外商直接投资对皖江城市带溢出效应的实证分析——基于皖江城市带面板数据研究

乔慧超

（安徽财经大学，安徽 蚌埠 233000）

一、引言与文献综述

2010年1月12日，国务院正式批复《皖江城市带承接产业转移示范区规划》。安徽皖江城市带包括合肥、芜湖、马鞍山、铜陵、安庆、池州、滁州、宣城八个地级市，以及巢湖市（县级）、六安市的金安区和舒城县承接产业转移示范区建设纳入国家发展战略。这是迄今全国唯一以产业转移为主题的区域发展规划，是促进区域协调发展的重大举措。安徽积极参与泛长三角的区域分工与合作，作为承接产业转移的最前沿，势必为安徽经济加速崛起点燃了助推器[1]。

经过一年多的实施，皖江城市带经济发展的活力显现，引进外资的数量也明显提升。2010年1—11月，示范区实际利用外资40.1亿美元，增长23.3%，占全省的76.3%[2]。在承接产业转移的带动和示范区品牌效应的助推下，必将有大量外资进入皖江城市带。因此，本文研究外资的进入是否对皖江城市带带来经济和技术溢出效应，受到哪些因素的影响，如何利用外资才能更好地推动皖江城市带的经济发展与技术进步具有一定的现实意义。

国外学者对于FDI溢出效应的实证研究起初是基于生产函数的框架内加入反映FDI参加程度的指标，以企业的产出水平、全要素生产率或劳动生产率为被解释变量，以劳动力数量、资本存量、FDI等为解释变量，考察被解释变量与FDI的参与程度是否呈显著的相关关系，便认为FDI的技术溢出是否存在。在这一基本衡量方法下，不同的学者得出了不同的结论。Caves(1974)对澳大利亚制造业研究[3]、Globerman(1979)对加拿大制造业的研究[4]、Blomström&Perron(1983)[5]、Blomström&Wolff（1994）[6]对墨西哥制造业的研究，均支持正向溢出效应明显存在的结论。然而，Haddad and Harrison(1993)对摩洛哥的研究[7]、Aitken and Harrison(1999)对委内瑞拉的研究[8]、Kokko(1996)对乌拉圭的研究[9]，结果得出没有发现溢出效应明显存在，甚至是负向溢出效应的结论。

FDI技术溢出效应实证结果的不一致使学者们进一步认为东道国不同的吸收能力是影响FDI技术溢出的决定因素。其基本方法是构造反映东道国行业特征的变量与FDI参与程度连乘的解释变量，考察该连乘解释变量是否与被解释变量有显著的相关关系，更好的解释了该东道国行业特征是否是影响FDI技术溢出的因素。在该研究方法下，不同的学者选取了不同的行业特征变量。具有代表性的有：Kinoshita(2001)通过构造捷克企业的R&D密集度与FDI的交叉项考察R&D密集度对FDI溢出效应的影响，结果发现FDI对R&D密集度较高的企业有正向溢出效应[10]。Borenztein,et.al.（1998）构造东道国的人力资本与FDI的交叉项考察东道国人力资本的吸收能力对FDI的溢出效应的影响[11]。Kokko(1994)采用连乘变量来检验技术差距对FDI溢出效应的影响时发现，当外资与内资之间存在较大的技术差距时会阻碍溢出效应的产生[12]。

在借鉴国外学者研究方法的基础上，我国学者对FDI在我国的技术溢出效应及其影响因素也做了成果丰富的研究。潘文卿（2003）对1995-2000年外商投资对中国工业部门外溢效应进行了初步分析，指出外商直接投资的外溢效应为正[13]。赖明勇,包群（2003）利用我国1979~2000年的样本数据，实证结果表明FDI对国内技术进步具有较大的技术外溢效应[14]。谢建国（2006）通过对中国29个省区1994—2003年的面板数据实证分析表明外商直接投资对中国省区技术效率的提高有显著的溢出效应[15]。夏业良、程磊（2010）采用2002—2006年中国工业企业数据，利用随机前沿分析方法进行实证分析，结果显示引入外国资本存在直接溢出效应，使企业的技术效率大致提高6.28%[16]。然而，也有学者得出不同的结论。平新乔等（2007）利用中国第一次全国经济普查数据得出FDI对中国制造业的技术溢出效应并不显著的结论[17]。陈继勇，盛杨怿（2008）利用中国29个省区1992—2006年的面板数据实证研究表明外商在华直接投资的知识溢出效应特别是通过FDI企业在当地从事生产活动带来的知识溢出效应并不明显[18]。王滨（2010）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，发现横向溢出效应对技术进步的影响不显著[19]。此外，在对我国对FDI技术溢出吸收能力的研究方面，陈涛涛、范明曦、马文祥（2003）[20]，赖明勇、包群、彭水军、张新(2005)[21]，蒋殿春、张宇（2006）[22]，张宇（2008）[23]，亓朋、许和连、李海峥（2009）[24]，李梅、谭力文（2009）[25]，傅元海、唐未兵、王展祥（2010）[26]等学者通过实证研究发现技术差距、人力资本状况、经济发展水平、经济结构、对外开放度、市场集中度是影响FDI技术外溢效应的若干因素。

本文基于国内外学者的研究成果，主要考察外商直接投资对皖江城市带经济发展的两种影响效应：一是外商直接投资的产出效应，即皖江城市带外资的引入有没有带来产出的增长。

二是外商直接投资对皖江城市带的技术溢出效应。为了更深层次地探讨影响外商直接投资对皖江城市带的技术溢出效应的因素，本文将皖江城市带本土的人力资本和研发资本与外商直接投资相结合考察其与技术溢出效应之间的关系。

二、模型、变量与数据

本文借鉴FDI溢出效应实证研究的一般方法和Kinoshita（2001）[10]、Borensztein,et.al.（1998）[11]的研究思路构建如面板数据模型：

考虑到数据的可获得性，本文实证分析的样本范围涵盖2006—2009年皖江城市带的9个城市[地级巢湖市于2011年8月被撤销，分别划归合肥、芜湖、马鞍山三市管辖。新设的县级巢湖市由安徽省直辖，合肥市代管。]（不包括六安市的金安区和舒城县）的相应指标数据。在以上2个估计模型中，Y表示总产出，用各市的实际GDP（亿元）表示（用当年CPI指数对名义GDP平减，CPI指数以1997=100）；FDI表示外商直接投资额，用实际使用外资额（换算为人民币计，亿元）表示；H表示人力资本，用各市本土的R&D人员数（百人）表示，即采用R&D人员数减去外资企业的R&D人员数，由于没有公布皖江城市带各市外资企业的R&D人员数，本文以各市固定资产投资中外商投资占固定资产投资的份额为权重计算出外资企业的R&D人员数，并且2007年安徽科技统计公报中没有统计各市R&D人员数，基于本文时间序列很短且数据波动不大，本文用2007—2009年各市R&D人员数占全省比重的平均值作为2006年各市R&D人员数占全省R&D人员数的比重，再与2006年全省R&D人员数相乘计算出2006年各市R&D人员数；R表示研发资本，用各市本土的R&D经费（亿元）表示，即采用R&D经费减去外资企业的R&D经费，由于没有公布各市外资企业的R&D经费，仍然以固定资产投资中外商投资占固定资产投资的份额为权重计算得出。这里采用本土的R&D人员数和本土R&D经费是为了考察自主的研发活动及其与外资的结合对皖江城市带的技术进步是否有积极影响。TFP表示全要素生产率，在这里作为衡量技术进步的变量。其定义如下：

Yit表示总产出，用各市2006—2009年的实际GDP表示。

Lit表示劳动力投入，用各市2006—2009年的从业人员数表示。

Kit表示各市的物质资本存量，本文采用Goldsmith于1951提出的永续盘存法来估算各市2006—2009年的物质资本存量。其基本公式可表示如下：

其中Kit和Kit-1为本期和上期的物质资本存量。Iit为本期的资本形成数量，本文用当期各市的固定资产投资表示。δ为折旧率，本文选用9.6%（张军等，2004）[27]。本文以1997年为基期，采用基期的固定资产投资额除以10%作为该时期的资本存量（张军等，2004）[27]。本文依照（4）式，逐年累加计算，最终得出各市2006—2009年的物质资本存量。

α和β分别表示资本存量和劳动力投入对于总产出的弹性系数，并且α与β之和等于1。本文采用α=0.6921，β=0.3079（郭庆旺、贾俊雪，2005）[28]。

最终根据(3)式估算出各市2006—2009年的全要素生产率。本文所有原始数据来源于相应年份的《安徽科技统计公报》、《安徽统计年鉴》、《中国统计年鉴》、中国经济社会发展统计数据库。

三、计量结果分析

（一）计量方法的选取及模型的回归结果

本文用stata10.0软件进行回归分析。先对（1）式进行回归。在决定采用固定效应模型还是随机效应模型时，应对模型进行Hausman检验。Hausman检验得到结果为P=0.7634，在0.05的显著性水平下，因此选用随机效应模型。回归结果如表1所示。

再对（2）式进行回归。经Hausman检验得到结果为P=0.0000，在0.05的显著性水平下高度显著，因此选用固定效应模型。在确定为固定效应模型后，应对数据进行序列相关、组间异方差性的检验。使用xttest3命令检验组间异方差性，在原假设为同方差的情况下，P=0.0000，说明存在较高的异方差。然后使用xtserial命令检验序列相关性，在原假设为不存在序列相关的情况下，P=0.0011，说明存在序列相关。综上，该面板数据存在组间异方差性和序列相关性，应采用修正异方差的广义最小二乘法（FGLS）回归。回归结果如表2所示。

（二）回归结果分析

1.皖江城市带外商直接投资产出效应

从表1可以看出Wald统计量在该模型中是显著的，说明模型拟合性良好。所有解释变量均显著，说明其对皖江城市带的产出效应有重要影响。其中FDI对皖江城市带产出的影响方向为正，FDI每增加1%，实际GDP增加0.075%。说明皖江城市带引进外资对其经济有溢出作用。本土的研发经费对产出的影响方向为正，本土研发经费每增长1%，实际GDP增长0.128%。本土的R&D人员对产出的影响方向同样为正，本土R&D人员每增加1%，实际GDP增加0.214%。这说明自主研发投入对产出的增长确实有促进作用并且成效显著。从弹性系数可以看出相对于自主研发投入而言，FDI对经济溢出的作用较小，说明了自主研发才是促进经济增长的主要源泉。

2.皖江城市带外商直接投资技术溢出效应

从表2中可以看出Wald统计量在该模型中是显著的，说明模型拟合性良好。下面依次分析各解释变量对技术溢出效应的影响。

（1）FDI对TFP的影响方向虽然为正，但是不显著。这说明外商直接投资对于皖江城市带的技术溢出效应无显著影响。其原因可能有三个方面：第一个显而易见的原因是外资为了维护其对外直接投资的垄断竞争优势，不可能轻易把其先进的核心技术转让给本土企业。外资对其先进技术的保密性是影响其技术外溢效应的重要原因。二是皖江城市带FDI进入的历史较短，发展不足。与东部经济发达省份相比，安徽引进外资起步较晚，规模较小，这使得外资的高新技术产业长期驻足于东部地区。资金较少、科技含量不高的外资进入再加上有效利用外资的经验不足，很难实现预期的外商直接投资给皖江城市带带来明显的技术溢出效应。三是“门槛效应”的存在。Balasubramanyam(1998)[29]认为，东道国只有达到了人力资本、劳动技术水平、基础设施水平、经济发展水平的门槛，即发展门槛，FDI才有可能成为有利的发展工具。一个地区只有经济达到一定的发展水平，才能对外资先进技术进行有效的学习和模仿，以促进其技术进步。安徽皖江城市带经济发展水平与东部地区相比较为落后，人力资本较为缺乏，基础设施状况有待完善，因此限制了其对外资先进技术的吸收。

（2）人力资本对皖江城市带的技术进步影响方向为负，且非常显著。说明人力资本已经成为皖江城市带技术进步的门槛。据2007年安徽科技统计公报显示，安徽省虽拥有100多万各类专业技术人员，其中从事科技活动的人数不足10万，这其中真正具有一定创新能力，从事R&D活动的人员不足3万人年。这说明皖江城市带人力资本的匮乏。从人力资本对技术进步的影响方向为负，也可以看出皖江城市带科技人员与东部经济发达省份相比科研产出率较低，把知识转化成科技成果的能力较弱。

表1 皖江城市带外商直接投资产出效应回归结果

表2 皖江城市带外商直接投资技术溢出效应回归结果

（3）研发资本对皖江城市带技术进步影响方向为正，且非常显著。说明本土自主研发是皖江城市带技术进步的主要因素。自主研发投入是进行自主创新的基础，研发支出的增加为自主创新能力的提高提供了有利的条件，对其技术进步有直接的促进作用。据2007年安徽科技统计公报显示，自2006年以来，无论是全社会，还是地方各级财政对科技的投入均有了较大幅度的增长。全社会R&D经费占地区生产总值的比重及地方财政科技拨款占地方财政支出的比例也有了较大幅度的上升。本土研发投入的迅速增长对皖江城市带的技术进步起到了积极的促进作用。

（4）由FDI与人力资本的交互项可知，通过本土人力资本的吸收，FDI对皖江城市带的技术溢出效应方向为正，且非常显著。由前文分析可知，FDI对皖江城市带的技术溢出效应并不显著，但是与本土的人力资本相结合却产生了显著的正向溢出效应。这说明对外资先进技术的吸收能力的重要性。虽然皖江城市带的人力资本科研水平较弱，但通过与外资的交流合作，在外资企业中的培训学习，在“干中学”中或多或少掌握了一些外资的先进技术，提升了自身的科技水平，促进了外资技术溢出效应的产生。

（5）由研发资本与FDI的交互项可知，FDI并没有通过本土的研发资本投入实现技术的外溢效应。这说明皖江城市带本土研发部门与外资之间并没有展开富有成效的合作。这主要从三个方面来解释：一是皖江城市带本土研发部门与外资的技术差距较大。跨国公司与当地企业技术差距过大时，后者难以消化吸收，反而会阻碍技术溢出效应的产生（Kokko，1994）[12]。二是皖江城市带本土研发部门与外资过大的技术差距使得其对外资产生了技术依赖，不利于自主创新能力的培育。这很容易产生“技术锁定”现象，如果被跨国公司低端锁定，无疑制约了皖江城市带的技术进步。三是FDI的“市场窃取”效应，即FDI的进入加剧了本地市场的竞争，使本地企业市场份额缩减，甚至被迫退出市场（Aitken and Harrison，1999）[8]。皖江城市带外资的进入带来的竞争效应会对技术落后的本土研发部门带来一定的负面影响。这种竞争的加剧无论是缩减本地企业的市场份额，还是降低内资企业创新的激励，从而挤出本地的研发投入，都不利于皖江城市带的技术进步。

四、结论与政策建议

本文利用2006—2009年皖江城市带9个城市的面板数据和FGLS方法，对皖江城市带外商直接投资的产出效应和技术溢出效应进行了分析。结论是皖江城市带FDI确实带来了产出的增长，但是对技术溢出的效应不显著。本土的自主研发投入无论是对产出效应还是对技术溢出效应都产生了积极的影响，是创新能力形成的主要因素。尽管人力资本制约了皖江城市带的技术进步，但是FDI与人力资本相结合，增强了其吸收能力，促进了皖江城市带的技术进步。皖江城市带FDI并没有通过本土的研发资本投入实现技术外溢效应。据此，本文提出以下几点政策建议：

第一，本文研究得出皖江城市带FDI的技术溢出效应不显著的一个原因是受到“门槛效应”的制约。因此，在皖江城市带承接产业转移示范区为国家级示范区的有利契机下，皖江城市带要加大经济发展的步伐，增加经济的总量水平及人均水平，进一步提高经济开放度，完善基础设施建设，实现资源优化配置，调整产业结构，实现产业结构的优化升级。这对于充分发挥FDI的技术外溢效应是十分重要的。

第二，重视人才的吸纳与培养。加大教育投入，提高本土人力资源的科研水平和创新能力。提高人力资本的回报率，有利于吸引高科技人才和防止本土人才的流失。这样才能打破皖江城市带人力资本的瓶颈，增强对外资技术的吸收能力。

第三，进一步加大对本土研发的投入，加强对本土研发的扶持力度，以提升其自主创新能力。本文研究得出自主创新是技术进步的源泉，在皖江城市带推进承接产业创新提升的目标下，政府更应该积极培育发展创新型企业，促进产业技术创新；构建创新平台，促进创新要素对接，建立创新服务体系；优化创新环境，完善自主创新体制机制。

第四，不要盲目引进外资，选择适宜的外资技术引进。从本文的研究可以看出与本土企业技术差距过大的外资进入，不仅不利于技术外溢效应的产生，反而会因“技术锁定”和“市场窃取”等效应对本土的研发部门产生负面影响。因此，皖江城市带引进外资应选择适宜的技术水平差距，引进最能够发挥本地生产潜力与创新能力，又与本地现有生产水平、技术吸收能力相匹配的外资技术。

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