北京市FDI所有权结构最优化的实证研究①

首都经济贸易大学 刘新宇 胡颖 任兆鑫

外商直接投资(Foreign Direct Investment，FDI)的技术溢出效应是其对东道国经济增长产生直接和间接的影响，这也使之成为发展中国家或地区竞相吸引FDI的重要原因之一。北京市在利用外商直接投资对经济增长迅猛推进的同时，也相应地在某种程度上推动了其内资企业的技术进步和自主创新能力的提高。

作为国际资本流动的主要方式，外商直接投资对东道国的技术溢出效应已经日益为国内外研究学者所关注，但其现有研究的成果及结论却有所区别(江心英、张二震、马野青等，2006)。Javorcik和Spatareanu(2008)利用罗马尼亚数据得到的结果表明，外资产生的产业内技术溢出效应为负，且独资企业所产生的负效应大于合资企业。Djankov和Hoekan(1999)在分析捷克制造业的企业面板数据时发现，如果外资份额全是独资企业，则溢出效应在统计上不显著；而如果是由独资企业和合资企业组成，当地企业的生产力水平呈现出负向溢出效益。卢晓勇、金艳清(2012) 通过对1998～2011年中部六省的面板数据研究发现，FDI独资化倾向对服务业产业内升级具有较强的促进作用。吴静芳(2010)通过分析上海市近12年的企业面板数据发现，只有外商独资企业与转移技术的水平呈正相关关系。肖怡楠(2010)经过研究发现，跨国公司的独资化有利于我国高技术的引进和应用，但也会对国内企业产生挤出效应，造成国内企业人才流失。

本文则是从技术溢出的角度来分析FDI所有权结构对北京市经济增长与技术进步的影响，最终旨在探索并发现FDI所有权结构的最优化比例，以使其技术溢出效应最大化，从而有效解释北京市近20年来引进外资相关政策的调整与改变。

1 北京市1987～2010年FDI所有权结构发展状况

图1 1987～2010年北京市三资企业实际利用外资金额比重变化趋势

1987至2010年，北京市实际利用外资总额从将近1亿美元增长到63.1亿美元，增速显著，平均每年增加2.5亿美元。基于外资所有权结构的视角(如图1)，独资项目比例呈逐年递增趋势，由1990年的1.2%增长至2010年的82%；合资项目份额被独资项目挤占，从最初的90%以上下降至20%以下水平；而合作项目的比例基本维持在10%以下。显然从1997开始，独资项目利用外资金额比重陡然上升，与合资和合作项目比重呈“剪刀叉”形状，表现为“独资化”现象。

图2 1987～2010年北京市实际利用外商直接投资额与专利授权量

图2展现了1987～2010年间北京市实际利用外商直接投资总额、独资项目利用外资金额与专利授权量的变动情况，图形大致反映了三者之间同向的变动规律。根据以上各类数据及计算结果，可以发现FDI所有权结构(独资化)与专利、科技成果数量之间存在着同向变化的趋势。

2 模型的构建和实证结果

为了研究FDI所有权结构对于东道国技术进步产生的“溢出效应”和“挤出效应”两方面的影响，以及探索北京市外商直接投资所有权结构最优化比例，本文构建了三个模型进行计量实证分析。其中，第三个模型，即FDI所有权结构最优化模型，是建立在前两个计量模型分析基础之上进行的。

2.1 FDI结构与溢出效应模型

借鉴已有的C-D生产函数，并参考Feder的研究思路，将整个工业经济分为外资部门和内资部门两部分，并得到式(1)：

Yt：代表内资工业企业的产出，用北京市国有工业企业第t年的工业总产值(当年价格)表示。在本模型中，ln(Yt) 为被解释变量，其余变量均为解释变量。

FDIt：代表北京市第t年的外商直接投资，用北京市实际利用的外资额表示。b1作为FDIt对Yt的弹性系数，表示FDI对国企产出的外溢效应程度。

Kt：代表资本投入，用北京市第t年的国有工业企业固定资产投资额来表示。

Lt：代表劳动力要素投入，用北京市第t年的第二产业从业人员数来表示。

μt：表示随机误差项。

基于以上分析，可以建立关于“FDI所有权结构与溢出效应模型”协整模型：

其中，y1和y2分别用专利申请受理量和工业总产值替代，x1、x2、x3、x6、x7分别用FDI独资、FDI合资、FDI合作、固定资产投资额、第二产业从业人员数表示。上述变量选取的替代指标均采用1987-2010年的时间序列数据，并均由(1987～2011年)《北京统计年鉴》中的数据经过计算整理而得。

2.2 FDI结构与挤出效应模型

针对FDI独资化结构对于技术水平影响的实证分析，本文采用了国际上通用的线性回归模型：在此基础之上，考虑到FDI对东道国作用的“时间延续性”。因此，得到相关模型：

Y1t：代表第t年北京市的技术创新水平，用专利申请数量来表示。在本模型中，LnTt为被解释变量，其余变量均为解释变量。

FDIt、FDIt-1：代表北京市第t年和第t-1年的外商直接投资，用北京市实际利用的外资额表示。

X4t：代表研发投入，用北京市第t年的科技活动经费支出总额表示。

X5t：代表人力资本，表示第t年的科技活动人员数。

μt：表示随机误差项。

通过逐步回归法去除多重共线性后，仍然通过最小二乘法回归，得到方程：

基于以上分析，根据挤出效应建立协整模型二：

其中，x4和x5分别用R&D经费支出和科技活动人员数代替，上述变量选取的替代指标均由(1987～2011年)《北京统计年鉴》中的数据经过计算整理而得。

2.3 FDI所有权结构最优化模型

2.3.1 联立方程组模型的建立

如果假设方程没有联立性，则普通最小二乘估计就可以得到有效且一致的参数估计量，但是若方程具有联立性，则普通最小二乘估计就会失效，得到非一致估计。因此，必须在摒弃普通最小二乘估计而采用其他方法之前，进行方程的联立性检验。采用Hausman设定误差检验方法。其本质是检验一个内生回归元是否是与误差项相关，若相关，则存在联立性。通过eviews软件 对残差项进行序列相关性检验和异方差检验，拒绝“无关联性”的原假设。

考虑建立联立方程组，建立模型如下：

考虑到有可能方程右边变量与误差项相关并且存在异方差，同时残差项相关，且两个方程都是过度识别的，因此采用三阶段最小二乘法进行联立方程的回归。根据三阶段最小二乘法进行回归，得到结果后发现，方程一中，调整后的拟合优度达到0.971146，且D.W.统计值达到1.864870，认为不存在自相关。方程二中，调整后的拟合优度达到0.993741，且D.W.统计值达到1.901605，认为不存在自相关。且除lnx4、lnx5、lnx7外，均达到了置信水平为99%的t统计量检验显著。

因此，得到方程组：

综合上述联立方程组的结果可以发现，FDI独资和FDI合资对于东道国有正向的溢出效应，且FDI合资的溢出作用大于FDI独资；而合作型FDI则具有挤出效应。

其中，联立方程中FDI独资(X1)对国有工业企业产出(Y2)和专利申请量(Y1)的回归系数分别为0.125760和-0.213937；FDI合资(X2)对国有工业企业产出(Y2)和专利申请量(Y1)的回归系数分别为0.250993和-0.529259。这表明，每增加1%的独资型与合资型FDI投入，总产出将分别增加0.13%和0.25%，挤出效应将减少0.21%和0.53%。可知，FDI独资与合资对总产出增加的促进作用显著，具有推进东道国技术进步的作用。而外商合作企业则具有“挤出效应”，表现为每增加1%的合作型FDI的投入，总产出将减少0.06%，挤出效应将增加0.08%。

由此可以得出相关结论，FDI所有权结构的合理发展方向为：合资型FDI与独资型FDI比例上升、合作型FDI比例相对降低是FDI所有权结构发展的合理轨道，沿着此发展轨道改变FDI所有权结构将会使外商直接投资对于东道国的正向溢出效应逐渐增大，并日益趋近最大化。

2.3.2 最优化模型的建立

由上述建立的联立方程组，得到的FDI独资、FDI合资和FDI合作对知识溢出和本地投资影响的弹性系数；同时，利用这些系数建立最优化方程，求解并得到使净溢出效应最大时，FDI独资、FDI合资和FDI合作最优的比例。现设FDI独资所占FDI比例为A，FDI合资所占FDI比例为B，FDI合作所占FDI比例为C。因此得到最大化净溢出效应：

同时考虑到，对最优比例的调整幅度如果过大，可能会引发政策问题。因此，将1987年～2010年期间，历年的FDI独资，FDI合资和FDI合作所占FDI比例的变化率作为极值约束，即使2011年三者所占比例的调整幅度不超过往年调整幅度的最大值。计算历年三者所占比例之后，可以计算出历年三者所占比例的变化率。得到三者比例的变化率的最大最小值分别为：

表1

计算2010年我国FDI独资、FDI合资和FDI合作所占FDI总额的比例后，可以得到2010年的数据和历年三者比例的变化率的最大最小值，之后利用其可以计算得到2011年三者比例约束条件如下表：

表2

利用LINGO程序，最优化解为：

表3

另外，根据上述最优化为例计算得到的净溢出效应为正，净溢出效应系数为0.2914778，它表明：按照最优化比例，每增加1%的FDI投入，对东道国的净溢出效应将增加0.29%，说明最优化比例使得净溢出效应增大，二者为正相关关系。

3 实证结果分析

对于以上实证结果合理的解释及猜想原因为：虽然外商独资项目会使得跨国公司为了本企业的发展给内部带来较多的关键和领先技术，提高年均专利数量，从而提高东道国地区的整体技术创新水平；但是，FDI独资化也会带来不利于东道国内资企业发展的影响。首先，在外商独资企业模式下，外资通过严格控制企业内部生产、研发、人才流动等关键环节，并加强外商对公司关键、领先技术的内部控制与循环，使技术扩散得到控制，技术外溢渠道受阻，降低技术外溢效应在东道国的作用与效果；其次，FDI独资化甚至有时会对本土内资企业带来竞争压力和“挤出效应”。这在一定程度上可以理解为，正向的技术溢出效应可能更多地来自于外资企业的内部，而非企业外部。支持上述观点的主要理由是：外商独资化结构可能是妨碍北京市外商直接投资技术溢出效应的主要因素之一。本地的内资企业一方面不能与外商独资企业顺利地在企业内部形成“面对面”式的交流与学习；另一方面，企业外部间的一些垂直和横向交流渠道，如：人才流动效应、后向与前向关联效应、竞争及模仿—示范效应等，也由于外商独资企业对关键交流渠道的绝对控制而被严格限制和阻断，使得关键性技术无法有效外流，从而无法建立起内资企业吸收、学习新技术的途径，并使外商独资企业的技术溢出效应难以在东道国顺利发挥。另外，以上理由也有效解释了即便外商独资企业的技术水平显著高于合资与合作企业，但在其他条件相同的情况下，使得外商独资的技术溢出效应为负成为可能。同时，FDI合作的检验结果也从另一侧面支持了“技术外溢效应来源于企业内部”的观点，并带来“挤出效应”。

因此，虽然在技术转移水平方面，外商独资企业为了发展和利润给东道国企业内部带来了较多的关键及领先技术，但是在独资模式下，外商从制度上取得了在华技术控制的战略制高点，在很大程度上封死了先进、核心技术向中方扩散的渠道。与此同时，一些外商独资企业还挖走了东道国许多高级科技人才，使国内相关科研机构及企业的自主研发力量外流，从而产生“逆向技术扩散”及竞争压力问题，在宏观上表现为FDI独资化对东道国内资企业的“挤出效应”。这也就解释了随着我国利用外资政策的调整和市场开放程度的加深，外商独资化发展成为重要趋势的经济现象：越是技术先进的外商企业，越是倾向于采用独资方式。

4 相关政策启示

东道国利用外资的主要目标之一是引进国外先进技术和管理经验，逐步缩小与发达国家的技术差距。中国及各个地区提出了“以市场换技术”的战略方针，并制定了一些具体的政策措施，但是方针在某些方面的实施效果并不理想。因此，设计并实施利用FDI推动东道国自主创新的政策体系，拓展FDI的技术外溢效应，对于促进东道国经济产业结构升级，提升东道国国际竞争力，具有不可替代的作用。主要的政策启示有：

第一，改善FDI所有权结构，注重股权联系，提升跨国公司的技术外溢效应。(1)鼓励跨国公司与国内企业及机构共同投资，建立联合经营模式；(2)鼓励跨国公司研发机构与本地科研机构在基础技术及信息方面展开交流与合作；(3)加强跨国公司与内资企业的配套合作，充分利用跨国公司的技术力量提高配套企业的技术水平。(4)鼓励本土企业与跨国公司联合承担研发课题；(5)完善技术交易市场，以便使研发成果及技术的扩散更加容易。

第二，积极为本土企业建立吸收、模仿和学习先进技术的平台。(1)制定鼓励政策，加强国内企业与跨国公司的技术联系，尤其是在引进先进技术的基础上，推动相关产业的升级；(2)加强并鼓励高新技术产业的引资工作，对外商投资高新技术产业给予优惠政策；(3)改善技术创新的市场环境，保证企业获得技术创新带来的超额利润，并加速科技成果向现实生产力转化；(4)建立和完善开放灵活的人才流动机制，制定鼓励外资企业人员流动的相关政策，为人力资本流动创造良好的环境，提高本国人力资本水平和自主创新能力。

[1]Beata Smarzynska Javorcik, Mariana Spatareanu.To Share or not to Share: Does Local Participation Matter for Spillover From Foreign Direct Investment? [J].Journal of Development Economics, 2008(5).

[2]Simeon Djankov,Bema Hoekan.Foreign investmentand productivity growth in Czech enterprise[M].WorldEconomic Review,1999.

[3]卢晓勇,金艳清.基于面板数据的FDI独资化倾向对中部产业内升级影响分析[J].南昌大学学报:人文社会科学版,2012(5).

[4]肖怡楠.跨国公司独资化对我国经济发展的影响[J].经营管理,2010(12).

[5]吴静芳.FDI所有权结构与技术水平和技术外溢效应关系的实证分析——以上海市为例[J].国际贸易问题,2010(6).

[6]马天毅,马野青,张二震.外商直接投资与中国技术创新能力[J].世界经济研究,2006(7).