我国对外直接投资对国内全要素生产率的影响研究

我国对外直接投资对国内全要素生产率的影响研究

作者：屈展

来源：《时代经贸》2011年第15期

【摘要】随着“引进来”和“走出去”战略更好地结合，扩大对外直接投资已经成为我国经济发展的必然。本文利用我国29个省市2004-2009年的数据，运用Eviews和DEAP软件，对我国29个省市的全要素生产率进行了度量，并对我国对外直接投资与全要素生产率之间的关系进行了实证分析。研究结果表明，我国对外直接投资对我国全要素生产率的提升有正向的促进作用，我国对外直接投资存量每增加1%，国内全要素生产率将增长0.006%，虽然作用强度不大，而且它对全要素生产率增长的作用要低于国内研发支出，但从长期来看，对外直接投资能促进我国技术进步。这说明中国应当继续加大我国国内研发投入的力度，并且通过增加投资力度等方式提高对外直接投资对于技术进步的贡献度。 一、引言

改革开放以来，中国对外开放战略的重心一直位于引进外资与出口扩展上，外商直接投资和出口的增长对中国经济的腾飞做出了巨大的贡献，理论研究也多关注这些热点。但是党的十七大报告明确指出：把“引进来”和“走出去”更好地结合起来，拓展对外开放的广度和深度。据商务部统计，2009年，中国对外投资净额达565亿美元，较上年增长1.1%。截至2009年底，中国1.2万家境内投资者设立对外投资企业1.3万家，分布在全球177个国家（地区），对外直接投资累计净额2457.5亿美元。可见，我国正从以引进外资为主的经济发展模式向“引进来”和“走出去”并举的模式转换，扩大对外直接投资已成为我国推动我国经济增长的必然。 二、我国对外直接投资与全要素生产率的现状分析 （一）我国对外直接投资的现状分析 １.总体发展状况分析

中国在2003和2004年的对外直接投资额分别为29亿美元和55亿美元。2005年较2004年增加112倍，中国的对外直接投资开始步入快速发展期。从2002年到2007年，中国对外直接投资得到快速发展，对外直接投资总额从27亿美元上升到265亿多美元，增长近10倍。据商务部统计，2009年，中国对外投资净额565亿美元，较上年增长1.1%。截至2009年底，中国1.2万家境内投资者设立对外投资企业1.3万家，分布在全球177个国家（地区），对外直接投资累计净额2457.5亿美元。

龙源期刊网 http://www.qikan.com.cn

２.投资国内地区结构分析

从各地区对外直接投资金额来看，东部沿海城市是我国对外直接投资的主要地区。近年来，广东、上海、江苏、浙江、山东等省市一直是我国对外直接投资十大省市。从2009年各地区对外直接投资额来看，表2中的十个省市的对外直接投资额占到全国对外直接投资额的71.88%。根据表2，从各省市2004年-2009年对外直接投资额来看，这十个省市的对外投资额基本上呈逐年递增的趋势，其中湖南省、上海市、广东省、山东省、浙江省山东省增长最为强劲。从各省市每年的对外直接投资额来看，除了黑龙江省，2009年各省市的对外直接投资额的增长幅度最大。以湖南省为例，2008年湖南省的对外直接投资额是46502万美元，而2009年的对外直接投资额是101628，较去年增长118.55%。 三、我国对外直接投资对全要素生产率影响的机制分析

根据过去的学者对对外直接投资与全要素生产率之间关系的作用机理研究，大体上可以总结出4个机制。

（一）分摊研发成本机制

母国对东道国进行直接投资，东道国政府或企业在获得资金进行研发的同时，也会激励其投入更多的资金进行深入的后续研发，由此分摊母国企业的技术研发成本，使得母国企业可以节省资源用于其他项目的研究。Mansfield（1982）对美国30家跨国公司进行研究得出，跨国公司的海外子公司通过分摊母公司的相关研发费用，可以为母公司节约大约15%研发费用。中国现在走出去的企业越来越多的以技术寻求为目的，通过收购或者合资的形式，获得或利用东道国企业的研发要素，以分摊母公司的研发成本。 （二）研发成果回流机制

母国通过对外直接投资，可以获得东道国企业研发形成的新技术，由此产生的技术回流可以对投资母国技术产生影响。Dunning（1990）通过对跨国公司申请的专利数进行研究发现，其海外子公司申请专利占其总申请专利数的比率呈递增的趋势。而且海外子公司发明的技术更能适应当地消费者的需求，同时也增强了其产品在当地的竞争力。 （三）逆向技术外溢机制

通过对拥有先进技术的国家进行直接投资，可以获取其先进技术，这种技术外溢可以回流回母国，促进母国的技术进步。这一机制通常是通过企业之间的并购产生的。Patel等人（1998）对英国公司海外子公司80年代的专利数据进行研究之后发现，在这期间被调查公司有60%新申请的专利与企业的并购活动相关。事实上，在跨国公司扩展中，此类案例不在少数。最近，中国的吉利汽车也已18亿美元成功收购了沃尔沃汽车，获得了沃尔沃轿车公司100%的股权和相关资产，其中包括知识产权，通过此次并购，吉利将拥有沃尔沃关键技术的所有权和使用权。

龙源期刊网 http://www.qikan.com.cn

（四）外围技术剥离机制

第四个被赵伟、古广东、何元庆（2006）称为外围技术剥离机制，即企业通过对外直接投资，可以将落后的或处于边缘的技术研发转移到其海外子公司，从而使母公司可以节约资源用于新技术的研发。这种外围研发的剥离，使得企业在自己已经成熟的领域可以投入更少的成本和经历，而把更多的财力和物力集中于自己新进入的领域，这样可以使得技术进步的成本更少、所需周期更短。这方面的效应受到实证研究者的较多关注。 四、我国对外直接投资对全要素生产率影响的实证分析 （一）计量模型的构建与数据选取 1.计量模型的构建与说明

Coe和Helpman[5]最早使用国际R&D溢出回归方法进行实证分析，他们使用一个简单的模型来验证通过进口渠道的技术外溢。结果发现，国内和国外R&D资本都是生产率增长的重要源泉。

由于影响一国全要素生产率的因素有很多，比如国内研发资本、教育、外商直接投资和对外直接投资等等，为了简化研究，突出重点，本文只考虑我国对外直接投资和国内研发资本对我国全要素生产率的影响，并设定如下模型： =+++ （2）

其中，t表示年代，t=2004，2005…2009；表示在t时期我国国内研发资本存量；表示我国在t时期外直接投资总额；和分别表示我国研发投入和对外资直接投资对我国全要素生产率的弹性。

2.我国全要素生产率的估计方法

假设技术进步为希克斯中性，有如下形式的Cobb-Douglas函数，即： = （3）

公式中，为各省区市的GDP，为资本存量，为劳动数。于是，第i个省区市2004年的全要素生产率为： == （4）

根据（3）式，设定如下计量模型：

龙源期刊网 http://www.qikan.com.cn

=+LK+LL+（5）

公式中，LK和LL分别表示对K和L取自然对数，C为截距项，u为扰动项。 基于DEA-Malmquist生产率指数方法在测算了各省区的全要素生产率的变化和基期的全要素之后，第i省第t期TFP的计算公式如下： =×（6）

公式中，为i省第t期的TFP值，为第j年TFP变化值，为i省2004年（基期）的TFP。 3.数据的选取

（1）国内生产总值（GDP）的确定

我国当年国内生产总值取自《中国统计年鉴》，并以1952年消费价格指数进行平减。CPI的数据来源于《新中国55年统计资料汇编》。 （2）劳动量（L）的确定

我国当年劳动量来源于《中国统计年鉴》中的就业人员数。 （3）资本存量（K）的确定

资本存量的确定参考郭庆旺和贾俊雪的“永续盘存法”算法，公式为： =（1-σ）+（7）

其中为第t年的实际资本存量，为t-1年的实际资本存量，为t年的名义投资，为固定资产投资价格指数（2002年=1），σ为资本折旧，按照大多数学者的做法，取值为5%。 （4）全要素生产率（TFP）的确定 通过上述方法确定全要素生产率。 （5）我国研发资本存量SD的确定

我国2004年至2009年各省份研发投入可以从《中国科技统计年鉴》获得。对于R&D资本存量，也可借用永续盘存法来计算

龙源期刊网 http://www.qikan.com.cn

SDt=（1-σ）SDt-1+RDt（8）

其中，RDt为采用固定资产价格指数折算成1952年不变价格的历年研发支出。 （6）对外资直接投资存量ODI

我国各省市2004年至2009年ODI存量的数据直接取自中华人民共和国商务部网站上统计的数据，由于计量单位是万美元，所以根据当年的汇率折算成人民币，然后采用固定资产价格指数折算成1952年的不变价格。 （二）实证结果与分析 1.面板数据单位根检验

面板单位根检验是对时间序列单位根检验理论的继续和发展，它综合了时间序列和横截面的特征，能够更加直接、更加精确地推断单位根的存在（汪涛等，2002）。考虑到在计量经济学软件Eviews6.0中，并没有MW检验法，另外从理论分析来看，不同的检验方法的实证结果应该基本保持一致，为了保证分析结论的稳健性，我们分别使用了LLC检验、IPS检验和ADF检验这三种最为经常使用的方法。

由检验结果可以看出，三个变量的检验结果在5%的显著水平拒绝原假设（存在面板单位根）。可见，全要素生产率、研发资本存量、对外直接投资的水平值都是平稳的。 2.协整检验

协整检验是检验变量间长期均衡关系的常用方法。面板协整检验方法主要有Engle-Granger两步法和建立在向量回归基础上的Johansen检验。Pedroni指出，每一个标准化的统计量都趋于正态分布，但在小样本条件下，Panel ADF和Group ADF统计量较其他统计量有更好的性质。本文采用Pedroni（2004）提出的面板协整检验方法对变量数据进行检验。 检验结果表明，Panel ADF和Group ADF统计量均在1%的检验水平上拒绝原假设，这说明log（TFP）、log（SD）、log（ODI）存在着显著的协整关系。 3.F检验

本文直接通过F检验对模型形式进行判断。F检验结果表明在1%的显著水平下拒绝原假设（混合模型），因此在混合模型和个体固体效应模型的比较中，应该建立个体固定效应模型。

4.Hausman检验

龙源期刊网 http://www.qikan.com.cn

本文继续通过Hausman检验对模型形式进行判断。检验结果表明，由于P＜0.05，所以拒绝原假设（个体随机效应模型），即应建立个体固定效应模型。 5.模型估计结果

为消除序列自相关影响，通过Eviews 6.0对（2）式运用广义最小二乘法（GLS）进行估计，得出如下结果（括号中为t统计量）： =0.0486908+0.005870+0.016179 （11.05014）（3.211243）（3.433240） =0.995535=847.2775

可以看到，拟合优度为99.5535%说明回归方程拟合的很好，对外直接投资和全要素生产率之间有较强的相关性。F统计量显示该模型在1%的水平上显著，这说明我国FDI对我国TFP有较强的解释力。由分析结果也可知，国内研发投入和对外直接投资对我国全要素生产率都具有正向的影响。

从的系数来看，我国对外直接投资存量每增加1%，国内全要素生产率将增长

0.005870%，这说明我国对外直接投资对我国国内的技术进步有正向的促进作用。这与Nigel和James（2003）的研究结论相似，他们采用了1984-1992年间英国制造业部门产业层面的数据，运用GMM法进行了实证分析，结果显示对外直接投资存在反向技术外溢。

从的系数来看，我国国内研发投入每增加1%，国内全要素生产率将增长0.016179%，并且这一系数要大于的系数0.005870，可见，我国国内研发投入对我国全要生产率的影响要大于我国对外直接投资对我国全要素生产率的影响。这与赵伟、古广东、何元庆（2006）的研究结论相似，他们在对我国1985年-2004年我国对外资直接投资与我国全要素生产率的研究分析中得出，我国国内研发投入对我国全要素生产率的影响要远远大于我国对外直接投资对我国全要素生产率的影响。 五、结论与政策建议

通过对2004-2009年我国各省市对外直接投资和全要素生产率的计算和分析，可以得出以下三点结论：

1.我国对外直接投资对我国全要素生产率有正向的影响，即我国对外直接投资能够促进我国的技术进步。对外直接投资每增加1个百分点，可促进国内全要素生产率增长0.005870个百分点。

龙源期刊网 http://www.qikan.com.cn

2.现阶段我国对外直接投资对我国全要素生产的影响要小于我国国内研发投入对我国全要素生产率的影响。

3.现阶段我国的技术进步主要来源于国内研发投入。我国国内研发投入每增加1个百分点，我国全要素生产率将增长0.016179个百分点。所以国内的研发投入是我国技术进步的主要源泉。

最后，本文给出以下几点政策建议：

1.继续加大我国国内的研发投入，国内研发投入所产生的技术进步，可以更加迅速、直接地被我国国内企业吸收和利用，从而快速地创造出收益。

2.对外直接投资是促进国内技术进步的重要途径，所以应该继续扩大我国对外直接投资，同时政府要采取各种优惠措施鼓励国内企业进行对外直接投资，在财政、金融、信息和咨询等方面给企业的对外直接投资提供支持，并强化服务和监管职能，为对外直接投资企业创造一个良好的投资环境