摘要：文章整理了1999到2003年我國31個省市的面板數(shù)據(jù)，并以此為基礎進行了初步的計量分析。實證結果表明：存在外商直接投資的技術溢出效應。文章進一步采用回歸分析，比較了外商直接投資的技術溢出效應對東部、西部、中部三個地區(qū)的效應影響，結果表明溢出效應的強弱與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平有正相關的關系。
　　關鍵詞：外商直接投資（FDI）；面板數(shù)據(jù)（panel）
　　
　　一、對FDI研究的基本假設
　　
　　從開始研究FDI至今，我國學者的大部分研究都借鑒了外國學者的模型和方法。綜合來看，運用的模型主要有單方程計量模型、聯(lián)立方程組模型，同時也有調(diào)查問卷、案例分析等。研究的內(nèi)容包括基于行業(yè)、地區(qū)、企業(yè)技術吸收能力等層面的溢出效應分析。部分學者認為我國FDI存在著正的溢出效應；部分學者認為溢出效應不明顯，同時溢出效應和擠出效應同時存在。
　　由于我國學者選取的大多數(shù)是我國工業(yè)部門的數(shù)據(jù)，并且沒有一個共識的檢驗方法存在，所以每個研究者在模型選擇上的不同，指標選擇上的不同，會造成結論的差異性。筆者提出如下假設：第一，外商直接投資對于內(nèi)資部門的產(chǎn)出有正的溢出效應；第二，這種溢出效應在不同的地區(qū)存在顯著的差異性，經(jīng)濟越發(fā)達的地區(qū)的溢出效應相對越明顯。以下是具體的數(shù)據(jù)分析。
　　
　　二、關于FDI溢出效應的計量分析
　　
　?。ㄒ唬?shù)據(jù)來源
　　本文使用《中國統(tǒng)計年鑒》（2000～2004），31個省、自治區(qū)、直轄市從1999～2003年，共計5年155個工業(yè)數(shù)據(jù)來分析外商直接投資帶來的技術溢出效應。
　　在分組處理時，將31個省市劃分成東部、中部、西部三個區(qū)域，劃分如下——東部：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、山東、浙江、福建、海南、廣東、廣西，共12個省份；中部：黑龍江、山西、內(nèi)蒙古、吉林、安徽、江西、河南、河北、湖南，共9個省份；西部：西藏、四川、重慶、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆，共10個省份。
　　（二）變量選擇和處理
　　對所知用的主要名詞、變量及其含義界定如下：
　　1、相關名詞含義界定。（1）工業(yè)：使用的數(shù)據(jù)均為統(tǒng)計年鑒上的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，根據(jù)統(tǒng)計年鑒的解釋，工業(yè)指從事自然資源的開采，對采掘品和農(nóng)產(chǎn)品進行加工和再加工的物質(zhì)生產(chǎn)部門。（2）外商直接投資（FDI）：在本文中是指“三資”企業(yè)，即港、澳、臺商投資企業(yè)和外資企業(yè)的總稱。在數(shù)據(jù)中運用的是統(tǒng)計年鑒中“三資”工業(yè)企業(yè)的各種指標。（3）技術溢出：是指在貿(mào)易或其他經(jīng)濟行為中，先進技術擁有者有意識或無意識地轉(zhuǎn)讓或傳播他們的技術，包括國際技術溢出、國內(nèi)技術溢出、行業(yè)間技術溢出、行業(yè)內(nèi)技術溢出等幾種形式。
　　2、相關變量選取與界定。（1）內(nèi)資（Kn）/外資（Kf）工業(yè)部門的資本存量。Kf選取年鑒中各地區(qū)三資企業(yè)的“資產(chǎn)總計”來衡量。Kn=K-Kf，其中：K表示全部國有及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)的“資產(chǎn)總計”。（2）內(nèi)資（Yn）/外資（Yf）工業(yè)部門的總產(chǎn)值。Yf選取年鑒中各地區(qū)三資企業(yè)的“總產(chǎn)值”來衡量。Yn=Y-Yf，其中：Y表示全部國有及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)的“總產(chǎn)值”。（3）內(nèi)資（Ln）/外資（Lf）工業(yè)部門的勞動力數(shù)量。由于對于勞動量的統(tǒng)計，只有2004年及以后的年鑒才直接列明此項，所以在本文中，對于勞動力的數(shù)量的統(tǒng)計，我們根據(jù)勞動生產(chǎn)率的計算原理，利用工業(yè)增加值和全員勞動生產(chǎn)率的比值計算得出：Lf=外資部門工業(yè)增加值/外資部門全員勞動生產(chǎn)率，Ln=總就業(yè)人數(shù)-外資部門就業(yè)人數(shù)。同時為了消除通貨膨脹等因素的影響，通過運用生產(chǎn)指數(shù)把數(shù)據(jù)處理為以1999年為基期的數(shù)據(jù)。
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　　與大部分現(xiàn)有研究的分類方法一樣，本文也將整個經(jīng)濟劃分為內(nèi)資和外資兩個部門，由于本文的數(shù)據(jù)所限，針對地區(qū)層面上研究，只能將一個地區(qū)整體的工業(yè)部門作為一個整體考慮。在模型設定上，本文借鑒了嚴兵（2006）的研究方法，以內(nèi)資部門的產(chǎn)出（Yn）作為因變量，把內(nèi)外資部門的資本存量（Kn/Kf）以及內(nèi)資部門的勞動力數(shù)量（Ln）作為自變量。
　　假設全部產(chǎn)業(yè)的投入產(chǎn)出過程服從下面的生產(chǎn)函數(shù)：
　　
　　為了減小變量中存在的異方差，我們對Kn、Kf、Ln作自然對數(shù)變換。
　　
　　其中：α表示內(nèi)資企業(yè)資本的邊際產(chǎn)出彈性；
　　β表示外資企業(yè)資本對內(nèi)資企業(yè)的邊際產(chǎn)出彈性；
　　γ表示內(nèi)資企業(yè)勞動的邊際產(chǎn)出彈性。
　　μ表示誤差項，我們假設μ～N（0，δ2）。
　?。ㄋ模?shù)據(jù)分析
　　在面板數(shù)據(jù)中，常常要面臨在常截距模型和變截距模型中進行選擇。我們用的斜方差檢驗。用文中數(shù)據(jù)的F檢驗值與臨界值進行比對，如果在5%顯著水平下小于臨界值則接受零假設，反之則拒絕零假設。進一步，我們進行Hausman檢驗，在隨機效應和固定效應之間進行選擇。因為EViews3.1沒有直接給出檢驗的命令，所以利用程序進行檢驗。計量結果顯示如表1所示。
　　按照這一結果，比對Hausman檢驗的臨界值，零假設在1%的顯著性水平下被拒絕，因此我們采用固定效應的面板模型（H0：選擇隨機效應模型）。
　　1、基于國家層面上的外商投資的技術溢出效應分析。在1999年到2004年期間，我國31個省市工業(yè)部門的產(chǎn)出相關影響因素在總體上表現(xiàn)是一致的，不同地區(qū)間的差異不明顯；我們通過實際回歸發(fā)現(xiàn)在常截距模型和變截距模型中，選擇常截距模型進行整體回歸的效果更好，回歸結果如下：
　　
　　從回歸結果看到，各項檢驗指標都通過了檢驗，但DW值相對比較低，對于面板數(shù)據(jù)來說，可能在數(shù)據(jù)中存在著自相關現(xiàn)象。檢驗結果的系數(shù)表明，1999年到2003年期間，外商直接投資對我國工業(yè)部門的技術溢出效應為正，符合我們的假說和預期。總體上看，外資工業(yè)部門的資產(chǎn)增加1%，可以帶動內(nèi)資工業(yè)部門的產(chǎn)出增加0.1017個百分點。對于內(nèi)資部門的產(chǎn)出來說，最主要的貢獻還是內(nèi)資部門的資本，內(nèi)資企業(yè)資本的邊際產(chǎn)出彈性為0.7857；勞動的邊際產(chǎn)出彈性為0.2859。對比來說，外資本部門的溢出效應比較小。
　　2、基于地域?qū)用嫔系耐馍掏顿Y的技術溢出效應分析。由于歷史的原因，造成了我國東、西、中部地區(qū)發(fā)展的不平衡，我們考慮在技術溢出效應時，會不會因為地區(qū)的原因有所不同，按照中國經(jīng)濟年鑒的分組方式，我們分成三組進行回歸檢驗。檢驗結果報告如表2所示。對于回歸結果，從表格中我們可以直觀的看到，基本所有的系數(shù)都通過了10%下顯著性水平的檢驗。東、中、西部的FDI技術溢出效應存在著很大的差異。這一點符合我們的第二點假說。
　　3、計量結果的解釋。對于東部地區(qū)，技術溢出的效應非常明顯，外資工業(yè)部門的資產(chǎn)每增加1%，可以帶動內(nèi)資工業(yè)部門的產(chǎn)出增加0.2925個百分點。但是我們看到，內(nèi)資部門勞動力的邊際產(chǎn)出為負效應，這與我們的預期相反。要對這一結果進行合理解釋，就要考慮到我國的實際國情。作為在改革開放大潮中第一批發(fā)展起來的珠三角，以及后來的長三角，甚至目前已知再討論中的環(huán)渤?！按蟊本苯?jīng)濟圈，都屬于我國東部地區(qū)。這些地區(qū)經(jīng)濟發(fā)達，也是我國改革開放后最早接受外商投資的地區(qū)。外資的進入對于我國經(jīng)濟的快速發(fā)展和GDP的增長起到了非常重要的作用；同時作為引進現(xiàn)代技術、觀念、服務的載體，使我國內(nèi)資企業(yè)在生產(chǎn)技術水平、管理水平、創(chuàng)新研發(fā)等方面都得到了相當程度的提高，東部地區(qū)有著明顯的技術溢出效應。同時，因為外商投資企業(yè)都是大都資本密集型的企業(yè)，所以我們預計可能會對勞動力需求產(chǎn)生一個“擠出”效應，這還需要下一步的實證分析。對于西部地區(qū)的溢出效應不明顯，外資部門資本的對內(nèi)資部門的邊際產(chǎn)出彈性是0.0752。與此同時，對西部地區(qū)來說，內(nèi)資部門勞動力和資金的邊際產(chǎn)出效果非常明顯。我們考慮到可能是由于政策、地理位置、經(jīng)濟水平等多重因素，外商投資相對來說較少；同時內(nèi)資企業(yè)的技術水平比較低，競爭能力和學習能力都比較弱，吸收外資企業(yè)的技術、管理的水平比較弱，所以溢出效果不明顯。對于中部地區(qū)的溢出效應明顯小于東部地區(qū)，外資部門資本的對內(nèi)資部門的邊際產(chǎn)出彈性是0.1209。但是我們看到，對中部地區(qū)來說，內(nèi)資部門勞動力和資金的邊際產(chǎn)出效果非常明顯。對比東中部地區(qū)，我們發(fā)現(xiàn)，隨著國家支持力度的增強，中部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展正處在一個上升的階段，外資對于中部地區(qū)的作用也在逐步的加強。
　　
　　三、結論
　　
　　研究表明，從國家整體層面上進行分析存在比較比較明顯的正的技術溢出效應。
　　分組檢驗表明，只有經(jīng)濟發(fā)展到一定的階段，溢出效應才會比較明顯。這個結果說明，我國東、中、西的經(jīng)濟階梯狀情況，就是典型的效率優(yōu)先的結果。效率優(yōu)先，引發(fā)了經(jīng)濟的不平衡，地區(qū)經(jīng)濟間發(fā)展趨異，是一種“發(fā)展趨異”的馬太效應。隨著地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展，招商引資的增強，正溢出效應的存在，又會演變成一種“發(fā)展趨同”馬太效應。
　　
　　參考文獻：
　　1、姚立民.獨資與合資方式的技術溢出效果分析[J].國際貿(mào)