第三节 FDI技术溢出的实证研究方法

FDI是国际技术扩散的一条重要途径，许多学者对其在东道国产生的溢出效应进行了大量的实证研究，其中既有通过将FDI溢出的国外研发存量进行量化从而直接测度FDI产生的研发溢出效应，也有通过FDI的资本份额、资本存量等指标间接测度FDI对东道国技术进步的溢出效应，其中后者居多。

（一）技术溢出的直接测度

针对FDI溢出研发的直接测度最初是由Lichtenberg & Pottelsberghe（1997，下文简称LP）所进行的，他们在对CH模型（Coe & Helpman，1995，下文简称CH）进行修正的基础上对输入型FDI和输出型FDI溢出的研发存量进行了考察。他们对输入型FDI研发溢出的测量方法为：

其中，f_ij是j国流向i国的FDI存量，k_j是j国的总固定资产，Sd_j是j国国内的R&D资本存量。

输出型FDI研发溢出的测量方法为：

其中，t_ij是i国流向j国的FDI存量，k_j是j国的总固定资产，Sd_j是j国国内的R&D资本存量。

LP（1997）使用了CH（1995）模型的数据库，并扩展了后者对国际研发溢出的分析，加入了对输入和输出型FDI溢出效应的考察。其研究结论如下：CH（1995）的一些估计是建立在不适当的指标数据的基础上的；输出型FDI为其他工业化国家带来了好处；输入型FDI并没有提高东道国的技术基础。

LP（1997）中提出的测度国外研发溢出的方法更科学合理。但是本研究在实证检验过程中，只考察了单一渠道的技术溢出效应，而没有将国际贸易、输入型FDI以及输出型FDI等三种渠道综合加以考虑，忽略了三者之间的相互作用关系。

在CH（1995）和LP（1997）的研究基础上，Lichtenberg & Pottelsberghe（2001）就FDI是否能够带来跨国界的技术转移问题进行了探讨，并对美国、日本以及11个欧洲国家的情况进行了考察，检验了FDI技术溢出效应。Lichtenberg & Pottelsberghe（2001）为了检验东道国TFP同本国研发资本存量和外国研发资本存量的函数关系，仿照了CH（1995）的做法，即当本地研发资本存量的产出弹性与其他国家不同时，需要加入一个虚拟变量来影响当地研发资本存量，因此，在上述模型中将G7国家的值设置为1，从而采用了如下计量模型：

logF_it=α_i+αdlogSD_it+αd7G7logSD_it+αflogSF_it+αf7G7logSF_it+ε_it

其中，i表示国家，t表示时间，F表示TFP，SD表示本国研发资本存量，SF表示外国研发资本存量，α_i是一个国家特定的截距，αd表示本国研发资本存量的产出弹性，αf表示外国研发资本存量的产出弹性。同时他们还使用LP（1997）的方法构建了输入型FDI溢出的外国研发资本存量及输出型FDI溢出的外国研发资本存量。研究发现，输出型FDI是国际技术扩散的重要渠道，并为其他工业化国家带来了经济增长，而输入型FDI并不会带来东道国的技术进步，因为输入型FDI更多地倾向于利用东道国的经济基础而非扩散母国先进的技术。对通过输出型FDI获得的外国R&D溢出与通过进口获得的外国R&D溢出的比率来说，大国要高于小国。此外，研究还表明美国向日本的技术转移远远超过了日本向美国的技术转移。

Lichtenberg & Pottelsberghe（2001）完善了LP（1997）模型对OECD国家技术溢出效应的研究，不仅对国际技术扩散的单一路径进行了检验，还对贸易以及输出型FDI两者综合加以考虑。但是其研究仅仅限于发达国家，其实证结果能否应用于发展中国家和地区仍需进一步研究。

此外，Alejandro Ciruelos & Miao Wang（2004）对输入型FDI溢出的国外研发进行了衡量，他们在测量FDI溢出研发存量时采用了下面的估算方法：

其中，SFDI_it表示t年内以FDI衡量的外国R&D存量，即通过输入型FDI转移到i国的外国R&D存量，FDI_inter_it表示i国对FDI的开放程度乘以i国以FDI衡量的外国R&D存量，SFDI_jit表示在t年内i国从j国获得的FDI流入占j国FDI流出的份额，RD_jt表示在t年内j国的研发资本存量，fdiopen_it表示i国对FDI的开放程度，用i国总的FDI流入占GDP的比重来衡量。研究发现，FDI对发达国家和发展中国家的影响是不同的，FDI对样本中的20个OECD国家均产生了正的R&D溢出，但是从发达国家流向发展中国家的FDI并没有给东道国带来技术进步。FDI的流入与发展中国家的人力资本水平是互补的，只有当发展中国家跨越FDI产生溢出的临界“门槛”时，FDI才会促进发展中国家的技术进步。

（二）技术溢出的间接测度

不少学者在对FDI对东道国产生的技术溢出效应进行研究时，并没有采用直接对其测度的方法，而是采用了其他替代指标进行间接测度，如外资份额、外企劳动力份额、FDI存量等。

（1）外资份额

Aitken & Harrison（1999）采用4000个委内瑞拉公司的年度统计数据，研究了外资公司同东道国公司间的劳动生产率差异，以及是否存在从外资公司到东道国公司的技术溢出效应。他们选用了厂商水平的对数线性生产方程进行实证检验，具体形式如下：

Y_ijt=C+β₁DFI_plant_ijt+β₂DFI_Sector_it+β₃DFI_plant_ijt×DFI_Sector_jt+β₄X_ijt+ε_ijt

其中，Y_ijt和X_ijt分别表示j部门的i厂商在时间t的产出和投入。DFI_plant_ijt表示厂商水平上外资公司的参与份额，用外国投资者在合同资金中所占的百分比来计算，如果一个厂商内的外国所有权对该厂商生产率的增长有贡献，则其系数为正。DFI_Sector_it表示一个部门内外资所有权的份额，也即该部门内所有厂商中外资参股的平均数，通过每个厂商在行业雇佣中所占的份额加权而得到，如果外国公司的生产率优势外溢到本国公司，则其系数为正。DFI_plant_ijt×DFI_Sector_jt表示厂商水平和部门水平外国投资相互作用的系数，从而可以判断外资公司的进入对其他外国公司的作用是否有别于对东道国公司的作用。若拥有外国投资的厂商从其他外国厂商的活动中获益，则其系数为正，否则为负。

研究发现，一是外国公司参与的增加和厂商行为之间存在正相关关系，但这种积极效应只是存在于小厂商（员工少于50人的企业）中，当考虑公司之间的差异时，这种外国投资的积极效应就消失了，这表明外国投资者倾向于投资给生产率高的企业；二是当外国投资增加时，本地企业的生产率水平反而降低了，这表明外国公司对本国公司产生了负的溢出，如果将正效应和负效应加在一起，总体来看，外国投资对本地企业生产率的影响较小。

总体来看，Aitken & Harrison（1999）在研究中忽视了从投资中获得的其他潜在收益，如就业人口增加以及资本流动等。与此同时，外国所有权的生产率优势可能会通过培训、干中学以及劳动力的流动等方式增加当地企业的人力资本存量。他们并没有考察到外商直接投资的长期效应，若正溢出效应是长期的，而负溢出效应是短暂的，则亏损企业将会退出市场，劳动生产率负的效应将会降低。

（2）外企劳动力份额

Keller & Yeaple（2003）采用外国子公司的就业量在总就业量中所占份额来测量FDI为路径的技术扩散对美国生产率增长的影响，研究了在FDI比较活跃的行业，本公司是否具有较高的生产率。Keller & Yeaple（2003）的实证分析将公司的TFP增长与FDI的变化联系起来，其中FDI用外国子公司的就业量在总就业量中所占份额来测量。研究发现，FDI引起了美国国内公司生产率的显著增长，在考察期内（1987～1996年）FDI溢出对美国公司生产率增长的贡献大约占11%。

在Keller & Yeaple（2003）基础上，Karpaty & Lundberg（2004）采用外企就业量对外国公司的技术溢出进行了衡量，从而考察输入型FDI对瑞典制造业部门的技术溢出效应，其构造的计量方程如下：

lnAd_ijrt=β₀+β₁P_rt-τ+β₂P_jt-τ+β₃RD_it-τ+β₄lnσ_it+ε_it

其中，Ad_ijrt，D_it-τ，σ_it分别表示在t时间内r地区的TFP，本国的研发支出和i公司在j行业中所占的份额，P_rt-τ和P_jt-τ分别表示在r区域和j行业内外国公司的存在率。采用外资企业就业量来衡量：

其中，LF_irt和LF_ijt分别表示r区域或者j行业的外国公司的就业量，和分别表示东道国在r区域或者j行业总的就业量。

通过对1990～2000年瑞典制造业部门面板数据的检验，他们发现：①外国投资在同一产业或者地区中的存在增强了当地企业的TFP，这说明，FDI对瑞典制造业部门具有较强的技术溢出效应；②FDI技术溢出效应的规模不仅依赖跨国公司的性质，而且还依赖当地企业的技术吸收能力，并且这种吸收能力以当地企业自身的R&D活动来衡量；③技术水平较高的当地企业加快了技术转移，从而使外国企业被吸引到企业平均生产率水平较高的地区或者产业中。

此外，在国内的研究中，秦晓钟和胡志宝（1998）在考察东道国如何从技术外溢的层面把握国家“以市场换技术”引资战略的实质性内涵时，也采用了外资份额和外企劳动力份额两项指标来测度FDI的技术溢出效应，他们结合国外实证模型和中国实际情况，构建了如下回归方程：

lnYd=C+αlnKd+βlnLd+γ（VAd/Kd）+θ（FORk）

lnYd=C+αlnKd+βlnLd+γ（VAd/Kd）+θ（FORl）

其中，Yd表示内资企业的工业总产值，Kd表示内资企业总资产，Ld表示内资企业职工总人数，VAd表示内资企业工业增加值，FOR表示外资变量，FORk表示外资企业资产占国内该行业总资产的比重，FORl表示外资企业职工人数占国内该行业企业总职工人数的比重。

他们采用1995年中国工业类的全部39个行业的截面数据，检验了FDI在国内行业所占份额、内资企业总产值、职工总人数以及工业增加值同内资企业的工业生产总值的线性关系，得到以下结论：①在内资企业的工业总产出中，内资企业员工的贡献率不高，造成这一现象的原因在于在内资企业，特别是在国有企业中存在大量的隐性失业人员，导致了整体劳动力效率的低下；②外商对华直接投资存在技术溢出效应，并且这种效应对内资企业工业总产出的贡献超过其对内资企业员工的贡献。

（3）FDI存量

采用FDI存量研究FDI对东道国产生的技术扩散或者技术溢出效应的实证模型主要是国内学者。何洁和许罗丹（1999）对中国工业部门流入FDI的外溢效应进行了实证研究，检验了FDI对中国内资工业企业以及整个工业部门的技术溢出效应。他们采用Feder（1982）的方法将整个工业部门划分为外资部门（F）和内资部门（H），构建了如下技术外溢方程：

F=F（L_F，K_F）　　　　　　（2.1）

H=H（L_H，K_H，K_F）　　　　　　（2.2）

Y=F+H　　　　　　（2.3）

其中，Y表示中国工业总产量，F表示外资工业部门产量，H表示内资工业部门产量，L_F和L_H分别表示外资和内资部门所使用的资本数量。同时他们假定外资部门的边际生产率是内资部门的（1+δ）倍，公式为：

其中F_L和F_K分别为外资部门的劳动力和资本的边际生产率，H_L和H_K为内资部门的劳动力和资本的边际生产率。将（2.1）和（2.2）进行微分，并代入（2.4），得到FDI外溢效应的线性回归方程：

其中，α₃=HF，，α₁和α₂为待估参数。

同时他们采用CHH（1997）的宏观总量分析方法对外资部门的外溢效应进行了如下线性回归：

其中，R&D=（各国在中国的实际投资/中国当年的实际利用外资额）×外资来源国当年的R&D存量，EXPORT为样本期内三资企业的出口额，FDI为样本期内中国实际利用外商直接投资的存量，u_θ为误差项。他们采用1985～1997年中国工业部门的相关数据进行线性回归，研究发现FDI对中国内资工业部门确实存在正的技术溢出效应，并且随着中国引进FDI规模的不断扩大，这一外溢效应有不断增强的趋势：FDI技术水平每提高1%，中国内资工业部门产量会增长2%～3%。

何洁（2000）采用上述方法对中国28个省份的地区面板数据（1993～1997年）进行了实证分析，研究发现FDI技术溢出效应会对当地经济发展产生积极促进作用，然而，这种促进作用必须借助本国基础建设完善、经济发展水平提高、市场规模扩大以及自身技术水平提高等条件才能实现。同时，FDI技术溢出效应还受到当地经济发展水平的门槛效应制约。基于何洁（2000）的研究，潘文卿（2003）对20世纪90年代后半期外商在中国工业部门的投资的技术溢出效应做了实证研究，本研究同样采用FDI存量指标研究东中西三大经济带FDI技术溢出效应的差异，其构建的计量模型如下：

lnY_h=δ+αlnK_h+βlnL_h+ylnK_f+u

其中，Y_h表示国内工业的总产出，L_h表示内资工业部门的劳动力数量，K_h表示内资工业部门的资本存量，K_f表示外资工业部门的资本数量，y表示外资工业企业资本积累对内资工业企业的边际生产弹性。本研究通过使用1995～2000年中国30个省份工业部门的面板数据研究发现，总体而言，20世纪90年代后半期中国工业部门引进外资对内资部门产出增长的影响显著为正，FDI技术溢出效应为正，但作用不大。分区域来看，西部地区经济发展水平还未跨过FDI积极作用的门槛，而东部地区内资工业部门技术水平的提升已经使FDI的正向技术溢出效应变小，中部地区当前FDI的正向技术溢出效应相对较大。