投资结合在一起.
我国经济开放度的提高、基础设施的建设与完善都有助于促进外商投资企业的技术外溢效果,这也部分地解释了东部沿海地区的当地企业往往能够更快地模仿、学习和吸收当地外资企业的生产技术和管理经验.
内、外资企业的技术差距和我国国内市场竞争程度两类变量对技术外溢的影响还难以确定.
实证结果表明技术差距对技术外溢效果的影响并不支持新增长理论的技术趋同观点,然而对这一问题的肯定回答还依赖于进一步的行业、区域甚至是企业微观层次的深入分析.
8同时,用外商投资额占总投资比重来衡量的国内市场竞争度对技术外溢的影响也难以确定.
虽然我国长期以来遵循"以技术换市场"的引资战略,然而我国国内企业到底能在多大程度模仿、学习、消化外商企业的生产技术、管理方式,归根到底还是取决于我国经济自身的吸收能力.
因此,注重我国人力资本投入、增强我国经济对外开放度以及完善我国基础设施建设是促进外商投资技术外溢效应的关键所在.
参考文献:[1]Barro&Sala-I-Martin(1995),EconomicGrowth,NewYork:McGraw-Hill;[2]BatizR.
&BatizL.
(1991),TheEffectsofForeignDirectInvestmentinthePresenceofIncreasingReturnsDuetoSpecialization,JournalofDevelopmentEconomics,34,287~307;[3]Borensztein.
E,GregorioJ.
DandLeeJ-W(1998),HowdoesforeigndirectinvestmentaffecteconomicgrowthJournalofInternationalEconomics,45,115-135;[4]ChowG.
(1960),TestofEqualitybetweenSetsofCoefficientsinTwoLinearRegressions,Econometrica,28,591~605;[5]Feder(1982),OnExportandEconomicGrowth,JournalofDevelopmentEconomics,12,59~73;[6]Findley(1978),RelativeBackwardness,DirectForeignInvestmentandTransferofTechnology:ASimpleDynamicModel,QuarterlyJournalofEconomics,37,63~87;[7]GlobermanS.
(1979),ANoteonForeignOwnershipandMarketStructureintheUnitedKingdom,AppliedEconomics,11,35~42;[8]ImbrianiC.
&ReganatiF.
(1997),InternationalEfficiencySpilloversintotheItalianManufacturingSector-EnglishSummary,EconomiaInternazionale,50,583-595;[9]KokkoA.
(1994),Technology,MarketCharacteristic,andSpillovers,JournalofDevelopmentEconomics,43,279~293;[10]OdedokunM.
(1996),Alternativeeconometricapproachesforanalyzingtheroleoffinancialsectorineconomicgrowth:time-seriesevidencefromLDCs,JournalofDevelopmentEconomics,50,119~146;[11]PatrickL.
,MarceloO.
&JavierS.
(1998),DoesGlobalizationcausesahigherConcentrationofInternationalTradeandInvestmentflowWTOworkingpaper,August1998;[12]PindyckR.
&RubinfeldD.
(1991),EconometricModelsandEconomicForecasts(3rded.
),NewYork:McGraw-Hill;[13]TempleJ.
(1999),TheNewGrowthEvidence,JournalofEconomicLiterature,March,112~156;[14]何洁(2000),外商直接投资对中国工业部门外溢效应的进一步精确量化,世界经济,12,29~36;910