FDI技术溢出、技术进步与
技术效率
)))基于中国制造业1999~2007年面板
数据的经验研究
王滨
(武汉科技学院经济管理学院)
=摘要>当跨国公司在东道国投资时,通常假定他们的一部分技术会转移至东道国的企业里。但是,经验研究还不能为这种正的溢出效应提供强有力的支持。本文运用1999~2007年中国制造业27个行业的面板数据,检验了FDI的技术溢出效应。结果表明,FDI对制造业的全要素生产率的横向和前后向关联溢出效应为正,且在统计上均非常显著。通过对全要素生产率的分解发现,前向关联对技术效率和技术进步的影响都显著为正;后向关联仅对技术进步有显著的正效应,而横向溢出效应对技术进步的影响不显著。
关键词外商直接投资全要素生产率技术溢出数据包络分析
中图分类号F22410文献标识码A
Technology Spillovers of FDI,Technical Progress
and Technical Efficiency
Abstr act:When Multinational enterprises invest in a host countr y,it is as2 sumed that a par t of their technology spills to the host country firms1But the empir2 ical studies on spillover effects of foreign direct investment(FDI)have failed to find robust empirical results about the possibility of positive spillover effects1Based on the panel data of27manufacturing sectors in China for the period1999~2007,this paper investigates the technology spillovers of FDI1Our results show that there are positive and statistically significant horizontal spillover s and forward and backward linkages effects on manufacturing industr ies in China1A fter decomposing TFP into technical efficiency and technical progress,we find that forward linkages affect both of them positively and statistically1But there are positive effects on the techni2 cal progress through backward linkages and horizontal spillovers have no significant effects on it1
Key wor ds:FDI;T otal Factor Productivity;T echnology Spillovers;DEA #
93
# FDI技术溢出、技术进步与技术效率
引 言
20世纪80年代以来,外商直接投资(Foreign Direct Investment,FDI)已经成为技术从发达国家向发展中国家转移的一个主要形式。有关FDI 的溢出效应的经验研究都是基于这种观点,即跨国公司(MNCs)拥有比国内企业更好的组织结构和生产技术(H ymer,1976)。MN Cs 可以通过诸如许可证、贸易、FDI 、工程转包、特许经营和战略联盟等各种方式传递技术。不过,通过外商直接投资的技术转移模式更可取,因为这种模式可以在成本很少或没有额外成本的情况下将转移来的先进技术资产内部化(Caves,1996)。此外,FDI 还被看成是对技术性知识进行控制的最好方式。由于技术拥有公共物品的特征,部分技术会从MNCs 的子公司向国内企业溢出,而这种溢出效应表现为内企生产率得到某种形式的提升。因此,许多国家提供诸如免税、补贴和低税率等各种优惠政策来吸引外国投资者。
改革开放30年以来,外商直接投资在我国的经济发展中起到了重要的作用。我国利用外资的数量也逐年增长(图1)。从早期的研究中我们不难发现,FDI 对我国各行业的技术溢出效应是明显的。FDI 是我国技术进步的长期和短期原因,因为它包含了资本、技术、设备、管理、知识等/一揽子资本0(李杏等,2009)。同时,FDI 还表现出明显的就业效应,外资越多,就业效应越明显(郑月明、董登新,2008)。然而,近期的研究结果表明,无论是横向溢出效应(行业内)还是前后向关联的溢出效应(行业间),FDI 带来的正的外部性并不确定。
制造业是我国吸收FDI 最主要的产业。本文运用投入产出表中制造业27个行业1999~2007年间的面板数据进行实证研究。通过全要素生产率的分解,探讨FDI 的技术溢出,尤其是前后向关联产生的技术溢出效应。希望明确内企是否能通过与外企的配套实现自身技术水平的提升,从而明确引资的效果,以期为我国吸收FDI
提供一些有益的政策建议。
图1 我国1998~2008年FDI 的实际使用金额(单位:10亿美元)
资料来源:根据中华人民共和国国家统计局的数据整理而成。
一、理论框架与文献回顾
11理论研究框架
FDI 可能通过不同的方式提升行业内东道国企业的生产率。首先是示范效应(demon 2stration effects),内企复制或模仿外企的技术和组织方法,从而实现技术的提升。其次,训
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94#5数量经济技术经济研究62010年第2期
练有素的工人从外企向内企流动会提高内企中劳动力的产量。这些工人本身就可以看成是外企的技术载体。当然,跨国公司可以通过支付较高的工资来阻止这种劳动力的流动。另一方面,也可能出现相反的情况,因为内企中高效率的员工也有可能转移到外企。三是竞争效应(competition effects)。跨国公司进入后可以在一定程度上消除垄断,市场竞争程度的加强迫使内企改进现有生产方式或采用新型生产方式更有效率地利用资源,进而推动其技术效率的提升。当然,外企的竞争还有可能挤出内企的投资,因为无法与外企竞争的那些内企被迫退出。Aitken &H arrison (1999)把这种效应称为/市场攫取效应(market stealing effect)0。从消费者的角度看,由于可以获得质量更好的商品,竞争效应肯定是有益的。而从生产者的角度来看,竞争可以看成是创新的推动器。但是,只有当国内企业位于技术边界之下而又没有远离边界时,这种正的竞争效率的观点才能成立。
上述研究主要侧重于FDI 行业内溢出效应。但溢出效应并不只出现在同行业内部,它也会因为行业间的商业交往而产生,这种交往主要表现为外企和内企间的客户)供应商关系。不少观点认为,溢出效应更有可能出现在行业间而非行业内,因为跨国公司想方设法防止技术泄露给竞争对手,而没有动机阻止技术扩散到它的供应商和客户那里(Javorick,2004)。
溢出机制在上游和下游部门同时起作用,表现为前向和后向关联效应。跨国公司通常从国内供应商那里获得原材料和组件。本国和东道国之间高昂的运输费用以及东道国政府诸如本地成分要求(local content r equirements)之类的管制增加了MN Cs 对国内市场的原料需求。通常,MNCs 通过向当地供应商的员工提供技术性帮助和训练计划来协助其获得工艺和组织能力(Lall,1978)。由于MN Cs 的投入品由当地企业供应,他们对质量的要求十分严格。因此,国内供应商不得不提高产品质量和生产工艺。这样,外企的进入增加了对内企中间投入品的需求,从而通过后向关联机制,使国内企业的生产率得到提高。
另一方面,如果MN Cs 更愿意从他们的国际供应商那里得到原料(国际供应商跟随MNCs 来到东道国),内企将不得不升级产品以面对全球的供应竞争。那些不能达到MNCs 要求或不能面对进口竞争的企业将被迫退出市场。这样就会出现负的纵向溢出效应。不过,Markusen &Venables (1999)的研究表明,与跨国企业短兵相接的结果是,当地投入品供应商会变得强大,长期则会迫使MNCs 离开市场。
不过,关联溢出效应的出现要基于一系列的条件。首要的是外企和它的国内供应商之间垂直一体化的程度。盯住国内市场的MNCs 有从国内供应商那里购买原材料的动机。而一个出口导向的MNCs 的子公司为了达到出口市场的国际质量标准,也许更愿意从母公司的国际供应商那里进货。MN Cs 从国内供应商那里难以买到符合严格质量要求的中间品的情况是很常见的。
21文献回顾
以上的分析说明,横向和纵向溢出的净效应到底为正还是为负,是很难确定的。20世纪60年代初至2000年之前,研究主要集中在FDI 的横向溢出效应的检验上。早期的研究(Caves,1974;Globerman,1979;Blomstrom &Persson,1986)大多使用跨部门数据来寻找正效应的证据。然而,这些研究由于没有考虑行业和时间效应而受到批评。子公司带来的正溢出效应很可能归因于MNCs 倾向于在高生产率的行业中投资。面板数据的应用不仅使研究者能够纠正跨部门数据的缺陷,还可以让研究者考虑与国内企业技术吸收相关的时滞问题。在关于FDI 溢出效应的研究综述中,Gorg &Strobl (2001)总结道:/生产率溢出效
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95#FDI 技术溢出、技术进步与技术效率
应的研究结果看上去并没有受到使用部门级数据还是企业级数据的影响,但使用跨部门数据还是面板数据却是至关重要的。0
近年来,国外的相关研究都倾向于采用面板数据,从行业间寻找FDI 的正的溢出效应,因为他们相信处于下游和上游部门的内企可以从与外企的关联交易中获利。一些研究发现,与国外子公司之间的后向和前向关联存在着正效应(Schoors &van der T ol,2002;Javor 2ick,2004;Blalock,2002)。而另外一些对关联效应研究的结果并不一致。例如,Yudeva 等(2003)对俄罗斯制造企业的研究发现了负的前向和后向关联效应。类似的,Mer levede &Schoors (2005)对罗马尼亚企业的分析结果表明,部门间存在着正的前向溢出效应,但后向溢出效应只在出口导向的部门中出现。
迄今为止,我国学者的研究主要集中在FDI 横向溢出效应存在性的检验,并对影响这种效应的因素进行探讨。秦晓钟(1998)、何洁(2000)、李晓钟(2004)、严兵(2005)等人的研究都证明了FDI 横向溢出效应的存在。同时,何洁(2000)的研究表明,FDI 的技术溢出效应的发挥受到当地经济发展的/门槛效应0的制约,市场规模是影响FDI 溢出效应的一个重要因素。李晓钟(2004)认为MNCs 的FDI 溢出效应的强弱受东道国企业吸纳水平的影响,而吸纳水平提升的关键在于企业的动力和能力。黄凌云等(2007)发现,东道国技术水平的提高对FDI 的技术溢出有明显促进作用,表明吸收能力的重要性。但当东道国技术水平达到一定程度之后,FDI 的溢出效应则开始减弱。平新乔等(2007)认为,从最粗浅的总生产率相关系数来看,FDI 显著与中国制造业的总生产率正相关,但这种正相关系数高估了FDI 对我国的技术溢出程度。从FDI 与内企的总生产率之间的相关系数看,技术溢出大为减弱。
从现有的研究文献可以看出,关于FDI 的横向溢出效应的研究结论较为一致。但我国行业间(纵向)溢出效应的研究相对较少。王欣、陈丽珍(2008)研究表明,FDI 对江苏的制造业产生了非常显著的前向和后向关联溢出效应。Liu 和Lin (2006)采用中国制造业企业面板数据进行研究,发现后向关联相比前向关联和横向溢出效应,但后向溢出效应为负。杨亚平(2007)和姜瑾(2007)的研究结果正好相反,前者认为FDI 对内企有一种/挤压效应0,从而出现正的后向溢出效应,而后者却发现了负的后向溢出效应。田泽永等(2009)通过静态和动态面板数据模型的研究认为,FDI 并未对江苏制造业具有/挤出效应0,虽然前向溢出效应不显著,但后向溢出显著为正。严兵(2006)、朱桂龙(2007)等人的研究也表明存在着纵向溢出效应。
二、研究方法
11模型
假设我国制造业中各行业的生产符合柯布)道格拉斯生产函数:
Y it =A it L A it K B
it
(1)
其中,Y it 表示t 时期i 行业的产出;L it 表示用雇员数量来衡量的劳动力;K it 则表示资本存量,A it 为t 时期i 行业的技术水平。
假设外企通过水平和前后向关联溢出效应影响技术水平A it ,那么:
A it =
B it H or i C
1it Back C
2it For C
3
it (2)
#
96#5数量经济技术经济研究62010年第2期
其中,H ori it 表示t 时期i 行业中外企对同行业的横向溢出效应;Back it 表示外企在t 时期通过购买上游i 行业所提供的中间产品或服务而产生的后向关联溢出效应;For it 表示外企在t 时期通过提供给下游i 行业中间产品或服务而产生的前向关联溢出效应;B it 表示影响技术水平的其他因素。
定义全要素生产率T FP it =Y it
L A it K B it
,将(2)式代入(1)式,并两边同时取自然对数,得到基本计量模型:
ln TF P it =C 0+C 1ln H or i it +C 2ln Ba ck it +C 3ln For it +E it
(3)
其中,C 0=ln B it ;E it 表示随机干扰项。
通过对(3)式的计量回归,我们可以检验横向和前后向关联溢出效应对技术水平的影响。下文中我们还将对全要素生产率进行分解。
21溢出效应指标
以往的研究使用不同的测度来衡量横向溢出效应。多数的研究或者使用就业份额,或者使用外企的产出。根据Blalock (2002)和Kathuria (2002)的研究,我们用外企产出占行业总产出的份额来衡量横向溢出效应。
后向关联指标反映出外企通过购买内企的中间产品或服务而产生的溢出效应:
Ba ck it =
E
j(j X i)
A ij H or i jt
A ij 表示i 行业向j 行业提供的中间产品或服务占i 行业总产出的比重。
后向关联指标反映出外企通过为下游内企提供的中间产品或服务而产生的溢出效应:
For it =
E
k(k X i)
B ik H or i kt
表示i 行业消耗k 行业的中间产品或服务占i 行业总产出的比重。我们没有考虑部门内的产品销售,因为这种影响已经包含在横向溢出变量中了。
31全要素生产率的测算
全要素生产率有基于索洛剩余的计量模型回归和基于数据包络分析(DEA)的非参数
方法两种计算方法。索洛剩余法的条件较为苛刻,必须已知生产函数的具体形式,假定规模报酬不变等。而基于DEA 方法测算的Malmquist 指数,不需要对生产函数结构做先验性的假定,不需要对参数进行估计,不要求生产处于有效率的路径上,也无须知道要素投入对经济增长贡献的实际份额。同时,该方法还可以将全要素生产率分解成技术进步率、技术效率、规模效率等,可以让我们更好地了解生产率的构成。因此,在测算TFP 时,我们采用了Fare 等(1994)构建的基于DEA 的Malmquist 指数法。
以t 时期技术T t 为参照,基于产出角度的Malmquist 指数可以表示为:
M t o (x t +1,y t +1,x t ,y t )=D t o (x t +1,y t +1)/D t o (x t ,y t )
其中,D o 为距离函数,下标o 表示基于产出的距离函数。上式的Malmquist 指数测度了时间t 的技术条件下,从时间t 到(t +1)的技术效率的变化。
同理,以t +1时期技术T
t +1
为参照,基于产出角度的Malmquist 指数可以表示为:
M t +1
o
(x t +1,y t +1,x t ,y t )=D t +1
o (x t +1,y t +1)/D t +1
o
(x t ,y t )
#
97#FDI 技术溢出、技术进步与技术效率
为了避免时期选择的随意性所造成的差异,Caves 等仿照Fisher 理想指数的构造方法,取两者的几何均值作为衡量从t 期到t +1期生产率变化的Malmquist 指数:
M
t,t +1o
(x t +1,y t +1,x t ,y t )=
D t o (x t +1,y t +1)D t o (x t ,y t )@
D t +1
o (x t +1,y t +1)
D t +1o (x t ,y t )
12
其中,(xt +1,yt +1)和(xt,yt)分别表示t +1期和t 期的投入和产出向量;D t o 和D t +1o 分别表示以t 期技术T t 为参照,时期t 和t +1的距离函数。该指数大于1时,表明从时期t 和t +1全要素生产率是增长的。
根据上述处理所得到的Malmquist 指数具有良好的性质,它可以分解为规模报酬不变且要素自由处置条件下的效率变化指数(T E)和技术进步指数(TC)。T E 测度从时期t 和t +1每个观察对象到最佳实践边界的追赶程度,而TC 则测度技术边界从时期t 和t +1的移动。技术效率变化指数(T E)还可以进一步分解为纯技术效率指数(PE)和规模效率指数(SE),则Malmquist 指数转变为:
M
t,t +1v,c
=D t +1v (x t +1,y t +1)D t
v (x t ,y t )@D t v (x t ,y t )D t c (x t ,y t )/D t +1v (x t +1,y t +1)D t +1c (x t +1,y t +1) @D t c (x t +1,y t +1)D t +1c (x t +1,y t +1C)@
D t c (x t ,y t )D t +1c (x t ,y t )12
=P E @SE @TP =T E @T P
通过对Malmquist 指数的分解,我们可以计算出中国制造业各行业的技术效率和技术进步,并分别用这两个变量替代(3)式中的全要素生产率,有:
ln T E it =C
10+C 11ln H ori it +C 12ln Back it +C 13ln F or it +E 1it (4)ln T C it =C 20+C 21ln H ori it +C 22ln Back it +C 23ln For it +E 2it
(5)
通过(4)和(5)式,我们可以了解FDI 的水平溢出和前后向关联效应对我国制造业各行业的技术效率和技术水平的影响。
41数据来源及说明
分析中国经济问题时,数据的获取与处理成为相当关键的问题。本文采用1999~2007年中国制造业27个二类代码行业的面板数据,共计243个观测值。在中国制造业的30个行业中,出于统计口径和研究目的的考虑,样本中不包括烟草制造业,工艺品及其他制造业和废弃资源和废旧材料回收加工业这三个部门。主要数据均来自2000~2008年的5中国统计年鉴6和5中国工业统计年鉴6以及中国2002年投入产出表等资料,以各行业工业增加值为产出,固定资产净值年平均余额为资本,企业年均职工数作为劳动投入。在FDI 前后向关联效应计算中需要用到直接消耗系数等数据,相关数据由作者根据5中国统计年鉴6的口径,对中国2002年124@124部门基本流量表进行归类和合并所得到的投入产出表计算而得。为了消除价格变动的影响,以1999年为基年,我们运用中国统计年鉴公布的各种价格指数进行平减。
三、实证检验
11TFP 的计算
我们根据基于DEA 的Malmquist 指数法,使用Dea P211软件计算了中国制造业27个
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98#5数量经济技术经济研究62010年第2期
行业1999~2007年的生产率增长指数M 、技术效率增长指数TE 和技术进步增长指数T P 。表1是各行业各指数的均值。
从表中可以看出,1999~2007年间,中国制造业全要素生产率平均增长率为812%,技术效率和技术进步平均增长率分别为012%和810%。这表明中国制造业的全要素生产率增长明显,而这种增长主要来源于技术进步,而技术效率基本持平。技术效率的持平主要源自纯技术效率的增加,因为规模效率出现了下降的趋势。
表1
中国制造业各行业的全要素生产率增长指数均值(1999~2007年)产业部门
M T E TC PE SE 农副食品加工业1107711000110771100011000食品制造业1107911003110761101101992饮料制造业1107201987110851101601971纺织业
1108311017110650199111026纺织服装、鞋、帽制造业
1103401983110520198011004皮革、毛皮、羽毛(绒)及其制品业1105201997110551100001997木材加工及木、竹、藤、棕、草制品业1109811027110691103101996家具制造业1105701991110671100001991造纸及纸制品业
1107001987110840199901988印刷业和记录媒介的复制1106201996110661107701925文教体育用品制造业
1104301983110611100201981石油加工、炼焦及核燃料加工业1116911009111581100711003化学原料及化学制品制造业1109711011110851102401988医药制造业1105901975110860199101983化学纤维制造业1110701999111081103901962橡胶制品业1108211006110761103801969塑料制品业1105701979110790198201998非金属矿物制品业
1109111017110731101511001黑色金属冶炼及压延加工业1112411031110901109701940有色金属冶炼及压延加工业1112111031110871102911003金属制品业1106901996110740199701998通用设备制造业1110911034110721103011005专用设备制造业1108011009110701100811001交通运输设备制造业1108101996110851101201984电气机械及器材制造业
1107701993110851100601987通信设备、计算机及其他电子设备制造业1107501975111021100001975仪器仪表及文化、办公用机械制造业
1108411013110701102701986平均值
11082
11002
11080
11015
01987
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99#FDI 技术溢出、技术进步与技术效率
21FDI 对制造业的溢出效应分析
(1)单位根检验。为了防止出现伪回归,必须检验时间序列的平稳性。近年来许多文献认为,由于面板数据相对于截面和时间序列数据有着更多的优势,因而基于面板数据的单位根检验结果更为可靠。常见的4种检验方法中,LLC 的假设条件与实际情况相去甚远;IPS 假设条件虽然较符合现实,但其对非平衡面板的检验功效不如平衡面板;Fisher -ADF 和Fisher-PP 检验结果比较稳定,不依滞后阶数而变。为了使本文检验结果更为可信,我们利用Eviews610软件对各个变量同时进行着4种检验,结果如表2。
表2面板数据的单位根检验结果
变量
方法水平一阶变量
方法水平一阶LOG
(TF P)
LLC
211000(019821)-1017586*(010000)IP S 616571
(110000)-318897*(010001)ADF
716300(110000)1111319*
(010000)P P 1318783(110000)1351331*(010000)LOG (HORI)LLC
-412473*(010000)1412823*(010000)IP S 010301(015120)-510418*(010000)ADF
5615603(013796)1281664*
(010000)PP 5416644(014491)1461192*(010000)LOG (T E)
LLC
015302(017020)-1314172*(010000)IP S 212369(019874)-416563*(010000)ADF 4214385(018725)1221994*(010000)P P
4018052(019075)1621234*(010000)LOG (F OR)LLC
-712052*(010000)-1117502*(010000)IP S
010309(015123)-511542*(010000)ADF 5012574(016195)1321217*(010000)PP
5014102(013849)2071203*(010000)LOG (T C)
LLC 819993*(010000)-1410601*(010000)IP S
011804(015716)611881*(010000)ADF 4118037(018869)1491666*(010000)P P
6712783(011059)
1631094*(010000)
LOG (BACK)
LLC -518292*(010000)-916745*(010000)IP S
012402(015949)-214432*(010073)ADF 4316437(018421)8215442*(010075)PP
3816985(019423)
7513102*(010292)
注:括号内为检验统计值所对应的显著性p 值,*表示通过了1%水平上的显著性检验,可以拒绝原假设。原始数据和一阶差分数据单位根检验方程中只包括截距项。
(2)协整检验。显然,6个变量都是一阶单整,可以进行协整检验。我们需要对3个协整系统进行检验:LOG (TFP)对LOG (H ORI)、LOG (FOR)和LOG (BACK)(下称/系统10);LOG (T E)对LOG (H ORI)、LOG (FOR)和LOG (BACK)
(下称/系统
20);LOG (T C)对LOG (H ORI)、LOG (FOR)和LOG (BACK)(下称/系统30)。协
#
100#5数量经济技术经济研究62010年第2期
整检验的结果如表3所示,三个系统中均存在协整关系。
表3面板数据的协整检验结果
P edroni检验原假设:无协整
4个组间统计量3个组内统计量
系统1系统2系统3系统1系统2系统3
Panel v 412598*
(010000)
-112053
(011930)
019845
(012457)
Gr oup r ho
619593*
(010000)
617756*
(010000)
419000*
(010000)
Panel r ho 414634*
(010000)
512681*
(010000)
218344*
(010072)
Gr ou PP
-1218908*
(010000)
-1210645*
(010000)
-2217160*
(010000)
Panel PP -714269*
(010000)
-411399*
(010000)
-1612049*
(010000)
Gr oup ADF
-414954*
(010000)
-511714*
(010000)
-1518429*
(010000)
Panel ADF -514109*
(010000)
-217396*
(010094)
-1316163*
(010000)
Kao检验原假设:无协整
系统1系统2系统3
ADF-418434*(010000)-711905*(010000)-319071*(010000)
注:括号内为检验统计值所对应的显著性P值,*代表通过1%水平上的显著性检验,可以拒绝原假设;协整检验方程包括截距项和趋势项;AIC准则决定的最大滞后阶数为1。
(3)回归分析。采用面板数据模型进行研究,需要确认是固定效应模型还是随机效应模型。从实证角度来说,我们用H ausman(1978)检验方法来判断这种影响是固定效应还是随机效应。根据计量方程(3)、(4)和(5)式,得到检验结果,见表4。
首先,M(1)和M(1)c的检验结果由计量方程(3)式得到,反映了外资企业的横向和前后向关联效应对我国制造业全要素生产率的总体技术溢出效应。H ausman检验结果非常显著,故采用固定效应模型。为了考虑截面的异方差性,我们除了采用OLS方法进行估计(由M(1)给出),同时使用了GLS方法(cross-section weights)(由M(1)c给出)。从R2和F值可以看出,后者的拟合优度较前者更高。
从检验结果来看,无论是FDI的横向效应还是前后相关联效应,都对我国制造业的全要素生产率产生了正的溢出效应,而且这些效应均在统计上是显著的。这意味着,外资企业不仅通过同行业内的示范效应、人力资本效应以及竞争效应促进了制造业的生产率的提升,而且它们还通过购买上游其他行业中各企业生产的中间产品和服务,以及将自己生产的中间产品和服务提供给下游其他行业的各企业,能进一步刺激整个产业的生产率提高。同时,较之同行业内的横向效应,行业间的前后向关联效应对生产率的促进作用更为明显。其中,前向溢出效应最大。
表4FD I对中国制造业的技术溢出效应的检验结果
LOG(T FP)LOG(TE)LOG(TC)
M(1)M(1)c M(2)M(2)c M(3)M(3)c
Constant 512070***
(010000)
511461***
(010000)
110538***
(010000)
018757***
(010000)
515499***
(010000)
513797***
(010000)
#
101
#
FDI技术溢出、技术进步与技术效率
(续)
LOG (T FP)
LOG (TE)LOG (TC)LOG (H ori)012810***(010000)013292***(010000)012108***(010000)012151***(010000)010985**(010566)010478
(012507)LOG (Back)
111097***
(010000)019897***
(010000)-010683(016225)-011401
(012050)116344***
(010000)116478***(010000)LOG (For)
111968***(010000)112627***(010000)014904***(010001)014708***(010000)019063***(010000)018347***(010000)R 2018712019073016525016562018841019437 R 2018537018947016052016094018683019360F 4916896711928513178971410187561017212311247P rob (F )010000010000010000010000010000010000估计方法OLS
GLS
OLS
GLS
OLS
GLS
H ausman 849129961501111195P rob (H )010000010000010000F E or R E
FE
FE
FE
注:括号内为检验统计值所对应的显著性P 值,***
、**
分别代表通过1%、5%水平上的显著性检验。
F E 和RE 分别表示固定效应和随机效应。
其次,M (2)和M (2)c 的检验结果由(4)式得到,而M (3)和M (3)c 的检验结果
由(5)式得到。它们分别说明了横向效应和前后向关联对技术效率和技术进步的影响。检验结果告诉我们,行业间的前向关联效应在统计上非常显著,它同时对技术进步和技术效率产生了正效应。这表明下游企业从上游不同行业的外企中购买中间产品和服务的同时,也带动了整个产业的技术进步和技术效率的提高。
检验结果还表明,行业间产品和服务的流动非常显著的提升了我国制造业的技术效率。而这种横向溢出效应在运用OLS 方法的时候通过了5%的显著性检验,但没有通过GLS 检验,虽然结果均为正。鉴于GLS 方法具有更好的拟合优度,所以我们认为FDI 在行业间对技术进步的影响并不显著。
最后,从表4可以看出,上游企业向下游其他行业中的外企提供中间产品和服务时,后向关联效应对技术进步的积极影响是非常显著的。这说明与全球供应商之间的竞争以及外企对产品质量的要求等因素迫使我国上游企业必须不断提高自身技术水平。与此相反,这种后向关联对技术效率的溢出效应为负,且不显著。
四、结 论
从上述研究结果可以看出,无论是同行业间的企业与外资企业的横向关联,还是上游企业向下游外企提供中间产品和服务,抑或下游企业从上游其他行业的外企购买中间产品和服务,都显著促进了我国制造业的全要素生产率的提高。和多数经验研究结果一致的是,FDI 的这种技术溢出效应主要以行业间的前后向关联效应为主。而且,前向关联是非常重要的溢出渠道,即通过从外企购买生产所需的中间产品和服务很好的提升了我国制造业的生产率。
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102#5数量经济技术经济研究62010年第2期
通过运用基于DEA 的Malmquist 指数法,我们将全要素生产率分解成技术效率和技术进步两个部分。研究发现,前向关联效应对这两个部分均有明显的溢出作用。相对于技术效率而言,这种效率对技术进步的促进作用更加显著。而后向关联对技术进步的溢出效应虽然也为正,而且较之前向关联,效果更加明显,但似乎有降低技术效率的趋势,虽然这种趋势在统计上并不显著。这说明在为下游行业的外企提供产品和服务时,企业对新技术的使用可能效率不高。同时,与同行业间的外企的商业交往对技术效率的溢出效应为正,但对技术进步没有显著的提升作用。这可能是因为同行业间更为激烈的竞争抑制了技术的溢出效应。
基于以上实证研究的结果,本文有一些相关的政策建议。首先,中国制造业在吸收外资的过程中,横向效应和前后向关联效应都表现出显著的溢出效应,确实提升了整体的技术水平。因此,今后我国仍应积极引进FDI,并加大引资力度。其次,FDI 的前向关联溢出效应最为显著,所以在引进外资后,政府应鼓励各行业内企业与外资企业的商业活动,通过从外企购买相关产品和服务,更好的促进本国的技术进步。再次较之技术进步,FDI 的前后向关联对技术效率的溢出效应显得不足,尤其是后向关联没有明显的溢出效应。因此,在积极引进外资并享受技术溢出的同时,企业应该加大学习吸收的力度,提高新技术的使用效率。最后,FDI 缺乏对同行业各企业的技术进步溢出效应。国内企业在市场竞争中应更加注重自身技术的创新和产品升级,加大R&D 的投入,而不要过于倚重对外企技术的模仿。
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(责任编辑:王 静;校对:曹 宇)
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(责任编辑:陈卫宾;校对:曹 宇)
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117#效率视角下技术结构调整与经济发展方式转变