秦曉麗，張艷磊

企業(yè)的人力資本、吸收能力與FDI技術溢出
——基于我國微觀企業(yè)面板數(shù)據(jù)的實證研究

秦曉麗，張艷磊

文章通過采用我國2004-2007年的微觀企業(yè)面板數(shù)據(jù)，研究人力資本對促進內(nèi)資企業(yè)吸收FDI（外商直接投資）技術溢出的貢獻。研究結果顯示，東道國內(nèi)資企業(yè)的人力資本與其吸收同行業(yè)的外資技術溢出的能力顯著相關，企業(yè)人力資本的受教育程度越高，增加同行業(yè)的FDI為其帶來的技術進步效應就越大。繼而發(fā)現(xiàn)，對于國有企業(yè)而言，企業(yè)人力資本對吸收外資技術溢出并無顯著貢獻。

FDI技術溢出；人力資本；吸收能力

一、引言

關于FDI（外商直接投資）技術溢出的傳導機制和影響因素方面，已有文獻主要集中研究技術差距、研發(fā)投入、外資的構成與來源以及本土企業(yè)的吸收能力等因素（Javorcik，2004；Zhang等，2010）[1]。對于本土企業(yè)對外資技術溢出的吸收能力，已有文獻中主要采用代理變量的方法來進行考察，代理變量的使用不當可能會造成估計結果的不準確。此外，以人力資本為切入點的研究，尤其是以中國企業(yè)為背景的研究，在已有文獻中非常之少。

人力資本影響內(nèi)資企業(yè)吸收FDI技術溢出能力，有以下幾個方面的作用機制：首先，內(nèi)資企業(yè)人力資本受教育程度越高，企業(yè)利用人才優(yōu)勢對外資企業(yè)進行學習和模仿，以提高其自身的技術水平的能力就越強；其次，內(nèi)資企業(yè)人力資本受教育程度越高，該企業(yè)從事研發(fā)與創(chuàng)新活動的能力越強；最后，擁有高學歷員工的內(nèi)資企業(yè)對人才的重視，可以促進其吸收從跨國公司流出的高級人才，從而可能比同行業(yè)的其他企業(yè)吸收到更多的跨國公司的先進技術和管理經(jīng)驗。但是，人力資本水平高的企業(yè)很可能已經(jīng)有了較高的技術水平，所以，技術進步空間有限，可能導致企業(yè)對FDI技術溢出的吸收能力有限。

本文采用中國的微觀面板數(shù)據(jù)進行實證分析，具體采用的是國家統(tǒng)計局的工業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫涵蓋了工業(yè)行業(yè)中所有的國有企業(yè)和主營業(yè)務收入在500萬元規(guī)模以上的非國有企業(yè)，在2004年企業(yè)人力資本學歷的普查數(shù)據(jù)，從而有效地解決了文獻中樣本量過小、代理變量估計不準確的問題。實證結果發(fā)現(xiàn)：人力資本與企業(yè)吸收外資技術溢出的能力顯著相關，企業(yè)高學歷員工的構成比例越高，增加其同行業(yè)的FDI為之帶來的技術進步效應就越大。這說明，企業(yè)的人力資本對吸收技術溢出所產(chǎn)生的積極影響大于消極影響，模仿與學習、研發(fā)與創(chuàng)新，以及促進人員流動效應占據(jù)了主導地位。

本文的貢獻在于，首先，采用國家統(tǒng)計局的工業(yè)企業(yè)2004-2007年的面板數(shù)據(jù)來進行估計，由于該數(shù)據(jù)庫涵蓋的企業(yè)產(chǎn)值占全部工業(yè)總產(chǎn)值的90%以上，使得估計結果更具普遍性和說服力。其次，本文使用大樣本企業(yè)數(shù)據(jù)來構造人力資本指標和FDI密度變量，能夠更加準確地度量企業(yè)的人力資本受教育水平與外資在行業(yè)中的參與程度。最后，使用分樣本估計不同所有制企業(yè)之間的明顯差異。

二、文獻回顧

通常認為，F(xiàn)DI企業(yè)對同行業(yè)內(nèi)資企業(yè)的技術溢出主要通過幾種途徑：一是示范效應（Blomstrom和Kokko，1998），即內(nèi)資企業(yè)可通過自行對外資企業(yè)的技術和管理方面的學習與模仿來推進技術進步[2]。二是競爭效應，它可能是積極的，也可能是消極的：一方面，外企的進入可能會激發(fā)同行業(yè)的內(nèi)資企業(yè)提升技術以應對競爭的挑戰(zhàn)；另一方面，由于其產(chǎn)品可能具有的優(yōu)勢，外企則很有可能會分割掉一部分市場需求，從而在競爭中對內(nèi)資企業(yè)形成擠出效應（Aitken和Harrison，1999）[3]。三是通過人才流動，即那些在外資企業(yè)工作過的員工流轉到內(nèi)資企業(yè)工作，在外企學到的技術和管理實踐隨之擴散到內(nèi)資企業(yè)中，實現(xiàn)技術溢出效應。

關于FDI的技術溢出是否存在的問題，學術界并未達成一致結論。Takii（2005）對印尼制造業(yè)企業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)正向的行業(yè)內(nèi)溢出，但是這種溢出效應的大小與行業(yè)內(nèi)外國資本的持有率呈負相關，在有些行業(yè)，溢出效應很微弱甚至為負[4]。而Altomonte和Pennings（2009）發(fā)現(xiàn)最初某特定行業(yè)內(nèi)的FDI能促進技術進步，但隨著該地區(qū)該行業(yè)的外資企業(yè)數(shù)量的逐步增加，這種邊際效應呈遞減趨勢[5]。

隨后更深入的研究集中在FDI技術溢出的傳導機制和影響因素上，如外資特點、技術差距、人力資本、研發(fā)活動以及本土企業(yè)的吸收能力等因素。Blalock和Gertler（2009）發(fā)現(xiàn)，那些研發(fā)投入更多、員工受教育程度更高，以及與外資企業(yè)技術差距較小的本土企業(yè)傾向于從同行業(yè)的FDI中獲得更大的技術提升[6]。蔣殿春和張宇（2006）以內(nèi)資部門的科研人員所占全體人員之比來衡量人力資本，通過對中國行業(yè)數(shù)據(jù)的研究，發(fā)現(xiàn)內(nèi)資部門人力資本狀況的改善可以顯著地增強內(nèi)資部門對FDI技術外溢效應的吸收程度[7]。黃靜（2007）采用行業(yè)內(nèi)科學家或者工程師的數(shù)量來衡量人力資本，隨機效應模型的結果顯示了人力資本對技術溢出具有正向的作用[8]。通過對北京中關村科技園中的合資企業(yè)的數(shù)據(jù)分析，Todo等（2009）研究了企業(yè)人力資本對于技術溢出的影響，結果顯示具有海外教育背景的員工作用更大，其次是本土碩士學歷，再次是本土本科學歷[9]。

三、模型設定與估計方法

有關FDI技術溢出的已有文獻通常用對數(shù)線性化的柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)來估計企業(yè)的勞動生產(chǎn)率（Aitken和Harrison，1999；Javorcik和Spatareanu，2008）[10]。因此，本文延續(xù)文獻，將計量模型設定為，

其中，Yijkt、Kijkt、Lijkt、Mijkt分別為國內(nèi)企業(yè)i在年份t的產(chǎn)出、資本存量、勞動力和中間投入品。FDIj,t-1衡量了國內(nèi)企業(yè)i所在的行業(yè)j中的外資參與程度，并取滯后一期的數(shù)值；HRijk為企業(yè)i的人力資本；FDIj,t-1*HRijk為外資參與程度和人力資本的交互項。Zijkt、Dt、Dk、εijkt分別是其他企業(yè)層面的控制變量、年份虛擬變量、省份虛擬變量和誤差項。

雖然從表面上看來，（1）式的方程左側的被解釋變量是企業(yè)的產(chǎn)出，但從實質(zhì)上來講，在剔除資本、勞動和中間投入對產(chǎn)出的解釋之后，余量的部分均可視作為企業(yè)的勞動生產(chǎn)率。即可以將回歸方程變形如下：

即左側的被解釋變量為企業(yè)的勞動生產(chǎn)率。因此，方程（1）僅用了一次回歸，就可以將外資的技術溢出估計出來，即系數(shù)δ1、δ2分別描述了行業(yè)中FDI的參與程度、企業(yè)的人力資本對企業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響，系數(shù)δ3則反應了這二者的交互作用。

令（2）式的左側：

兩側對FDIj,t-1求導，得到企業(yè)生產(chǎn)率對外資參與程度的偏效應：

從（3）式中可見，若δ3>0，則企業(yè)人力資本的受教育程度越高，增加其同行業(yè)的FDI為之帶來的技術進步效應就越大。

筆者所關心的主要是人力資本對FDI的交互影響，而數(shù)據(jù)的局限性使我們只能觀察到2004年的企業(yè)人力資本，考慮到在本文研究的時間跨度較小，僅為四年，在此期間企業(yè)的人員流動不大，所以本文假設企業(yè)的人力資本不隨時間變化。由于人力資本這個關鍵解釋變量不隨時間的推移而變化，面板數(shù)據(jù)的固定效應模型無法估計出人力資本變量的系數(shù)。故而采用面板序列的隨機效應（random effect）模型與混合最小二乘（pooled OLS）兩種方法進行估計。

四、數(shù)據(jù)與變量

（一）數(shù)據(jù)

本文所使用的數(shù)據(jù)庫是國家統(tǒng)計局調(diào)查的企業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)（2004-2007），該數(shù)據(jù)庫涵蓋了全部國有和規(guī)模以上（年主營業(yè)務收入在500萬元以上）非國有工業(yè)企業(yè)，包括采掘業(yè)，制造業(yè)，電力、燃氣及水的生產(chǎn)和供應業(yè)，占國內(nèi)工業(yè)總產(chǎn)值的90%以上。

數(shù)據(jù)僅在2004年是普查數(shù)據(jù)，囊括的變量和企業(yè)數(shù)量最多，其中，包括企業(yè)人力資本的變量。因此，為提取本文所側重研究的人力資本的變量，在不平衡的面板數(shù)據(jù)中，將2005-2007年的企業(yè)對2004年的企業(yè)進行匹配，僅保留2004年樣本中的企業(yè)。此外，由于技術溢出的概念是東道國企業(yè)從FDI當中獲得的正向技術擴散，所以被研究樣本為全國所有的內(nèi)資企業(yè)，根據(jù)文獻的處理方法，本文通過實收資本中的外資含量小于30%來界定內(nèi)資企業(yè)。

（二）變量構造

1.被解釋變量

產(chǎn)出的對數(shù)（lnY）：選取企業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫中2004-2007年的年度工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)，并對其使用GDP平減指數(shù)進行折現(xiàn)，再取自然對數(shù)。

2.解釋變量

FDI密集度（FDI）：根據(jù)Javorcik（2004）[11]，采用行業(yè)內(nèi)企業(yè)的外資含量①包括外商資本和港澳臺資本。占實收資本之比，再被企業(yè)產(chǎn)出占行業(yè)總產(chǎn)出的比重來加權平均，并取一年的滯后來衡量行業(yè)內(nèi)的FDI密集度：Horizontaljt=(∑i∈jForeignShareit-1*Yit-1)/(∑i∈jYit-1)。其中ForeignShareit-1是企業(yè)i在時間t-1的FDI含量占該企業(yè)實收資本的比重，Yit-1是企業(yè)i在時間t-1的產(chǎn)出，∑i∈jYit-1是行業(yè)j在時間t-1的總產(chǎn)出。由構造公式可見，行業(yè)內(nèi)企業(yè)的外資含量的增加，亦或是FDI企業(yè)產(chǎn)出的增加，均能使FDI密集度的指標隨之增大。采用二位數(shù)行業(yè)代碼來對行業(yè)進行了劃分，F(xiàn)DI密集度的數(shù)值越大，說明該行業(yè)的外資參與程度越高，行業(yè)內(nèi)的內(nèi)資企業(yè)受外資的影響程度越大。

企業(yè)人力資本（HR）：考慮到員工的職稱與該職工的工作年限有很大關系，學歷則更能反映一個員工的素質(zhì)，故而采用企業(yè)員工的最后學歷作為衡量其人力資本的指標，具體分為三類：研究生學歷（g）、大學本科、專科及以上學歷（u）、中學及以下學歷（hs）。為使不同企業(yè)間具有可比性，用各學歷水平的員工數(shù)量除以該企業(yè)的雇員總數(shù)，得出的比率來衡量企業(yè)的人力資本與吸收外資的能力。

3.控制變量

行業(yè)中FDI企業(yè)數(shù)量（ln）：為了進一步控制和觀察外資活動的影響，參照文獻（呂世生和張誠，2004）[12]，除了前文提到的外資金額比重的變量外，本文控制了行業(yè)中FDI企業(yè)的個數(shù)，對其取自然對數(shù)，并為消除內(nèi)生性和觀察滯后效應，再取一年滯后值。

企業(yè)內(nèi)部FDI比重（FS）：由于內(nèi)資控股的合資企業(yè)中的外資成分也可能會對企業(yè)的技術進步產(chǎn)生一定的影響，所以在考察行業(yè)內(nèi)外資的技術溢出效應時，需要將企業(yè)內(nèi)部的外資比重控制住。本文對內(nèi)資企業(yè)的界定是純內(nèi)資企業(yè)和外資含量低于30%的中外合資企業(yè)，因此，該變量在0%-30%的區(qū)間中取值。

勞動（lnL）：根據(jù)（Aitken和Harrison，1999；Javorcik和Spatareanu，2008）[10]，以勞動要素的價值進行衡量，即應付工資和應付福利費之和的自然對數(shù)。

資本（lnK）：選用的變量為企業(yè)的總資產(chǎn)，即企業(yè)擁有或控制的全部資產(chǎn)，包括：流動資產(chǎn)、長期投資、固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)等項之和的自然對數(shù)。

中間投入（lnM）：企業(yè)的中間投入取自然對數(shù)。

企業(yè)成立的時間長度（age）：調(diào)查當年的年份減去企業(yè)成立年份。為剔除異常值，將最早公司成立時間修正為1949年。

年份和省份虛擬變量：分別控制不同年份的時間效應和不同省份的地區(qū)效應。

五、實證結果

（一）企業(yè)人力資本、吸收能力與FDI技術溢出

基準回歸采用混合OLS和隨機效應兩種方法，結果列于以下表1。面板數(shù)據(jù)的隨機效應模型的優(yōu)勢在于能充分考慮同一個企業(yè)在不同時間點上的表現(xiàn)，缺點則在于其對解釋變量與誤差項不相關的嚴格假設。相較而言，混合OLS的假設條件較為寬松。因此，本文的基準回歸和分樣本回歸均采用了兩種方法分別進行，并對其結果進行了比較。此外，由于各個學歷變量具有較強的相關性，倘若將它們都加入同一回歸，無法得到本文所關心的某個學歷變量的準確系數(shù)。因此，采用Todo等（2009）[9]的方法，將各個學歷變量及其與FDI密度的交互項分別加入方程（1）來進行估計。表1的前兩列和后兩列分別描述了不同學歷雇員的比重對企業(yè)吸收技術溢出的貢獻，前兩列是研究生學歷的回歸結果，對照組為大學和中學學歷；后兩列是大學及以上學歷的結果，對照組為中學學歷。

混合OLS的回歸結果見表1的第二列和第四列。結果顯示，盡管FDI密度的系數(shù)為負且顯著，但是，F(xiàn)DI密度與受教育水平的交互項系數(shù)均為正值，且在1%的統(tǒng)計水平下顯著。進而發(fā)現(xiàn)，研究生學歷（g）與FDI密度之交互項的系數(shù)為0.367，大學及以上學歷（u）與FDI密度之交互項的系數(shù)為0.057，說明相對于對照組而言，研究生人力資本對內(nèi)資企業(yè)吸收FDI技術溢出的貢獻比大學生及以上人力資本的貢獻更大。充分說明企業(yè)的人力資本對于其吸收技術溢出有著促進的作用：企業(yè)的高學歷員工（大學學歷及以上）的構成比例越高，增加其同行業(yè)的FDI為之帶來的技術進步效應就越大；反之，低學歷員工（高中、中專或初中學歷）的構成比例越高，增加其同行業(yè)的FDI，該企業(yè)吸收的技術溢出效應就越小。這充分證實了本文的假設，并與Blalock和Gertler（2009）[6]的發(fā)現(xiàn)相一致。

表1 企業(yè)人力資本對FDI技術溢出的作用

控制變量中，企業(yè)內(nèi)部FDI比重（FS）的系數(shù)為正向顯著，說明內(nèi)資控股但是有外資參與的企業(yè)的技術進步效應要大于純內(nèi)資企業(yè)，而且這類型企業(yè)的外資含量越高，生產(chǎn)率的提升就越大。企業(yè)成立時間長度（age）在1%的顯著性水平上顯著為負①文獻中對企業(yè)年齡對技術溢出的影響有一定爭議。一方面認為，越年代久遠的企業(yè)與行業(yè)內(nèi)的外企的關聯(lián)更多，從外企中吸取技術的可能性越大；另一方面則認為，新企業(yè)相比老企業(yè)來講，擁有更強的創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新能力。，說明在其他條件不變的情況下，越老的企業(yè)的技術水平越低。

面板數(shù)據(jù)隨機效應的回歸結果在表1的第三列和第五列中匯報。隨機效應模型的回歸結果雖然在系數(shù)大小上與混合OLS不盡相同，但在方向和顯著性上面大體一致，充分說明了回歸結果在不同的計量方法下具有一定的穩(wěn)健性。

（二）所有制結構、企業(yè)人力資本與FDI技術溢出

由于不同類型所有制企業(yè)的不同特征，本文采用分組回歸的方法，區(qū)分企業(yè)的所有制結構，來考察企業(yè)人力資本對不同所有制結構的企業(yè)吸收技術溢出的影響?？紤]到國有企業(yè)和集體企業(yè)的性質(zhì)相似，根據(jù)文獻的慣用作法，將國有企業(yè)和集體企業(yè)合并到一組來考察。限于篇幅，僅匯報混合OLS的結果②使用隨機效應模型得出的結果，比Pooled OLS的結果在數(shù)值上稍大，正負性和統(tǒng)計顯著性基本一致。。

由表2可見，無論是系數(shù)大小還是顯著性水平，私營企業(yè)的回歸結果與全樣本回歸結果都基本一致，研究生學歷與FDI密度的交互項系數(shù)為0.447，大學及以上學歷的交互項系數(shù)為0.051，均在5%的水平下顯著。然而，就國有企業(yè)和集體企業(yè)的樣本而言，無論是研究生學歷變量，還是大學以上學歷變量，受教育水平與FDI密度的交互項系數(shù)均為負且不顯著。

由此可見，只有私營企業(yè)的高學歷員工才能提高企業(yè)吸收FDI溢出的能力，而國有企業(yè)和集體企業(yè)的人力資本對企業(yè)吸收FDI技術溢出沒有貢獻。出現(xiàn)這樣的結果，可能的原因有以下幾點：第一，由于國有企業(yè)和集體企業(yè)的公司治理、內(nèi)在激勵等特征，不能使其人力資本充分發(fā)揮作用，從而對同行業(yè)外資企業(yè)的技術進行模仿、學習、吸收的能力不足；第二，由于國有企業(yè)和集體企業(yè)的人員流動性不如私營企業(yè)強，從而對外資企業(yè)流出的高級人才的利用率和吸收率不高；第三，因為國有企業(yè)和集體企業(yè)對員工在職培訓的重視度不高，其普通員工和管理人員進入外資企業(yè)進行培訓的機會較少，所以得到先進技術和管理經(jīng)驗的機會也相對較少。

表2 不同所有制下的FDI技術溢出：混合OLS

六、結論與建議

本文研究了企業(yè)的人力資本是否能夠對其吸收行業(yè)內(nèi)FDI技術溢出產(chǎn)生積極影響，以及內(nèi)資企業(yè)的所有制結構是否跟這種效應的大小有關。本文使用行業(yè)的FDI密集度來度量行業(yè)的外資參與程度，以及企業(yè)不同學歷的企業(yè)員工比例來衡量企業(yè)的人力資本和吸收外資技術溢出的能力。結果發(fā)現(xiàn)，內(nèi)資企業(yè)高學歷員工的構成比例越高，增加其同行業(yè)的FDI為之帶來的技術進步效應就越大。此外，通過對企業(yè)所有制結構的進一步細化研究，發(fā)現(xiàn)私營企業(yè)相較于國有企業(yè)而言，企業(yè)人力資本對FDI技術溢出均有更強的促進作用。

本文的研究結論具有一定的現(xiàn)實意義。一方面，內(nèi)資企業(yè)應該充分利用自身的人力資本優(yōu)勢，加強對外資企業(yè)的學習和模仿，從而提高其自身的研發(fā)和創(chuàng)新能力。另一方面，內(nèi)資企業(yè)應當加強與外資企業(yè)在人才和信息方面的互動，主動汲取外資企業(yè)優(yōu)秀的技術、人才和管理經(jīng)驗?？傊?，我國在引資過程中，應當注意選取有利于本國企業(yè)技術進步的外資，同時要注重本國企業(yè)的消化吸收。只有將擴大招商引資與提高內(nèi)資企業(yè)的吸收能力結合起來，提升內(nèi)資企業(yè)的整體技術水平和研發(fā)能力，才能實現(xiàn)我國在真正意義上從引進外資中獲益。

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[責任編輯：劉烜顯]

秦曉麗，山西財經(jīng)大學講師，經(jīng)濟學博士；張艷磊，西南財經(jīng)大學經(jīng)濟與管理研究院博士研究生，山西太原030006

F270.3

A

1004-4434(2015)03-0057-05

山西省軟科學項目（2014041007-1）；山西財經(jīng)大學青年科研基金項目（QN-2014011）