技术溢出渠道（精选九篇）
技术溢出渠道 篇1
关键词：外商直接投资,溢出渠道,珠三角,分位数回归
引 言
改革开放的30年间珠三角地区何洁2000、严兵2005、李晓钟2004等) 。在行业间溢出效应的研究方面, Beata (2002) 通过立陶宛企业级的数据研究, 发现后向关联效应使FDI发生技术溢出效应。Javorcik (2004) 对立陶宛的研究也表明存在正的后向溢出效应, 而水平和前向溢出效应却不显著。Liu和Lin (2006) 采用中国制造业企业面板数据进行研究, 发现后向关联相比前向关联和水平联系是最重要的溢出途径。杨亚平 (2007) 通过对广东工业行业面板数据进行回归分析, 结果发现, FDI的后向关联溢出相比行业内溢出是更重要的溢出途径, FDI通过后向关联对当地供应商生产率提高有正向促进作用;通过前向关联产生的技术溢出不显著;通过水平方向对内资企业产生了“挤出”效应。邱斌等 (2008) 利用DEA的方法分析了中国制造业全要素生产率及其分解变量的变化规律, 发现FDI总体上对内资企业产生了正向的技术溢出效应, 而且更多的是由后向关联促进技术进步带来的。
从研究方法来看, 以往的实证研究多着眼于条件均值的回归方法 (普通OLS估计或面板数据分析) 。这种条件均值估计法自身存在着一定的局限性, 其前提必须假定在条件分布不同位置上自变量的效果是相同的, 这种方法只能计量外生变量对内生变量的平均影响。针对以上的局限, Girma和Gorg (2003, 2005) 、涂涛涛 (2007, 2008) 、杨亚平 (2009) 等学者分别利用分位数的回归方法考察了FDI的技术溢出效应, 取得了较好的效果。Grima和Grog (2005) 对英国的电子和工程行业的企业级的面板数据进行回归分析, 并引入了东道国企业的吸收能力这一因素, 技术差距被视为吸收能力的衡量指标。结果表明, 不同部门和分位水平时FDI的溢出水平存在差异, 并且吸收能力对FDI溢出具有显著影响。在不同分位数水平, 吸收能力与生产率增长之间均呈U形关系。涂涛涛 (2008) 考察了FDI对中国工业部门的技术溢出情况, 发现人力资本、市场竞争和技术差距等会影响FDI对我国东、中、西部地区的溢出效应。杨亚平 (2009) 利用广东行业面板数据考察了FDI通过水平溢出和垂直溢出途径对广东省内资制造业企业和国有制造业企业的技术溢出情况, 发现内资企业的生产率处于不同的分位水平时, FDI的水平溢出和垂直溢出效应存在明显的差异性。
从现有的研究文献来看, 国内关于FDI技术溢出效应的研究, 多采用省级或国家级的面板数据的当期值, 采用条件均值的回归方法。与已有的研究相比, 本文在以下方面进行了扩展性的研究: (1) 鉴于广东省外资分布的地区差异性, 将研究对象定为外资分布密集的珠三角地区的内资制造业, 以排除“门槛效应”的影响。 (2) 利用分位数回归法考察了在不同的分位水平上溢出效应的发生渠道。 (3) 构造动态面板数据模型 (GMM) 在长期效应上对分位回归的结论进行检验。
2 数据描述与模型设定
2.1 数据描述
本文选定在国内具有代表性、经济发展水平和引进外资均居全国前列的广东省珠三角地区的制造业作为研究对象。数据采用经加总的珠三角地区8个城市的制造业行业面板数据, 制造业行业经调整为28个Javorcik (2004) 、杨亚平 (2007) 的研究结果相一致。第3～7列分别列出了在10%、25%、50%、75%和95%分位水平上的回归结果。分位回归结果显示, 处于不同生产率水平的内资企业在溢出效应的发生途径上表现出明显的差异性。显著的正向水平溢出效应存在于具有较低生产率水平的内资企业中, 对具有中等以上生产率水平的内资企业的溢出效应则不显著。水平溢出效应的这种变化说明, 生产率处于低位水平的内资企业更利于从模仿与示范效应中获利, 生产率处于较高水平的内资企业则难以从同行外资企业中获得正向溢出效应。可能的原因是外资企业对高端技术和核心技术的保护进一步加强, 限制了水平溢出效应的发生。
从垂直溢出的途径来看, 前向关联的溢出效应在高分位水平的内资企业中表现出显著的负向作用。产生负向溢出效应的原因可能是由于外资企业在技术、管理等方面的相对优势, 使得内资企业更多倾向于采购外资企业技术含量高的中间投入品, 而忽视了自主创新能力的培养和引进技术后的消化吸收, 导致内资企业自主创新的动力严重不足, 在技术上对外资企业形成较强的引进依赖性, 从长期来看, 必然使得内资企业的生产率受损。后向关联溢出效应在生产率的各个分位水平上均为正, 且在中等及中等偏下的水平上显著。这可能因为从2004年开始珠三角地区外商投资发展加快, 2008年外资年末资产占总资产的比例已从2004年的29%升至46.87%, 接近港澳台商投资的资产。而相比出口导向型的港澳台投资企业, 外资企业内含的技术含量较高, 并且属于国内市场导向型投资, 本土化程度较高, 为节约成本一般会与本土企业建立密切的行业关联, 通过当地化采购、人员指导、技术支持等手段建立与本土企业间的后向关联。这与Liu等 (2006) 、杨亚平 (2007) 、邱斌等 (2008) 的有关后向溢出为主要溢出方式的研究结论相一致。
4 动态模型的回归检验
考虑到生产的连续性, 本节将增加值lnY的滞后一期值③作为解释变量引入方程, 构造动态面板数据方程, 见方程 (2) , 以验证上述分位回归的结论在长期内的效果, 并运用Arellano-Bond方法进行回归, 结果见表3。
从表3的参数估计结果来看, 上年的产出增长对当年的产出增长影响显著, 上年产出每增加1个百分点, 当年产出将增加0.5806个百分点, 且在1%水平下显著。从溢出渠道来看, 水平溢出效应显著为负, 说明从长期效果来看, 外资通过竞争效应挤占了同行业内资企业的市场空间, 对同行业的内资企业产生了“挤出”效应, 这使同行业内资企业的生产率受损。后向溢出效应为正, 且在5%水平下显著, 说明从长期来看, 溢出方、接受方都可以得到溢出的好处, 后向溢出会导致内资企业生产效率的提高和产出的增加, 生产效率的提高又意味着内资企业更有学习的动力与能力, 从而形成了一个技术溢出的良性反馈机制。
5 结 论
本文运用分位数回归法, 分析了珠三角地区外商直接投资技术溢出效应的不同发生渠道, 经研究发现, 只有当内资企业的生产率水平处于较低分位水平的时候, 水平的技术溢出效应才显著为正, 生产率较高的内资企业, 更多的会受到同行业外资企业带来的竞争效应的影响, 产生“挤出”效应。内资企业通过与外资企业建立后向关联, 产生正向的溢出效应, 促进了生产率的提高。前向关联的溢出效果则在各个分位水平上为负, 并随着生产率水平的提高得到加强, 上述分位回归的结论均在长期效应上得到了相应的验证。
鉴于上述的研究结论, 笔者认为珠三角地区下一步应继续推进市场化取向的改革, 加快调整引资政策的步伐, 同时加强对外资引进的指导。重视外资企业的当地化采购, 鼓励有条件的内资企业积极为外资配套, 加入外资产业链, 建立与外资企业之间的后向关联。同时还应制定鼓励内资企业进行自主创新的产业优惠政策, 促进企业提高技术能力和生产率水平, 加深与外资企业之间的后向关联, 促进外资先进技术、知识在内资企业间的扩散, 从而促进本土企业的转型和升级。
参考文献
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[11].涂涛涛.外商直接投资对中国工业部门的外溢效应分析———基于分位数回归法[J].世界经济研究, 2008.8:56~60
反向技术溢出研究相关论文 篇2
摘要：从投资动因和作用机制来看，我国企业对外直接投资存在着技术动因，而且总体上可以促进自身技术创新能力的提高，但获取反向技术溢出的程度受到企业治理结构、国际化经验、投资模式、文化差异等多种因素影响。由于我国技术创新基础薄弱，与世界先进水平存在较大差距，通过对外直接投资，获取技术资源，实现反向技术溢出，已成为我国企业提高技术创新能力的有效途径之一。关键词：我国企业对外直接投资技术创新
引言
随着我国经济的持续稳定的增长以及经济全球化步伐的加快，特别是由于劳动力和土地成本上升，我国需要加快转变原有的经济增长方式，促使产业结构优化和升级。在此过程中，核心技术缺乏，研发投入不足等已成为我们迫切需要解决的问题。近几年来，我国企业纷纷通过对外直接投资的方式，主动获取东道国当地的技术资源，提高技术创新能力，弥补技术差距，并实现技术赶超。因此文章从投资动因和作用机制这2角度深入分析我国企业对外直接投资与技术创新能力之间的关系。
1对外直接投资现状
中国政府首次提出实施“走出去”战略，并逐步出台了一系列的对外投资政策和法规，鼓励企业对外投资。在此情况下，我国企业对外直接投资规模迅速增长，而对外投资地区以及投资行业范围也在不断扩大。据商务部统计，我国企业对外直接投资流量从的285465万美元上升到的2650609万美元，增幅高达828.52%，而我国企业对外直接投资存量也由20的3322222万美元上升到20的11791050万美元，其中值得注意的是对科学研究、技术服务和地质勘查业投资存量由的12398万美元迅速扩大到年的152103万美元。
2投资动因
国内学者在技术寻求型对外直接投资研究领域做了大量的理论和实证研究。冼国明和杨锐注意到发展中国家企业有可能主动采取逆向FDI方式,以期改变其技术开发和累积过程中被动的、渐进的路径，并进一步指出发展中国家对发达国家的逆向投资主要是为了获取某种先进技术或管理技能以加速技术累积的速度和动态效果。马亚明，张岩贵()提出技术扩散的存在使得通过FDI来寻求技术成为可能，一些发展中国家的公司以合资的形式到发达国家进行直接投资，其主要目的之一就是最大化公司之间的技术扩散，以最大可能地寻求和利用发达国家企业的先进技术。李蕊(2003)在研究跨国并购的技术寻求动因时，发现跨国并购的投资方式可以使跨国公司获得大量与核心技术相关的技术，使其技术研发的数量和质量都有增长，技术研发能力大幅度提高，同时，也加快了开发、创造新产品和新技术的进度。也就是说，一方面，通过跨国并购实现现有各种资源尤其是技术资源的优化配置，降低跨国公司技术研发的投入成本;另一方面，通过跨国并购取得各种现有研发成果，提高了跨国公司技术研发的质量和水平，加快了跨国公司技术创新的速度。孙建中()提出技术获取型对外直接投资之所以是我国获取核心技术的现实选择，原因在于：①增强投资机制功能的动机;②降低技术移入成本的动机;③加快技术获取速度的动机;④提高技术获取效率的动机。吴先明(2007)指出在动态的全球竞争条件下，以寻求创造性资产为目标的海外投资并不以垄断优势为前提条件，具有局部竞争优势的中国企业可以通过逆向投资，采取在发达国家当地建厂、设立技术监听站和跨国并购等形式，寻求并获得未来竞争的关键性资源—创造性资产，并通过全球化来利用这些资产构建新型的资源和能力基础。申俊喜()注意到我国长三角、珠三角地区已处于工业化中后期阶段，由于产业升级路径的跃升、技术获取方式的变迁以及知识吸收能力的增强，实施技术寻求型对外直接投资成为利用外部技术的重要路径。这一策略不仅可以打破产业升级的路径依赖、提升本土企业的技术创新能力，而且能够实现以技术创新国际化带动市场国际化。综上所述，寻求技术资源在我国企业对发达国家逆向投资中表现得尤为显著，这是因为发达国家在技术创新活动中处于世界领先地位，2007年我国居民每百万人口专利申请数为116件，而法国、德国、英国、日本和美国专利申请数分别为239、582、2610、285和800件。此外，2007年我国R&D支出占GDP比重为1.49，而法国、德国、英国、日本和美国R&D支出占GDP比重分别为2.08、2.53、1.79、3.44和2.68。这显示，对于我国而言，发达国家具有明显的技术优势。如果我国对发达国家逆向投资，通过技术扩散以获取反向技术溢出，有利于赶上国际先进技术水平，提高在国际市场上的产品竞争力。华为公司就是一个很好的案例，它分别在法国设立了3个研发中心：塞尔日中心(无线技术的基础性研发)、拉尼翁中心(固定宽带研发)、伊西中心(移动宽带研发)，而且华为公司在瑞典哥德堡即将开设一家新的研发中心，主要专注于微波、基站和基于IP的网络研发。华为公司通过建立海外研发中心，将基础研究和应用型研究有机地结合起来，极大地提高了自身的技术创新能力，成功的打入了竞争激烈的国外市场。
3作用机制
近几年来，随着我国技术寻求型对外投资增多，其作用机制也日益引起国内学者的关注。赵伟，古广东和何元庆()认为中国对不同的东道国经济投资的逆向技术溢出效应，机制不尽相同。其中，对于发达国家而言，主要通过研发要素吸纳机制、研发成果反馈机制、并购适用技术企业机制促进中国技术进步，而对于新兴工业化经济和发展中国家，研发成本分摊机制占主导地位。杜群阳(2006)提出反向外溢的渠道一是母国企业可通过与东道国的技术领导者建立更紧密的地理联系，以降低投资者的生产成本，获得积极的外溢效应;二是母国企业可利用与东道国的产业联系，实现知识获取，以获得反向外溢。尹冰(2006)分析了发展中国家企业逆向投资实现技术进步的传导机制，包括技术传导的动力因素、传导路径、影响因素和传导效应四大环节。冯跃(2008)提出发展中国家逆向FDI主要通过溢出效应、学习效应、关联效应、渗透效应等途径影响母国企业乃至母国国内整体技术水平，其中传导机制包括创新激励机制、学习激励机制。尹华和朱绿乐(2008)认为企业技术寻求型FDI主要通过模仿跟随效应、联系效应、人员流动效应以及平台效应四个途径获得反向技术外溢。陈菲琼和虞旭丹()研究了企业对外直接投资与其自主创新能力之间的反馈机制，得出了4种主要的反馈途径：①海外研发反馈机制。跨国公司海外R&D活动来自2个方面：创新R&D和适应型R&D，前者更类似于“技术获取型FDI”，而后者则像是“市场开发型FDI”，以技术获取为目的`的对外直接投资是以获取东道国的智力要素、研发机构、信息等R&D资源为目标，以新建或并购海外R&D机构为手段，以提升企业技术竞争力为宗旨的跨境资本输出行为。②收益反馈机制。如果将收益汇回国内，母公司可以增加研发投入和人力投入，从而增强自身的核心技术水平和吸收能力，若保留在子公司则可以实现海外研发反馈机制。③子公司本土化反馈机制。子公司本土化可以促使母国企业在技术、管理知识的等方面更为直接、快捷地与发达国家进行交融和沟通，特别是获得有如东道国的网络支持、上下游溢出等其他方面无法实现的效应。④对外直接投资的公共效应。从社会和宏观的角度来看，OFDI的外部性发生在其母国厂商从某一公司的跨国投资中受益，即公共效应。从现有研究文献来看，对外直接投资对技术创新能力作用途径主要为降低研发成本、母国子公司和东道国企业之间高素质人才的流动、对产业链上下游厂商的技术扩散等。陈菲琼和虞旭丹(2009)分析万向集团对外直接投资对企业自主创新能力的增强作用时，重点提到了逆向技术溢出效应、收益反馈和网络支持效应。而人力资本流动效应则在华为公司体现的更为明显。截至底，华为近8万名员工中，海外员工已超过2人，其中海外本地员工超过12500名，海外员工本地化率达到了57%。这有利于华为吸引和保留国外人才，以及提供在不同国家员工之间的学习和交流机会。需要注意的是，在我国企业的不同的海外扩张阶段，可能不同的作用机制起主导作用。在对外投资初期，我国企业在技术和管理方面处于比较劣势，可能面临亏损局面，这时收益反馈机制很难发挥作用，而在后期，我国企业技术和管理水平逐渐赶上发达国家企业，以及进一步熟悉和了解东道国的政策法规、市场竞争情况，导致获利增加，从而体现出了收益反馈机制。
4结论
由从投资动因和作用机制来看，我国企业对外直接投资存在着技术动因，而且总体上可以促进自身技术创新能力的提高，但获取反向技术溢出的程度受到企业治理结构、国际化经验、投资模式、文化差异等多种因素影响。此外，东道国的政治风险也是必须要考虑的，例如联想在收购IBMPC部门过程中作出了相当大的让步。于我国技术创新基础薄弱，与世界先进水平存在较大差距，通过对外直接投资，获取技术资源，实现反向技术溢出已成为我国企业提高技术创新能力的有效途径之一。
参考文献：
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FDI技术溢出接收能力的分析 篇3
Kokko（1994）认为在参与垂直专业化分工时，东道国可以通过示范效应、竞争效应、人员流动效应以及前后向关联效应这四种方式获得技术溢出来提高东道国产业的技术水平，垂直专业化分工与技术溢出正相关，并提高东道国的技术水平。胡昭玲与张蕊（2008），王中华及赵曙东（2009）]认为东道国技术的提高可以促进垂直专业化分工水平的提高。
关键词：FDI；技术溢出；接收能力
基本理论
要素禀赋理论
赫克歇尔-俄林模型（H-O模型）是基于比较优势理论，建立在各国间要素禀赋差异的基础。贸易理论认为，由于不同的国家拥有的资源数量的多少具有差异性，导致同一个产品的生产成本在不同的国家中亦会产生差异。如果国家1拥有的劳动力生产要素多于国家2，则国家1在劳动密集型产业中具有优势；如果国家2拥有的资源生产要素多于国家1，则国家2在资源密集型产业中具有优势，这种拥有的要素量的差异程度决定了两国分工和贸易关系格局。
从模型中可以推出，如中国这样的发展中国家具有丰富的劳动力资源，而如美国这样的发达国家具有大量的资金与技术，因此发展中国家主要从事于劳动密集型产品的生产，在满足本国需要的同时，出口到发达国家；而发达国家主要从事于资源与技术密集型产品的生产，在满足本国需要的同时，出口到发展中国家。发展中国家与发达国家分别以自己具有优势的产品进行
交换。
如果在两个国家分别独立的情况下，两国分别独立生产两类产品，在这两个国家内部都存在完整的产业体系，既生产劳动密集型产品，又生产资本密集型产品。当两个国家的经济不再独立，而从独立到相互沟通的过程中，在利益驱动下，两个国家都逐渐减少自己不具有要素优势的产品生产，而越来越多地用进口来替代，最终各自都集中于自己具备要素优势的产品上进行生产，形成双方间的产业分工格局。
边际产业理论
1978年日本学者小岛清提出“边际产业理论”。其认为，投资国将处于比较劣势的产业首先对外进行转移，即是投资国的边际产业。相对于技术和资本密集型产业，劳动密集型产业首先进入转移的行列；在技术与资本密集型产业中，劳动密集型高的生产环节首先进入转移行列；在劳动密集型产业的生产环节中，劳动力成本在总成本中所占比例高的生产环节首先进入转移行列；在同一产业中，企业效率低下的比企业效率高的先进入边际企业的行列。中国学者贝毅、曲连刚（1998）与小岛清观点一致。其认为国际产业转移往往是从劳动密集型产业转移开始，进而到资本、技术密集型产业的转移；往往是从相对发达的国家转移到欠发达国家，再由次发达国家转移到发展中国家和地区这样逐层
推进。
转移阶段理论
中国学者石东平、夏华龙（1998）提出产业转移三阶段理论，认为发达国家向发展中国家进行的产业转移由以下三个阶段组成，首先在产业承接国建立生产制造基地，并向产业承接国提供机器设备等生产资料，为产业承接国提供接触先进生产技术的机会，其次，产业承接国利用从产业转出国获得的机器设备与中间产品生产最终产品，随着产量不断提高，产业承接国逐渐减少此种产品的进口，直至产业承接国停止从产业转出国进口，并逐渐提高向产业转出国出口该种产品的份额；最后一个阶段，就是实现零部件和原材料等中间产品的当地采购，生产使用的中间产品不再来自于产业转出国。
垄断优势理论
1960海默（s · H · Hymer）指出，跨国公司在对外直接投资过程中会遇到很多障碍，如政治、经济和法律制度的差异，文化冲突，汇率风险等，在这些方面和东道国企业相比处于不利的竞争地位，但跨国公司能够在这些不利条件下进行对外直接投资，说明它有能够超越这些不利因素的独特优势，这就是垄断优势。跨国公司的垄断优势主要是技术优势、管理和营销网络优势、规模经济优势、资金优势等，在构成垄断优势的诸要素中权重最大的是技术优势。正是垄断优势使得跨国公司能够在抵消了不利因素对利润的侵蚀后仍能获得高于国内投资的利润。
产品生命周期理论
美国学者维农认为在产品生命周期的不同阶段，生产地点的选择会有所不同。产品生命周期包括产品初创，产品成熟，产品标准化三个阶段。首先，在产品初创阶段，生产地点集中在国内。新产品针对的是本国市场的消费者，为了贴近主体市场，保证反馈和调整的效率，生产地点集中在国内。虽然在发达国家生产该产品的成本较高，由于没有竞争者，技术垄断在创新企业手中，所以通常将生产地点选择在其所属国家；其次，产品成熟阶段，技术日臻完善，企业对市场和技术的垄断都逐渐被竞争者打破，企业的垄断利润渐次下降，而到国外的目标市场进行靠近市场的生产就成为一种理性的选择。最后，产品标准化阶段，企业的技术垄断不复存在，技术门槛下降到不再成为进入障碍的程度。同时市场趋向完全竞争，降低成本成为企业生存的主要手段，而发展中国家劳动力成本低廉的优势就凸显出来，于是这些原来在发达国家生产的企业迁移到发展中国家就成为一种必然的选择。
结论：随着市场一体化与生产分散化趋势的加强，对发展中国家来说，参与产业垂直专业化分工成为促进产业发展，提高产业国际竞争力的重要手段。如果承接产业转移的水平过大，就会出现上述情况，形成市场垄断，也不利于东道国的产业发展。从质的方面来考虑，如果东道国与产业转出国的技术差距太大，一般认为其不会促进东道国产业竞争力的提高；如果选择承接产业的技术水平差距太大，会导致东道国产业在吸收外来技术的过程中出现难以想象的困难，这不但导致东道国产业的技术水平无法提高，也导致产业转移方依赖自己在技术上的优势抢占市场，削弱东道国产业发展的动力。
参考文献：
[1] 张小蒂， 孙景蔚. 基于垂直专业化分工的中国产业国际竞争力分析[J]. 世界经济，2006， 5： 12-21.
技术溢出渠道 篇4
1978年中国开始实行对外开放政策, 在广东省和福建省率先设立经济特区, 对沿海地区与内陆地区实行差别对待, 优先发展沿海地区经济, 实施不平衡的发展战略。中央制定这一政策的目标是让沿海地区率先发展起来, 然后再带动内陆地区的经济发展。到现在, 改革开放实施了30年, 中国经济创造了从1978~2007年GDP年平均增长率为9.92%的奇迹, 但同时, 沿海与内陆地区经济差距急剧拉大, 区域经济发展日益不平衡。这一事实使得我们不禁质疑, 沿海地区的经济增长对于内陆地区经济增长起到了什么样的作用, 是否如初衷所述对内陆地区经济发挥了带动作用?对这一问题进行研究为制定缩小我国地区间经济差距的政策提供了一个很好的思路, 一些学者已经开始了对这一问题的研究。
Ying (2000) 从中心——外围理论的角度出发, 使用空间数据分析法, 分析了中国1978~1994年我国各省与其相邻省份经济增长之间的相互作用, 证实中国空间经济存在溢出效应。Brun, Combes和Renard (2002) 利用Barro (1991) 式的增长回归方程, 对我国28个省份1981~1998年的数据进行回归分析, 发现东部地区的经济增长对中部地区有显著的正溢出效应。王铮、刘海燕和刘丽 (2003) 在对Mundell-Fleming模型改进的基础上, 建立了区域间GDP溢出研究模型, 根据1984~1999年的数据进行回归分析, 得出我国东中西部GDP溢出效应明显的结论。李国平和陈安平 (2004) 以1978~2001年东中西三大地区实际GDP的增长率为变量, 建立向量自回归 (VAR) 模型, 证实东部地区的经济增长对中西部地区经济有明显的溢出效应。Luo (2005) 在Solow增长模型框架下, 通过构造邻省发展水平变量, 利用1978~1999年的数据分析, 发现沿海地区经济的快速增长对整个中国经济产生了明显的溢出效应, 但溢出效应的产生是以收入差距扩大为代价的。陈安平 (2007) 以1953~2004年我国八大区域的人均实际GDP为变量建立向量自回归VAR模型, 结果表明东部沿海、北部沿海、长江中游、黄河中游和西南地区的经济增长产生明显的溢出效应, 东北、西北和南部沿海地区的产出增加对其它区域的带动作用不大。薄文广 (2008) 在对Luo (2005) 模型进行一些修正的基础上, 利用中国1979~2006年30个省的数据, 同样通过构造邻省发展水平变量, 得出全国及分区域的样本范围内都存在着经济增长的溢出效应, 与东部相邻的中部地区经济发展水平对东部地区产生了溢出效应, 相邻的中部地区和西部之间形成了一种良性的双向互动格局的结论。
以上研究对中国经济增长的溢出效应做了有益的尝试, 但存在明显不足。Brun等 (2002) 、王铮等人 (2003) 以及李国平、陈安平 (2004) 把全国划分为了东中西部3个区域, 陈安平 (2007) 把全国划分为8个区域, 从区域角度来研究区域间的动态关系, 但是无论是3个区域还是8个区域的划分, 区域范围都太大, 可能会丢失省际间的一些有用信息。Luo (2005) 和薄文广 (2008) 虽然是从省际角度进行研究, 但是他们都是通过构造邻省发展水平变量对我国省际间经济增长溢出进行探讨, 但实际上经济联系并不是只发生在相邻省份, 邻省发展水平变量的构造有可能会丢失其它非相邻省份, 但是经济联系度也较高的省份经济发展水平的影响, 进而影响结果的准确性。而且上述学者研究的都是一种平均意义上的溢出效应, 尽管从总体上来说, 他们的研究显示我国正向的溢出效应非常明显, 但是我们看不出在总体正向溢出效应的背后哪些省份的贡献更大、哪些省份的贡献较小甚至为负。本文尝试在以上研究的基础上, 在扩展的Solow增长模型中, 考虑距离衰减规律引入省份产出变量, 逐个测度我国每一个省的经济增长对其它省份经济增长的溢出效应。
更为重要的是, 上述学者基本上都是围绕着有没有溢出效应这一问题进行研究, 而对于溢出效应的传输渠道除了Brun等 (2002) 和陈安平 (2005) 外, 少有学者提及。Brun等 (2002) 从需求、贸易、供给所产生的外部性这3个方面分析了可能产生溢出效应的途径, 但仅仅是理论分析, 没有进行实证检验。陈安平 (2005) 从贸易、生产要素的流动、技术扩散以及制度推移角度对溢出效应的传输渠道进行了理论分析与实证检验, 得出劳动力流动和贸易是东部向中西部传输溢出效应的主渠道, 劳动力流动是中部向西部传输溢出效应的主渠道的结论, 但他采用的是一种间接的方式, 是从地区间的产业关联出发, 通过建立东中西三大地区和中西部三次产业变量的VAR模型并根据中西部三次产业对东部和中部冲击的脉冲响应 (IRF) 结果, 来推测地区间溢出效应的传输渠道。本文在借鉴上述学者研究的基础上, 以我们所测算出的每一个省对于其他省份的溢出效应为因变量, 以溢出效应的各种可能渠道为自变量, 建立计量模型, 直接考量我国省际经济增长溢出效应的传输渠道。
1 各省经济增长对其他省份经济增长的溢出效应测度
1.1 计量模型
为了说明如何测算每一个省的经济增长对其他省份经济增长的溢出效应, 即要测算一个省的GDP增长1%, 会带动其他省份多大的GDP增长, 我们以广东省为例。首先引入省份产出变量ymR, ymR代表广东省的产出对m省产出的作用。
ymR=yn*weightmn (1)
其中, yn为广东省在样本期间人均实际GDP的均值,
我们把广东省产出变量ymR加入扩展的SOLOW增长模型中来测算广东省经济增长对其他省份经济增长的溢出效应。为了能测算出溢出效应, 我们控制了各省经济增长的传统决定因素——初始人均产出ym0, 技术进步率gm, 储蓄率sm, 人口增长率nm和资本折旧率δm。构建的模型如下:
ln (ymt) -ln (ym0) =α0+α1ln (ym0) +α2ln (sm) +α3ln (nm+gm+δm) +α4ln (ymR) +εmt (2)
上式中, m代表除广东省之外的其他省份, t表示时间跨度, ymt表示m省报告期的人均实际产出, ym0表示m省基期的人均实际产出, α0表示常数, α1、α2、α3、α4表示系数, εmt是随机误差项。YmR是我们重点关注的变量, 根据ln (ymR) 系数的符号和显著性就可以判断广东省对其他省份的溢出效应, 如果ln (ymR) 系数的符号为正且显著, 则表示广东省的经济增长对其他省份经济增长有明显的正向溢出效应;如果ln (ymR) 系数的符号为负且显著, 则表示广东省的经济增长对其他省份经济增长产生明显的负向溢出效应。正向的溢出效应意味着广东省的经济增长对其它省份的经济增长有积极的促进作用, 负向的溢出效应则意味着广东省的经济增长对其他省份的经济增长有抑制作用。
1.2 数据说明
使用的数据包括全国29省 (受数据所限, 剔除西藏和重庆) 1990~2006年间的总量GDP、人均GDP环比指数、资本形成总额、人口自然增长率、1990年的人均GDP以及各省市之间的空间直线距离。其中, 总量GDP、人均GDP环比指数、资本形成总额、人口增长率, 1990年的人均GDP这些数据基本上都来源于《中国统计年鉴》 (1991~2007) , 个别数据来源于《新中国五十五年统计资料汇编》, 各省之间的空间直线距离通过Googleearth获得。
被解释变量的计算方式为:以1990年为基期, 通过1990~2006年的人均GDP环比指数和1990年的人均GDP换算得到各省1990~2006年的人均实际GDP, 对2006年和1990年各省的人均实际GDP取对数再相减即可。解释变量各自的计算如下:用各省资本形成总额占同期总量GDP的比重来表示储蓄率, 取对数后再取均值即为ln (sm) ;由于统计年鉴中没有提供技术进步率和资本折旧率的数据, 许多学者在分析中假定技术进步率和资本折旧率在研究期内为常数, 估计两者之和为0.05 (张庆君, 2006) , 用各省的人口增长率加上0.05, 取对数后再取均值, 其值即为ln (nm+gm+δm) ;ln (ymR) 的计算过程以广东省为例见公式 (1) , 首先通过m省各自与广东省之间距离的倒数来除以所有28省与广东省距离的倒数之和作为广东省对m省产出作用的权重, 然后乘以广东省1990~2006年人均实际GDP对数的平均值即可。
1.3 估计结果与分析
按上述以广东省为例的方法, 我们逐个测算了我国29个省各自的经济增长对其它省份经济增长的溢出效应, 结果见表1所示。可以看出, 产生正溢出效应的地区集中在发达的沿海地区, 而所有中西部地区省份对外都产生负溢出效应。其原因在于, 经济快速发展初期, 一般来说, 地区凭借其自身的规模效益、市场效益、人才效益和设施效益等吸引大量的资源流向本地区, 经济聚集能力要大于其对其它地区的经济辐射能力。当经济发展到一定阶段, 经济辐射能力就大于其经济聚集能力, 一方面表现为:技术进步带动产业升级, 发达地区会把一部分传统产业转移出来;另一方面表现为技术、知识、信息等高级生产要素的溢出 (刘崇献, 2005) 。
显然, 南部沿海地区的广东、福建和海南, 东部沿海地区的上海、江苏和浙江, 经过30年左右的快速发展, 现在已经产生了较为明显的经济辐射效应, 开始发挥其反哺作用。福建省位处长江三角洲与珠江三角洲地区的中间, 与两者尤其是珠三角地区经济联系紧密, 福建省对其他地区的溢出效应超过上海和广东跃居第一可能跟福建省的这一特殊的地理位置有关。上海市作为全国的经济中心, 带动长三角地区经济以及全国经济发展, 与江苏省和浙江省共同构成东部沿海地区优势, 对全国经济发展都发挥了重要的作用。相比较, 北部沿海地区的北京、天津、河北对全国的溢出效应不明显。
处于经济快速发展期的四川、新疆和陕西以及经济发展落后的广西、云南和贵州对外都产生很明显的负的外部性。分析其原因, 我们认为四川、新疆和陕西3省的经济正处于快速发展的初期, 吸引周围地区要素大量向其聚集, 产生很大的聚集效应;同时, 四川省还要与发达的东部地区尤其是广东省争夺资源, 导致了四川省很大的负溢出效应 (王铮、武巍、吴静, 2005) ;广西、云南、贵州这3省都是经济发展非常落后的地区, 自身经济实力很弱, 对其他地区经济难以产生带动作用, 从其他地区得到的要远远大于其溢出的。
2 省际经济增长溢出效应的传输渠道分析
2.1 理论分析
我们主要从以下3个方面来阐述经济增长溢出效应的传输渠道:产业关联、劳动力流动以及技术扩散。
区际间的产业关联表现为区际分工与贸易。在我国经济发展的初期, 区际分工以“垂直型”分工为主, 由于东部地区经济技术水平等都高于中西部地区, 所以东部地区处于生产网络的下游, 而中西部地区由于原材料、能源等资源丰富处于生产网络的上游。上游产业要为下游产业供应原材料、能源、初级加工品等, 下游产业就因此带动了上游产业的发展。但这种垂直分工是一种低水平、低层次的分工, 原材料等产业链条短, 产品附加值低, 而且原材料、能源等丰富的中西部地区又过度依赖资源开发, 长期来说, 不利于自身经济发展。我国目前出现的一种相对较为高级的区际垂直分工表现为沿海与内陆地区共同参与国际分工, 有研究认为, 沿海外向型经济体如福建省、广东省、上海市等正在逐步形成涵盖广泛地理范围的价值链, 内陆地区的企业也正在参与到外向型经济的价值链中 (陈柳、江静, 2008) 。
改革开放以来, 我国劳动力总的流动方向是由西部、北部向东部、南部迁移, 北京、天津、上海、广东、江苏等地区因为经济发展水平高而成为劳动力的净迁入区;而原来一直吸纳劳动力的四川、黑龙江、内蒙古、新疆、甘肃等则成为劳动力的净迁出区 (高国力, 2008) 。劳动力流动所产生的影响是多方面的, 从流入区的角度看, 劳动力的流入为该地带来了丰富的劳动力资源, 劳动力供给的增加使得该地企业雇佣劳动者需要付出的工资下降, 即企业的成本降低, 有利于该地企业的生存与发展, 提高企业的竞争力;另外, 技术人才的流入还会促进该地科技水平的发展进而提高企业的生产率。从流出区的角度看, 首先, 流出区可以得到流入地的劳动力的汇款;其次, 劳动力的流出减轻了当地的就业压力, 提高当地企业的劳动生产率;再次, 劳动力可以把自己在发达地区形成的先进理念、学会的先进技术和经验等带回家乡, 促进当地经济发展。
劳动力流动对于人口流入区和流出区都会产生一定的正的外部性, 劳动力的流动具体对于流入区产生的正外部性大还是对于流出区产生的正外部性大, 要取决于上面分析的双方各自得到的正外部性的大小。如果流入区得到的正的外部性大于流出区得到的正的外部性, 说明通过人口流动人口的流出区对流入区产生了正的溢出效应;如果流出区得到的正的外部性大于流入区得到的正的外部性, 即说明人口流动是人口流入区对人口流出区产生正溢出效应的一个渠道。
技术扩散是一种模仿、学习行为, 技术落后的地区可以通过学习、模仿先进地区的技术来推动本地区经济的增长。20世纪50年代瑞典著名学者哈格斯特朗从空间角度对技术创新的扩散进行了研究, 他认为由于一项创新能够提高生产效率、节约生产要素等优势, 就使得创新者与其周围的地理空间中产生“位势差”。为了消除这种差异, 一种平衡力量就会促使创新活动向外传播和扩散, 同时, 周围地区也积极地学习和模仿。很多研究都表明, 我国通过FDI和国际贸易从国外获得了显著的技术溢出 (Chun-Chien KUO、Chin-Hai YANG, 2008) 。从我国国内来看, 东部发达地区的科研及技术水平要领先于落后的中西部地区, 中西部地区通过模仿、直接引进等方式正逐渐从东部地区的技术扩散中受益 (陈安平, 2005) 。但也有研究表明, 技术溢出虽然存在, 但是发挥的作用很小, 是微不足道的 (Chun-Chien KUO、Chin-Hai YANG, 2008) 。
2.2 计量模型
基于上述分析, 我们建立如下模型来分析各省在样本数据范围内对其他省份产生溢出效应的传输渠道:
Spli=β0+β1Idugi+β2Labgi+β3Techi+εit (3)
被解释变量Spli表示i省对其他省份的溢出效应;解释变量Idugi表示i省与其他地区的产业关联, 我们认为产业关联主要体现在非农产业上, 所以使用i省第二产业和第三产业的产值占GDP的比重之和来衡量;Labgi表示i省的劳动力流动率;Techi表示i省的科学技术发展水平, 通常我们认为, 一个省的研究与试验发展 (R&D) 经费支出越多, 则该省的科技发展水平越高, 所以, 我们使用各省R&D经费支出来表示该地区的科学技术发展水平。其中各省对其他省份的溢出效应的数据就来源于第二部分的估算结果, 其他数据都来源于《中国统计年鉴》 (1991~2007) 和《新中国五十五年统计资料汇编》。
劳动力流动率Labgi的估算如下:首先根据各省1990年的人口数和1990~2006年间的人口自然增长率, 计算出各省2006年的人口估计数, 再用该人口估计数与统计年鉴中2006年末的人口数进行比较, 两者之差与1990年人口数的比值即为1990~2006年间各省的人口流动率。由于缺少劳动力流动的相关数据, 同时考虑到流动人口的主体是劳动人口, 本文采用估算出的人口流动率近似衡量劳动人口流动率。
由于2000年之前各省R&D经费支出的数据难以获得, 所以实际上我们只对各省2000~2006年间的R&D经费支出取平均值, 考虑到技术发展的缓慢性, 一个省的技术不可能突然发生很大变化, 所以我们近似认为2000~2006年间各省的技术发展水平可以代表各省1990~2006年间的技术发展水平。
2.3 实证检验结果
对方程 (3) 进行逐次回归, 估计结果见表2所示。
注:**代表5%显著水平
首先对仅包含产业关联Idug和常数项C的截面数据方程 (1) 进行回归, 结果见表2第二列。Idug系数的符号为正且显著, 表明各个省份与其他省份产业联系越紧密, 对外的溢出效应越大。地区产业结构优化有利于其更好地参与国际分工, 加入全球价值链, 国际经济发展带动国内发达的沿海地区经济, 国内发达的沿海地区经济发展又带动欠发达的内陆地区经济。另外, 地区产业结构优化使得省际间更好地进行分工协作, 增长率相对较高的沿海发达地区产业会带动内陆地区产业的增长率, 促进地区经济发展。
第二步, 对仅包含劳动力流动率Labg和常数项C的截面数据方程 (2) 进行回归, 结果见表2第三列。劳动力流动对溢出效应同样为正且很显著, 表明劳动力的流动对各省溢出效应的发挥有促进作用。劳动力流动率与溢出效应成同向变动趋势, 即劳动力流动越快, 各省对其他省份的溢出效应就越大, 这就表明, 中西部的劳动力越往东部地区流动, 东部地区对中西部地区的正向的溢出效应越大, 而中西部地区对东部地区负向的溢出效应越大, 即中西部地区的人口流动到东部地区是所得大于其所付出。
最后, 方程 (3) 加入了科学技术水平变量Tech和常数项C进行回归, 结果见表2第四列。科技溢出的T值为2.880, 通过了5%的显著性检验, 但系数才只有0.002, 说明技术溢出存在, 但发挥作用不大, 这与Kuo和Yang (2008) 所得的结果一致。这一结果可能有两个原因, (1) 我们这里回归的是每个省份的科技发展水平对其他省份经济增长的溢出效应, 不是专门针对东部地区的科技水平对其他省份经济增长的溢出效应做回归, 所以可能会影响系数的大小; (2) 科技不太发达的中西部地区对技术的吸收能力有限, 阻碍了技术溢出效应的发挥。
3 结论及政策建议
改革开放以来, 沿海地区经济的快速起飞为全国的经济增长产生了明显的溢出效应。本文在扩展的Solow增长模型中, 考虑距离衰减作用引入省份产出变量, 测度了我国各省的经济增长对其他省份经济增长的溢出效应, 并在此基础上进一步分析了产生溢出效应的传输渠道, 分析表明:
(1) 发达的沿海地区对其他地区基本上都产生正向的溢出效应, 而欠发达的中、西部地区对其他地区都产生负向的溢出效应, 发达沿海地区经济的扩散作用已经大于其聚集作用, 自身经济快速发展的同时带动其他省份经济的发展。其中, 正溢出效应明显的地区又集中在东部沿海与南部沿海地区, 福建省的溢出效应最大, 其次是上海;而处于经济快速发展初期的四川、陕西、新疆以及经济发展非常落后的广西、云南、贵州产生的负向的溢出效应最大。
(2) 产业关联和劳动力流动是溢出效应的主要传输渠道。省际间产业关联集中在二、三产业, 非农化程度越高, 与其他地区产业关联度越高, 产生的溢出效应就越大, 全国获益越多;劳动力流动主要表现为中西部劳动力流向东南沿海发达地区, 劳动力流动越快, 所获得的溢出效应就越大。技术扩散也是溢出效应的一个传输渠道, 但是发挥的作用在目前还比较有限。
通过以上分析, 我们认为沿海地区对于内陆地区经济发挥了带动作用, 但是地区经济差距却不断扩大的这一事实, 我们认为其原因在于溢出效应的作用比较有限, 在溢出效应的作用下, 内陆地区的经济增长还是要慢于沿海地区, 溢出效应的作用不足以使地区经济差距缩小。本文研究的政策含义是, 溢出效应主要产生在发达的东南沿海地区, 溢出效应越大, 发达地区相互之间以及欠发达的中西部地区获益就越多, 所以疏通溢出渠道并且保持溢出渠道通畅对于地区经济差距缩小有很大帮助, 对于全国经济的发展都很有利。①要继续大力升化产业结构, 加快二、三产业的发展;②取消劳动力流动限制, 鼓励劳动力流动;③加强各省人才培养, 提高对技术的吸收能力。
摘要：本文通过考虑距离衰减作用在扩展的SOLOW增长模型中引入省份产出变量, 测度了我国29个省的经济增长对其他省份经济增长的溢出效应, 在此基础上进一步分析了溢出效应可能产生的3个渠道:产业关联、劳动力流动和技术扩散, 并进行了实证检验。结果发现:沿海地区各省对其他地区基本上都产生正向的溢出效应, 而中、西部各省对其他地区都产生负向的溢出效应;产业关联和劳动力流动是溢出效应的主要传输渠道, 技术扩散虽然也发挥作用, 但是作用有限。
技术溢出渠道 篇5
自Mcdougall (1960) 在研究外商投资对东道国经济影响时率先考虑了技术外溢效应以来, 其后众多的学者从理论和实证角度研究了外商直接投资的技术外溢效应。其中关于溢出渠道的研究受到了众多学者的关注。
溢出的发生渠道主要有两类:一是行业内溢出或称水平溢出, 二是行业间溢出或称垂直溢出。水平溢出主要通过示范效应、人员流动、竞争效应、出口等途径影响东道国同行业企业的技术水平 (Blomstrom and Kokko 2003) ;垂直溢出包括前向关联和后向关联, 主要通过本地企业与外资企业在中间产品的购买和销售过程中形成技术扩散。一方面外企从本地购买中间投入品, 可以通过转移一定的技术和管理模式, 帮助内企提高产品质量。另一方面内企也可以通过购买外资高质量的中间投入品, 会使自己的产品得到技术升级 (Aitken and Harrison 1999) 。
由于“在错误的地方寻找FDI溢出效应” (Javorcik 2004) , 致使以往学者研究水平溢出效应的结论存在较大分歧, 如Kokko (1996) 对乌拉圭的研究、Harrison (1999) 对委内瑞拉的研究均表明FDI确实产生了水平溢出效应;而Djankov (1998) 和Sjohom (1999) 分别对捷克和印尼制造业的研究却表明, 无论利用企业级数据还是行业级数据, 都没有发现水平溢出效应的存在。在此基础上有学者进一步认识到, 通过产业链条上下游之间的前向与后向联系而产生的行业间溢出可能是更为重要的溢出渠道。Javorcik (2004) 对立陶宛的研究也表明存在正的后向溢出效应, 而水平和前向溢出效应却不显著。杨亚平 (2007) 通过对广东工业行业面板数据进行回归分析, 发现行业间溢出相比行业内溢出是更重要的溢出途径, 后向关联对当地供应商生产率提高有正向促进作用。Girma和Görg (2006) 利用中国内资制造业企业级数据分析了FDI的技术溢出效应, 发现FDI对国有企业的创新行为产生了显著的负向影响。Lin and Liu (2009) 利用1998—2005年中国内资制造业企业级数据分组检验了FDI的技术溢出效应, 通过对不同所有制企业的分组检验, 发现FDI在垂直溢出方面均产生了显著的正向效应。Girma, Görg and Pisu (2007) 通过对英国制造业的研究, 发现水平溢出效应和垂直溢出效应的发生均依赖于外资企业的的出口导向。Du, Harrison和Jefferson (2008) 运用了国家统计局1998—2005年大样本企业面板数据, 将所有样本企业分为国有和非国有两类进行检验, 结果表明, 外商直接投资对非国有企业的溢出效应为负, 而对国有企业的影响不显著。
本文同已有的研究相比在以下方面进行了扩展:首先区别于以往学者采用的条件均值回归方法, 本文利用stata.10软件测绘了在不同分位水平下, 溢出效应的不同发生渠道及各自的变化趋势;其次考虑了企业性质对溢出效应的影响, 对比分析了全部内企和国有企业溢出效应的不同发生渠道。
2 数据描述与模型设定
2.1 数据描述
考虑到企业性质对溢出效应的影响, 本文分别选定广东省制造业的内资企业和国有企业作为研究对象。数据采用广东省制造业行业内资企业和国有企业的面板数据, 制造业行业经调整为27个, 数据年限是1999—2008年。为消除时间价格指数的影响, 本文用“工业品出厂价格指数”和“固定资产投资价格指数”对每年的工业增加值、固定资产净值年平均余额进行平减, 基期都为1999年。制造业企业数据取自“工业企业主要经济指标”, 指全部国有工业和年销售收入在500万元以上的非国有工业;外资企业数据取自“外商投资和港澳台投资工业企业主要经济指标”。内资企业数据由制造业企业和外商投资企业相应指标的数值相减得来。
2.2 模型设定
本文在基于扩展型的C-D模型的基础上借鉴Javorick (2004) 的研究思路, 构造模型如下:
1nYit=α+β11nKit+β21nLit+β3BSit+β4FSit+β5HSit+λi+ηi+εit (1)
式中Y为内资企业总产出, 用工业增加值表示;K为内资企业资本存量, 用固定资产年平均余额表示;L为内资企业的劳动时间, 用劳动力人数来表示。HS为FDI的水平溢出效应, 用外资企业销售产值占全行业销售产值的比重来表示。BS为FDI的后向溢出效应, 为除行业i本身外其所有下游行业m中外资企业产出所用到的i行业的中间投入品的加权平均 (Blolack, 2001) , 即:undefined。其中αim为投入产出表中的直接消耗系数 (去除对角线上的元素, 下同) , Hmi是i行业的下游行业中m行业中外资销售比重。FS为FDI的前向溢出效应, 为除行业i本身外其所有上游行业j中外资企业产出的中间投入品的加权平均, 即:undefined。其中αij为投入产出表中的直接系数, Hjt是i的上游行业中j行业中外资销售比重。下标i和t分别代表行业和年份, α代表截距项, β1-β5是回归系数, εit为方程的误差项, ηi为行业效应, tt为时间效应。
2.3 分位数回归模型
分位数的回归方法最早由Koenker和Bassett (1978) 提出, 对于分位数而言被解释变量y的θ分位数函数Q (θ) 可以定义为:Q (θ) =inf{y:F (y) ≥θ} (李育安 2006) , 其中0<θ<1代表在回归线或回归平面以下的数据占全体数据的百分比, 分位函数的特点是被解释变量y的分布中存在比例为θ的部分小于分位数函数Q (θ) , 而 (1-θ) 的部分大于分位数函数Q (θ) , y的整个分布被分为两个部分。为了对分位数回归求解, 首先定义概率函数ρθμ:
undefined
其中μ为为反映概率密度函数的参数, 而ρθμ则表示被解释变量y的样本点处于θ分位以下和θ分位以上时的概率密度函数关系。在探讨FDI技术溢出的背景下分位数的回归模型可以写为:
1nYit=z'itρθ+εθit, Quantθ (1nYit|Zit) =z'itρθ (3)
其中zit为外生变量向量, ρθ为参数向量, Quantθ (1nYit|Zit) 表示给定Z时1nYit的θ条件分位数。θ回归分位数 (0<θ<1) 对应的参数向量β是通过最小化 (3) 式得到:
undefined
3 分位回归检验
本节利用分位数回归法对模型 (1) 进行了回归检验。表1报告了对广东省内企和国企的中位数回归结果。
注:*、**、***分别代表显著性水平为10%、5%和1%, 括号内数字为估计系数的标准误差, 分位数回归的标准误差由Bootstrap方法得到, 迭代次数为100次, 计量软件为Stata10.0。
从表1可知, 通过中位数回归方法得出的各变量系数的符号与杨亚平 (2007) 等学者采用常规面板数据分析所得结果大致相似。然而综合考虑企业性质和工业产出的不同条件分布等因素对溢出效应的影响, 本节绘制了在0.05～0.95分位数时内企和国企各系数的变化趋势, 见图1～3:
图1描述了在不同分位数时, 水平溢出效应的变化趋势。从图中可知随着工业产出由条件分布的低端向高端变化, FDI对内资企业的水平溢出效应呈U型的“门槛效应”, 这与陈羽 (2006) 与杨亚平 (2009) 等学者关于水平溢出效应的研究结论相类似。水平溢出效应在整体上给同行业的内企带来了负向的挤出效应, 当内资工业产出处于条件分布的中间位置 (大约0.4分位数) 时, FDI的溢出效应达到最低值;当内资工业产出处于分布高端时 (大约0.8分位数) , 内企的水平溢出效应则开始转为正值。这可能由于外企在管理、资金、技术等方面的具有相对优势, 通过竞争、人才流动等方式抢占了生产率水平较低的同行业内企的市场, 吸引了内企的优秀人才, 从而使得内企生产率受损;而生产率水平较高的内企则更多的可以受到外企竞争效应带来的好处。与全部内资企业相比, 水平溢出效应在整体上则对国有企业表现出显著的正向作用。这可能由于现阶段中国的国有企业大都分布在垄断行业或受保护行业中, 国有企业凭借行政保护和垄断资源, 从事垄断经营, 使其在很大程度上回避了实际的和潜在的市场竞争, 并享受垄断利润。
在垂直溢出方面, 图2描述了在不同分位数时, 前向关联溢出效应的变化趋势。分位回归结果显示, 处于不同生产率水平的内资企业和国有企业在前向关联的溢出效应上表现出明显的差异性。
内资企业的前向关联的溢出效应相对平稳, 呈逐渐增大的趋势, 其边际溢出效应较低。在中级及以下分位水平的内资企业中表现出显著的负向作用。产生负向溢出效应的原因, 一方面可能是由于外资企业在技术、管理等方面的相对优势, 使得生产率水平较低的内资企业更多倾向于采购外资企业技术含量高的中间投入品, 而忽视了自主创新能力的培养和引进技术后的消化吸收, 导致内资企业自主创新的动力严重不足, 在技术上对外资企业形成较强的引进依赖性, 从长期来看, 使得内资企业的生产率受损。另一方面, 现阶段的内企可能没有条件使用外资企业高质量的中间投入品, 造成了使用外资中间投入品的仍然是外资公司, 内外企之间的生产率差异逐渐增大。与内资企业相比, 国有企业的前向溢出效应则相对变化较大, 边际溢出效应较大, 在大多数分位水平上均表现出显著的负向作用。
图3描述了在不同分位数时, 后向关联溢出效应的变化趋势。随着工业产出由条件分布的低端向高端变化, 内资企业的后向关联溢出效应均呈逐渐增大趋势, 在各个分位水平均显著为正, 后向关联是FDI的主要溢出渠道, 这与Liu等 (2006) 、杨亚平 (2007) 的有关后向溢出为主要溢出方式的研究结论相一致。这可能因为一方面, 从2004年开始广东省外商投资发展加快, 2008年外资年末资产占总资产的比例已从2004年的29%升至46.87%, 接近港澳台商投资的资产。而相比出口导向型的港澳台投资企业, 外资企业内含的技术含量较高, 并且属于国内市场导向型投资, 本土化程度较高, 为节约成本一般会与本土企业建立密切的行业关联, 通过当地化采购、人员指导、技术支持等手段建立与本土企业间的后向关联。另一方面, 随着本土企业自身的生产率水平不断提高, 内资企业逐渐适应了外资企业产品需求的标准, 更多的外企倾向于与本土企业建立后向关联, 进行本土化采购。相比内企, FDI对国企的溢出效应在中级及以上分位水平时开始为正, 并逐步增强, 其边际溢出效应大于内企的边际溢出效应。
4 结论
本文基于联系效应的视角, 运用分位数回归法, 对比分析了广东省外商直接投资对内资企业和国有企业技术溢出效应的不同发生渠道。经研究发现, FDI对内资企业的水平溢出效应呈U型的“门槛效应”;前向关联的溢出效应在在中级及以下分位水平的内资企业中表现出显著的负向作用, 并随着生产率水平的提高得到改善, 呈逐渐增大的趋势;内资企业通过与外资企业建立后向关联, 在各个分位水平上均获得了正向的溢出效应, 后向关联是FDI技术溢出效应的主要渠道。与内资企业相比, FDI对国有企业的溢出效应在水平溢出渠道获得更多的正向影响, 在垂直溢出渠道受到更多的负向影响, 且相对内企而言, 其边际溢出效应较大。
基于上述研究, 笔者在此提出以下政策建议:首先政府应制定各项产业优惠措施, 扶植壮大本地非国有内资企业。只有当非国有内资企业发展壮大、具备一定规模之后, 才可能从和外企的市场竞争中获益。其次应重视外资企业的当地化采购, 鼓励有条件的内资企业积极为外资配套, 加入外资的产业链, 建立与外资企业之间的后向关联。同时还应制定鼓励内资企业进行自主创新的产业优惠政策, 促进企业提高技术水平和生产效率, 加深与外资企业之间的后向关联, 促进外资先进技术、知识在内资企业间的扩散, 从而促进本土企业的转型和升级。最后应重视中间投入品的发展, 提高中间品的国产化率, 加强内资企业与下游外资企业之间的生产与技术联系。
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FDI技术溢出与技术差距关系研究 篇6
近年来国内外学者对FDI技术溢出与技术差距的关系进行了充分的关注与研究, 相关文献无论是在研究视角、研究方法、研究内容还是研究结论上都有很大的突破。众多研究表明, 在影响技术溢出效应众多因素中, 技术差距是最关键的影响因素。目前国内外关于技术差距与技术溢出的关系尚未有定论。本文正是基于这样的事实, 梳理近年来各种文献对于技术差距与FDI溢出效应关系研究的主要内容、方法和结论, 探究其争论的原因和发展趋势, 以期对企业技术进步提供一定的理论参考。
一、FDI技术溢出效应的内涵
技术溢出是指部门进行研究开发活动获取的新知识和新技术会通过各种途径溢出到其他部门。目前关于技术溢出效应的研究, 学者们更多把视角放在FDI技术溢出效应上。FDI会对东道国本土市场结构, 尤其是技术, 产生重大影响, 进而使得东道国企业可以通过人员流动、市场竞争、技术模仿和示范效应获得技术外溢, 激发东道国企业的技术创新动力, 进而增强东道国企业的技术创新能力。FDI是基于跨国公司为了控制不同国家的生产市场和营销渠道的动机, 进而充分利用公司专有知识资产的 (Hymer, 1976) 。而Blomstrom (1998) 则认为:技术溢出效应是跨国公司对东道国进行直接投资, 造成当地技术进步, 而自身无法取得全部收益的一种外部效应。
二、关于FDI技术溢出与技术差距关系研究的主要内容
众多学者通过研究得出技术差距是影响技术溢出效应的重要因素, 近年来学者们致力于研究技术溢出与技术差距的关系和规律。学者们对于二者关系研究的结论主要集中在三个方面。
1.技术差距与技术溢出间存在线性正相关关系。Findly (1978) 通过实证检验提出:技术差距与技术溢出间具有线性的正相关性。技术差距越大, 当地企业通过模仿和学习获得的溢出效应也越大。Fageberg (1994) 通过调查研究提出技术模仿是技术溢出的一种表现形式, 在跨国公司和东道国企业之间, 技术差距与技术模仿能力是正相关的。Fageberg并没有直接给出技术差距与技术溢出之间的正相关关系, 只是通过中间变量技术模仿, 而认为这之间关系密切。Sjoholm (1999) 对印度尼西亚的研究也得出了技术差距与技术溢出间具有线性的正相关关系的结论。
2.技术差距与技术溢出间存在线性负相关关系。Haddad和Harrison (1993) 对摩洛哥的研究、Kokko和Falvery (2007) 对乌拉圭的研究, 以及Liu和Parker (2001) 对我国台湾的研究都发现技术差距越小, 越容易获得外国技术。Kokko (1994) 在检验墨西哥企业中技术差距的影响时, 采用了连乘变量的方法。他通过实证分析提出:技术差距过大的情况下即内资与外资企业技术悬殊时, 技术差距的存在会阻碍溢出效应的产生。而国外另一位学者Kinoshita (2000) 则通过对欧盟五国的研究得出同样的结论, 即技术溢出效应与内外资企业的技术差距成反比。若内外资技术差距过大, 跨国公司技术转移的速度和时间都会降低, 进而技术溢出效应也会削弱 (Phene, 2005) 。我国学者陈涛涛 (2003) 通过实证检验也得出了同样的结论即:技术差距越大, 外资企业对内资企业的技术溢出效应就越不明显。
3.技术差距与技术溢出间存在非线性关系。技术溢出与技术差距并不是单纯的线性关系, 而是存在着非线性关系 (Perrz, 1997) 。只有内外资技术差距在合适的范围时, 技术溢出效应才会发生 (Glassa&Saggi, 1998) 。而Blomstrom&Sjoholm (1999) 则认为溢出效应的发生伴随有技术差距, 外资对内资技术溢出效应与其技术差距之间可能存在非线性关系。Borenztein (1998) &Blomstrom (1994) 等称这一转折点为发展门槛 (Development threshold) 。Bin Xu (2000) 的研究结果也得出技术差距与技术溢出效应之间存在非线性关系。国内学者潘文卿 (2003) 通过实证研究也证实了外贸技术溢出存在“门槛效应”。李松龄和生延超 (2007) 基于拓展的Verspagen技术赶超模型提出技术差距和溢出效应都取决于后发地区的学习、模仿能力等技术吸收能力, 发达地区和后发地区之间的技术差距要在适当合理范围才能有溢出效应。张国强 (2008) 通过古诺竞争模型的同样的除了技术差距对技术溢出的影响存在临界值的结论。亓朋、许和连和李海峥 (2009) 利用制造业12180家企业1998年~2001年的面板数据, 得出了同样的结论。王向阳、卢艳秋和赵英鑫 (2011) 提出了技术溢出和技术差距的线性关系假设和二次非线性关系假设, 经实证检验提出技术溢出和技术差距之间不存在线性关系, 但存在二次非线性关系。李燕等 (2011) 通过构建门槛模型实证分析指出:技术溢出在我国存在两个技术差距门槛, 只有技术水平合适的情况下, 才会有技术溢出效应的发生。孙江永和冼国明 (2011) 运用非均衡面板数据的广义距估计方法提出:FDI主要通过向后关联和水平关联对纺织产业内资企业产生溢出效应;只有当内外资企业技术差距小于门槛值时, 外商直接投资才会通过水平关联产生溢出效应。王华、祝树金和赖明勇 (2012) 基于外资技术差距的“双刃性”, 从理论和实证两方面证明了存在两个内外资技术差距的门槛值。宋勇超和朱延福 (2013) 运用1995年~2010年制造业升级面板数据, 验证得出:FDI溢出效应在不同省份存在显著差异, 且内外资技术差距在FDI溢出中存在着显著的门槛效应。
从以上关于国内外学者在近几十年内关于技术差距与技术溢出关系的研究, 我们发现早期研究的学者们大多认为二者之间存在线性关系。但是随着近年来研究方法的不断改进和理论模型的不断探索学者们越来越一致地得出了技术差距与技术溢出间非线性的关系, 本文也支持这一观点, 并将在后续研究中进行实证检验。
此外关于技术差距与技术溢出的研究也有一些学者从另外的视角研究。刘明霞和刘林青 (2011) 从FDI流出 (OF-DI—对外直接投资) 对母国的技术溢出即逆向技术溢出现象进行了探讨, 得出结论:我国OFDI对国内TFP和技术进步存在显著的逆向溢出效应, 并同时提出人力资本和技术差距和是影响OFDI效应的两个重要因素。其他因素不变的情况下, 内外资企业间技术差距与逆向溢出效应是负相关的关系;人力资本只在内外资企业间技术差距较小时影响逆向溢出, 当内外资企业间技术差距较大时, 其作用几乎不明显;因此, 只有同时改善内外资企业间技术差距和人力资本两个因素———即同时提高内资企业绝对吸收能力和相对吸收能力, 才能从根本上促进更大的逆向溢出效应。
三、有待进一步深入研究的两个问题
1.技术差距、技术溢出与市场结构的关系。在研究技术溢出与技术差距关系的同时, 很多学者敏感的发现同技术差距一样, 市场结构也会对技术溢出的效应产生很大的影响, 众多学者分别从行业集中度和本土企业规模两个方向, 对市场结构对技术溢出效应的影响进行了实证分析。其中比较有代表性的有:Blomstrom (1986) 研究的墨西哥企业生产效率改善的影响分析, 提出市场结构与东道国企业生产效率呈正相关的关系。Sjoholm (1999) 则选择了不同的方法, 利用赫达芬指数针对印度尼西亚的市场结构进行了分组分析, 他的结论与Sjoholm (1999) 正好相反:当赫芬达指数较低即行业中竞争更激烈时, FDI的溢出效应越明显。Kokko (1994) 在采用技术差距进行分组时, 发现当技术差距小的时候, 行业集中度越高越能促进溢出效应;而当技术差距大的时候, 集中度过高将有碍于本土企业获得技术溢出。国内学者也进行了后续的研究, 其中陈羽和邝国良 (2009) 重点考察了市场结构因素对中国制造业FDI技术溢出效应的影响, 通过分组检验验证市场结构、技术差距与FDI技术溢出的关系, 得出结论:在规模更大、市场实力更强的行业, 有利于行业内技术溢出的实现;而垂直型技术溢出则主要发生在中小企业更多、市场实力较弱、竞争程度高的行业。由此可以看出, 技术差距、技术溢出与市场结构三者的关系尚未定论, 关于三者关系的研究将成为研究FDI溢出效应的一个新的热点。
2.技术差距、技术溢出与环境规制的关系。从上面的文献我们可以看出FDI的技术溢出效应与技术差距并不存在一个单一或同一的关系。Alfaro等 (2004) 、Kwon&Chun环境下, 相对完善的制度环境也有助于FDI技术溢出的发挥, 并提出:FDI技术溢出不仅仅受到市场结构和技术差距的影响, 也会受到制度等因素的制约, 随着中国引进外资金额的逐年增加, 日益恶化的环境质量自认引发了关于中国是否成为跨过污染企业的“污染避难所”这一议题的关注。刘建民和陈果 (2008) 提出环境规制对中国FDI的区位分布具有显著性影响, 同时发现严格的环境规制将降低外资的进入。张中元和赵国庆 (2012) 利用中国30个省市数据考察FDI、环境规制强度对工业技术进步的影响, 通过实证分析验证了:FDI溢出效应对各地区工业技术的进步不仅没有促进, 反而是一种阻碍, 它使技术差距进一步扩大, 各地区应加强环境规制。
四、小结
以上我们主要从技术差距与技术溢出之间存在线性正相关、线性负相关系和非线性关系这三个方面对FDI技术溢出和技术差距的关系进行了研究。学者们关于二者关系的争议, 大体有以下两方面的原因:一是早期学者大都采用了比较静态的研究方法。对FDI技术溢出的相关理论模型具有严格外部条件不变的假设, 而且这些理论模型大多没有考虑时间变化的因素, 因此对于模型的结论也不尽相同。二是计量模型自身的缺陷。在经验研究中, 不同的学者对影响因素采用不同的计量模型, 横截面回归、时间序列和面板数据等计量方法都有不同程度应用, 而且样本选择的区间、时段, 以及测量误差也会导致结论的不一致。
尽管存在争议仍能从文献的研究中得出不少有用的结论, 学者们采用的模型为今后的研究提供了参考方法, 得出的结论对促进我国内资企业技术进步和区域经济增长, 以及政府政策都具有重要的启示意义。今后我们会深入研究技术溢出与环境规制的重要关系, 研究环境规制对FDI技术溢出的重要影响, 也会进一步研究市场结构与技术差距和技术溢出间的重要关系。
参考文献
[1]陈涛涛.中国FDI行业内溢出效应的内在机制研究[J].世界经济, 2003, (9) :23~28.
[2]潘文卿.外商投资对中国工业部门的外溢效应:基于面板数据的分析[J].世界经济, 2003, (6) :3~7.
[3]张国强.FDI、技术差距与技术溢出:基于Nash-Counot均衡分析[J].科技管理研究, 2008, (8) :218~220.
[4]亓朋, 许和连, 李海峥.技术差距与外商直接投资的技术溢出效应[J].数量经济技术经济研究, 2009, (9) :92~106.
现代技术溢出的女性“增量自由” 篇7
关键词：现代技术,自由,增量,女性主义
当代美国著名女权主义学家阿莉森·贾格尔( Alison M. Jaggar) 认为: “所有的女权主义者都把消除男性统治当做自己的使命,而所有女权主义政治理论的目的都在于阐明如何消除男性统治。当代女权主义理论的一个显著特点是分析当代社会男性统治的基础。”[1]在女权主义或女性主义流派中,最著名的当属自由女性主义。“我们并不是团结起来反对男人,而是团结 起来保护 我们作为 女人的利益。”[2]世界著名社会学家、英国伦敦学院院长安东尼·吉登斯( Anthony Giddens,1938—) 则认为; “自由女性主义者不把妇女的从属性看做一个更大系统或结构的组成部分。相反,她们把注意力集中在许多造成男女不平等的独立因素上。”[3]然而,一个前置性问题是,历史上男性对女性统治的事实今天还存在吗? 如果这个命题不能获得肯定性回答,所有女权主义理论就失去了正当性。
一技术颠覆与创设: 工程领域中的女性
恩格斯( Friedrich Von Engels,1820—1895) 在《反杜林论》中说: “他( 傅立叶) 第一个表述了这样的思想: 在任何社会中,妇女解放的程度是衡量普遍解放的天然尺度。”[4]而女性的个性解放与职业发展则受到社会革命与科学技术的影响,但最终还是取决于科技革命。
在现代科技创造领域,女性技术工程师明显要比男性技术工程师少很多。在传统思维习惯中,女性难以在工程技术领域取得较大的成就,因为,工程技术实施与创造在体力上与精神上都是高强度的工作,而且工作环境一般较为恶劣,使得女性相对于男性的职业发展竞争力处于不利的地位。而且,工程技术界还缺乏影响力大的女性偶像作为年轻人的榜样,即使有也没有得到广泛的宣传。多种因素的共同作用使得年轻女性接受工程技术教育和进入工程技术界的比例较低。但在世界范围内,仍有不少女性跨进了高能物理、生物工程、微电子技术、航空航天等尖端科研领域,以超常的付出获得了一项项突破性成果。
20世纪世界最富盛名的女性遗传学家美国的麦克林托克( Barbara Mc Clintock,1902—1992) 以实验方法,即技术创造的角度开启了遗传发展史新的一页。1951年她提出了可移动的遗传基因学说,但由于学术界对于女性从未消失的偏见,她的理论长期未被认可。直到1983年,81岁高龄的她才获得公正的待遇,当年的诺贝尔生理学或医学奖授予了这位发现可移动的遗传物质的女生物工程学家。
当今世界唯一一项在全球范围内奖励和资助从事生命科学领域所有女性的奖项“世界杰出女科学家成就奖”2011年度获得者,为香港大学的任咏华教授。她因在发光材料和太阳能转化领域做出的先驱性贡献获得国际科学界的一致认可。这是她多年来突破女性在工程技术领域的限制的结果,因而她成为华人女性在世界工程领域的杰出代表。“水立方”的完美设计受到中外专业人士和公众的普遍赞誉,其设计者为女建筑师王敏。她所领导的A + 工作室能在众多国内外的设计单位竞标中脱颖而出,就是因为其卓越的想象力和女性视角。
“如果不考 虑性别,就不能充 分地认识 技术。”[5]技术创造了女性,女性也改变了技术。技术带来自由增量,也就带来创造增量,其中最受益的当是女性。目前,在技术尖端领域和基本生产技术领域女性的比例越来越多,所做出的成绩也十分可观,和男性的差距也越来越小,因为新技术革命使得制约女性在工程技术领域发展的限制愈来愈小。但是,现代技术对女性驾驭技术能力的激发以及女性和男人同台竞争的压力,使得女性性情的传统特征大为削弱,一种中性的技术女性大批出现在职场上。两性关系中女性的女性品性的退化则传导为男性的男性品质的退化。
二技术渗入与浸润: 公共活动中的女性
女性的自由在马克思主义看来是与社会分工紧密联系在一起,女性的真正解放是在技术充分发展以后,大量家务劳动成为社会劳动后消灭社会分工,才会实现。恩格斯在《家庭、私有制和国家的起源》中深刻指出: “只要妇女仍然被排除于社会的生产劳动之外而只限于从事家庭的私人劳动,那么妇女的解放,妇女同男子的平等,现在和将来都是不可能的。妇女的解放,只有在妇女可以大量地、社会规模地参加生产,而家务劳动只占她们极少的工夫的时候,才有可能。”[6]162现代技术革命,溢出了技术领域本身,浸润到社会关系与社会生活各个领域。它不仅使很多家务劳动社会化,而且就家务的私人劳动也轻便化,较少成为现代女性的沉重负担,这也使更多的女性有更多的机会进入商业、政治、科学、艺术和社会管理等社会公共领域。
黑格尔( Georg Wilhelm Friedrich Hegel,1770—1831) 在著名的《法哲学原理》第166节中说: “如果妇女领导政府,国家将陷于危殆,因为她们不是按普遍物的要求 而是按偶 然物的偏 好和意见 行事的。”[7]他认为女性天生不配研究高深的科学和哲学,也不能领导国家。黑格尔没有预料到科学与技术的发展对女性的巨大影响。对此,恩格斯有这样的批评: “旧的研究方法和思维方法,黑格尔称之为‘形而上学的’方法,主要是把事物当作一成不变的东西去研究,它的残余还牢牢地盘踞在人们的头脑中,这种方法在当时是有重大的历史根据的。”[6]244而早黑格尔2100多年的柏拉图( Plato,Πλáτων,约前427—前347) 则比黑格尔更有远见。他在《理想国》中说: “没有任何一项管理国家的工作,因为女人在干而专属于女性,或者因为男人在干而专属于男性。各种的天赋才能同样分布于男女两性。”[8]但是,其学生亚 里斯多德 ( Αριστοτληληc,Aristotélēs,前384—前322) 则提出完全不同于导师的观点,他在《政治学》中这样说: “男女间的关系也自然存在高低的分别,也就是统治和被统治的关系。这种原则在一切人类之间是普遍适用的。”[9]15即是说,男人天生就是女人的统治者。而且,他进一步把这种关系看作是双方的共同意愿,“苏格拉底认为男女在这些品德方面并无区别,是不切实际的。就勇毅说,男人以敢于领导为勇毅就不同于女子的以乐于服从 为勇毅; 再就其他 的品德说 也是这样。”[9]40然而,在现代教育与技术的演化下,女性与男性具有同等天赋与地位平等的思想已经少有异议。
当然,我们也不能认为,女性具有与男性同样的性情与气质。尼采在著名的《查拉图斯特拉如是说》中说: “肤浅是女人的气质,一层覆盖在浅水上面而波涛汹涌的动荡薄膜。而男人的气质是深邃,他的水流在地下的洞穴中涌动: 女人感觉到他的力量,却不理解它。”[10]尼采的判断尽管没有普遍性意义,但在某种特殊性上还是具有一定的社会批判价值。
现代技术不仅可以大幅度减轻女性家务劳动,使得女性获得与男性同等地受教育和参与社会角色竞争机会,而且,现代交通技术、通讯技术和计算机技术等使得女性在某种程度上比男性获得更多参与社会活动的机会。尤其是,一些女性充分利用因技术发展而使个人自由度大幅提高与过剩的机会,发挥个性魅力,捷径式进入商业、政治和艺术领域。目前在很多政治体制中,规定要有一定的女性参与政治组织,尽管我们可以肯定在某种意义上这个规定的积极意义,但同样,也可以肯定这个规定的负面意义。因为,在现代商业和政治活动中,女性既是公共活动的主体,直接参与支配公共资源; 同时,女性也是公共活动的载体,也是说,部分公共领域的女性已成为经济与政治活动与目标中的交换物。吊诡的是,获得增量自由的现代女性在经济与政治等公共活动中,既是空前的自主,又是前所未有的被利用。
三技术普照与漂渡: 虚拟世界中的女性
现代技术革命最具有代表性的是数字化建构,它已成为改变了人类生产方式、生活方式和思维方式的普照光,它照耀着新新人类漂渡到现实苦难世界的彼岸。美国当代著名社会女性主义作家哈拉维( Donna Haraway,1944—) 在对技术的历史研究中发现,数字化技术和生物技术的发展是现代女性身体重建的关键性因素。未来世界将是人类、机器和自然三者间的互相协调和制约。数字技术的发展,将使人类进入智能化的类生物体系的生产时代。这些新的技术将会颠覆性改变女性的社会关系和地位,“由于在发达国家,机器人和与之相关的技术把男人从工作中排除出来,加深了男性工作的失败,而办公自动化制度的建立使工作的女性化得到了加强。”[11]女性对于虚拟世界的参与和沁入相对于男性具有不同的特征与方式。女性在虚拟活动中重构了世界,也重构了女性自身。
自由度上,由于虚拟世界的非实在性,难以建立现实世界的规制与理性,使得现代人自由发挥个性,张扬感性,实现现实世界无法实现的价值与理想目标。这种无限自由度为现实世界中竞争处于弱势的女性构建了无限自由的平台。现实中被支配的女性易于在虚拟世界中行使支配权,反之,在现实中权重的女性,也会把支配权不知不觉转移到虚拟世界中,并予以扩大。
无限性上,虚拟世界的无限性不同于现实世界的无限性。现实世界是客观世界的无限性自在存在与主体人为实践的有限性存在的统一。每一次人类技术的进步都是向未知的宇宙自在世界迈进一步,但这种迈进始终是受限和缓慢的。但虚拟世界为人类向未知世界打开了无限 的可能。现实 世界的“无”可以通过数字化模拟实现“有”,现实中的无限“远”在网络中可以“近”,现实中难以融合的“隔”在虚拟世界中可以“化”。自我原初的人性得到了回归。女性更倾向于这种回归方式,但虚拟与现实的转换又使得女性变得无所依托。
隐匿性上,沉入虚拟世界的女性在情感上也易于投入,更倾向于自我放任。更有部分女性,利用网络自由变卖自己的身体与情感。由于隐匿性,不愿向现实中敞开个人隐私的事件、情感和理念的主体,尤其是女性愿意向陌生的对象倾泄。因为这种隐匿性,女性获得了巨大的自由; 也正因为这种隐匿性,女性在自由中失去隐匿性,以至于失身。因为,任何隐匿性都是有限度的和被控的。
重构性上,女性与男性在虚拟世界中的情感宣泄方式也存在很大不同,男性把虚拟世界看作仅仅是一种新媒介,虚拟活动不过是生活中各种游戏的一种。反之,女性把虚拟看作现实世界的对立面,是对现实世界中自我形象与精神的矫正、模拟与创造。尽管也存在男性在虚拟世界中重构自我形象,但相对于男性,女性更专注于虚拟世界的自由与拟真实重构本质,但也存在一些女性依赖虚拟技术对自己的过度重构与模拟,失去了本真。
逼真性上,虚拟空间的本质在于其人为性,其技术核心在于数字化。数字化技术不同于传统技术在于其拟像的逼真性。这种逼真性不仅在于无限逼近真实世界的实像,甚至比真实图像更“逼真”,而且还能创造出真实的世界,先有“像”后有现实世界。鲍德里亚这样表达了现代拟像对传统物象关系的颠倒。“这是没有起源和现实性的真实模型的产生:超真实。”[12]而女性对于这种逼真性更愿意付出。
便捷度上,网络商城与网络购物的方便快捷,给予今天的女性以更大的时间、空间和支配权。她不仅把网店作为现实商店的延伸,更在心理上对网店产生更大的精神依赖。这种虚拟增量的自由使得现代女性在便捷中失去了自我控制的能力,不仅网购成瘾产生严重的消费支出增量,而且也把网购当成一种生活本身或精神活动,逐渐失去了对自我自由时间和生活选择的适配能力。除此而外,网络世界的便捷在其他很多方面使女性沉醉其中。
关注度上,由于数字化世界的普及范围广和受众量大,很多女性不仅沉迷于网络世界的各种海量信息、游戏与娱乐活动上,更有女性利用网络的高关注度,在发布自己的个人情感、政治态度和民意诉求的同时,也发布自己的个人大尺度照片、视频和个人隐私资料,把私人生活公共化,极大地影响社会公共生活的限度和品质。
虚拟技术为现代女性打开了完全自由的想象与行动空间,不仅跨越了物质对人的限制,也跨越了传统实践的限度,更在于爆发了人自身,特别是女性隐秘、潜在与未来的巨大能量,但也让女性在虚拟无限时空的漫游中迷失和在难以设防的网络陷阱中跌落。
四技术纵伐与谭崔: 性关系中的女性
作为生命活动的性,既是一种人自身生产的一个环节,也是社会关系生产的一个环节。作为自然属性的快感体验,性具有自然属性与社会属性的双重性质。性快感是所有快感中最激烈的,它处于生与死的相互作用中,它构成了一个优先考虑公民伦理塑造的领域。在这个领域中,公民有能力控制自身爆发出来的各种力量和自由分布的精力。
现代技术使得女性在性活动中更具参与的主动性和平等性,这一方面是技术本身促进女性性活动的自由度,另一方面社会更自主的生存空间为这种技术的使用创造条件。恩格斯在《家庭、私有制和国家的起源》中指出: “现代的性爱,同古代人的单纯的性要求,同厄洛斯[情欲],是根本不同的。第一,性爱是以所爱者的对应的爱为前提的; 从这方面说,妇女处于同男子平等的地位,而在古代的厄洛斯时代,决不是一向都征求妇女同意的。第二,性爱常常达到这样强烈和持久的程度,如果不能结合和彼此分离,对双方来说即使不是一个最大的不幸,也是一个大不幸; 为了能彼此结合,双方甘冒很大的危险,直至拿生命孤注一掷,而这种事情在古代充其量只是在通奸的场合才会发生。”[6]75
福柯考察性史后发现,性快感活动则属于一个难以掌握的各种力量的角斗场。为了获得一种合理的和道德的行为形式,它们要求运用一种分寸、火候、数量和时机的策略。现代技术为女性性活动的自由的选择与享受创造了运用这种策略的可能,比如,避孕技术、中止妊娠技术、性活动辅助技术等。这是在技术供应下,女性的自主和自觉,在女性解放过程中又向前迈进了一步,即自由、自主、自享性性活动是女人与男性享有平等权力的标志。福柯在《性经验史》中考察到,只要有性欲的地方,那里就会有权力关系,古代女性被支配的地位使得古代女性的性欲与性爱,并不是主观的爱好,而是客观的义务; 不是婚姻的基础,而是婚姻的附加物。技术改变了性行为形式,改变了性活动主体的地位,也改变了婚姻的实质。
然而,现代技术的滥用,使得女性的性潜力得到自由开发的同时,也使女性丧失了自我约束能力,即技术使现代女性可以自由恋爱,但也使恋爱变得轻浮妄动。最近,有灵修机构把现代技术与来自于印度的谭崔( Tantra) 教结合起来,宣扬通过性纵乐来激扬人类灵魂和肉体中的创造性能量。现代技术为追求享乐与猎奇最大化提供可能,也使得女性对技术的过度依赖,因为自我身体的过度消费与性欲放纵吞噬了自我的自觉与识别能力。鲍德里亚在《论诱惑》中指出: “不管是女人因‘觉悟到自身性欲的合理性而要求享受性快感,还是她在完全卖淫的状态中给他人提供性快感———不论女性是主体还是客体,被解放的还是卖淫的。”[13]但在希腊人那里,技术的发展不是对性行为进行规范,也不是建立一种性爱技巧,而是建立一种生活的技术。这种技术不要求人们消除性行为的自然本性,也不想夸大它们的快感效果,而是试图尽量按照自然的要求安排性活动。这种技术不是性技巧所关注性行为的展开过程,而是从整体上考虑“自我与性活动”的关系,以及恰当地支配性活动的能力。福柯考察到: “在这一技术中,重要的是使自己成为支配自己行为的主体的可能性,也就是说,使自己像医生治疗病人、舵手行船于礁石之间或政治家领导城邦一样,成为灵活地、审慎地引导自我的人,能够恰当地把握分寸和时机的人。”[14]希腊人的生活技术,在于创造一种生命艺术,不热衷和关注性欲的放纵。
当下女性在选择与享受现代技术在性活动中自主性和自由度过程中,不仅性活动本身开放和性快感的超自由享受,更在于性对象的自由选择和对家庭的背叛。延绵几千年的个体婚制在现代技术与资本的共同作用下受到前所未有的大面积破坏。
五技术禁忌与易位: 性别跨界中的女性
性别确认是女性自我认识和社会认识的前提,也是各种女性主义理论的基础。性与性别尽管表示同一个对象,但却是两个截然不同的概念。性属于生理特征,性别乃由社会因素决定。在很大程度上,文化决定了人的性别,即文化树立了某些预期心理,不符合男性或女性的性特征,人就会产生受威胁感。在性别不平等的文化中,女性通过变性来争取平等权利在阿尔巴尼亚乡间和印度社会底层中较为常见。在世界大多数地方,这仍属于禁忌异域。
性别跨界是社会个体对社会性别价值认定的抗拒,是个体对社会共识的排斥与消解,也是差异性向统一性的进攻。在张扬个性的背后,个体书写了与总体的对立。在技术不够发达的条件下,跨界的基本方法是易装和行为错位。技术进步后,尽管易装和行为错位获得了升级,但真正的跨界,即生理上的变性获得了可能。现代技术的变性是人类历史上主体控制自己身体的最自主的体现,他不仅表达了主体对自我身体的支配权,更在于运用身体对社会关系与性别压迫的批判与抵抗。
中国古代就有变性的太监,在殷商时期就有“寺人”,作为宦官,多以阉人充任。蒲松龄《聊斋·巧娘》: “巧娘戏问: ‘寺人亦动心佳丽否?’生曰: ‘跛者不忘履,盲者不忘视。’”
西方直到希腊晚期才有“阉人”记载,《圣经》马太福音第十九章: “他是天生的阉人,有被人阉的,也有为天国而自阉的。”但变性的现代技术则开始于19世纪80年代,1886年德国医生克拉夫特-埃宾( Richard von Krafft-Ebing) 开始研究同性恋中的性倒错。真正涉及变性的先驱是马格努斯赫希菲尔德( Magnus Hirschfeld) 博士,1919年,他在柏林设立了世界第一家性科学研究所。1940年,奥地利维也纳的乌根斯登拉克( Eugen Steinach) 医生进行实验性腺移植,试图治愈各种性障碍( 从同性恋到易装癖)患者。1949年,哈里·本杰明( Harry Benjamin) 博士用荷尔蒙疗法治疗变性人。1979年,国际妇科内镜学会更名 为哈里本 杰明国际 性别障碍 协会( HBIGDA) ,为其成员制定解决变性问题的标准。随后,世界范围内更多医生从事性别置换手术。需要指出的是,现代技术与古代“阉人”技术变性的区别不仅在于变性的彻底性和身体的伤害性,而且还在于变性主体的被动与主动,即现代技术下的变性大多数是自我的积极选择,反映了一种基于技术引导下的身体和精神的自由。但共同的是,古今变性者具有相似的心理挣扎与失控。
现代技术无论怎样先进,变性从生理上也不可能完全实现。双性人的自我性别确立不定、人格障碍、精神分裂、自恋情结、易装自赏和相关疾病已成为社会问题,即一种“第三性”问题。即使性别置换相对成功,变性者在新的性别面前,心理问题与社会问题使得变性者难以适从。而对于同性恋的性别跨界行为,即使排除现代技术的参与,他们也面临性别选择的两难,即对自我性别的主动权失去了控制能力。性别跨界中的女性,无论女变男,还是男变女,准确地说都是亚女性,在失去正当的婚姻身份下,在自由选择性别的技术和社会宽容度下,无论是个人心理还是公共社会活动,实质上是更多的自我失重之痛。
技术支持下女性性别的再创造过程,是女性对自我身份的最彻底颠覆。性别作为一种身份符号之一,承载着社会权力和社会价值。无论是男性跨界到女性,还是女性跨越到男性,都是对社会性别身份认同的抵抗和起义。而技术的发达与失控,使得性别选择的自我失控。这种自我失控表现为两重矛盾,世界对个人的压迫被误解为世界对性别的抗拒,使得无论哪种性别转换都不能主宰自己的命运; 另一方面,技术的增长,使得变性或性别跨界变得轻易和随意,这种随意性使得性别失去庄重,变得不能承受之轻。性别的自我失控转化为对自我生命的意义与严肃性的诋毁和消蚀。
不同于性别跨界,但也是技术引发的人为性别规划也改变世界的性别政治。B超技术使得人为选择性别成为可能,而传统男性在家族维系中的主导地位使得人为自由地选择男性婴儿,从而造成男女比例失调。这种失调造成家庭中传统的男女地位发生根本性逆转,依据资源的稀缺性女性实现了对男性的统治。技术的增量带来自由的增量,自由的增量带来男性地位的下降和女性生活空间与欲望的外溢,既伤害了男性,也伤害了女性自身。
结语
技术溢出渠道 篇8
近年来, 学者们对在华外商直接投资 (FDI) 的实证研究主要集中在两个层面。第一层面研究在华FDI的技术溢出是否存在;第二层面研究对FDI技术溢出产生影响的因素。FDI的技术溢出是一个复杂的过程, 受到众多因素的影响和制约。东道国吸引FDI本身并不保证能产生技术溢出效应, 技术溢出需要一定的条件和环境, 存在某些因素可以促进或制约溢出效应的发生。大部分研究都认同在华FDI存在技术溢出效应, 但是对于某一影响因素究竟是促进还是制约溢出效应的发生仍然结论不一。
在讨论影响FDI技术溢出的技术水平因素时, 分歧尤为明显。何洁 (2000) 发现, 本国技术水平的提高意味着本国技术水平和外国技术水平之间差距的缩小, 从而从外国先进技术的知识资本存量中进一步获得外溢效应来推动经济增长的可能性也变小。[1]潘文卿 (2003) 的研究也得出一致的结论[2]。但是陈涛涛 (2003) 认为, 跨国公司和东道国企业技术能力差距是影响溢出效应的主要因素, 差距较小时技术溢出较易产生。原因在于技术差距较小时, 外资与内资企业的竞争激发双方互相学习, 外资企业的技术也更易于被内资企业模仿[3]。黄静 (2007) 的研究发现, 在内外资技术差距较小的低技术含量行业, 技术溢出效果明显;在内外资技术差距较大的高科技行业, 内资部门难以利用溢出效应实现技术进步[4]。
技术水平对FDI技术溢出的影响究竟如何?国内外学者在研究FDI技术溢出的影响因素中提出的“门槛效应”为解释这一问题提供了借鉴思路。Moschos (1989) 在研究出口扩张对经济增长促进作用时, 发现在出口扩张促进经济增长的进程中存在经济发展的门槛效应。[5]Borensztein, Gregorio and Lee (1998) 认为只有当东道国人力资本存量超越了一定的“门槛”水平时, 东道国经济才能吸收FDI的技术外溢。国内学者研究在华FDI的技术溢出时, 也对相关因素的门槛效应进行了研究。[6]何洁 (2000) 分析本地内部因素对FDI在我国工业部门外溢效应的影响, 发现FDI外溢效应的发挥受当地经济发展水平的门槛效应制约。[1]刘厚俊和刘正良 (2006) 通过检验我国地区数据, 发现我国存在吸收FDI效应的最低人力资本门槛, 高于这个门槛的地区才能吸收到FDI效应。[7]张宇和蒋殿春 (2007) 利用面板数据模型对FDI流入在不同地区所引发的技术外溢效应进行了检验。检验结果验证了FDI技术外溢效应在我国不同地区之间具有相当的差异性, 并且证实了影响FDI技术外溢程度的“门槛效应”的存在。[8]
以上研究结论认为, 经济发展水平和人力资本等因素影响FDI技术溢出效应, 而且存在与该因素相关的门槛效应。即当一国的经济发展水平或人力资本水平等低于一定水平的时候, 东道国难以有效的吸收跨国公司的技术, 其本身的技术积累与进步的过程甚至会因为跨国公司的冲击而遭到破坏;但是当东道国本身的经济发展或人力资本积累到一定的水平后, 就具备了相应的基础, 从而可以有效的学习和模仿跨国公司的技术, 并促进本国技术水平的提高。
前人的研究仍然认为技术因素是影响FDI技术溢出的重要因素, 但对是否存在技术门槛尚无定论。本文尝试从以门槛效应的视角来理解技术水平对FDI技术溢出效应的影响。假设存在所谓的“技术门槛”, 当技术水平超过这一临界值时, 技术溢出效应与技术差距程度成正相关, 但低于某一临界值时, 由于内外资差距太大, 导致国内企业没有能力吸收跨国公司带来的新技术, 由此可能会导致技术溢出效应不明显。本文将利用近年的省际面板数据, 研究是否存在技术门槛影响在华FDI的技术溢出效应, 以及技术因素对技术溢出效应的影响。
2 FDI技术溢出效应的基础模型和数据检验
2.1 基础模型的建立
学者们研究FDI技术溢出一般分两个步骤, 先确定FDI技术溢出是否存在, 再研究影响FDI技术溢出的因素, 本文也按此思路先建立研究FDI技术溢出效应的基础方程。Feder (1982) 将一国经济分为出口和非出口部门, 在两部门的生产方程基础上推导出口部门对非出口部门产量增长的外溢作用计量方程, 用以分析出口对于经济增长的作用。[9]Feder模型适用于任何可以将整个经济划分为两个部门的经验性研究, 因而被广泛应用于外资、金融、研发等部门外溢效应的实证研究。
本文借鉴了Feder的研究思路, 也将经济部门分为外资部门 (F) 和内资部门 (H) 两部分。在此, 本文构建一个能计量外资影响内资部门的生产函数来分析FDI技术外溢效应是否存在的计量模型。假设外资对内资部门的技术外溢效应主要是来自外资部门对其资本的运作, 也就是外资部门的资本积累将会对内资部门产量的增加发生间接影响。如果外资部门的资本积累促进了内资部门产量的增加, 那么FDI对内资部门的技术外溢效应为正;反之, 则说明FDI没有正向的技术外溢效应。
根据以上的分析思路, 本文构建FDI技术外溢效应的计量模型, 其中Yh, 表示内资部门产量, Kh和Lh分别表示内资部门的资本存量与劳动力数量, Kf表示外资部门的资本存量。
Yh=HK×△Kh+HL×△Lh+FK×△Kf (1)
这里△表示增量, HK、HL、FK分别表示内资部门的资本与劳动的边际生产率以及外资部门资本对内资部门的边际生产率, 进一步变形可得:
其中, α和β分别表示内资部门的资本与劳动的边际产出弹性, γ表示外资部门的资本积累对内资部门的边际产出弹性, 它的正负和大小反映了外商投资技术溢出效应的方向和程度。
最后, 将式 (2) 变换为双对数回归模型, 解释变量前的系数表示的就是弹性:
lnYh=c+αlnKh+βlnLh+γlnKf+ε (3)
其中, c是截距项, ε是残差项。
在计量经济分析中, 外商直接投资的技术外溢效应系数γ是本文分析的重点。如果γ>0, 并且在统计意义上显著, 则说明FDI对内资工业部门有正向的技术外溢效应;如果γ<0, 则说明FDI没有正向的技术外溢效应。
2.2 数据的采集和调整
本文以各地区的工业部门作为研究对象, 原因在于各地区工业部门是FDI最主要的流向, 对工业部门FDI技术溢出的研究一定程度上可以反映FDI总体的技术溢出效应。本文选取2002-2006年为数据样本区间, 全部数据来自2003～2007年的《中国统计年鉴》。
外资工业部门的资本存量Kf选取的是各地区“三资”工业企业的“资产总计”。内资工业部门的资本存量Kh通过各地区全部国有及规模以上非国有工业企业的“资产总计”减去外资工业部门 (即“三资”工业企业) 的“资产总计”计算得出。同理, 文中所出现的其他有关内资工业部门的变量亦由全部国有及规模 以上非国有工业企业的指标与“三资”工业企业的指标之差表示。内资工业部门的劳动力数量用内资工业部门的“全部从业人员平均人数”表示。内资工业部门产量Yh用内资工业部门的“工业总产值”代表。
由于海南和西藏的相关数据中有缺失, 所以在分析时不计这两个地区, 而是选取了除这两个地区的29个地区的数据。此外, 为了保证检验结论的稳健性, 本文还采用相关价格指数对所选取的变量数据进行价格调整, 以消除各年份价格不同对统计结果造成的影响。
2.3 计量方法说明
早期研究FDI技术溢出所采用的计量方法既有利用时间序列数据的分析方法, 也有使用特定时点地区截面数据的分析方法。然而, 随着面板数据 (Panel Data) 分析方法的不断发展, 该方法也广泛见于对FDI技术溢出研究的文献中。
面板数据是同时含有截面和时间序列信息的数据集合。研究面板数据的模型称为面板数据模型, 它利用面板数据分析变量间相互关系并预测其变化趋势。相对于一般的线性回归模型, 面板数据模型能够同时放映个体在时间和截面上的变化规律以及不同时间、不同截面的特性。
本研究采取面板数据分析, 采用了2002至2006年这5年间我国29个省级行政地区的145个面板数据。本文假设各地区之间存在一定程度的差异, 采用变截距模型。又因为本文研究的个体并非从地区层面的所有地区中随机抽取, 因此从经验上认为应该采用固定效应模型。同时本文也采用Hausman检验, Eviews5.1软件给出的检验值H=47.637611>χ
lnYh, it=cit+αlnKh, it+βlnLh, it+γlnKf, it+εit (4)
i=1, 2, ……, 29;t=2002, 2003, ……, 2006。
其中, c是截距项, 反映模型中忽略的反映地区差异的变量的影响;ε是残差项, 反映模型中忽略的随个体和时间变化因素的影响。
2.4 回归结果
现在对我国各地区工业部门进行整体性检验, 即只检验FDI对我国工业部门是否存在普遍的技术溢出效应。利用Eviews5.1软件对面板数据进行回归分析, 得到以下回归结果:
调整后的R2=0.982299, F=4011.050, DW=1.465089
限于篇幅, 略去回归结果中29个省市各自截距项数值。回归结果初步表明, 整体样本的拟合优度以及F值都比较好, 各项系数在5%的显著水平上异于0。在2002-2006年, FDI对我国工业部门的技术溢出效应为正。从总体上看, 外资工业部门的资产每增加1%, 可以带动内资工业部门的产出增加0.299%。
3 加入技术因素的模型和数据检验
3.1 加入技术因素的模型
在验证在华FDI技术溢出效应存在的基础上, 借鉴Quandt等人的研究方法, 对基础方程加以改造以检验技术因素对FDI技术溢出的影响。Quandt (1958) 提出一种判断线性回归函数的极值的方法, 一个自变量的取值如果使得按照该变量数值排序而设置的虚拟变量的估计系数的t检验值最大, 则此时的该值为该变量的关键拐点, 其含义是只有当该变量超过该值时, 该变量才明显影响因变量。[10]部分中外学者在检验门槛效应时都采用了Quandt的方法。[1][5][7]本文沿用此方法来测算影响FDI技术溢出的技术门槛水平。具体做法是:首先将代表技术水平的指标在29个地区2002-2006年的145个数值从小到大排序, 改进基础方程式 (4) 并进行回归:
lnYh, it=cit+αlnKh, it+βlnLh, it+γlnKf, it+θDUMit+εit (5)
i=1, 2, ……, 29;t=2002, 2003, ……, 2006。
DUM表示某一地区某一年份的指标数值是否超过了技术门槛水平的虚拟变量, 如果超过门槛水平, DUM等于1, 如果未超过门槛水平, DUM等于0。首先假设所有145个指标数值中最小的数值为技术的门槛水平, 此时所有的DUM都等于1, 利用回归方程进行回归。再将次小的数值设为门槛水平, 只有该指标的数值超过这个门槛水平时, 相对应的DUM=1, 否则, DUM=0, 再进行回归。依此类推, 直到回归系数θ的t检验值最大时, 对应设定的指标数值即为技术的门槛水平。
确定了该门槛水平后, 再采用常见的分组回归法检验。方法是利用确定的技术门槛水平对各地区分组, 将完全超过该数值的地区列为“越过门槛地区”, 将2002-2006年间有至少一个年份的指标数值低于门槛水平的地区列为“未过门槛地区”。再利用基础方程对这两组数据分别回归, 比较度量FDI技术溢出的回归系数。如果越过门槛地区组比未过门槛地区组在该系数上更大更显著, 则认为接受原假设, 即认为该因素确实影响到FDI的技术溢出效应。本文假设:内外资技术差距是影响FDI技术溢出效应的因素, 内资与外资技术差距越小, 越有利于技术溢出效应的产生。而且存在某一临界值, 在临界值下, 技术溢出效应明显, 在临界值上, 技术溢出效应不显著。
3.2 实证检验
本文用地区内外资工业企业资本密集度来衡量地区的内外资平均技术水平。原因在于当刚进入那些技术水平较低的地区时, 当地具有技术能力的劳动力比较匮乏, 一些外资企业出于运作便利的考虑, 在投资时往往以较先进的设备来代替劳动力。于是, 其技术装备体现了技术的先进性, 也使内外资技术差距表现为资本密集度的差距。资本密集度用人均资本 (K/L) 来表示。用内资资本密集度与外资资本密集度的比值表示内外资技术水平的差距。比值越大, 则表示内资与外资的技术水平差距越小。将数据带入式 (5) 进行回归, 在反复检验后得到当内外资资本密集度比=0.8148时, DUM的t值最大, 为2.272175, 回归结果如下:
调整后的R2=0.982928, F=2774.263, DW=1.517584
因此, 确定内外资资本密集度比=0.8148为内外资技术差距的门槛。按照这个标准, 以2002-2006年间我国各地区内外资资本密集度比值数据进行分组, 将完全超过该数值的地区列为“越过技术门槛地区”, 将2002-2006年间有至少一个年份的指标数值低于门槛水平的地区列为“未过技术门槛地区”。其中, 越过门槛地区是京、闽、粤、辽、鲁、沪、浙、赣、贵、疆等10个地区, 其他19个地区未越过技术门槛。
从表1回归结果可以看出, 通过利用内外资资本密集度比分组, 发现FDI的技术溢出效应在处于技术门槛以上和以下的地区之间存在显著区别。在越过门槛地区, 回归1和回归2的外资项系数为0.699和0.812, 即外资积累每增加1%, 则内资部门产出增加0.699%和0.812%。在未过门槛地区, 回归3和回归4中外资项系数为0.111和0.117。这已经说明在一定时期和区域, 代表内外资技术水平差距的内外资资本密集度是影响FDI技术溢出效应的因素, 而且越过门槛地区比未过门槛地区的FDI的技术溢出效应较明显。因此, 也接受原假设地区内外资技术水平差距越小, 越有利于产生FDI的技术溢出。
注:系数下数值是该系数的t值, *、**、***分别表示通过显著水平10%、5%、1%的检验
4 结论与建议
本文利用2002-2006年全国各地区相关数据实证检验了FDI技术溢出效应的存在性, 测算了影响FDI技术溢出的技术水平门槛, 验证了技术因素是影响FDI技术溢出的重要因素, 也在一定程度上解释了前人研究结论上的分歧。从我国各地区内外资的技术对比看, 在内外资技术差距较小的地区, 外资技术溢出效应明显, 在内外资技术差距较大的地区, 外资技术溢出效应不明显。这是因为当内资与外资技术接近, 差距在一定范围时, 会有利于同行业企业的竞争, 也会有利于相关产业形成产业关联。在激烈的竞争过程中, 内外资企业会不断创新, 提升竞争力, 力求在市场中占据更有利的地位。当内资企业与外资企业技术差距较小, 外资企业易于寻找与之上下游相配套的企业, 形成产业联系。于是, 外资的技术优势得以溢出。如果内外资企业的技术差距太大, 内资企业难以学习和模仿外资企业的技术, 也难以与外资企业抗衡。
通过研究也发现, 外资在技术上总体领先于内资企业, 但是在部分地区, 外资技术水平停滞不前, 内资的总体技术效率甚至超过了外资企业。因此, 为了进一步发挥FDI技术溢出的作用, 对于内外资技术差距仍然较大的地区, 应该加大当地研发投入, 提高内资企业技术水平。这包括政府给予企业研发活动在税收减免、融资和补贴方面的优惠;鼓励国内企业与科研院所之间的合作, 加快高校科技成果转化;鼓励我国企业、科研机构与在华跨国公司研发机构之间的科技合作。而对于内外资技术差距较小甚至出现反超的地区, 仍然要不断提高内资企业技术水平, 以更加充分吸收外资技术的优势。同时, 更应该注意提升引资的层次, 将引资的重点由劳动力密集型的产业转移到资本密集型产业或高新技术产业, 促使外资企业的总体技术水平继续不断提升, 以利于东道国能够持续吸收FDI的技术优势。
参考文献
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[9]FEDER G.On Export and Economic Growth[J].Journal of Develop-ment Economincs, 1982 (12) :59-73.
技术溢出渠道 篇9
我国自20世纪70年代末开始吸收外商直接投资 (FDI) , 并于90年代实行了一系列外商投资优惠政策, 包括外资企业享有更低的所得税率、更长的免税期、进口关税减免、基础设施建设的补贴等, 从而进一步提高了FDI的数量。目前, FDI在中国日益成为投资的重要组成部分, 在经济发展中的地位不可忽视。与FDI相关的研究, 如FDI的技术溢出效应等已经成为国内研究的重点。
对技术溢出的理论讨论最早可以追溯到20世纪60年代初, 自Mac Dougall (1960) 在分析FDI的一般福利效应时, 第一次把技术的溢出效应视为FDI的一个重要现象之后, 引起了学术界的普遍关注, 国内外学者从理论研究和实证研究的双重角度研究了FDI的技术溢出效应。理论界普遍认为, FDI对东道国经济增长具有促进作用, 并且可以分为直接促进作用和间接促进作用。根据新古典增长模型, FDI作为私人投资的一部分, 能够弥补东道国的资金短缺, 从而直接促进东道国的经济增长。但是, 根据资本边际报酬递减的假设, 吸收FDI的东道国最终会向该经济体的长期稳态收敛, FDI对东道国企业的经济促进作用不会持久;根据内生增长理论, 外商所具有的先进生产技术和管理理念能够产生溢出效应, 从而成为促进东道国经济增长的主要因素, 并且这种促进作用可能是长久的。对于FDI对东道国经济增长的实证检验却一直难以定论, 国内外诸多学者根据具体国家、样本行业的数据进行实证分析, 得到不同乃至相反的结果 (徐涛, 2003;赵伟等, 2006;王滨, 2010等) 。
基于以上背景, 本文将利用中国制造业在2000-2008年的面板数据为基础, 验证FDI对经济增长的作用方向和作用程度, 并通过内外资企业的技术差距将27个行业分为2组, 考察技术差距是否会影响FDI的技术溢出效应。
二、模型构建及数据说明
(一) 模型构建
我们借鉴Feder (1982) 的研究思路, 将经济部门分为外资部门和内资部门两部门, 每个部门的生产过程可以用一个生产函数表示。在此, 本文构建一个能计量外资影响内资部门的生产函数来分析外商直接投资的技术外溢效应是否存在的计量模型。
本文假设外商直接投资对内资部门的技术外溢效应主要是来自外资部门资本投入的增加, 也就是外资部门的资本积累将会对内资部门产量的增加发生间接影响。如果外资部门的资本积累促进了内资部门产量的增加, 那么外商直接投资对内资部门的技术外溢效应为正;如果外资部门的资本积累抑制了内资部门产量的增加, 那么外商直接投资对内资部门的技术外溢效应为负。
以Yd表示内资部门的总产值, Ld表示内资部门的劳动力数量, Kd表示内资部门的资本存量, α、β代表劳动力、资本的产出弹性, A代表全要素生产率, 两边取对数得, Ρf表示外资部门的资本存量, 那么内资部门的生产函数可以表示为:
对 (1) 式进行全微分, 得到:
其中, DK、DL、DF表示内资部门中Kd、Ld、Kf边际生产率。
据此, 建立如下计量模型:
其中, α0为截距项, μ为回归方程误差项。选择对数形式是为了削弱回归过程中可能出现的异方差问题。
若α3>0, 并且在统计意义上显著, 则说明外商直接投资对内资工业部门有正向的技术外溢效应;若α3从统计上看不显著, 则外资对行业内的内资企业没有明显的技术外溢;若α3<0, 而且从统计上看是显著的, 则外资不但没有对该行业的内资企业产生明显的溢出效应, 反而还抑制了内资企业的技术进步和经济增长。
(二) 数据说明
我们选取中国制造业2000-2008年的面板数据为研究样本, 这些数据均根据历年《中国统计年鉴》整理、计算得出。变量的构建及数据说明如下陈述。
Yd:用内资制造业部门的“工业总产值”表示。其平减根据工业品出厂价格指数和1995年不变价数据计算得到。
Kd:用内资制造业部门的“资产总计”表示, 这里用全部国有及规模以上非国有工业企业的“资产总计”减去外资工业部门 (即“三资”工业企业) 的“资产总计”计算得出。同理, 文中所出现的其他有关内资工业部门的变量亦由全部国有及规模以上非国有工业企业的指标与“三资”工业企业的指标之差表示。其平减根据固定资本投资价格指数和1995年不变价数据计算得到。
Ld:用内资工业部门的“全部从业人员平均人数”表示。2003年以前并无该指标的数据。根据全员劳动生产率的计算公式:全员劳动生产率=工业增加值/全部从业人员平均人数, 计算得出全部制造业部门和外资制造业部门的劳动人数, 进而得到内资工业部门的劳动人数 (张成等, 2010) 。
Kf:采用的是“三资工业企业资产总计”。以往分析中的资本存量多采用固定资产净值年平均余额加上流动资产年平均余额, 但这种统计忽视了无形资产。无形资产正是内外资企业的重要差异之一, 因此, 本文采用“资产总计”, 即包括了固定资产、流动资产、无形资产、长期投资等。其平减根据固定资本投资价格指数和1995年不变价数据计算得到。
三、实证结果
我们采用eviews6.0对相关数据按照模型 (4) 进行回归分析, 由于本文中选用的是面板数据, 因此需要在随机效应模型和固定效应模型之间作出选择。从定性的角度来说, 固定效应模型可能会更为合适, 而这一判断也获得了Hauseman检验的支持。同时, 为了验证内外资企业的技术差距是否会对FDI的技术溢出效应产生影响, 我们重点选取了制造业中的12个行业, 并将它们进行了分组:第一组是内外资企业技术差距较小的行业, 他们是印刷业和记录媒介的复制、非金属矿物制品业、黑色金属冶炼及压延加工业、医药制造业、食品制造业和饮料制造业6个行业;第二组是内外资企业技术差距较大的行业, 则分别是造纸及纸制品业、化学纤维制造业、通用设备制造业、石油加工、炼焦及核燃料加工业、化学原料及化学制品制造业和交通运输设备制造业6个行业。相应的基于固定效应的回归结果见下表。
注:*表示在0.01水平下显著, **表示在0.10水平下显著。
从整体组的回归结果中可以看出, 该回归方程的拟合优度以及F值都比较好。从回归得到的各项系数分析, 内外资制造业部门资产、劳动力的系数在1%的显著水平上通过检验, 在2000-2008年, 外商直接投资对我国制造业部门的技术溢出效应为正。从总体上看, 外资制造业部门的资产每增加l%, 可以带动内资制造业部门的产出增加0.1746%。同时还可以看出, 影响内资制造业部门产出的主要因素仍然是内资制造业部门的资本投入, 产出弹性为1.3647。值得注意的是, 在制造业部门, 劳动力投入的加大会对制造业带来负影响, 可能是由于我国的劳动力水平普遍偏低, 本来已经劳动力需求饱和的内资制造业, 若继续增加素质偏低的劳动力, 会给总产出带来负面影响。
表中还给出基于内外资企业技术差距分组后的拟合结果。根据回归结果可以看出, 第一组和第二组的模型拟合程度较好, 修正的拟合优度分别为0.9602和0.9488, 并且第一组的F统计量和T统计量均至少在0.01的水平下显著, 第二组除了Ln Kd在0.10的水平下显著以外, 其余统计量均在0.01的水平下显著。通过比较可以看出, 在内外资技术差距较小行业中, 外商直接投资对我国制造业部门的技术溢出效应为正, 这些部门的资产每增加l%, 可以带动内资制造业部门的产出增加0.3538%;而在内外资技术差距较大的行业中, 外商直接投资每增加1%, 会减少内资制造业部门的产出0.6532%。这说明, 当内外资的技术水平差距相对较小时, 内资企业的技术水平和外资企业的技术水平差距不大, 也就有能力和基础去学习外资企业的先进技术, 从而使得技术溢出为正。但是当内外资的技术水平差距较大时, 由于内资企业的技术远远落后于外资企业, 不具备一定的基础去消化、吸收外资企业的先进技术水平。这里Ln Kf前的系数为负, 并不表示内资的落后技术被外资企业所学习, 而只是说明外资的投入增加, 降低了内资落后企业的竞争能力, 抢占了内资企业的市场, 从而导致内资企业的产出降低。
此外, 在第一组中, 内资企业加大资本投资带来的产出促进作用远大于第二组, 而且, 第一组的劳动量投入增加会降低产出, 而第二组中, 劳动量投入增加能增加产出。这是因为第一组中, 这些内资企业的技术水平较高, 可能相对于第二组更倾向于资本密集型产业, 在生产过程中更需要大量资本的投入, 此时增加资本带来的产出促进作用就大于第二组那些技术落后的内资企业;而第一组中劳动力需求已经基本饱和, 若继续增加素质水平不高的劳动力数量, 会降低企业内部的资源配置效率, 自然降低了产出, 而在第二组中, 这些内资企业的生产技术水平较低, 更倾向于劳动密集型产业, 所以增加了劳动力投入, 就提高了其产出水平。
四、结论
本文基于Feder (1982) 构建出相关回归模型的基础上, 首先利用我国制造业所有行业的面板数据进行实证, 结果表明FDI资本存量每增加l%, 可以带动内资制造业部门的产出增加0.1746%, 从而表明FDI的技术溢出效应存在且为正。然后利用内外资企业的技术差距为依据, 重点选取12个行业并进行了分组, 研究结果发现, FDI资本存量对两组的影响方向并不一致, 当内外资企业技术差距较小时, 技术溢出效应存在且为正;当内外资企业技术差距较大时, 该变量前的系数为负。这并不是说明内资的落后技术被外资企业所学习, 而只是说明外资的投入增加, 降低了内资落后企业的竞争能力, 抢占了内资企业的市场, 从而导致内资企业的产出降低。因此, 我国企业要想获得较好的正向FDI技术溢出效应, 必须首先提高对应内资企业的技术水平, 减少其与外资企业的技术差距, 提高其学习、模仿外资企业先进技术的能力。
摘要：本文基于中国制造业2000-2008年的面板数据, 研究了FDI的技术溢出效应, 研究结果在总体层面上支撑了FDI的正向技术溢出效应。但是, 当通过内外资企业的技术差距大小对该面板数据进行筛选分组后, 相应的实证研究发现:当内外资企业技术差距较小时, 技术溢出效应为正且大于整体层面时的技术溢出效应;当内外资企业技术差距较大时, 不存在明显的技术溢出效应。因此, 把生产技术提高到一定层次是我国企业获得理想的技术溢出的先决条件。
关键词：FDI,溢出效应,经济增长,技术差距
参考文献
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