制造業(yè)“雙向FDI”與制造業(yè)生產(chǎn)率提升效應(yīng)分析
——基于DEA的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法

楊俊超 薛國琴

（紹興文理學(xué)院 經(jīng)濟與管理學(xué)院，浙江 紹興312000）

制造業(yè)“雙向FDI”與制造業(yè)生產(chǎn)率提升效應(yīng)分析
——基于DEA的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法

楊俊超 薛國琴

（紹興文理學(xué)院 經(jīng)濟與管理學(xué)院，浙江 紹興312000）

文章基于中國制造業(yè)29個分行業(yè)2007—2012年的時間序列數(shù)據(jù)，分析了制造業(yè)雙向FDI對制造業(yè)生產(chǎn)率的影響效應(yīng)，重點分析外向FDI的技術(shù)吸收問題。結(jié)果表明，自走出去戰(zhàn)略提出以來，中國制造業(yè)在進行對外投資過程中的技術(shù)吸收效應(yīng)并不是很明顯，但已呈現(xiàn)正向的促進效應(yīng)，可能的原因在于制造業(yè)的投資分布主要集中在東南亞、非洲和拉丁美洲等欠發(fā)達甚至不發(fā)達的地區(qū)，這些國家制造業(yè)的技術(shù)含量并不是太高甚至遠低于中國，所以技術(shù)吸收效應(yīng)并不是太好。

制造業(yè)生產(chǎn)率；外商直接投資；對外投資

引言

新經(jīng)濟增長理論闡釋了一國經(jīng)濟的增長取決于內(nèi)生技術(shù)的進步，而且在開放的經(jīng)濟條件下，影響內(nèi)生技術(shù)進步的因素除了國內(nèi)研發(fā)（R＆D）資本外，還有外國研發(fā)資本的生產(chǎn)率溢出。一般來說，外國資本的生產(chǎn)率溢出主要集中在外商對本國的直接投資上（即內(nèi)向FDI），但隨著走出去戰(zhàn)略提出以來，中國的跨國公司對外直接投資的規(guī)模在不斷擴大，其中制造業(yè)的投資規(guī)模更是主力軍，根據(jù)中國對外直接投資公告顯示，中國制造業(yè)對外直接投資是僅次于服務(wù)業(yè)的第二大投資。所以，就有一個問題值得去思考：制造業(yè)在進行對外投資（即下文提出的外向FDI）的過程中對被投資國家的技術(shù)吸收效應(yīng)是怎樣的？因此，在提出走出去和一帶一路等戰(zhàn)略的大背景下，本文考察了制造業(yè)雙向FDI重點是外向FDI對制造業(yè)本身的生產(chǎn)率效應(yīng)的影響，這有助于我們更加充分的認識制造業(yè)在對外投資過程中的技術(shù)吸收效應(yīng)。

一、文獻回顧

1.外商直接投資（FDI）的技術(shù)溢出效應(yīng)

（1）國外學(xué)者對外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)的研究

國外學(xué)者在外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)方面所做的的研究起步較早，早在20世紀60年代MacDougall（1960）［1］就提出了FDI溢出效應(yīng)，并第一次系統(tǒng)地將FDI的溢出效應(yīng)包括在FDI的各種效應(yīng)之中，從理論上得出FDI的確存在技術(shù)溢出效應(yīng)，隨之關(guān)于FDI的溢出效應(yīng)得到廣泛關(guān)注。隨后，Caves（1974）［2］將外資作為一生產(chǎn)要素納入到生產(chǎn)函數(shù)并檢驗了加拿大和澳大利亞1966年的制造業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)，證實了外商直接投資在東道國的技術(shù)溢出效應(yīng)并初步提出了相應(yīng)的溢出路徑。Coe和Helpman（1995）［3］最先給出了國際R＆D溢出的基本計量模型并且實證檢驗了進口的R＆D技術(shù)溢出效應(yīng)?？v觀前人所做的研究，基本證實了外商直接投資（FDI）的技術(shù)溢出效應(yīng)，雖然Haddad ＆Harrison（1991）［4］和Girma et al（2004）［5］的研究顯示FDI并不存在正向的溢出效應(yīng)，對FDI存在正向的溢出效應(yīng)提出疑問，然而相當多的研究者認為外商直接投資對東道國尤其是發(fā)展中國家的經(jīng)濟有著積極的促進作用。

（2）國內(nèi)學(xué)者對外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)的研究

相比國外學(xué)者，國內(nèi)學(xué)者對外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)的研究較晚，秦曉忠等（1998）對1995年我國39個行業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)進行了分析檢驗，發(fā)現(xiàn)FDI存在明顯的行業(yè)內(nèi)溢出效應(yīng)。何潔（2000）和潘文卿（2003）研究了FDI的區(qū)域差異，得出了FDI的溢出效應(yīng)在不同省份和東、中、西部地區(qū)存在明顯的差異。金誠曉和王猛（2009）將技術(shù)溢出效應(yīng)分為行業(yè)內(nèi)和行業(yè)間兩種情況并通過實證分析得到了支持行業(yè)內(nèi)存在技術(shù)溢出效應(yīng)假設(shè)的結(jié)果。

2.服務(wù)業(yè)外商直接投資對制造業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)

（1）國外學(xué)者關(guān)于服務(wù)業(yè)外商直接投資對制造業(yè)技術(shù)溢出效應(yīng)的研究

隨著外商直接投資（FDI）的技術(shù)溢出效應(yīng)被證實后，學(xué)者們研究的重點逐漸轉(zhuǎn)向行業(yè)間技術(shù)溢出效應(yīng)的研究上，其中，服務(wù)業(yè)外商直接投資對制造業(yè)的溢出效應(yīng)是學(xué)者們研究的重點。Francois＆Woerz（2007）［6］的研究得出通過出口以及服務(wù)業(yè)FDI開放程度的提高，會在一定程度上提高制造業(yè)的附加值和制造業(yè)的就業(yè)水平。Fernandes＆Paunov（2008）［7］根據(jù)企業(yè)層面的數(shù)據(jù)都證實了服務(wù)業(yè)FDI對東道國制造業(yè)的溢出效應(yīng)。

（2）國內(nèi)學(xué)者關(guān)于服務(wù)業(yè)外商直接投資對制造業(yè)技術(shù)溢出效應(yīng)的研究

我國學(xué)者關(guān)于這方面的研究也相對成熟。馮泰文（2009）引入貿(mào)易成本和生產(chǎn)制造成本作為中介變量，證實了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的外商直接投資的確對制造業(yè)生產(chǎn)率會產(chǎn)生影響。趙偉和鄭雯雯（2011）以貿(mào)易成本作為中介變量，分析了服務(wù)業(yè)與制造業(yè)集聚之間的相互關(guān)系，在某種程度上也證實了服務(wù)業(yè)外商直接投資會影響制造業(yè)的生產(chǎn)集聚效應(yīng)。

縱觀前人所做的研究，大部分的學(xué)者的研究都聚焦在內(nèi)向FDI對TEP的影響和行業(yè)間（特別是服務(wù)業(yè)對制造業(yè)）技術(shù)溢出上。相比內(nèi)向FDI，學(xué)者們對外向FDI技術(shù)吸收效應(yīng)的關(guān)注度并不是很強烈。Van和Lichtenberg（2001）的研究顯示，利用外資與對外投資對本國TEP的影響彈性顯著性檢驗分別為不顯著和顯著。近年來，國內(nèi)學(xué)者也開始關(guān)注到了外向FDI的技術(shù)吸收效應(yīng)，但研究的結(jié)論不盡一致。趙偉（2006）研究顯示外向FDI對TEP有促進作用，但李梅和柳士昌（2012）［8］的研究顯示外向FDI存在外向的技術(shù)溢出效應(yīng)。

與以往的研究相比，本文重點研究制造業(yè)領(lǐng)域的雙向FDI特別是外向FDI對制造業(yè)本身生產(chǎn)率的影響［9］。

二、理論分析和數(shù)據(jù)來源

（一）模型的設(shè)定

本文的理論模型是基于Coe和Helpman（1995）［3］給出的國際R＆D溢出的基本計量模型：

其中，F(xiàn)代表全要素生產(chǎn)率，S1表示國內(nèi)R＆D資本存量，S2表示通過進口渠道獲得的國外R＆D資本存量。并且在此基礎(chǔ)上，LP（2001）將對外直接投資作為溢出渠道引入模型。借鑒這一模型，本文構(gòu)建了如下的計量模型：

其中，TEP表示制造業(yè)全行業(yè)生產(chǎn)率，S1表示研發(fā)投入，S2表示人力投入，S3表示內(nèi)向FDI，S4表示外向FDI［10］，αi表示的是相關(guān)的系數(shù)和常數(shù)項。

（二）變量的處理

1.制造業(yè)生產(chǎn)率的測定：借鑒李梅和柳士昌（2012）［8］在分析服務(wù)業(yè)時所用的方法，首先我們采用DEA-Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法測定制造業(yè)29個分行業(yè)的生產(chǎn)率指數(shù)，進而得出制造業(yè)全行業(yè)年平均生產(chǎn)率指數(shù)；然后根據(jù)C-D生產(chǎn)函數(shù)測算出基期的制造業(yè)全行業(yè)的生產(chǎn)率，最后以基期為基礎(chǔ)，根據(jù)所測算的制造業(yè)全行業(yè)年平均生產(chǎn)率指數(shù)進行累計乘積得出每年的制造業(yè)生產(chǎn)率，即2008年的制造業(yè)生產(chǎn)率等于2007年的制造業(yè)生產(chǎn)率乘以2008年的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)，后續(xù)年份的生產(chǎn)率依此類推。之所以采取上述方法去計算制造業(yè)的生產(chǎn)率是因為DEA-Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法相對于C-D生產(chǎn)函數(shù)等其他方法具有無需預(yù)先假定具體的生產(chǎn)函數(shù)、不需要預(yù)先估計參數(shù)、避免主觀因素和簡化算法、減少誤差等優(yōu)點。所以基期的生產(chǎn)率用C-D生產(chǎn)函數(shù)求出后，后期生產(chǎn)率的測算以基期為基礎(chǔ)全部采用Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法。

如表1所顯示，在2007-2012這六年間我國制造業(yè)29個分行業(yè)的年平均增長率為21.8%，這一結(jié)果與張先鋒和胡翠群（2013）［11］所測算的結(jié)果存在一定的出入，主要原因是張先鋒和胡翠群（2013）所測算的是1999-2011的制造業(yè)生產(chǎn)率，而2008年后發(fā)生了很嚴重的金融危機，特別值得注意的是2009年制造業(yè)TEP驟降了60%左右，但在2010年迅速增長了300%左右，由此可以看出中國制造業(yè)的生命力是非常強大的。所以由于所選時間跨度的差異使得金融危機所造成的負面影響被擴大了。隨之筆者又測算了2002-2012的制造業(yè)生產(chǎn)率，年平均增長率為26.3%，與張先鋒和胡翠群（2013）所測算的結(jié)果較為接近，由于商務(wù)部和國家統(tǒng)計局從2007年才開始分行業(yè)統(tǒng)計相關(guān)的外商直接投資額和中國對外投資額，所以時間跨度只能從2007年及以后開始。

2.人力投入：參照張先鋒和胡翠群（2013）［11］用各行業(yè)年平均的從業(yè)人數(shù)代表本行業(yè)的人力投入。由于《中國科技統(tǒng)計年鑒》僅列示了制造業(yè)各行業(yè)年末的從業(yè)人數(shù)，所以我們采用最簡單的數(shù)學(xué)平均法即每年的年初和年末數(shù)相加再平均計算出各行業(yè)年平均從業(yè)人數(shù)，而且由于自2012年后中國科技統(tǒng)計年鑒不再列示制造業(yè)各行業(yè)的年末從業(yè)人數(shù)，所以對于2013年的年平均從業(yè)人數(shù)，我們采用幾何平均法，以2007-2012的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)測算出平均增長率后，再以所測算平均增長率為基礎(chǔ)算出2013年的年平均從業(yè)人數(shù)。相比其他方法，幾何平均法受極端值的影響較小，所算出的結(jié)果也更接近真實值。

（三）數(shù)據(jù)的來源

本文實證研究中所使用的數(shù)據(jù)主要來源于2008-2013年的《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。根據(jù)國家統(tǒng)計局的《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》（GB／T4754-2002）將中國制造業(yè)分為30個行業(yè)，由于“廢棄資源和廢氣材料回收加工業(yè)”的數(shù)據(jù)缺失，所以剔除了這一行業(yè)。對于分行業(yè)總產(chǎn)值，直接選取中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒中按當年價格計算的工業(yè)總產(chǎn)值，對于固定資產(chǎn)凈值，由于自2012年及以后沒有再列示，所以自2012年的固定資產(chǎn)凈值直接拿統(tǒng)計年鑒中所列示的固定資產(chǎn)原價減去相對應(yīng)的累計折舊后得到。

表1 中國制造業(yè)29個分行業(yè)平均全要素生產(chǎn)率（TEP）及其分解指標（2007-2012）

行 業(yè) 全要素生產(chǎn)率（TEP）及其分解指標TEP TE EC電氣機械及器材制造業(yè) 0.911 1.101 0.827通信設(shè)備、計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè) 1.087 1.116 0.974儀器儀表及文化、辦公用機械制造業(yè) 1.125 1.128 0.996工藝品及其他制造業(yè) 1.009 1.138 0.885平均值 1.218 1.119 1.088

四、計量結(jié)果

運用EVIEWS6.0軟件對上述數(shù)據(jù)進行處理回歸，結(jié)果如下①T表示全要素生產(chǎn)率TEP，NF表示內(nèi)向FDI，WF表示外向FDI，RD表示研發(fā)投入R＆D，P表示人力投入。：

Dependent Variable：LNT

Method：Least Squares

Date：04／25／15 Time：15：02

Sample：2007 2012

Included observations：6

Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob. LNNF 1.259072 0.479959 0.264370 0.0055 LNWF 0.215465 0.277678 1.496211 0.0451 LNRD 1.094596 0.517032 1.281156 0.0119 LNP 0.662399 0.204648 2.348665 0.0377 C -10.93084 12.10684 -0.902865 0.0125 R-squared 0.699161 Mean dependent var 1.943193 Adjusted R-squared 0.675805 S.D.dependent var 0.336966 S.E.of regression 0.108770 Akaike info criterion 1.724258 Sum squared resid 0.011831 Schwarz criterion 1.897792 Log likelihood 10.17277 F-statistic 110.4676 Durbin-Watson stat 2.056238 Prob（F-statistic） 0.035031

由上，我們得出回歸方程為②本文的主要目的是分析制造業(yè)全行業(yè)在對外投資過程中的技術(shù)吸收效應(yīng)，所以本文僅采用單一的時間序列數(shù)據(jù)進行分析，并沒有使用面板數(shù)據(jù)，在后續(xù)的研究中可以拓展至分行業(yè)的面板數(shù)據(jù)進行研究。：

由回歸結(jié)果我們看出，樣本決定系數(shù)R^2＝0. 699161，說明模型的整體擬合度較好；D-W統(tǒng)計量為2.056238，表明不存在一階自相關(guān)性；F統(tǒng)計量為110.4676，表明方程整體的顯著水平適中。

由回歸結(jié)果我們得出，中國的制造業(yè)水平相對發(fā)達國家來說還有一定的差距，制造業(yè)的技術(shù)含量并不是很高，中國制造業(yè)的對外投資對本國制造業(yè)水平提高的促進效應(yīng)并不是很明顯。具體地，在其他因素不變的情況下，當內(nèi)向FDI、外向FDI、研發(fā)投入和人力投入分別變化一個單位時，制造業(yè)全要素生產(chǎn)率分別變化1.259072、0.215465、1.094596和0.662399個單位。

五、結(jié)論與建議

從實證結(jié)果可以看出，雙向FDI、研發(fā)投入和人力投入對中國制造業(yè)生產(chǎn)率均具有正向的促進作用，且內(nèi)向FDI、研發(fā)投入對制造業(yè)生產(chǎn)率的促進效應(yīng)要遠大于人力投入和外向FDI。

由于本文的重點是分析外向FDI的技術(shù)吸收效應(yīng)，所以對于人力投入我們沒多做探討。經(jīng)查相關(guān)資料，2007-2013中國制造業(yè)對外投資主要集中在東南亞、拉丁美洲、非洲等一些不發(fā)達甚至欠發(fā)達的地區(qū)，這些地區(qū)制造業(yè)的技術(shù)含量相對較低，甚至要遠低于中國，而制造業(yè)的外商直接投資主要來源于美國、歐洲等發(fā)達國家，這些國家的制造業(yè)水平非常發(fā)達，技術(shù)含量也相對較高［12］，所以相對于內(nèi)向FDI，外向FDI的技術(shù)吸收效應(yīng)并不是太好，但相比王恕立和胡宗彪（2013）對服務(wù)業(yè)所做的研究來說，制造業(yè)的外向FDI已呈現(xiàn)正向的溢出效應(yīng)，這說明中國的走出去戰(zhàn)略的正向效應(yīng)已開始逐漸的顯現(xiàn)。

為了提高中國制造業(yè)的生產(chǎn)率水平，增強中國制造業(yè)的國際競爭水平，我們認為：（1）中國應(yīng)加大對制造業(yè)企業(yè)的支持力度，鼓勵制造業(yè)企業(yè)走出去，大膽走向技術(shù)含量高、制造水平高的歐美等發(fā)達國家進行投資，同時也要為本國的跨國公司營造良好的國外投資和經(jīng)營環(huán)境。（2）加大對中國制造業(yè)的研發(fā)投入，鼓勵制造業(yè)企業(yè)進行相關(guān)的技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)研發(fā)，國家可以在稅收、企業(yè)政策等方面對相關(guān)的研發(fā)企業(yè)進行支持。（3）中國要建立和完善人才培養(yǎng)和引進機制，培養(yǎng)復(fù)合型、國際型的制造業(yè)人才，同時加強對國內(nèi)制造業(yè)人力資源的保護力度，防止人才流失對制造業(yè)商業(yè)信息和業(yè)務(wù)資源造成損害，而且還要營造良好的就業(yè)環(huán)境，增加制造業(yè)對國外優(yōu)秀人才的吸引力。（4）鼓勵本國企業(yè)實施跨國兼并，特別是對一些掌握著核心技術(shù)的大型跨國公司進行兼并。誠然，我們承認小魚吃大魚所帶來的陣痛是在所難免的，但國際聯(lián)姻所帶來的結(jié)果很可能是加法變乘法，在效率上會得到大大的提高。所以，不能讓小魚吃不了大魚的錯誤謬論阻礙我們的發(fā)展。

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（責(zé)任編輯 張玲玲）

F124.3

A

1008-293X（2015）05-0100-05

10.16169／j.issn.1008-293x.s.2015.05.20

2015-08-10

楊俊超（1993-），男，安徽合肥人，紹興文理學(xué)院經(jīng)濟與管理學(xué)院2014級碩士研究生。

薛國琴（1968-），女，浙江上虞人，紹興文理學(xué)院經(jīng)濟與管理學(xué)院教授。