外商直接投資、市場競爭及對我國制造業(yè)的技術(shù)外溢效應(yīng)

　　產(chǎn)業(yè)組織理論認為，外商直接投資是國際技術(shù)外溢的重要源泉，只要跨國公司對其海外子公司轉(zhuǎn)讓技術(shù)，就有形成技術(shù)外溢的可能性?？鐕緦ζ浜Ｍ庾庸巨D(zhuǎn)移技術(shù)的難易程度和先進性受到市場競爭環(huán)境的影響，如果能夠在東道國市場繼續(xù)維持競爭優(yōu)勢地位，跨國公司就不會把最先進的技術(shù)向海外子公司轉(zhuǎn)移；改善產(chǎn)品性能與質(zhì)量的壓力就較弱。相反如果跨國公司之間、跨國公司與本地企業(yè)之間的競爭激烈，產(chǎn)品創(chuàng)新、工藝創(chuàng)新不斷，跨國公司內(nèi)部國際技術(shù)轉(zhuǎn)讓的速度也會加快。同時本地企業(yè)在強大的競爭壓力下為了保持原有市場并爭取生存和發(fā)展的機會，也會竭盡全力地采取各種可能的措施提高經(jīng)營效率，因而抑制外商直接投資對本地企業(yè)產(chǎn)生負技術(shù)外溢效應(yīng)，促進了正技術(shù)外溢效應(yīng)的產(chǎn)生。此外，在激烈競爭的外部環(huán)境下，外商直接投資技術(shù)外溢的渠道和空間也就更廣闊。例如外商投資企業(yè)對本地供應(yīng)商提供的中間產(chǎn)品更加挑剔，并愿意向有潛力的供應(yīng)商提供技術(shù)幫助與信息服務(wù)；在競爭的市場環(huán)境下，專業(yè)型技術(shù)人員才有可能在相互競爭的企業(yè)間進行流動等等。據(jù)此本文假定：在其他條件不變的情況下，國內(nèi)市場競爭程度與外商直接投資技術(shù)外溢效應(yīng)呈正相關(guān)性。

　　根據(jù)本文的研究目的和所用數(shù)據(jù)特征，本文以Battese and Coelli提出的隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型為藍本。該模型的最大特點就是利用面板數(shù)據(jù)可同時對前沿函數(shù)和技術(shù)無效率函數(shù)的參數(shù)進行估計。Battese and Coelli的隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)為：

　　其中，Y_iτ代表第i個企業(yè)在第T時期的實際產(chǎn)出，x_iτ代表一組投入向量和與第i個企業(yè)在第，時期觀察變量相關(guān)的其他解釋變量；β為一組待估向量參數(shù)；V_iτ為隨機誤差項，被假定服從標(biāo)準(zhǔn)的正態(tài)分布 N(0，σ²v)，并獨立于U_iτ；U_iτ為代表技術(shù)非效率的非負值隨機變量，被假定具有獨立分布的特性，因而服從截尾正態(tài)分布N(Z_iτδ，σ²u)(在零處)；Z_iτ是和企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)非效率相關(guān)的解釋變量，δ為待估參數(shù)。

　　假設(shè)技術(shù)非效率U_it是一些解釋變量Z_iτ和待估參數(shù)δ的函數(shù)，技術(shù)非效率U_iτ的函數(shù)為：

　　隨機變量W_iτ服從截尾正態(tài)分布N(0，σ²u)，截尾點為-z_iτδ。i企業(yè)在時期τ的生產(chǎn)技術(shù)效率可界定為：

　　以Battese and Coelli的隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型為藍本，本文構(gòu)建了柯布—道格拉斯(C—D)前沿生產(chǎn)函數(shù)，利用2000—2003年我國201個四位碼制造業(yè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)比較、分析不同市場競爭程度下外商直接投資技術(shù)外溢效應(yīng)變化的方向和程度。但由于Wald參數(shù)檢驗值在1%顯著水平上拒絕資本和勞動力的產(chǎn)出彈性之和為1，即我國制造業(yè)行業(yè)本地企業(yè)存在規(guī)模報酬不變的原假設(shè)，無法采用C— D生產(chǎn)函數(shù)的密集形式；同時考慮到技術(shù)進步的因素，在生產(chǎn)函數(shù)中引入代表?？怂怪行约夹g(shù)變化的時間參數(shù)t。含時間參數(shù)的柯布—道格拉斯前沿生產(chǎn)函數(shù)的對數(shù)形式為：

　　ln表示自然對數(shù)，Y_iτ、和K_iτ分別為第i個行業(yè)本地企業(yè)在T年的工業(yè)增加值、就業(yè)人數(shù)和總資產(chǎn)，β1和β2為勞動力和資本的產(chǎn)出彈性；t為觀察變量的年份，2000年取值為1，β3為技術(shù)變化的時間趨勢系數(shù)，以解釋?？怂怪行约夹g(shù)變化。

　　影響本地企業(yè)生產(chǎn)效率的因素，包括行業(yè)集中度、企業(yè)規(guī)模、資本密度、外商直接投資的參與程度和時間5個因素。方程可進一步寫成：

　　CR_iτ：行業(yè)集中度指標(biāo)，界定為每四位碼行業(yè)銷售收入最大的前8家企業(yè)銷售收入之和占行業(yè)總收入的比率，用于衡量市場競爭程度。行業(yè)集中度越高，市場競爭程度越低，從而降低企業(yè)的生產(chǎn)效率。

　　AS_iτ：企業(yè)規(guī)模，i行業(yè)在第τ，年的本地企業(yè)總資產(chǎn)除以其企業(yè)個數(shù)。一般而言，企業(yè)規(guī)模越大，可提升生產(chǎn)技術(shù)達到規(guī)模經(jīng)濟，降低生產(chǎn)成本，提高生產(chǎn)效率。但如果政府偏好大規(guī)模的企業(yè)而通過優(yōu)惠政策予以鼓勵，很可能出現(xiàn)企業(yè)規(guī)模過大而存在規(guī)模不經(jīng)濟現(xiàn)象，從而引致其生產(chǎn)效率降低。因而企業(yè)規(guī)模對生產(chǎn)效率的影響是不確定的。

　　KL_iτ：資本密度，界定為本地企業(yè)所擁有的總資產(chǎn)與其年末職工人數(shù)的比率，即人均資本擁有量。從理論上講，企業(yè)資本密度越高，意味著企業(yè)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)越趨向于資本密集型，有利于提升生產(chǎn)效率。但 Otsuka et al.指出，我國國有企業(yè)存在過度使用資本的現(xiàn)象。

　　FS：外商直接投資的參與程度，大多數(shù)計量研究將外商投資企業(yè)的參與程度變量，界定為外商投資企業(yè)就業(yè)人數(shù)占其所在產(chǎn)業(yè)總就業(yè)人數(shù)的比率或外商投資企業(yè)增加值占所在產(chǎn)業(yè)總增加值的比率，也有一些研究將其界定為外商投資企業(yè)擁有的資本占產(chǎn)業(yè)總資本的份額或外商投資企業(yè)的銷售收入占行業(yè)總銷售收入的份額。根據(jù)本文所掌握的數(shù)據(jù)特征和我國經(jīng)濟的實際現(xiàn)狀，將FS界定為四位碼制造業(yè)行業(yè)中外商投資企業(yè)的銷售收入占其所在行業(yè)總銷售收入的份額。該變量與行業(yè)內(nèi)本地企業(yè)的生產(chǎn)效率之間的是否存在相關(guān)性是本文關(guān)心的核心。如果兩者之間存在統(tǒng)計上顯著的相關(guān)性，行業(yè)內(nèi)存在外商直接投資技術(shù)外溢效應(yīng)的假設(shè)則不能被拒絕。

　　t：為觀察變量的年份，2000年取值為1。在生產(chǎn)技術(shù)非效率函數(shù)中設(shè)置時間變量，用以估計技術(shù)非效率隨時間演變的趨勢。如果δ5的估計系數(shù)為負，則說明技術(shù)非效率隨時間而遞減，否則技術(shù)非效率遞增。

　　二、不同市場競爭程度與外商直接投資技術(shù)外溢效應(yīng)關(guān)系的驗證

　　為了驗證不同市場競爭程度與外商直接投資技術(shù)外溢效應(yīng)的關(guān)系。本文采用Frontier 4.1的計量軟件，首先以我國2000—2003年201個四位碼制造業(yè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)為樣本估計方程中的所有參數(shù)；其次，計算出2000—2003年四年中201個行業(yè)的平均行業(yè)集中度，以CR8=0.45為標(biāo)準(zhǔn)將全部樣本分為 CR8<0.45(144個行業(yè))和CR8≥0.45(57個行業(yè))兩組，檢驗不同市場競爭程度下，外商直接投資技術(shù)外溢效應(yīng)的變化趨勢，估計結(jié)果如表1所示。

　　表1顯示，隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)中參數(shù)估計系數(shù)的符號與理論預(yù)期的完全一致。三個模型中資本的產(chǎn)出彈性皆顯著地高于勞動的產(chǎn)出彈性，說明在我國201個四位碼制造業(yè)行業(yè)中，不同市場競爭程度下本地企業(yè)生產(chǎn)中資本對產(chǎn)出的貢獻皆大于勞動的貢獻；尤其是在市場集中度超過0.45的57個壟斷程度較高的四位碼行業(yè)中，資本的產(chǎn)出彈性高達0.8229，顯示資本在該行業(yè)生產(chǎn)中起了決定性作用，這與我們的理論認識相一致，即高壟斷行業(yè)基本上為資本密集型產(chǎn)業(yè)，資本投入在生產(chǎn)中的作用至關(guān)重要；所有模型中時間趨勢系數(shù)皆顯著為正，說明2000—2003年我國201個四位碼制造業(yè)行業(yè)本地企業(yè)技術(shù)進步的年均增長率為7.78%，而市場集中度的57個高壟斷行業(yè)，本地企業(yè)技術(shù)進步的年均增長率僅為 4.42%，遠遠低于競爭程度高(CR8<0.45)的144個行業(yè)本地企業(yè)技術(shù)進步的年均增長率(8.55%)，這一經(jīng)驗結(jié)論與經(jīng)濟理論即壟斷的存在阻礙企業(yè)的技術(shù)進步完全吻合。

　　技術(shù)非效率函數(shù)中，三個模型中的企業(yè)規(guī)模與技術(shù)非效率之間皆存在負相關(guān)性，即本地企業(yè)規(guī)模越大，生產(chǎn)技術(shù)效率越高，本地企業(yè)在生產(chǎn)中享受到規(guī)模經(jīng)濟的好處，但二者的相關(guān)性非常小，且統(tǒng)計上不顯著；資本密度對技術(shù)非效率的影響在三個模型中均顯著為負，資本密度每提高1%，本地企業(yè)的技術(shù)效率將分別提高0.31%、0.23%和0.05%。這意味著本文所研究的 201個四位碼制造業(yè)行業(yè)不管其市場集中程度高低如何，在2000—2003年本地企業(yè)皆不存在過度使用資本的情況，這與Otsuka et al.指出的我國國有企業(yè)存在過度使用資本的現(xiàn)象相異；行業(yè)集中度與技術(shù)非效率的關(guān)系在三個模型中存在較大差異，模型1和3中該變量估計參數(shù)的符號與理論預(yù)期相一致，存在正相關(guān)性，即市場競爭程度每降低1個百分點，企業(yè)技術(shù)非效率的程度平均提高6.6184和0.9032個百分點；而模型2中，行業(yè)集中度與技術(shù)非效率存在顯著的負相關(guān)性；三個模型的時間趨勢系數(shù)分別為-0.2691、-0.8238和- 0.0058，時間趨勢系數(shù)為負表明這一時期不同市場競爭程度下的本地企業(yè)技術(shù)效率皆不斷得到改善，引致其工業(yè)增加值年均增長26.91%、82.38%和0.58%，但模型3的時間趨勢估計系數(shù)在10%的顯著水平上沒有通過t檢驗。

　　技術(shù)非效率函數(shù)中外商投資企業(yè)參與程度(FS)系數(shù)估計值的大小和符號，是本文所關(guān)注的核心。模型1中此系數(shù)的估計值為-1.5674，且在顯著水平上拒絕系數(shù)估計值為零的原假設(shè)，也就是說，在控制其它因素之后，外商投資企業(yè)所具有的所有權(quán)優(yōu)勢(例如，先進的技術(shù)、管理經(jīng)驗、營銷技能、出口銷售網(wǎng)絡(luò)、商標(biāo)等)外溢到本地企業(yè)，從而提高了本地企業(yè)的技術(shù)效率；在競爭程度低的模型2中，外商投資企業(yè)參與程度的估計系數(shù)為0.5979，且統(tǒng)計上不顯著，外商直接投資對本地企業(yè)沒有產(chǎn)生技術(shù)外溢效應(yīng)；在競爭程度高的模型3中，外商投資企業(yè)參與程度的估計系數(shù)為-0.3957，即外商參與程度每提高 1個百分點，本地企業(yè)的技術(shù)效率將提高0.3957個百分點，外商直接投資對本地企業(yè)產(chǎn)生了顯著的正外溢效應(yīng)?？梢姡S著國內(nèi)市場競爭程度的提高，外商直接投資對本地企業(yè)產(chǎn)生的技術(shù)溢出從不顯著的負效應(yīng)變?yōu)轱@著的正效應(yīng)。可見，當(dāng)國內(nèi)市場的競爭程度較高時，高競爭迫使外商投資企業(yè)為維持其在本地市場一定的市場份額從母公司帶來相對新的和尖端的技術(shù)，競爭越激烈，外商投資企業(yè)帶來的技術(shù)越多，技術(shù)外溢效應(yīng)的可能性就越大；同時，本地企業(yè)在強大的競爭壓力下為了保持原有市場并且爭取生存和發(fā)展的機會，也會竭盡全力地采取各種可能的措施提高經(jīng)營效率，因而抑制外商直接投資對本地企業(yè)產(chǎn)生負技術(shù)外溢效應(yīng)，促進了通過示范—模仿機制和競爭機制產(chǎn)生的正技術(shù)外溢效應(yīng)的產(chǎn)生。

　　三個模型中方差參數(shù)的估計系數(shù)在1%顯著水平上異于零，即r=0.9435、r=0.9333、r=0.6514，表明在201個制造業(yè)行業(yè)本地企業(yè)的工業(yè)增加值分析中技術(shù)非效率的影響可能是高度顯著的，三個前沿生產(chǎn)函數(shù)的誤差中分別有將近94%、93%和65%的成分來源于隨機變量，不可控因素造成的白噪聲誤差占較小比例。表2顯示了技術(shù)非效率不存在的零假設(shè)的廣義似然比檢驗結(jié)果。三個模型中不存在技術(shù)非效率即 r=δ0=δ1=δ2=δ3=δ4=δ5=0的零假設(shè)在5%顯著水平上被拒絕，說明模型中存在顯著的技術(shù)非效率，因而采用隨機前沿模型而非普通最小二乘法 (OLS)對生產(chǎn)函數(shù)進行估計是合適的；同時技術(shù)非效率不是企業(yè)規(guī)模、資本密度、行業(yè)集中度、外資參與程度和時間變量線性函數(shù)的零假設(shè)即 δ1=δ2=δ3=δ4=δ5=0也在5%顯著水平上被拒絕，說明三個模型中盡管企業(yè)規(guī)模、模型3中的時間趨勢項對生產(chǎn)中非效率的影響在統(tǒng)計上不顯著，但 5個變量對生產(chǎn)中非效率的聯(lián)合影響高度顯著。很明顯，生產(chǎn)函數(shù)中的技術(shù)非效率不僅是隨機的，且與企業(yè)規(guī)模、資本密度、行業(yè)集中度、外資參與程度和時間5個變量存在顯著的線性關(guān)系，因而方程(4)和(5)模型設(shè)定是合理、可靠的。

　　三、結(jié) 論

　　一般而言，只要外商投資企業(yè)擁有本地企業(yè)無法獲得的所有權(quán)優(yōu)勢即先進的技術(shù)、管理經(jīng)驗、營銷技能、出口銷售網(wǎng)絡(luò)和商標(biāo)等無形資產(chǎn)，外商直接投資的潛在技術(shù)外溢效應(yīng)就存在。但這種技術(shù)外溢效應(yīng)不是必然的、自動的，也不是免費的，這種效應(yīng)在很大程度上依賴于東道國及其產(chǎn)業(yè)的特征，依賴于外商投資企業(yè)運行的政策環(huán)境。

　　本文使用我國2000—2003年201個四位碼制造業(yè)行業(yè)本地企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，借助隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，分析、比較了不同市場競爭程度下外商直接投資技術(shù)外溢效應(yīng)的變化趨勢。結(jié)果表明：國內(nèi)市場競爭程度是影響外商直接投資技術(shù)外溢效應(yīng)的重要變量。隨著國內(nèi)市場競爭程度的提高，外商直接投資技術(shù)外溢效應(yīng)從不顯著的負效應(yīng)演變?yōu)轱@著的正效應(yīng)?？赡苁且驗閲鴥?nèi)市場的高競爭迫使外商投資企業(yè)為維持一定的市場份額從母公司帶來相對新的和尖端的技術(shù)，同時本地企業(yè)在強大的競爭壓力下為了保持原有市場并且爭取生存和發(fā)展的機會，也會竭盡全力地采取各種可能的措施提高經(jīng)營效率，因而抑制外商直接投資對本地企業(yè)產(chǎn)生負技術(shù)外溢效應(yīng)，促進了正技術(shù)外溢效應(yīng)的產(chǎn)生。這也部分地解釋了為什么相同數(shù)量外商直接投資的流入和存在對不同國家、地區(qū)或行業(yè)產(chǎn)生了截然不同的影響向。

　　本文研究結(jié)果的政策含義非常明確。既然國內(nèi)市場競爭程度是影響外商直接投資技術(shù)外溢效應(yīng)的重要因素，那么，為提高我國利用外資的質(zhì)量、提升“以市場換技術(shù)”的政策效果，政府在制定內(nèi)、外資政策時，對于一般產(chǎn)業(yè)應(yīng)維持一個公平、公正的市場競爭環(huán)境，消除內(nèi)外資企業(yè)之間的不平等待遇；對于新興的幼稚產(chǎn)業(yè)，在WTO的框架內(nèi)尋求合理的途徑扶持本地企業(yè)的發(fā)展，為外商投資企業(yè)培養(yǎng)適當(dāng)?shù)谋镜馗偁幷撸龠M外商直接投資正技術(shù)外溢效應(yīng)的產(chǎn)生。