外商直接投资对民营企业的技术溢出效应及影响因素_以宁波为例

开放导报

2012年2月

第1期 总第160期

February 2012No.1 Total No.160

【企业战略】

宁波是长三角地区乃至中国民营经济发展活跃区域之一，全市共有民营企业10.5万家，为宁波每年贡献70%的财政收入，80%的GDP，85%的就业，创造的工业产值占宁波全市生产总值的2/3以上，宁波的民营经济活力指数在全国位居前列。

一、 FDI对宁波民营企业技术外溢效应

我们首先利用扩展的Feder两部门模型对宁波地区的民营企业FDI技术外溢效应进行量化，然后将着重对影响宁波地区民营企业溢出效应的因素进行实证分析。

（一）扩展Feder两部门模型的确立

本文借鉴Feder（1982）、何洁（2000）、包群等（2003）、辜丽珊（2008）的研究成果，采用包群等

外商直接投资对

民营企业的技术溢出效应及影响因素

——以宁波为例

钟春洋

（宁波党校，浙江 宁波 315012）

[摘要]技术水平落后已成为制约我国经济发展的主要因素之一，而FDI的引入在一定程度上弥补了这个技术缺口。目前很多民营企业都遇到技术发展瓶颈，本文选营经济发达的浙江省宁波地区作为研究对象，以扩展的Feder两部门模型为基础，量化了宁波地区的技术外溢效应，检验出基于基础设施建设、经济开放程度、人力资本水平和市场竞争程度等因素对外溢效应的影响，并在实证研究的基础上提出相关建议。

[关键词]FDI 技术溢出效应 影响因素 宁波 民营企业

[中图分类号]F832 [文献标识码]A [文章编号]1004-6623（2012）01-00-04

[作者简介]钟春洋（1976— ），江西信丰人，宁波党校副教授，博士，研究方向：发展经济学。

人所推导的动态两部门模型对宁波地区民营企业FDI技术外溢效应进行量化。

并得出如下关系式：

（2）从模型推导得知，θ度量了外资部门当期产出M 1

与技术外溢因子 之间的关系；η代表了外资与民营工业企业的边际要素生产率差距；而x则表示外资企业技术外溢因子对国内部门的产出弹性。

（二）数据说明及回归结果分析

本文利用宁波地区2001～2009年的数据进行实

= a 0+a 1 +a 2 +a 3 +a 4

+a 5dY t Y t dK t

Y t dL t L Dt M t Y t dM t M t D t Y t dM t M t +μt （1）

dY t-1

Y t-1θ=1-a 5，η= , x= a 3(1-a 5)1-a 3(1-a 5)a 45M t *

证分析。由于实证模型涉及到滞后一期的总产出增长率，本文实际所采用数据的时间跨度为1999～2009年。实证数据均由历年《宁波统计年鉴》整理、计算而得（见表1）。

（1）式中各变量的数据说明如下：

Y t ：2001～2009年剔除国有及国有控股工业企业外的总产值。

K t ：2001～2009年剔除国有及国有控股工业企业外的总资产。

L t ：2001～2009年剔除国有及国有控股工业企业外的从业人数总和。

L Dt ：2001～2009年民营工业企业的从业人数。M f ：2001～2009年外资工业企业总产值。D f ：2001～2009年民营工业企业的总产值。　　

注：（）表示所对应估计值在相应显著性水平下的 t 统计值。***表示在1%的显著性水平下显著，**表示在5%的显著性水平下显著，*表示在10%的显著性水平下显著；以下同。

由（2）式可以计算出θ、η和x的值，分别为0.8488、2.4106和0.1781。这三个值在本模型中具有重要的意义。

首先，θ度量了FDI当期产出M t 与技术外溢因子 之间的关系，也即 =0.8488M t +0.1512 。θ值度量

了当期外商直接投资的技术外溢效应在滞后各期分布情况。由θ值可知，滞后各期的外资部门产出对本期技术外溢效果的影响不是特别大。

根据模型，η=2.4106表示外资部门的边际要素生产率要高出国内部门241.06%。这一测算结果不同于包群等人基于全国数据的测算值（-0.167）和辜丽珊基于东部地区的测算值（0.171）。包群等人测算出的该值为负，表明了我国外商投资以加工贸易业为主、投资项目规模偏小、港澳台投资商为主要投资主体的一些特征，在一定程度上了外资企业要素生产率的提高。辜丽珊的测算结果为正，认为我国东部地区近几年来的变化趋势由于是来自港澳台地区的直接投资所占份额逐年减少，而发达国家的大型企业对我国的投资日益增加并越来越多地投向了高新技术产业和服务业。本文的测算值大大高于前两者，表明了宁波市有选择的引进外资、重视外资的质量等在一定程度上提高外资企业要素生产率，也增大了外资部门对国内部门产生有效技术外溢的空间。

第三个参数x代表了外资部门技术外溢因子对国内部门的产出弹性。x=0.1781表明外资部门技术外溢因子提高1个百分点，可以使国内部门产出增加个0.1781百分点。与包群等人的测算结果（0.199）和辜丽珊的测算结果（0.268）相比，宁波地区2001～2009年间的x值降低了一些。外部经济因素对于宁波地区国内部门的产出增长影响有增加。

（三）FDI对宁波民营企业技术外溢效应由x的值可知，外资部门技术外溢因子对国内部门的产出弹性为0.1781。根据国内部门的生产函数D t =D(L Dt , K Dt ; )=( )x φ(L Ht , K Ht )，可以计算出外资部门对国内部门的技术外溢效应SPILLOVER（SO）。

　　 （3）其中外溢因子 。假设2000

年的外资工业企业总产值 ，便可以计算出

2000～2009年宁波地区每年的技术外溢效应(见表2)。SO的值实际上度量了外资部门各期产出的增加对国内民营经济部门产出增长率的贡献。

数据来源：《宁波统计年鉴》

表1 2001～2009年宁波地区相关数据 单位：万元，人

年 份19992000200120022003200420052006200720082009

Yt 784726310098604

1214345315658754198700632834731537033855481544236252656068076637482992Kt 8107365422

113835711485108419038219260651793357694295705435438159856577741459

Lt 54325937227823799262921123104172287119149532204494242837725047232348881

LDt 301793350901431548658459357474958074339056575843981955942223

Mf 273069035955554253554516632568471

1294199717862299235071333023243696332434783112Df 5116573650304978910492429130229

1540531819171556246532292242363111331329699880

dY t

Y t M t Y t dM t

M t

D t Y t dM t M t dY t-1

Y t-1 =0.3441-0.0161 -0.0134 +0.8327dK t Y t dL t L Dt （1.74）(-2.51） （-0.95） (11.29***)+ 0.9666 +0.1512

（14.07***） (3.01*)

M t *

M t *

SO=x △M t *

M t

* =0.8488M t +0.1512 M t *M t-1*M 1996= M 1996*

表2 外资企业技术外溢效应时序表

年 份

20002001200220032004

外溢效应0.27390.17620.20120.27960.5362

年 份20052006200720082009

外溢效应0.31370.27350.33490.11280.0174

R 2

=0.9999 R 2

=0.9998 DW=2.39

M 1*

M 1*

M t-1*

二、FDI技术溢出效应因素分析

1. 回归模型的确立及数据说明。通过上面的分析，可以假定FDI的技术溢出效应与当地基础设施、经济开放度、人力资本和市场竞争程度密切相关，对于影响FDI技术溢出效应的因素分析，本文主要选取宁波公路总里程、外贸依存度、万人中高等院校学生数和FDI占GDP的比重这几类指标来反映影响技术溢出效果的因素。因为采用时间序列，为了保证模型的平稳性，将解释变量采取对数形式，得到模型如下：

LnSO=a 0+a 1LnRoad+a 2LnOpen+a 3LnHC+a 4LnComp+μ （4）

其中SO代表技术外溢效应变量；Road代表基础设施变量；Open代表经济开放度变量；HC代表人力资本变量；Comp代表市场竞争程度变量。

本节利用宁波地区1999～2009年连续11年的数据进行实证分析,数据均是由历年《宁波统计年鉴》整理、计算而得（见表3）。

2. Granger因果检验。我们对如下变量进行了Granger因果关系检验：LnComp、LnHc、LnOpen、

LnRoad、LnSO。从检验结果可以看出LnComp、LnHC 是LnSO的Granger原因，反之LnSO不是它们的Granger 原因；而LnSO和LnRoad存在一定的互为因果关系，说明本地基础设施的提高能促进FDI技术溢出效应，反过来，FDI的技术溢出效应也能促进本地基础设施水平的上升。

3. 模型的回归分析。根据上面计算出来的数据进行回归分析，得到如下结果：

LnSO=-0.9652*LnRoad+2.7976*LnOpen-1.378*LnHC+

（-3.7485***） (2.7042**) (-2.6137**)0.7745*LnComp (2.0742*)

　　由以上回归结果可以看到，代表基础设施建设的

公路总里程与FDI外溢效应之间存在负向相关性，说明宁波地区公路基础设施的建设与完善要达到对该地区的FDI技术外溢起推动作用还有差距。经济开放度指标与FDI技术外溢效应呈现出正向相关关系，在5%的显著性水平上通过 t 检验，与前文的估计一致，表明宁波地区经济开放度的增加能够促进FDI的技术外溢效应。代表人力资本的万人中高等院校学生数与FDI外溢效应之间存在负向相关性，并且结果较为显著，与前文所估计的方向不一致。许多国内学者基于全国数据的实证研究还表明，人力资本对FDI技术外溢效应的促进作用具有门槛效应，即只有人力资本存量达到一定的临界值，人力资本才能够对FDI技术外溢产生正向的推动作用。市场竞争程度变量的估计系数为正，通过了10%显著性检验，与前文所估计的方向一致，宁波地区市场竞争程度对FDI技术外溢效应的影响具有推动作用。

三、结论与建议

（一）结论

实证结果表明，经济开放程度和市场竞争程度对于促进宁波地区技术外溢效应起到了积极的作用，而基础设施建设和人力资本水平对技术外溢效应形成了负面影响，说明目前宁波基础设施建设尚不完善，人力资本水平不高，没有对民营企业吸收先进技术起到正面的支持作用。

（二）建议

1. 要切实加快城东客运中心、城北客运中心等运输场站的规划建设工作，实现各种交通运输方式的无缝衔接与客货运输的零距离换乘；要以宁波火车南站的改扩建为契机，通过优化方案设计和加强部门协作，努力将其建成为集铁路、城市轻轨、公交、出租车以及公路客运紧密衔接的现代化枢纽中心；以宁波市与铁道部签订加快宁波地区铁路发展协议为契机，加快镇海港区“海铁联运”物流枢纽港、“一港多站点”北仑国际集装箱枢纽的建设步伐，将其打造为全

FDI占GDP的比重

（%）4.144.385.516.8888.077.736.595.554.473.48

表3 技术溢出影响因素模型的相关变量数据

年 份19992000200120022003200420052006200720082009

公路总里程(公里)483250905291550655195615582400932095729884

外贸依存度（%）39.853.156.0767.7187.13100.15112.05114.44125.14119.5195.9

万人中高等院校学生数31.2547.9179.91113.59145.49173.72199.74216.37226.01229.61240.79

R 2 = 0.8243 R 2

= 0.7365 DW = 2.67

2. 完善“主导、依靠企业、社会力量积极参与”的多元化办学格局，充分发挥行业组织作用，鼓励公办与民办职业教育共同发展。把“招商引资”拓展为“招才引智”，实现招才与招商并举，引智与引资同增。既要实现高层次人才量的增长，也要抓好各行各业急需的技能型人才的引进。健全灵活多样的人才引进机制，切实提高人才引进效益。积极探索、用人单位、个人和社会多元化的人才投入机制，建立健全人才工作专项资金管理制度。要努力打造好人才引进、人才培养和人才创新创业等一系列平台载体。加快推进海外人才引智基地建设，加速促进海外人才回流。鼓励国内外各类优秀人才尤其是高层次或紧缺人才采取柔性流动方式来我市从事兼职、咨询、讲学、科研和技术合作、技术入股、投资兴办企业或从事其它专业服务。

3. 充分发挥宁波杭州湾新区、梅山保税港区等区域和东部新城、镇海新城、南部新城等区块的招商引资作用。整合现有海关特殊监管区域，提升国际贸易、保税仓储、采购配送等综合功能，完善保税物流服务体系，发挥其在对外开放中的作用。整合提升产业功能区，提升经济技术开发区、国家高新区等省级以上开发区功能，使之成为引进优质外资的平台。通过多种方式，吸引公司把更高技术水平、更大增值含量的加工制造环节和研发机构转移到宁波来。鼓励外商投资企业和外资研发机构在引进先进技术基础上加大研发投入，开展原始创新，提高知识产权本地化的比例。深度推进民营企业与外商开展技术、管理、品牌等方面的合作，兴办先进制造业、现代服务业企业。鼓励宁波市科研院所、企业与公司合作，引导广大中小企业相联合与公司、行业龙头企业建立专业化协作关系，加强集成创新。

[参考文献]

[1]Borneszteinetal.E，GregorioJ.dandLee-w. How Does Foreign Direct Investment Affect Economic Growth? [J]. International Economics, 1998：P11-13.

[2]Laura Alfaro, Areendam Chanda, Sebnem Kalemli-Ozcan, Selin Sayek．How Does Foreign Direct Investment Promote Economic Growth? Exploring The Effects of Financial Markets on Linkages [J/ OL]．http://www.nber.org，September 2006.

[3]何洁．外国直接投资对中国工业部门外溢效应的进一步精确量化[J]．世界经济，2000（12）.

[4]辜丽珊．我国东部地区的FDI技术外溢效应：基于吸收能力的研究[D]．上海：复旦大学，2008.

[5]包群，赖明勇，彭水军，张新．外商直接投资与技术外溢：基于吸收能力的研究[J]．经济研究，2005（8）.

[6]张晴.我国外商直接投资技术溢出效应研究[M].杭州：浙江大学出版社，2010.

[7]范艳霞.东道国吸收能力与FDI技术溢出效应关系研究[D].重庆：重庆大学，2007.

On Technology Spillover Effect of FDI on Private Sector

Zhong Chunyang

(Ningbo Party School, Ningbo, Zhejiang Ningbo 315012)

Abstract: Level of technology behind China's economic development has become a major constraining factor, and the introduction of FDI to some extent make up for the technology gap. At present, many private enterprises have encountered bottlenecks in the development, largely reflected in the technical requirements. In view of this, the paper chose well-developed private economy in Ningbo for the study. The paper based on extended two-sector model Feder, quantified the spillover effects of Ningbo. Spillover effects will be quantified in Ningbo, our goal is to test out based on infrastructure construction, economic openness, human capital and market competition and other factors affect what the spillover effects. Finally, conclusions drawn on the basis of the study and make relevant policy recommendations.

Key wards: FDI Technology Spillovers Causation Factors Ningbo Private Enterprise

（收稿日期: 2011-11-18 责任编辑: 廖令鹏）