許標(biāo)文,董 微

(1.福建省臺灣農(nóng)業(yè)研究中心,福建 福州 350003;2.福建農(nóng)林大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,福建 福州 350002)

21世紀(jì)以來,隨著中國市場需求的擴(kuò)大及軟硬投資環(huán)境日益改善,大批外商紛紛來華直接投資,對中國的工業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生巨大的影響,外商直接投資 (FDI)已經(jīng)成為中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個重要經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)。地方政府紛紛招商引資,讓外資享受比內(nèi)資企業(yè)更優(yōu)惠的政策,為什么要選擇外商直接投資的方式?因?yàn)镕DI與內(nèi)資有不同的特殊性質(zhì):“FDI是資本、專利及相關(guān)技術(shù)的結(jié)合體,因而其對增長的作用是多方面的,對技術(shù)先進(jìn)國和發(fā)展中國家的影響大不相同[1]。”FDI是 “資本、管理技術(shù)和生產(chǎn)技術(shù)”的廣義資本[2]。從這些學(xué)者的研究表明,國內(nèi)企業(yè)在利用外資的效率比外資企業(yè)在當(dāng)?shù)乩猛赓Y的效率低。農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)已經(jīng)成為國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展中總量最大、發(fā)展最快、對 “三農(nóng)”帶動最大的支柱產(chǎn)業(yè)之一,也是吸引外商直接投資最多的產(chǎn)業(yè)之一。近幾年發(fā)布的中央一號文件都明確指出,要通過貼息補(bǔ)助、投資參股和稅收優(yōu)惠等政策,支持農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)發(fā)展。那么,外商直接投資的大量引入,會對中國農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)產(chǎn)生怎樣的影響呢?本文在國內(nèi)外學(xué)者對有關(guān)外商直接投資技術(shù)外溢效應(yīng)的研究情況下,闡述FDI技術(shù)外溢對農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)的影響,構(gòu)建FDI對經(jīng)濟(jì)增長影響的計量模型用于實(shí)證檢驗(yàn),并加以分析,最后給出結(jié)論,并提出相關(guān)政策建議。

1 相關(guān)文獻(xiàn)回顧和模型的建立

目前,有關(guān)外商直接投資對東道國經(jīng)濟(jì)增長、國內(nèi)投資和就業(yè)影響的研究,主要集中于FDI外溢效應(yīng)、是否促進(jìn)了東道國的經(jīng)濟(jì)增長。所謂外溢效應(yīng),是指由于外商在當(dāng)?shù)卦O(shè)立企業(yè)后,內(nèi)外資企業(yè)間通過人員流動、R&D投入等因素,當(dāng)?shù)仄髽I(yè)通過模仿、學(xué)習(xí)等手段導(dǎo)致外資企業(yè)技術(shù)的非自愿擴(kuò)散,促進(jìn)了當(dāng)?shù)仄髽I(yè)生產(chǎn)率的增長,同時增加就業(yè),提高勞動力技能水平,優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),促進(jìn)城市化水平等等,進(jìn)而對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的長期增長做出貢獻(xiàn)。

在影響技術(shù)溢出因素之中,不同的學(xué)者對技術(shù)差異與溢出效果的關(guān)系有不同的見解。Britan J&Harrison[3]、Globerman&Kokko[4]等研究指出,本國企業(yè)技術(shù)能力與外資企業(yè)的技術(shù)差距較小時,溢出效率高。而Fredrik[5]等研究則指出技術(shù)差距越大,當(dāng)?shù)仄髽I(yè)從FDI溢出中獲益越多。Blomstorm[1]認(rèn)為當(dāng)?shù)氐膭趧蛹夹g(shù)水平和基礎(chǔ)設(shè)施水平要達(dá)到從外資企業(yè)學(xué)習(xí)的最低要求,才能享受FDI帶來的對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的增長。在研究方法上,Freder[6]在研究中開創(chuàng)性地區(qū)分內(nèi)資和外資對經(jīng)濟(jì)增長的作用,通過兩部門經(jīng)濟(jì)強(qiáng)調(diào)了FDI與內(nèi)資的差異性。在模型的構(gòu)建上有兩種形式:一種以 FDI為解釋變量之一直接測度全要素生產(chǎn)率的技術(shù)外溢系數(shù);另一種以總資本K和FDI(G)為解釋變量測度DP增長率。

但是,由于外資企業(yè)本身具有較強(qiáng)的增長能力,而技術(shù)保護(hù)、知識產(chǎn)權(quán)等原因使得國內(nèi)企業(yè)無法從外資企業(yè)得到正的技術(shù)外溢。因此,FDI可能只對外資企業(yè)有益。國內(nèi)學(xué)者姚洋等也認(rèn)識到了這一點(diǎn),在其研究中區(qū)分了FDI的外溢效應(yīng)與生產(chǎn)率差異效,本文也將做這種區(qū)分,以便更準(zhǔn)確分析FDI對農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)的溢出效應(yīng)。根據(jù)擴(kuò)展的CD生產(chǎn)函數(shù)基本模型,設(shè)定如下模型:

LnYdit=λ1 LnLdit+λ2LnKdit+λ3 LnK fit+ε

其中,i=1,…,12代表農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)的12個行業(yè),t=1998,…,2009代表年份,Y d代表內(nèi)資農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)總產(chǎn)出,Ld代表內(nèi)資農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)勞動投入,Kd為內(nèi)資農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)資本投入,K f為外資農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)資本投入,ε是殘差項(xiàng),假定它滿足正態(tài)隨機(jī)分布。

2 數(shù)據(jù)的描述與方法

2.1 數(shù)據(jù)來源與描述

本文選取中國農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)為研究對象,主要數(shù)據(jù)均來自 《中國統(tǒng)計年鑒》[7]。根據(jù)我國 《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》(GB/T4754),農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)包括12行業(yè):食品加工業(yè) (C13)、食品制造業(yè)(C14)、飲料制造業(yè) (C15)、煙草制品業(yè) (C16)、紡織業(yè) (C17)、服裝及纖維制品制造業(yè) (C18)、皮革毛皮羽毛 (絨)及其制品業(yè) (C19)、木材加工及木竹藤棕草制品業(yè) (C20)、家具制造業(yè)(C21)、造紙及紙制品業(yè) (C22)、印刷業(yè)和記錄媒介的復(fù)制 (C23)、橡膠制品業(yè) (C29)。這些行業(yè)與農(nóng)業(yè)密切相關(guān),被稱為第1.5產(chǎn)業(yè)。

整個農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)的產(chǎn)出用 “農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)增加值”來代表。外資農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)的產(chǎn)值用 “港澳臺投資經(jīng)濟(jì)農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)”和 “外商投資經(jīng)濟(jì)農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)”總產(chǎn)值之和來代表,內(nèi)資農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)的產(chǎn)出則為兩者的差值。同理,其他有關(guān)內(nèi)資農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)的變量亦由全部農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)該變量的數(shù)值與三資農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)數(shù)值之差代表。由于從2008年起,已經(jīng)沒有統(tǒng)計工業(yè)增加值,因此為了統(tǒng)一計算口徑,本文將用工業(yè)總產(chǎn)值來代表工業(yè)增加值。盡管各行業(yè)工業(yè)產(chǎn)值可能因行業(yè)處于產(chǎn)業(yè)鏈條上的不同位置而產(chǎn)生較大差異,但本文實(shí)證所用的是分行業(yè)時間序列數(shù)據(jù),并且引入滯后變量作為工具變量,可以消除以總產(chǎn)值為因變量產(chǎn)生的偏差。

對于資本存量,本文擬采用 “年末資產(chǎn)總計”計量企業(yè)資本投入,不僅代表了固定資產(chǎn)、流動資產(chǎn)、長期投資等,還包括了企業(yè)的無形及遞延資產(chǎn),而且正是無形資產(chǎn)產(chǎn)生了內(nèi)資與外資在技術(shù)、管理等方面的差異。因?yàn)橐粋€企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)總是在于企業(yè)內(nèi)各種資產(chǎn)的有機(jī)結(jié)合中并且通過各種資產(chǎn)的有機(jī)運(yùn)作發(fā)揮出來的,因此年末資產(chǎn)總計能更準(zhǔn)確地描述內(nèi)資與外資間的差異性,以及由此產(chǎn)生的外溢效果。

勞動投入用農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)每年的 “職工平均人數(shù)”來衡量。將 “外商投資經(jīng)濟(jì)單位”和 “港澳臺經(jīng)濟(jì)單位”在農(nóng)產(chǎn)品加工行業(yè)的從業(yè)人員數(shù)之和來近似代替外資農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)工業(yè)企業(yè)從業(yè)人員。

2.2 估計方法

本文采用的是面板數(shù)據(jù),由于時間系列數(shù)據(jù)可能出現(xiàn)異方差問題,同時截面數(shù)據(jù)可能出現(xiàn)序列相關(guān)性問題,從而使普通最小二乘法 (OLS)失效。為了避免此類誤差,應(yīng)對截面單元異方差性和序列相關(guān)性進(jìn)行修正,這種方法稱為似然不相關(guān)法(SUR)。但似然不相關(guān)法也有其適用條件,樣本數(shù)據(jù)中的截面數(shù)據(jù)單元不能過于多,并且時間系列長度又要足夠長。迭代廣義矩 (ITGMM)估計方法特別適合 “短時期、大截面”的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的估計。因此,根據(jù)本文數(shù)據(jù)的實(shí)際情況,采用可行的迭代廣義矩估計方法 (ITGMM)。

3 實(shí)證檢驗(yàn)與分析

由于自1998年起,我國工業(yè)統(tǒng)計口徑范圍為全部國有工業(yè)企業(yè)及年銷售收入在500萬元以上的工業(yè)企業(yè),因此在本文的分析中,選取的時間跨度為1998～2009年。首先利用FDI對全部農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)的影響進(jìn)行估計,然后對FDI對內(nèi)資農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)影響進(jìn)行估計,以比較它們之間的區(qū)別。

Root MSE=9.4163,Sargan檢驗(yàn)P=0.9121,AR(1)檢驗(yàn)P=0.06。

Root MSE=8.4623,Sargan檢驗(yàn)P=0.9730,AR(1)檢驗(yàn)P=0.05。

其中,方程式下方為該方程的估計系數(shù),括號內(nèi)的數(shù)字為該系數(shù)的P值;Root MSE代表方程的殘差平方根,該數(shù)值越小表示方程回歸效果越好;Sargan值用來檢驗(yàn)方程是否存在過度識別約束,P值越接近1表示不存在過度識別約束;AR值用來檢驗(yàn)滯后變量,P值越小表示該滯后變量無系列相關(guān)性。

方程 (1)以包含內(nèi)資和外資農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)在內(nèi)的整個農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)為研究對象?？梢钥吹?K f的系數(shù)為0.091 8,與Y呈顯著的正相關(guān)性。但是,這種正相關(guān)性可能主要來自于FDI本身對外資農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)而產(chǎn)生的對農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)總產(chǎn)值的貢獻(xiàn)率,因此有必要剔除這部分差異。當(dāng)單純以內(nèi)資農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)為研究對象時,排除外資農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)對內(nèi)資農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)引起的偏差后,K f的系數(shù)僅為 0.037 7,P值也上升到0.087 5,Kf與Yd呈不顯著的正相關(guān)。由此,方程(1)高估了FDI對農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)的技術(shù)外溢水平,方程 (2)更能準(zhǔn)確描述FDI對農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)的技術(shù)外溢水平。因此,如何提高外資企業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng),將是內(nèi)資企業(yè)和相關(guān)部門共同思考的問題。

同時,方程 (2)的勞動力估計系數(shù)比方程(1)大,表明內(nèi)資企業(yè)勞動力貢獻(xiàn)率整體上比外資企業(yè)高,這意味著內(nèi)資農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)還主要是勞動密集型產(chǎn)業(yè)。而因?yàn)槿司Y本代表了技術(shù)水平,人均資本越高其技術(shù)水平就越高,勞動生產(chǎn)率也越高。資本的估計系數(shù)也表明了內(nèi)資企業(yè)的資本貢獻(xiàn)率比較低。滯后項(xiàng)的估計系數(shù)為負(fù),這說明了農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)向買方市場轉(zhuǎn)換了,企業(yè)的產(chǎn)出取決于市場而不是企業(yè)上一年度已經(jīng)形成的生產(chǎn)能力,對于進(jìn)入壁壘低的農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)就更取決于市場的需求了。

此外,正如Blomstorm[1]所指出的,只有當(dāng)當(dāng)?shù)氐膭趧蛹夹g(shù)水平和基礎(chǔ)設(shè)施水平達(dá)到一定門檻后,FDI的技術(shù)外溢效應(yīng)才開始,由于我國各地勞動技術(shù)水平和基礎(chǔ)設(shè)施水平差異比較大,內(nèi)資農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)的設(shè)備和技術(shù)還不夠先進(jìn),大部分企業(yè)仍處于初加工、粗加工階段,缺乏產(chǎn)品自主開發(fā)能力,信息不夠流暢,營銷能力差等生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對產(chǎn)業(yè)的發(fā)展支持比較弱,使得內(nèi)外資企業(yè)在勞動力和生產(chǎn)技術(shù)上存在差異,因此FDI的對內(nèi)資企業(yè)的溢出效應(yīng)水平比較低。同時,由于農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)大多屬于小規(guī)模企業(yè),技術(shù)吸收與創(chuàng)新能力會不會影響FDI技術(shù)外溢效應(yīng),它們沒在本文的研究范圍,過度的競爭可能影響了外資企業(yè)的溢出效應(yīng)。

4 政策建議

本文研究結(jié)果表明:1998～2009年內(nèi),FDI對農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)產(chǎn)出的增長率更多來自于外資企業(yè)本身,利用FDI對內(nèi)資企業(yè)的溢出效應(yīng)不明顯,同時也解釋了FDI對內(nèi)資企業(yè)技術(shù)溢出效應(yīng)水平低的原因。由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展能夠保持農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程的連續(xù)性、促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品加工技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)業(yè)升級和提高生產(chǎn)效率提供保障服務(wù),能有效推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級,其發(fā)達(dá)程度是衡量農(nóng)業(yè)綜合競爭力和現(xiàn)代化水平的重要標(biāo)志之一[8]。因此,為提高FDI溢出效應(yīng),要大力發(fā)展有利于內(nèi)資農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)發(fā)展的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè),促使農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)嵌入的方式下提高FDI技術(shù)溢出環(huán)境,使內(nèi)資與外資農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)共生發(fā)展,進(jìn)而促進(jìn)內(nèi)資農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)的發(fā)展。

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