外资控制权、企业异质性与FDI的技术外溢——基于Olley-Pakes半参法的实证研究，本文主要内容关键词为：控制权论文,外资论文,实证研究论文,异质论文,技术论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
JEL分类：O47，F21，C82
中图分类号：F061.3 文献标记码：A 文章编号：1000-6249(2011)08-0045-011
一 引言
诸多理论研究表明，FDI是技术扩散的主要途径之一，但多数基于宏观数据的经验研究却不支持这一结论(Keller，2002)，如Haddad and Harrison(1993)、Aitken and Harrison(1999)等。在近期基于微观数据的研究中，学者发现FDI具有溢出效应(Keller and Yeaple，2003；Haskel et al.，2007)，但这种溢出效应存在区域特征(Girma，2007)，也会受到企业的所有制结构的影响(Javorcik and Spatareanu，2008)。
就中国而言，FDI能否带来技术扩散？国内外学者对此进行了大量的研究，目前尚存诸多争议。姚洋(1998)的研究表明，FDI有助于提高我国工业的整体技术水平。潘文卿(2003)发现FDI对中国工业内资部门的外溢效应为正，但作用有限。许和连等(2007)利用我国1999-2003年35个工业行业的面板数据，发现我国FDI企业产生了积极的水平链接溢出效应。同时，FDI企业产生了积极的后向链接溢出效应，但只在当期发生。原小能和宋杰(2007)的调查问卷分析表明，外资企业在中国的经营确实为国内企业带来了一定的外溢效应，但就水平的技术转移来讲，其作用较小。但是，赵奇伟和张诚(2006)则发现，1995年以前京津冀都市圈内存在明显的FDI技术溢出效应，但此后逐渐消失。Liu(2008)的研究发现，虽然FDI的进入降低了国内企业的短期生产率，但有助于提高其长期生产率。Buckley(2007)发现，来自不同地区的FDI对不同产业的溢出效应是不同的。相关研究还有陈涛涛(2003)、赖明勇等(2005)、王争等(2008)、刘巳洋等(2008)、张宇(2010)等。
综上所述，国内研究大都证实了FDI的正向溢出效应，然而由于当时数据资料的限制，多数文献仅限于宏观行业层面的实证研究，很难深入考察外资控制权结构和企业性质等微观因素对FDI溢出效应和企业吸收能力的影响。本文的贡献在于：其一，使用1999-2007年中国工业企业调查数据，深入分析了FDI在企业内、行业内以及行业间的溢出效应。其二，运用半参数估计中的Olley-Pakes三步法，有效克服了微观企业的同时选择和进入退出问题可能导致的内生性偏误。其三，深入分析了外资的控制权结构和企业性质等对FDI溢出效应和企业吸收能力的影响。
二、生产率的半参数估计方法
使用企业层面数据来估计生产率，必定会遇到两个问题：一是同时选择问题(Simultaneity Problem)。相对于外部人来讲，企业会掌握更多的有关其生产率的信息，并会根据这些信息来决定要素投入量。二是企业的进入和退出问题(Entry and Exit)。一般情况下，企业的年龄越大，其抵抗风险的能力越强，生存的概率越大。本文将采用半参数估计方法，可以有效解决投入要素的内生性问题(Olley and Pakes，1996)。①
模型的设定如下：每个企业i在第t期期初，将决定退出还是继续营业。如果它选择退出，则清算收入为Φ；否则，需要选择可变投入(例如劳动力
三 数据和变量说明
(一)数据来源
本文以制造业企业为研究对象，数据来源于2000-2007年中国工业企业调查数据库，并对样本做了如下筛选：(1)去除了遗漏变量的样本，例如删除了工业总产值、工业增加值、固定资产、从业人员等数值为0的样本；二是去除了企业规模较小的样本。②
(二)变量说明
1.企业外资比重(FDI)。本文使用外商资本占实收资本的比重(即FDI比重)，来量度企业的外资规模，并以此测度FDI对企业内的溢出效应。
2.行业外资比重(HFS)。本文使用行业j内部的加权FDI比重，来量度FDI在行业内部的水平溢出效应(Horizontal Spillover Effects)，计算公式为：
其中，Y表示工业总产值，i表示企业，j表示行业，r表示省区，t表示年度。
3.后向外资比重(BFS)。本文使用由行业j提供产品的行业的加权FDI比重，来量度FDI在行业之间的后向溢出效应(Backward Spillover Effect)，计算公式为：
样本中所有的名义变量均转化为2000年实际值，其中实际最终产出(工业增加值)使用各地区工业品出厂价格指数平减，实际资本(固定资产总值)使用固定资产投资价格指数平减，平减指数均来自于《中经网统计数据库》。主要变量的描述性统计，如表1所示。
四、实证结果及分析
(一)FDI在企业内、行业内和行业间的技术外溢
参考Olley and Pakes(1996)以及Javorcik(2004)，本文实证模型设定如下：
其中，i代表企业，j代表行业，r代表省区，t代表年度。Y表示工业增加值，K表示资本，L表示劳动，其他字母含义同上。回归方法采用第二部分介绍的Olley-Pakes三步法。其中，状态变量(state)设置为：lnK和age；控制变量(cvars)设置为：FDI、BFS、HFS、FFS、DEM和H4；代理变量(proxy)设置为lnI；其他变量均为自由变量(free)；退出变量(exit)为exit。
我们将使用三个样本组分别进行回归：A组包含所有的企业；B组只包含内资企业，即FDI=0；C组只包含国有控股企业，回归结果呈现于表2。从表2来看，资本(LnK)和劳动(LnL)的回归系数均显著为正。企业年龄(age)均显著为负，表明企业的年龄越大，其技术水平越低。在样本期内，年龄较大的企业均为国有企业，而国有企业效率低下是一个不争的事实。企业外资比重(FDI)均显著为正，表明FDI比重的提高有助于提高企业的生产率，即FDI带来了技术扩散，这与Keller and Yeaple(2003)、Haskel et al(2007)的结论是一致的。此外，需求(DEM)显著为正，行业集中度(H4)显著为负。这说明，一个企业所在行业的需求越大，该企业的技术水平越高；而其所在行业的行业集中度越高，该企业的技术水平越低，这些都与理论预期是完全一致的。
行业内外资比重(HFS)的回归系数为正，但不显著。这说明，FDI在行业内的水平溢出效应是不明显的，这与许和连等(2007)的结论有所不同。究其原因，后者基于行业加总数据进行分析，无法控制企业自身的外资比重，而将外资对企业内部的溢出效应一并归结到了行业层面的水平溢出效应上。行业间后向外资比重(BFS)的回归系数显著为正，表明进入我国的FDI在行业间存在着显著的后向溢出效应，即那些使用企业产品的行业的外资水平上升，将会促进该企业的技术进步，这与许和连等(2007)的结论是一致的。行业间前向外资比重(FFS)的回归系数并不显著，意味着进入我国的FDI在行业间不存在前向溢出效应，这与Haskel et al(2007)、Javorcik(2004)的结论是一致的。
从Probit结果来看，年龄和资本的一阶项回归系数均显著为正，而二阶项回归系数均显著为负。这说明，企业的退出概率与年龄、资本之间均呈现倒U型关系，也就是随着企业年龄和资本的增加，企业退出行业的概率先增加后减小。企业外资比重、行业内外资比重、前向和后向外资比重的回归系数均显著为负，说明外资比重越大，企业退出的概率越小，外资的进入有助于提升本土企业的经营能力和抗风险能力。
(二)外资控制权和FDI的技术外溢
是不是进入我国的FDI，都具有同等程度的溢出效应？为此，本文进一步检验了外资控制权结构对FDI溢出效应的影响。
在指标构建中，我们构建了体现外商独资企业FDI水平(HFS100)、后向(BFS100)、前向(FFS100)溢出效应等指标。具体的构建方法，可以看成将式(11)、(12)、(13)中的FDI换成FDIDUM_100，其中DUM_100为外资完全控制的虚拟变量，即如果FDI=1，则DUM_100=1；否则，DUM_100=0。回归方程设置如下：
从表3的B栏和C栏的结果来看，无论是在全部企业，还是在内资企业中，HFS变量都在1％水平上显著为正，但HFS100变量却显著为负。这意味着，虽然就整体而言，适度的FDI有显著为正的水平溢出效应，但当外商完全控股时，FDI的水平溢出效应反而被显著弱化了。换言之，相比中外合资企业，外商独资企业对于行业内的其他企业具有明显的“挤出效应”。我们注意到，在A栏中未控制外资控制权结构的情况下，HFS并不显著，似乎意味着FDI不具有水平溢出效应。但通过对B栏和C栏结果的分析，我们发现这主要是因为外商独资企业中FDI的挤出效应抵消了合资企业中FDI的溢出效果(在B栏和C栏中，HFS和HFS100的系数之和非常接近于0)。也就是说，在合理控制外商独资企业的挤出效应后，FDI在整体上仍然有着显著为正的水平溢出效应。外商独资企业中FDI前向(FFS100)、后向(BFS100)溢出效应的回归系数为负，但并不显著，表明外商独资并不影响FDI对产业上下游的溢出效应。
(三)企业异质性对吸收能力的影响
我国的企业具有不同的产权特征和隶属关系，这些差异是否会影响企业对FDI溢出效应的吸收能力？为此，我们在回归方程加入了国有控股虚拟变量(state)、省级以上隶属关系虚拟变量(prov)与FDI溢出效应指标的交叉项，来检验企业异质性对FDI溢出效应的吸收能力。④具体的回归方程如下：
其中，X=state或prov等控制变量，其他变量含义同上。基于Olley-Pakes三步法得到的结果呈现于表4。A栏为不含企业性质虚拟变量的回归结果，作为比较基准；B栏中的X为国有产权虚拟变量；C栏中的X为省级以上隶属关系虚拟变量。
从表4中B栏的结果来看，国有产权虚拟变量(X)的回归系数显著为负，说明国有企业本身的生产率要低于其他企业。然而，我们注意到，企业内外资规模与国有产权虚拟变量交叉项(FDIX)的回归系数显著为正，表明进入国有企业的FDI更有助于促进本土企业的技术进步。但是，后向外资规模与国有产权虚拟变量交叉项(BFSX)的回归系数显著为负，说明国有企业吸收FDI后向溢出效应的能力明显低于其他企业。对此有两种可能的解释：其一，国有企业本身的生产效率较低，与合资企业之间的技术差异过大使其吸收新技术的能力有限；其二，多数FDI比重较高的企业都是民营企业，而控股类型的差异在国有企业和民营企业之间似乎构筑起一道无形屏障，这也在很大程度上阻碍了国有企业的吸收能力。
表4中C栏呈现了隶属关系对FDI溢出效应的影响。省级以上隶属关系虚拟变量(X)显著为正，表明这些企业的生产率较高。企业外资比重与省级以上隶属虚拟变量交叉项(FDIX)也显著为正，表明外资的进入也更能够提高省级以上隶属关系企业的生产率。后向外资比重与省级以上隶属关系虚拟变量交叉项(BFSX)显著为负，表明省级以上隶属关系的企业与国有控股企业在吸收能力方面都面临一定的障碍。在C栏中前向外资比重与省级以上隶属关系虚拟变量交叉项(FFSX)显著为负，表明此类企业在吸收外资前向溢出效应过程中也面临障碍。综上所述，省级以上隶属关系的企业吸收FDI前向、后向溢出效应的能力显著低于其他企业，而吸收水平溢出效应的能力差异不大。
五、结论
FDI的技术外溢是否存在，这个问题一直存在争论。现有文献主要使用宏观行业数据进行实证研究，无法深入辨析FDI对企业内、行业内以及行业间的溢出效应，也无法体现外资的进入对企业生存能力的影响。有鉴于此，本文使用2000-2007年中国工业企业调查数据库的微观企业数据，在上述方面做了诸多努力和改进，并且进一步考察了外资控制权结构、企业性质对FDI溢出效应和企业吸收能力的影响。同时，我们使用了Olley-Pakes三步法有效控制了同时选择和进入退出问题可能导致的偏误。结果表明：其一，FDI显著提高了本土企业的生产率。在行业内部，FDI的水平溢出效应并不明显；在行业之间，FDI存在显著的后向溢出效应，但不存在前向溢出效应。其二，随着外资比重的增加，企业退出市场的概率显著降低，表明外资的进入有助于提升本土企业的持续经营能力。其三，FDI的溢出效应决定于外资控制权结构。外资完全控制权不利于发挥FDI的水平溢出效应，外商独资企业对于行业内的其他企业存在着明显的“挤出效应”。其四，企业性质不同，其对于FDI溢出效应的吸收能力也不同。国有控股企业吸收外资后向溢出效应的能力明显低于其他企业；省级以上隶属关系企业吸收FDI前向、后向溢出效应的能力明显低于其他企业。
注释：
①Javorcik(2004)、Yasar et al(2008)、刘巳洋等(2008)都采用了Olley and Pakes(1996)的估计方法。
②我们只保留了每个行业中平均总资产排位前5％的公司。
③具体含义请参见Haskel et al(2007)、Javorcik(2004)、Javorcik and Spatareanu(2008)等。
④若企业为国有控股，state=1，否则state=0；若企业具有省级及省级以上隶属关系，prov=1，否则prov=0。