哈 尔 滨 工 业 大 学 学 报
J OURNAL OF HARBI N I NSTI TUTE OF TECHNOLOGY
Vo l 39N o 2Feb.2007
投资动机对FDI 技术溢出效应的影响
孟 亮,王洪庆,宣国良
(上海交通大学管理学院,上海200030,E m a i:l m eng liang @sjtu .edu .cn)
摘 要:利用联立方程模型(SE M )方法,对不同投资动机的FD I 在我国工业部门产生的技术溢出效应进行了实证分析.结果表明,FD I 的投资动机会影响技术溢出效应的发生.对于出口导向型FD I ,技术溢出效应可以同时通过竞争和模仿途径发生;而对于本地导向型FD I ,技术溢出效应只能通过模仿途径发生.关键词:FD I ;投资动机;技术溢出中图分类号:F 830 59
文献标识码:A
文章编号:0367-6234(2007)02-0330-04
E ffect ofmoti vation of FD I on technology spill overs
MENG L iang ,WANG H ong q i n g ,XUAN Guo liang
(Schoo l o fM anage m ent ,Shanghai Jiao T ong U niversity ,Shangha i 200030,E m ai:l m engli ang @sjtu .edu .cn)
Abst ract :By usi n g a si m u ltaneous equati o n m ode,l th is paper exa m i n es the m otivation of FD I affects techno l
ogy spillovers i n Ch i n a .The resu lts i n d icate that as fo r local-oriented FDI ,techno l o gy sp illovers cou l d be generated through both co m petition and i m itation .H ow ever ,as for export-oriented FD I ,techno l o gy spillovers could on l y be generated through i m itation .
K ey w ords :FD I ;i n vest m ent mo tiva ti o n ;techno logy spillovers 收稿日期:2004-10-22.
基金项目:国家自然科学基金资助项目(703720170.作者简介:孟 亮(1979 ),男,博士研究生;
宣国良(1941 ),男,教授,博士生导师.
作为国际资本流动的主要形式,FD I 对东道国经济发展的影响一直受到各国经济学家的密切
关注[1]
.国外学者通过大量案例研究后发现,竞争和模仿是FD I 技术溢出效应产生的两条重要途径.通过对流入我国的FD I 进行分析发现,外商投资按照动机的不同可分为两类.一类的目的在于通过FD I 以更迅速和低成本的方式进入中国市场,则将其称之为本地导向型FD I ;而另一类的目的在于利用我国丰富和廉价的资源,产品主要出口国外,则将其称之为出口导向型FD I .本文采用中国制造业相关数据,对外商直接投资对我国工业部门的技术溢出效应进行了经验研究,进而对不同投资动机的FD I 在产生的技术溢出效应差异进行了分析.
1 研究方法
1 1 检验模型建立
关于FD I 技术溢出效应的实证研究以C a ves [3]
和B lo m str m
[4]
为先驱.虽然后来的学者不
断的将他们的实证模型细化和扩展,但基本方法是相似的.如果检验结果对FD I 变量的系数给出了一个统计意义上显著的正的估计值,则认为发生了正面的技术溢出效应,同时根据其他特征变量系数的估计值,可以判断相关因素对技术溢出的影响.
K okko [5]
认为上述传统的检验方法没有区分从竞争和模仿两种途径产生的溢出效应,提出了用联立方程模型检验方法来解决这个问题.其创新之处在于外资企业的劳动生产率作为内生变量对待,外资企业和东道国企业的生产力水平是通过相互竞争作用共同决定的[6-7]
.在此基础上本
文建立了以下联立方程模型:
V AD =C 1+C 2V AF +C 3K LD +C 4L QD + C 5R DD +C 6F P + 1,
(1)
V AF =C 7+C 8V AD +C 9K LF +C 10L QF + C 11R DF + 2.
(2)
式中:V AD 与V AF 为本地企业与外资企业的人均劳
在式(1)中,V AF与F P的系数分别测定FDI通过竞争与模仿途径发生的技术溢出效应;K LD、L Q D和R DD的系数分别测定资本密集度,人力资本质量以及R&D投入对本地企业生产力水平的贡献.
在式(2)中,V AD的系数测定本地企业通过竞争对外资企业生产力水平的影响;K LF、L QF和R DF 分别测定资本密集度,人力资本质量以及R&D投入对外资企业生产力水平的贡献.
在进行回归之前,需要对联立方程模型的设定形式进行检验,目的在于确定V AF和V AD的内生性.建立以下检验方程:
V AD= 1+ 2V AF+ 3K LD+ 4L QD+
5R DD+ 6F P+1R1+!1,(3) V AF=∀1+∀2V AD+∀3K LF+∀4L QF+
∀5R DF+2R2+!2.(4)其中:R1和R2分别为V AF和V AD的约简形式O-LS估计的残差.根据G erosk i[8]的研究,如果1和2在统计意义上显著不为0,则可以认为V AF 和V AD是内生的.
1 2 数据样本选择
采用我国制造业全部28个行业1999年到2001年的有关数据.其中由于行业中外资企业数量过少以及数据不全等原因,剔除了烟草加工业和石油加工及炼焦业.鉴于数据的时间跨度较短,将连续3年的数据看作是同质的,采用混合面板数据方法进行处理.
1 3 检验步骤
首先在总体上检验FD I对我国工业部门的技术溢出效应,其次按照投资动机的不同,依据外资企业产品出口比例数据,将FD I分为本地导向型FD I和出口\\向型FD I,分别对其技术溢出效应进行检验.模型参数使用三阶段最小二乘法(3SLS)进行估计,统计软件为Ev ie w s3 1.
2 实证结果及分析
2 1 总体FDI技术溢出效应
FD I在总体上对我国工业部门的技术溢出效应分析结果如表1所示.
表1 FDI对我国工业部门总体技术溢出效应分析结果(3SL S法)
方程式式(1)式(2)
被解释变量V A D V AF
常数项-21710 67(-5 1976***)1625 954(0 3340)
V AF0 227131(3 913494***)
V AD0 6224(4 178126***)
K LD652 5032(3 856746***)
K LF1143 505(6 822953***)
L QD159804 1(4 294307***)
L QF246105 9(4 695182***)
R DD40 10187(0 5571)
R DF1433 180(2 512687**)
F P41771 37(5 880670***)
R20 7607040 842797调整后R20 7440860 834184
D.W.2 2976762 074083
N7878
注:括号内为T检验值,***、**、*、分别表示在1%、5%和10%水平上显著.
从表1可以看到,在式(1)中,V AF与F P的系数上均显著为正,这表明总体上本地企业同时通过竞争和模仿两条途径都明显从外商投资中获得了技术溢出效应.K LD和L QD的系数同样显著为正,这与预期结果是一致的,表明资本密集度和人力资本质量对本地企业的劳动生产率具有明显的促进作用.但是R DD的系数虽然为正,并没有通过显著性检验,这暗示本地企业的R&D投入并没有对劳动生产力的提高起到积极的推动作用.
在式(2)中,V AD的系数显著为正,这表明与
331
第2期孟 亮,等:投资动机对FD I技术溢出效应的影响本地企业的市场竞争促使外资企业不断采用更先进的生产技术,提高生产力水平.K LF和L QF的系数显著为正,表明外资企业的人均资产水平和人力资本水平对劳动生产力同样对其劳动生产率具有显著的促进作用.R DF的系数显著为正,表明外资企业在华的R&D投入已经对其生产力水平具有明显的推动作用,说明在华外资企业使用的技术在相当程度上属于本地研发,这与当前公司R&D全球化的趋势是相吻合的.
2 2 不同投资动机FD I的技术溢出效应
本地导向型FDI对我国工业部门技术溢出效应分析结果如表2所示.
表2 本地导向型FD I对我国工业部门技术溢出效应分析结果(3SL S法)
方程式式(1)式(2)被解释变量V
A D
V AF
常数项-32788 43(-2 197867**)42833 21(3 109930***)
V AF0 048836(0 213460)
V
AD
1 528221(6 144319***)
K LD1090 363(3 545070***)
K LF976 1290(0 717123)
L QD265592 6(1 963848*)
L QF50431 12(0 633660)
R DD579 1559(0 980424)
R DF3903 833(4 446530***)
F P50040 36(1 999455*)
R20 7730950 850075调整后R20 7190700 822816
D.W.2 1452702 036911
N3333
注:括号内为T检验值,***、**、*、分别表示在1%、5%和10%水平上显著.
式(1)中V AF的系数虽然为正,但是没有通过显著性检验,说明竞争不是技术溢出效应发生的主要途径.F P的系数显著为正,说明模仿是本地企业获得溢出效应的重要途径.
由于以本地导向型FDI为主的行业多数属于知识密集型行业,例如医药制造业与交通运输设备制造业.在这些行业中本地企业的技术能力与外资企业相比往往具有比较大的差距.同时,由于外资企业的产品主要在本地销售,本地企业的利润空间受到较为强烈的挤压,进而影响其R&D投入.在技术条件和市场条件的双重作用下,本地企业难以通过竞争途径获得技术溢出效应.同时发现本地企业可以通过模仿途径获得技术溢出效应.
式(2)中K LF与L QF的系数没有通过显著性检验,这可能是由于外资企业大多属于以知识密集型为主的行业,生产力水平更多的取决于企业拥有的无形资产,主要是其核心技术水平以及核心技术人员的质量,而与固定资产水平和一般的工程技术人员的数量关系不大.
出口导向型FDI对我国工业部门技术溢出效应分析结果如表3所示.
在式(1)中,V AF与F P的系数均显著为正,说明本地企业同时通过竞争与模仿途径获得了技术溢出效应.
由于以出口导向型FD I为主的行业多数属于劳动密集型行业,例如文教体育用品业与纺织业.本地企业与外资企业相比技术能力上的差距相对较小.同时,由于外资企业的目标市场主要在国外,本地企业受到的竞争压力较小,具有较大的利润空间,可以在R&D方面进行较多的投资.因此在这种情况下,本地企业能够同时通过竞争与模仿途径获得技术溢出效应.
在式(2)中,V AD的系数为负,但是没有通过显著性检验.说明与本地企业的竞争没有对外资企业提高生产力水平产生促进作用.这可能是由于外资企业的产品以出口为主,竞争对手主要来自国际市场,来自本地市场上的竞争压力相对较小,因此不会成为促使其提高生产技术的主要因素.
332哈 尔 滨 工 业 大 学 学 报 第39卷表3 出口导向型FD I对我国工业部门技术溢出效应分析结果(3SL S法)
方程式式(1)式(2)
被解释变量V AD V AF
常数项-28870 04(-7 003495***)32676 33(4 421202***)
V A F0 547800(5 4462***)
V AD-0 384163(-0 695753)
K LD378 3622(1 727228*)
K
LF
2470 691(9 062399***) L QD626 4166(2 014503**)
L QF234498 3(2 088525**)
R DD97 24455(1 292163)
R DF6182 807(5 231580***)
F P69261 72(7 396853***)
R20 8432170 9066调整后R20 8257970 8800
D.W.2 1663461 834752
N4545
注:括号内为T检验值,***、**、*、分别表示在1%、5%和10%水平上显著.
3 结论
1)就总体而言,外商对华投资产生的技术溢出效应比较明显,并且溢出效应同时通过竞争和模仿途径发生.这说明本地企业已经具有了一定的竞争能力和吸收能力,能够初步与外资企业展开竞争,并且从外资企业的技术溢出中获益.
2)FDI的投资动机会影响技术溢出效应的发生,对于出口导向型FDI,技术溢出效应可以同时通过竞争和模仿途径发生;而对于本地导向型FD I,技术溢出效应只能通过模仿途径发生,FDI 技术溢出效应的发生不是!自动∀的,随着投资动机的不同,不同类型的FD I将对本地企业面临的市场条件和技术条件产生不同的影响,进而影响技术溢出效应的发生.部门在制定FD I的引进时,应充分考虑对具有不同投资动机的FDI 区别对待,从而更有效的促进技术溢出效应的发生.
3)本地企业的R&D投入对其生产力水平的提高没有起到积极的推动作用.这在一定程度上说明本地企业对科技研发重视程度不够,R&D经费投入不足.这将影响其技术能力的提高,进而削弱与外资企业竞争并从技术溢出中获益的能力.这一现象应该引起足够的重视.同时,外资企业的R&D投入与其生产力水平具有明显的正相关关系,这表明本地研发已经成为在华外资企业的重要技术来源.参考文献:
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(编辑 张红)
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