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摘要：本文采用国际上检验外商直接投资行业内溢出效应的通用模型，分别就外商直接投资对我国制造业行业内溢出效应的当年效应与时滞效应进行了经验研究，并得出了关于这一问题的基本结论。同时针对存在的问题提出了发展我国制造业的政策建议。
关键词：外商直接投资；行业内溢出效应；时滞效应
[中图分类号] F832．6
[文献标识码] A
[文章编号] 1671—7287(2006)02—0083—03
利用外商直接投资(FDl)是各国发展开放型经济的重要内容。自1993年以来中国吸引外资已经连续10余年在发展中国家名列第一，并且在全球国际投资领域中占据着十分引人注目的地位在我国各行业利用FDI的规模中制造业较为显著，实际利用FDI从1995年的2820 354万美元上升到2004年的4301724万美元，除了受亚洲金融危机影响而导致的1997、1999三个年份的下降以外，总体增长了近53％(图1)。如此之大的外资进人对制造业的行业内溢出效应是否存在引起了国内外很多知名学者的关注。
一、文献的回顾
外商直接投资行业内溢出效应的经验研究是由哈佛大学的Caves教授于1974年首创的，他建立的简单计量模型及其分析拉开了这一领域研究的序幕。之后的研究不断深入，主要分为三个层面：第一层面主要着眼于对于一个特定的国家的特定时期，FDI的溢出效应是否存在以及这种溢出的时滞效应；第二层面建立在第一层面研究的基础上，关注的重点在于什么因素对FDI的行业溢出效应发生重要影响；第三层面则侧重于外商直接投资的行业溢出效应产生的和作用的机制。其中第一层面的研究成果最为丰富：早期的Caves教授通过对澳大利亚1962年和1966年23个制造业行业层面的数据进行了基础模型的回归分析，表明溢出效应只会产生在内资企业数量多、实力大、成熟度高的行业中。之后世界银行的Haddad和Harrison利用摩洛哥制造业企业层面的Panel数据进行了FDI溢出效应的经验研究，其结果显示FDI在行业中的参与程度与溢出效应成正相关关系，而激烈竞争会对溢出效应产生负面影响。Mariotti S则利用意大利1989～1991年4042个企业数据对外商直接投资对意大利的溢出效应进行了研究，其结果表明外资企业的参与程度越高越会促进意大利内资企业的技术效率靠近行业的最佳水平，也即溢出效应是存在的。在近期，英国Manchester大学Salvador Barrios利用西班牙1990～1994年1800个制造企业的数据对FDI行业溢出效应进行了检验，发现FDI进入西班牙没有对内资企业产生预期的溢出效应，反而是合资或独资企业从中受益。
国内方面，江小涓对工业各个行业1990～2000年的增长速度与外资企业工业增加值占全部工业增加值的比重进行了横截面的相关性分析，其结果是就整个工业看，两者的相关性并不明显。而何洁的研究着眼于溢出效应发生的条件，通过对我国28个省1993～1997年的数据分析后发现外溢效应对当地经济发挥正向作用的前提是经济发展越过“社会门槛”，即具备在基础设施建设、人均GDP、经济增长率、消费水平等方面的基本条件“。此外，马全军、鞠加亮别具一格地将国内储蓄大于投资产生的“存差”和外资流入产生的大规模外汇储备称为内外资的“双溢出”，并认为造成这一现象的原因在于制度缺失与体制错位，因而必须从制度层面着手解决。
二、模型的构建与测度分析
1．数据的选择、描述与模型构建
鉴于该领域国际、国内经验研究的方法与通常所采用的数据、模型，笔者选用了包括农副食品加工业、食品制造业、饮料制造业、纺织业、服装及其他纤维制品制造业、石油加工炼焦及核燃料加工业、化学原料及制品制造业、医药制造业、金属制品业、交通运输设备制造业、通信设备与计算机及其他电子设备制造业等在内的中国制造业中的30个具有代表性的子行业的1995～2004年10月的行业层面数据进行行业内溢出效应的存在性与时滞性分析。其中用国有或国有控股企业的相关数据来代表内资企业的数据，而外资企业的数据则来自“三资”企业的相关统计数据。
笔者采用国际上通用的经典基础经验模型：
LP＝α0＋α1FDI+α2K／L+α3L0Q+ε(2．1)来检验行业内溢出的当年效应。其中LP表示制造业人均劳动生产率，以制造业企业工业增加值与企业职工总数之比测度；FDI是制造业外商实际直接投资额；K／L表示制造业内资企业的资本密集度，采用国有及国有控股企业的资产总额与各年份企业职工人数之比来衡量；LQ用来表示内资企业劳动力的质量，根据相关理论应为内资企业专业技术员工总数与职工,总数之比反映，但由于获取数据有限，我们采用国内制造业专业技术员工总数／职工总数代替；ε表示随机扰动项。同时笔者利用相关性分析初步确定解释变量FDI对被解释LP的滞后作用的滞后期长度大致为2，故建立模型
LP1=α0+α1FDIt-1+FDIαt-2+αt，(2．2)来检验行业内溢出的时滞效应。
此外，由于我们所采用的是时间序列数据和单方程的最小二乘估计法。因此，为保证估计结果的科学性我们分别使用图示法和判定系数法对两个模型可能产生的异方差性与多重共线性进行了检验，检验结果表明两个模型均不存在异方差性与多重共线性，也就是说模型的估计结果是有效的。
2．模型估计结果与基本结论
笔者利用Eviews4．0统计软件就原始数据进行模型(2．1)的估计，结果为：
IP＝0．781 787+91．2FDI+0．085 530K／L+35．5 9781Q
t统计值分别是2．71、1．54、－0．29。
R2=0．962 6 R2=0．943 9 Dw／＝1．42
由模型(2．1)估计的结果我们可以看出，较高的R2值表明模型的拟合优度较好；解释变量FDI的系数与‘检验值说明该解释变量的显著性较高，接近1％的水平，所以FDI变量与LP变量高度相关；而K／L变量对LP的相关性较弱，LQ变量甚至与被解释变量负相关。由此证明FDI的进入对制造业的溢出效应的当年效应是明显存在的。另一方面，模型(2．2)估计的结果为：
LPR1=-5．91+2．72FDIt—1-1．73FDIt-2 C统计值分别是2．04、—0．67。
R2=0．983 5 R2=0．961 3 DW=0．98
模型(2．2)的估计结果表明解释变量FDLt-1对被解释变量LPt，的显著性达到了1％的水平，证明FDI的进入对制造业的溢出效应的时滞效应是明显存在的。
三、进一步的证实与基本结论
1．格兰杰因果检验
为进一步证实FDI进入我国制造业所产生的行业内溢出效应的显著性，笔者利用格兰杰因果检验法进一步的检验FDI变量与LP变量之间的因果关系(表1)。表1显示F值较大、p值较小，证明FDI变量是引起LP变量变化的原因。故实际进入制造业的FDI规模与该行业的人均劳动生产率之间存在明显的因果关系。再次证实了行业内溢出效应是显著存在的，具体表现在如前所述的当年效应与时滞效应两个方面。
2．基本结论
以上模型(2．1)与(2．2)的回归结果以及Granger因果检验的结果表明FDI的进入对我国制造业产生了较为显著的正的行业内溢出效应，具体表现在两个方面：
①FDI对我国制造业行业内溢出的当年效应显著存在，即进人制造业的实际FDI规模越大，行业的当年人均劳动生产率也就会相应地提高；
②FDI对我国制造业行业内溢出的时滞效应显著存在，即实际FDI利用会对滞后一年左右的整个行业的人均劳动生产率产生正的促进作用。
同时，单就FDI变量与LP变量之间的关系来看，FDI实际进入制造业的规模也成为整个行业劳动生产率提高的格兰杰原因。
四、存在的问题与政策建议
参考模型(2．1)的估计结果我们不难发现，内资企业的劳动力质量LQ变量的系数为负，这说明整个行业的劳动生产率不断提高的情况下内资企业的劳动力技术含量在不断下降；而另一方面，内资企业资本密集度K／L的系数与t检验值很小，说明内资企业资本密集度的提高并没有对整个行业的劳动生产率的上升起到较大的正向促进作用。这两方面的问题表明我国目前制造业的增长对外资的依赖度过高，特别是交通运输设备制造业、通信设备与计算机及其他电子设备制造业等行业尤为突出，这不利于我国制造业的长远发展，为此应采取相应的政策措施。
1．促进制造业的引资政策与发展自主知识产权的结合，以提高自主创新能力。利用跨国公司的战略联盟与合作，引导其在中国建立科研机构，从而增强技术溢出的效率。
2．发展先进制造业与提升传统制造业并举。在引资发展先进制造业的同时，要利用先进制造技术改造传统制造业，提高其技术含量，促进产业结构升级。
3．加大招商引资过程中的“选资”力度。合理引导外商直接投资的产业导向，利用外资来改造我国制造业行业的国有及国有控股企业，提高其劳动力的科技含量与整体国际竞争力，增强内资企业对整个行业的贡献率。
4．政府利用法律、经济持续引导我国制造业中民企的发展。这需要政府改变目前的政绩考核体制，取消给予外资的不合理的“超国民待遇”，将民企和外企真正地站在相同的起跑线上以，提高我国制造业的自主增长能力。
关键词：外商直接投资；行业内溢出效应；时滞效应
[中图分类号] F832．6
[文献标识码] A
[文章编号] 1671—7287(2006)02—0083—03
利用外商直接投资(FDl)是各国发展开放型经济的重要内容。自1993年以来中国吸引外资已经连续10余年在发展中国家名列第一，并且在全球国际投资领域中占据着十分引人注目的地位在我国各行业利用FDI的规模中制造业较为显著，实际利用FDI从1995年的2820 354万美元上升到2004年的4301724万美元，除了受亚洲金融危机影响而导致的1997、1999三个年份的下降以外，总体增长了近53％(图1)。如此之大的外资进人对制造业的行业内溢出效应是否存在引起了国内外很多知名学者的关注。
一、文献的回顾
外商直接投资行业内溢出效应的经验研究是由哈佛大学的Caves教授于1974年首创的，他建立的简单计量模型及其分析拉开了这一领域研究的序幕。之后的研究不断深入，主要分为三个层面：第一层面主要着眼于对于一个特定的国家的特定时期，FDI的溢出效应是否存在以及这种溢出的时滞效应；第二层面建立在第一层面研究的基础上，关注的重点在于什么因素对FDI的行业溢出效应发生重要影响；第三层面则侧重于外商直接投资的行业溢出效应产生的和作用的机制。其中第一层面的研究成果最为丰富：早期的Caves教授通过对澳大利亚1962年和1966年23个制造业行业层面的数据进行了基础模型的回归分析，表明溢出效应只会产生在内资企业数量多、实力大、成熟度高的行业中。之后世界银行的Haddad和Harrison利用摩洛哥制造业企业层面的Panel数据进行了FDI溢出效应的经验研究，其结果显示FDI在行业中的参与程度与溢出效应成正相关关系，而激烈竞争会对溢出效应产生负面影响。Mariotti S则利用意大利1989～1991年4042个企业数据对外商直接投资对意大利的溢出效应进行了研究，其结果表明外资企业的参与程度越高越会促进意大利内资企业的技术效率靠近行业的最佳水平，也即溢出效应是存在的。在近期，英国Manchester大学Salvador Barrios利用西班牙1990～1994年1800个制造企业的数据对FDI行业溢出效应进行了检验，发现FDI进入西班牙没有对内资企业产生预期的溢出效应，反而是合资或独资企业从中受益。
国内方面，江小涓对工业各个行业1990～2000年的增长速度与外资企业工业增加值占全部工业增加值的比重进行了横截面的相关性分析，其结果是就整个工业看，两者的相关性并不明显。而何洁的研究着眼于溢出效应发生的条件，通过对我国28个省1993～1997年的数据分析后发现外溢效应对当地经济发挥正向作用的前提是经济发展越过“社会门槛”，即具备在基础设施建设、人均GDP、经济增长率、消费水平等方面的基本条件“。此外，马全军、鞠加亮别具一格地将国内储蓄大于投资产生的“存差”和外资流入产生的大规模外汇储备称为内外资的“双溢出”，并认为造成这一现象的原因在于制度缺失与体制错位，因而必须从制度层面着手解决。
二、模型的构建与测度分析
1．数据的选择、描述与模型构建
鉴于该领域国际、国内经验研究的方法与通常所采用的数据、模型，笔者选用了包括农副食品加工业、食品制造业、饮料制造业、纺织业、服装及其他纤维制品制造业、石油加工炼焦及核燃料加工业、化学原料及制品制造业、医药制造业、金属制品业、交通运输设备制造业、通信设备与计算机及其他电子设备制造业等在内的中国制造业中的30个具有代表性的子行业的1995～2004年10月的行业层面数据进行行业内溢出效应的存在性与时滞性分析。其中用国有或国有控股企业的相关数据来代表内资企业的数据，而外资企业的数据则来自“三资”企业的相关统计数据。
笔者采用国际上通用的经典基础经验模型：
LP＝α0＋α1FDI+α2K／L+α3L0Q+ε(2．1)来检验行业内溢出的当年效应。其中LP表示制造业人均劳动生产率，以制造业企业工业增加值与企业职工总数之比测度；FDI是制造业外商实际直接投资额；K／L表示制造业内资企业的资本密集度，采用国有及国有控股企业的资产总额与各年份企业职工人数之比来衡量；LQ用来表示内资企业劳动力的质量，根据相关理论应为内资企业专业技术员工总数与职工,总数之比反映，但由于获取数据有限，我们采用国内制造业专业技术员工总数／职工总数代替；ε表示随机扰动项。同时笔者利用相关性分析初步确定解释变量FDI对被解释LP的滞后作用的滞后期长度大致为2，故建立模型
LP1=α0+α1FDIt-1+FDIαt-2+αt，(2．2)来检验行业内溢出的时滞效应。
此外，由于我们所采用的是时间序列数据和单方程的最小二乘估计法。因此，为保证估计结果的科学性我们分别使用图示法和判定系数法对两个模型可能产生的异方差性与多重共线性进行了检验，检验结果表明两个模型均不存在异方差性与多重共线性，也就是说模型的估计结果是有效的。
2．模型估计结果与基本结论
笔者利用Eviews4．0统计软件就原始数据进行模型(2．1)的估计，结果为：
IP＝0．781 787+91．2FDI+0．085 530K／L+35．5 9781Q
t统计值分别是2．71、1．54、－0．29。
R2=0．962 6 R2=0．943 9 Dw／＝1．42
由模型(2．1)估计的结果我们可以看出，较高的R2值表明模型的拟合优度较好；解释变量FDI的系数与‘检验值说明该解释变量的显著性较高，接近1％的水平，所以FDI变量与LP变量高度相关；而K／L变量对LP的相关性较弱，LQ变量甚至与被解释变量负相关。由此证明FDI的进入对制造业的溢出效应的当年效应是明显存在的。另一方面，模型(2．2)估计的结果为：
LPR1=-5．91+2．72FDIt—1-1．73FDIt-2 C统计值分别是2．04、—0．67。
R2=0．983 5 R2=0．961 3 DW=0．98
模型(2．2)的估计结果表明解释变量FDLt-1对被解释变量LPt，的显著性达到了1％的水平，证明FDI的进入对制造业的溢出效应的时滞效应是明显存在的。
三、进一步的证实与基本结论
1．格兰杰因果检验
为进一步证实FDI进入我国制造业所产生的行业内溢出效应的显著性，笔者利用格兰杰因果检验法进一步的检验FDI变量与LP变量之间的因果关系(表1)。表1显示F值较大、p值较小，证明FDI变量是引起LP变量变化的原因。故实际进入制造业的FDI规模与该行业的人均劳动生产率之间存在明显的因果关系。再次证实了行业内溢出效应是显著存在的，具体表现在如前所述的当年效应与时滞效应两个方面。
2．基本结论
以上模型(2．1)与(2．2)的回归结果以及Granger因果检验的结果表明FDI的进入对我国制造业产生了较为显著的正的行业内溢出效应，具体表现在两个方面：
①FDI对我国制造业行业内溢出的当年效应显著存在，即进人制造业的实际FDI规模越大，行业的当年人均劳动生产率也就会相应地提高；
②FDI对我国制造业行业内溢出的时滞效应显著存在，即实际FDI利用会对滞后一年左右的整个行业的人均劳动生产率产生正的促进作用。
同时，单就FDI变量与LP变量之间的关系来看，FDI实际进入制造业的规模也成为整个行业劳动生产率提高的格兰杰原因。
四、存在的问题与政策建议
参考模型(2．1)的估计结果我们不难发现，内资企业的劳动力质量LQ变量的系数为负，这说明整个行业的劳动生产率不断提高的情况下内资企业的劳动力技术含量在不断下降；而另一方面，内资企业资本密集度K／L的系数与t检验值很小，说明内资企业资本密集度的提高并没有对整个行业的劳动生产率的上升起到较大的正向促进作用。这两方面的问题表明我国目前制造业的增长对外资的依赖度过高，特别是交通运输设备制造业、通信设备与计算机及其他电子设备制造业等行业尤为突出，这不利于我国制造业的长远发展，为此应采取相应的政策措施。
1．促进制造业的引资政策与发展自主知识产权的结合，以提高自主创新能力。利用跨国公司的战略联盟与合作，引导其在中国建立科研机构，从而增强技术溢出的效率。
2．发展先进制造业与提升传统制造业并举。在引资发展先进制造业的同时，要利用先进制造技术改造传统制造业，提高其技术含量，促进产业结构升级。
3．加大招商引资过程中的“选资”力度。合理引导外商直接投资的产业导向，利用外资来改造我国制造业行业的国有及国有控股企业，提高其劳动力的科技含量与整体国际竞争力，增强内资企业对整个行业的贡献率。
4．政府利用法律、经济持续引导我国制造业中民企的发展。这需要政府改变目前的政绩考核体制，取消给予外资的不合理的“超国民待遇”，将民企和外企真正地站在相同的起跑线上以，提高我国制造业的自主增长能力。