FDI、技术势能与技术外溢——来自我国高技术产业的实证研究，本文主要内容关键词为：势能论文,技术论文,高技术产业论文,实证研究论文,我国论文，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分类号：D24；F23；O14 文献标识码：A 文章编号：1002-7246(2010)11-0060-17
一、引言
自1992年以来，我国一直是世界上吸引外商投资最多的发展中国家。近些年来，外商投资规模一直保持在每年600亿-700亿美元的巨大规模。巨额的外商投资对我国的技术进步、就业拉动、资本积累和经济发展均起到了重要的推动作用。一般来讲，FDI从其母国来到东道国都会利用其在生产技术、成熟的管理经验等方面的优势来抵消地理距离等因素所带来的额外成本(Dunning，1993)，同时，外资企业的这种技术上的优势会通过多种渠道对东道国企业产生溢出效应(Chen，1996)。一国吸引外商投资的一个重要原因是获取国外的先进技术，这就是为什么我国一直采取以“市场换技术”策略的重要原因。现在众多学者都通过实证研究肯定了这种技术溢出效应(Caves，1974；Globerman，1979；Blomstrom and Persson，1983；Haddad and Harrison，1993；Blomstrom and Wolff，1994；Sjoholm，1999；何洁，2000；王志鹏、李子奈，2003；陈涛涛、陈娇，2006；谢建国，2006；蒋殿春、张宇，2006；钟昌标，2006；邱斌等，2008)。但是，这种技术溢出的大小要受到诸多条件的限制，本文认为，除了本国内部因素，如自身的经济环境、制度环境、产业环境和吸收能力外，外商投资企业与国内企业的技术差距是影响技术外溢效应大小的最重要外部因素。在此方面，较多的学者都用实证模型进行了验证。本文在此基础上提出了“技术势能”假说，我们将在本文的第二部分予以详细论述。
但是，随着国内企业技术的不断提高，国家对自主创新能力建设的逐步重视，外商投资企业与国内企业的这种技术差距会否出现逐步缩小的趋势？外商投资企业会否通过转移最先进的技术，保持这种技术差距从而获得竞争优势？这种技术差距所引致的技术外溢效应究竟有多大？为此，鉴于高技术产业作为知识密集、技术密集的产业，其技术特征在产业发展中的作用显得尤为突出，且其集中了全国相当数量的外商直接投资和技术创新活动，本文将以我国高技术产业为例，对这种技术差距的变化趋势及由此形成的“技术势能”对我国技术外溢效应的影响进行了研究。
二、FDI技术溢出的内在机制及“技术势能”假说
(一)FDI技术溢出的内在机制
FDI溢出效应的内在机制可以从两个角度进行考察。首先，FDI通过对要素或者中间品的需求和供给促进了上下游企业的发展，产生后向联系效应(backward linkage effects)和前向联系效应(forward linkage effects)，通过上述效应可以促进相关产业扩大投资(垂直效应)。FDI还会通过“示范效应”(demonstration effects)和“传染效应”(contagion effects)提升东道国企业的管理能力、技术效率和营销水平。在对“溢出效应”的研究中，Gorg&Greenaway(2004)总结出四种外资影响本土企业生产率的渠道：(1)“模仿”，即东道国内资企业通过简单的模仿外资企业的产品、生产技术和管理方式实现生产效率的提高；(2)“人力资本流动”；(3)外资企业在国际贸易方面的优势所引发的正面效应；(4)市场竞争。在国内，程培堽，周应恒，殷志扬(2009)总结了技术溢出效应的三条渠道：一是传染效应，在某些情况下，国内企业仅仅通过观察、模仿就可以学习到外商投资企业的先进技术和管理经验(Koizumi and Kopecky，1997；Findlay，1978)；二是竞争效应，外商投资企业的进入加剧了国内竞争，迫使国内企业改进技术和管理，提高资源使用效率；三是培训效应，外资企业的雇员通过“干中学”和培训等方式积累一定的技术和知识后，流动到国内企业或成为企业家建立自己的企业(Javorcik，2004)。
其次，FDI除了利用东道国廉价的劳动力之外，另外一个目的就是开发占领东道国的市场。FDI进入东道国市场的初期，打破了原有的市场结构，降低了市场集中度，其产生的竞争效应(competition effects)会形成一个“创造性破坏”的过程。与东道国的内资企业相比，外资企业往往在全球范围内具有更大规模经济和更低单位成本的优势，在带来上述技术溢出效应的同时，加剧了东道国市场的竞争程度，那些效率低下的国内厂商将被逐出市场，从而“侵占”内资企业的市场份额，最后，产生了Aitken等(1997)所说的“市场攫取效应”(market stealing effects)。
在FDI进入东道国后，由于上述所分析的技术外溢效应的存在，使得东道国企业的平均单位成本趋于下降，在图形中表现为平均成本曲线下移，相应的边际曲线也下移。而外商投资企业进入后产生的市场掠夺效应使得国内企业市场份额下降，在图形中表现为需求曲线的下移。此时，新的均衡产出与原均衡产出相比，若前者较大则会产生挤入效应，若后者较大则会产生挤出效应。
(二)“技术势能”假说
现有关于FDI是否存在技术溢出的问题基本上已演化为东道国是否有条件可以吸收FDI技术溢出的问题(Blomstrom and Kokko，2003)。有关FDI溢出的条件性分析，国内外有大量学者主要从吸收能力和技术差距、地区影响、国内行业或企业特征、外资企业特征等方面展开(Crespo and Fontoura，2007)，而针对技术差距和吸收能力的研究较多。尤其大部分学者认为技术差距是影响FDI溢出的最重要的条件。在现有研究中，Findlay(1978)实证检验表明，技术差距越大溢出效应也越大；Viniah Kathuria(1996)针对印度的研究，Davide(2001)针对法国、意大利和西班牙的研究，Sjoholm(1999)对印度尼西亚的研究，Thank Thuy(2005)对越南的研究，严冰(2005)、王玲和涂勤(2007)对中国制造业的研究也得出了类似的结论，得出这一结论的学者们普遍认为，东道国企业与外资企业的技术差距越大，东道国企业越具有追赶和学习的空间，因此劳动生产率的提高也就越快。然而，Haddad and Harrson(1993)对委内瑞拉的研究、Kokko(1996)对乌拉圭的研究，Li等(2001)对台湾的研究，Erhan(2000)针对土耳其制造业的研究以及陈涛涛和白晓晴(2004)、周燕和齐中英(2005)对中国的研究认为，当外资与内资的技术差距较小的时候，溢出效应才是显著的。这是因为东道国企业在技术差距小的情况下有能力进行学习和追赶，而当技术差距太大时，一方面外资企业采用的技术可能与本地企业采用的技术完全不相关，以致本地企业无从学习；另一方面，面对过大的差距本土企业也欠缺相应的学习能力。因此，技术差距并非越大越好，如Flores Jr(2000)就认为，只有当技术差距在一定的范围内时才有利于溢出效应的产生，而技术差距过大或过小都不利于本地企业获取溢出效应。但是，Thank Thuy(2005)在对越南FDI进行研究的过程中发现，在越南开放初期，由于内外资企业之间存在技术差距，从而产生了明显的溢出效应，但随着时间的推移，越南企业获取了新技术，从而使技术差距变小时，技术溢出也就不明显了，这与前文的研究结论又是相矛盾的。我们认为，这很可能是因为未能控制住外资进入规模的影响。显然，即使是有着适当的可以引致溢出效应的技术差距，若外资的规模较小，仍将难以对整体经济效率的提升起到显著的推动作用。有鉴于此，本文借助于物理学中重力势能的概念，提出了“技术势能”的假说：外商投资企业对东道国技术进步的潜在推动能力，同时受到内外资企业间技术差距和外商投资企业进入程度的影响。两方面因素之积即为“技术势能”，其刻画了技术溢出的潜在效能。本文将用内外资的TFP差距衡量技术差距，用外商投资占行业内总投资的比重衡量进入程度。由于“技术势能”是本文核心考察的对象，因此，计算技术贡献的方法就显得尤为重要。在现有的研究中，众多学者都采用了平均劳动生产率来综合度量技术效率(陈涛涛，2003；陈涛涛、陈娇，2006；田素华，2007)，但全要素生产率更能反映广义的技术进步水平。本文将借鉴Battese和Coelli(1995)、Kumbhakar(2000)和Stevens(2004)模型，将生产函数假定为超越对数函数形式，进而借助随机前沿生产函数模型的相应计量结果，将TFP增长率详尽分解为技术进步率、生产效率和规模效率，在此基础上考察了我国和外资高技术企业TFP差距，并利用本文提出的“技术势能”假说，考察了“技术势能”对我国高技术产业技术外溢效应的影响。
三、我国高技术产业内外资企业TFP的测算
(一)模型设定和TFP计算方法
借鉴Battese and Coelli(1995)、Kumbhakar(2000)和Stevens(2004)的模型，我们将生产函数先设定为超越对数函数形式，模型(1)如下：
所有的假设都先利用参数γ进行检验，用以测定随机误差项是否具有明显的复合结构，然后再使用广义似然率统计量来检验。
根据Kumbhakar(2000)提供的方法，TFP可具体做如(2)式的分解：
我们使用FRONTIER4.1软件来测算，从中得到代表着经营管理水平的技术效率值(TE)，据此按照式(3)～(5)进一步对TFP进行分解测算。
(二)指标变量与数据整理
本文选取的样本为1995-2007年13个细分行业面板数据5187个观测结果①。数据主要来自《中国高技术产业统计年鉴》(2001-2008)，《中国统计年鉴》(1990-2008)，各地方统计年鉴(1990-2008)及中经网和资讯行数据库网，并对相关数据进行了整理。
1.产出变量
一般的研究中产出(Y)指标的选择多为增加值，进而为了获取不变价格的增加值，还需要相应的价格指数。但是中国的官方统计数据中没有完整的增加值和中间产品的价格指数。本文用工业增加值指数作为高技术产业增加值指数的近似替代进行了平减。
2.投入变量
资本(K)采用了内外资各行业高技术产业的投资额指标基于永续盘存法计算了资本存量。本文选取的基年为1995年，在研究资本存量时，缺乏基年资本存量的数据是一个主要问题，如果采用张军(2004)的方法，即用各行业1995年的固定资产投资形成除以10％作为该省区市的初始资本存量。在折旧率选择上，张军(2004)采用代表几何效率递减的余额折旧法计算得到了各省固定资本形成总额的经济折旧率为9.6％，本文选择折旧率为10％。劳动力(L)采用了内外资各行业高技术产业从业人员这一指标，本文假设每年内从业人员增长是匀速的，所以从业人员的年平均数等于本年度年底从业人员数与上一年度年底从业人员数之和除以2。
(三)模型结果及TFP计算
本文将我国高技术产业内外资企业1996-2007年数据置于一个生产前沿模型下进行考察，以保证结果的可比性。利用Frontier 4.1软件，使用极大似然法估计经验模型可获得各项参数估计值。针对模型设计的三个假设均在5％的显著性水平上被拒绝，限于篇幅，本文未列出具体数据。通过逐步减少不显著项的方式，我们得到了全部系数均显著的模型(2)，并将以此模型为基础展开分析。具体结果见表1：
(四)TFP差距及技术势能计算
我们采用上述对TFP分解的方法，对我国高技术产业内外资行业的TFP做了计算，限于篇幅，本文没有列出技术进步率、规模效率变化率和技术效率变化率三项具体值。表2列出了高技术产业内外资企业间的“技术势能”。从具体数值可以看出，我国大部分高技术行业在大部分年份中“技术势能”呈正值，即内资企业与外资企业相比处于技术落后状态。其中，“技术势能”较大的行业主要有电子计算机整机、电子计算机外部设备和办公设备，此外在通信设备制造和电子元件等外资涉入较深的行业“技术势能”也较大，从时间趋势上看，“技术势能”呈现了不断扩大的趋势。
表3列出了高技术产业内外资企业的TFP及“技术势能”差距的来源。按照TFP的计算方法，TFP由三部分组成，分别是规模效率、技术进步以及技术效率。从具体数值可以看出，我国高技术大部分行业内资企业在三个TFP组成部分都与外资企业存在较大的差距，仅仅在中药材及中成药加工和生物制品等较少行业，内资企业在规模效率和技术进步上高于外资企业。从整体上看，我国大部分高技术行业的内外资企业TFP差距主要来源于规模效率和技术效率上的差距，而在中性技术进步上并没有表现出太大的差距，这说明内外资企业有着较相似的技术进步率。在“技术势能”上，也存在基本相同的情况。
四、我国高技术产业技术外溢影响因素的实证研究
(一)基本模型的设定
本文设立了技术溢出模型1如下，为简明起见，模型中省略了下标it：
本文选取的控制变量具体包括：(1)技术引进与消化支出，这里采用技术引进与消化支出占销售收入比重来测度，用Intro表示，衡量技术引进与消化对国内企业全要素生产率的影响；(2)国内企业的研发支出，这里采用国内企业的研发支出占销售收入比重来测度，用R&D表示，衡量自主研发对国内企业全要素生产率的影响；(3)国内企业的市场结构，用Struc表示，这里我们用大型企业销售额占总行业销售额的比重来衡量；(4)制度因素，用Market表示，这里我们用国有企业销售额占总行业销售额的比重来衡量；(5)市场规模，用Scal表示，这里我们用行业内总销售额来近似衡量，并采用对数形式。u是随机或固定效应项，只随行业变化，不随时间而变化，η是随机扰动项，随行业和时间变化。
为了考察FDI技术外溢的时间变化趋势，我们分1997-2001年、2002-2007年两个阶段对技术外溢模型进行分别估计，分为两个阶段的主要原因在于，在2002年后，我国高技术产业外商投资规模呈现了较快的增长，2003-2007年我国高技术产业FDI规模年均增长率比1997-2001明显要高。
(二)实证分析结果
本文采用均衡面板数据的估计程序，全部过程使用Stata软件完成。面板数据模型有两种基本设定：固定效应模型和随机效应模型，Hausman检验结果大部分支持采用固定效应模型②。模型具体结果如表4、表5和表6所示：
从表4可见，TFP[，2]的系数为正并在1％的显著性水平下通过了检验，这表明1997-2007年中国高技术产业内外资的全要素生产率呈同步变化的态势，即整体上看，外资企业对内资企业的技术溢出效果是积极显著的，外资企业全要素生产率每提高1单位，内资企业全要素生产率将提高0.273个单位。从表6分阶段模型结果中可以看出，外资企业全要素生产率对内资企业的溢出效应在2002年后表现的更加突出，2002年前的系数为0.253，而在2002年后系数达到了0.533，这说明随着外资高技术企业进入我国速度的加快，技术溢出效应越来越明显。
而我们所关心的内外资企业间存在的“技术势能”(PTFP)系数为负且在1％的显著性水平下通过了检验，这说明技术势能的大小对内资高技术企业的全要素生产率水平产生了负面的影响，或者说是抑制了技术溢出的程度。这与Haddad和Harrson(1993)、Kokko(1996)、Li等(2001)、Erhan(2000)、陈涛涛和白晓晴(2004)、周燕和齐中英(2005)等的研究结果相近，即当外资与内资的技术差距较大的时候，会抑制技术溢出效应的产生。其中主要原因在于国内企业在技术差距小而且外商企业没有占领大部分国内市场的情况下有能力也有动力进行学习和追赶，而当技术差距太大或者外商投资企业基本控制了市场时，国内企业难以进行学习和追赶。此外，还有可能国内企业对提升学习能力的投入动力不足。从模型2可以看出，内外资企业在规模效率和技术水平上的差距抑制了技术溢出，而在技术效率上的差距则有利于技术溢出，但内外资之间技术水平差距没有通过显著性检验，这说明技术水平差距在抑制技术溢出上并不十分显著。从表6分阶段模型中可以看出，“技术势能”对内资企业技术溢出的抑制作用并没有表现出明显的时间变化，并没有随外商进入规模的不断扩大而有所改善。从分项结果可以看出，在2002年前，规模效率改进上的差距对技术溢出起到了抑制作用，且表现显著，而在2002年后这种抑制作用有缩小的趋势。2002年前，技术进步上的差距也对技术外溢产生抑制作用，但没有通过显著性检验，而在2002年后则表现出较明显，通过了显著性检验。技术效率上的差距则始终对技术外溢产生正影响，且在2002年后表现得更加突出。但三者综合来看，最终还是对内资企业的技术外溢产生了抑制作用。
FDI进入规模测度的行业内技术溢出，系数为正，即随着行业内外资的增加，本行业内资企业的全要素生产率水平是上升的，但是我们看到没有通过显著性检验。行业内溢出不显著的结论与很多文献的结论不相一致，可能的原因在于使用数据的范围和模型估计的方法有所不同。本文使用SFA方法计算了TFP并且采用了面板数据模型来估计技术溢出水平，Gorg和Strobl(2000)通过比较分析认为使用截面数据或时间序列数据比使用面板数据更容易得出溢出的存在。从表6分阶段的表现来看，在2002年前，外商投资进入规模较小的时候，外商投资的进入对内资企业技术外溢具有抑制作用，而在2002年后，随着外资进入速度的增快，对内资企业的技术溢出则起到了积极的作用。
本文利用了技术引进与消化支出和国内企业的研发支出度量了吸收技术溢出能力大小，但是其系数并没有通过显著性检验，这说明内资企业在吸收能力提升上的投资并没有转化为有效的技术进步，可能的原因在于技术引进和消化支出与国内企业的研发支出中有相当一部分来源于政府政策支持，而这种政策支持的行政色彩要大于市场色彩，因而无法通过与市场接轨以达到预期的目的与效果。在2002年前，市场结构指标没有通过显著性检验，而在2002年后，则对技术溢出产生了负影响，这说明由于内外资高技术产业全要素生产率具有同步趋势，进而市场势力的大小对于外资高技术产业全要素生产率的进步亦不存在确定性的影响。之所以产生这一结果，是因为随着我国高技术产业中小企业的蓬勃发展，中小型企业在“模仿”、人力资本流动和经营形式等方面比大型企业更具灵活性方面的优势，因此也更容易产生技术溢出。此外，这与高技术产业与其他传统产业间基于产品差异所导致的竞争方式差异也有着密切的关系。一般而言，较大的企业规模有助于增强市场势力以获取垄断收益，从而提高企业利润。而市场势力的获得除了规模增长之外，还来源于产品的差异性，即通过产品差异来分割市场，进而获取局部垄断势力。就一般行业而言，内部的企业间产品差异性较小，这促使企业在竞争中倾向于通过规模扩张的手段来增强市场势力。而高新技术产业的竞争围绕着产品技术差异性这一核心展开，其市场势力的获取主要来源于产品的技术层次和技术针对性等方面的差异。或者说，对于高新技术产业而言，技术竞争方式在很大程度上代替了传统产业的规模竞争方式，进而能够生存下来的高技术企业无论规模大小均具有较高的技术水平。国有企业比重变量的系数在2002年前为也没有通过显著性水平检验，这说明国有企业比重的提升与内资企业的技术进步之间具有不确定性关系。而在2002年后，随着国有企业比重的提高，技术外溢则表现出了抑制作用。如果如同很多研究一样将国有企业比重作为衡量市场化程度的一个重要指标的话(如傅晓霞、吴利学，2002；王小鲁、樊纲，2004；等)，则表明市场化程度越高则技术溢出机制越容易得到充分发挥，进而越容易促使技术进步的产生。潜在市场规模对技术外溢的影响系数为正，且通过了1％的显著性检验，这种正影响主要在2002年后外商进入规模较大的时候产生的，说明行业的潜在市场规模对全要素生产率具有显著影响，市场规模越大发生技术溢出的可能性也就越大。因为在市场规模较大的行业中，能够充分实现传染效应和学习效应，从而可以将外资的技术更好的向内资企业转移。
表5考察了TFP组成中究竟哪部分存在溢出，模型的各项检验表明了模型拟合较为合理，具体结果如下所示：
模型3显示，在规模效率上，外资的规模效率对于内资的规模效率具有明显的挤入效应，系数通过了l％的显著性检验，并且达到了1.034，这说明外资企业规模效率改进1个单位，内资企业的规模效率则会改进1.034个单位，从表6的时间趋势来看，2002年前则表现的尤为突出，系数达到了1.508，这说明外资规模效率改进对于内资企业具有积极显著的作用，但这种作用随着外资的不断扩大正在不断减弱。FDI进入规模系数为负但没有通过了显著性检验，这说明FDI进入对规模效率的影响表现不显著。内外资企业规模效率上的差距对内资企业规模效率改进具有明显的外溢效应，也就说内外资企业的规模效率差距越大，发生正的溢出效应的可能性也就越大。模型4显示，外资企业的技术效率对内资企业的技术效率也同样具有明显的溢出效应，外资企业技术效率提高1个单位，内资企业技术效率则会提高0.899个单位。从时间趋势上来看，这种溢出效应在2002年后表现得更加明显，系数达到了1.063。FDI进入规模系数在2002年前没有通过显著性检验，说明外资进入规模对内资企业技术效率改进没有明显的作用。而在2002年后，随着外资进入规模的不断扩大，则表现出了对内资企业技术效率的抑制作用。内外资企业在技术效率上的差距对内资企业技术效率改进具有明显的外溢效应，技术效率差距越大，对内资企业挤入效应也就越大。这种表现主要是在2002年前，而在2002年后则表现出了挤出效应。模型5显示，外资的技术进步对内资企业的技术进步具有正效应，且通过了1％的显著性检验，外资企业技术进步率每提高1个单位，内资企业的技术进步率会提高0.518个单位。而这种溢出效应则主要表现在2002年前，系数达到了0.610，而随着外资进入规模的加速，这种溢出作用变得越来越弱，在2002年后系数只有0.179。FDI的规模对于技术进步的外溢效应具有抑制作用，进入规模越大反而越不利于内资企业的技术进步，而这种抑制作用在2002年后表现得比2002年前更加突出。内外资技术进步率上的差距对内资企业技术进步具有负作用，但趋势逐步减弱，在2002年后系数只有0.004。综合来看，内外资高技术企业间“技术势能”的大小对内资高技术企业的全要素生产率水平产生的负面影响主要为通过技术进步率差距抑制了内资企业技术进步的产生。
五、简单结论与启示
本文在现有研究的基础上，借鉴物理学中重力势能的概念，提出了“技术势能”假说，外商投资企业对东道国技术进步的潜在推动能力，同时受到内外资企业间技术差距和外商投资企业进入程度的影响。在实证研究上，本文选择技术依赖特征明显的高技术产业为研究对象，考察了这种“技术势能”对我国高技术产业技术外溢的影响，并得出了以下结论：1997-2007年中国高技术产业的发展过程中，随着外资企业的技术进步，内资企业的技术也在不断进步，外资企业对内资企业的技术溢出的效果是积极显著的，表现为对规模效率、技术效率和技术进步三者都存在溢出效应；“技术势能”对技术溢出效应起到了抑制作用，这种抑制作用主要表现在抑制了规模效率改进和技术进步，而在技术效率改进上则表现出了溢出效应；内资企业在促进吸收能力提升方面的投资并没有起到有效的作用；对于高技术产业而言，企业的规模及其所引致的市场势力的大小并不是技术进步和技术外溢的显著影响因素；在我们现行市场机制下，国有企业比重的提升对技术进步有着负向的影响，或者说市场化程度较高的行业，技术溢出机制才越容易得到充分发挥；潜在市场规模对技术外溢有显著影响。
以上结论为我们提供可供参考的政策建议为：东道国应着力提高国内企业的技术吸收和消化能力，以更好地承接外资的技术溢出，并同时避免挤出效应的发生，在此方面，根据既有研究(赖明勇等，2005；李杏，2007；郭熙保、肖利平，2008；等)，尤其应注意加强人力资本的积累和信息基础设施的建设；政府应该在缩小技术进步率和改进规模效率上加大政策支持力度，鼓励企业加大研发投入，缩小与外资企业之间的技术差距，从而有利于FDI对国内企业的技术溢出；我们应在吸引外资的同时着力提高我国的市场化程度，以利于FDI对国内企业的技术溢出效应得到充分发挥；在吸引外商投资具体行业方面，我们首先应吸引那些在国内潜在市场规模较大的行业，因为在这些行业更容易形成技术溢出。
注释：
①以上选择剔除了仍处于高度垄断，民营资本和外资极少介入的航天航空器制造业和雷达及配套设备制造业，定位于市场化和竞争程度较高行业的分析。
②1997-2001年的模型3和模型5没有通过Hausman检验，存在着个体随机效应。