国际经贸探索、i/ 第29.第2M2013~在2月lnternational Economics and Trade Research 异质的所有制结构FDI的技术效率温出和制造业技术创新蒋兰陵(扬州大学商学院，江苏扬州225127)摘要:文章将国有企业、集体企业等四类不同所有制结构类型纳入FDI对制造业技术创新溢出影响的分析框架，考察异质所有制结构的FDI技术效率溢出程度。利用2∞5-2010年30个制造业行业的面板数据，运用差分广义生巨法(GMM)按照企业所有制结构分类检验外商直接投资对行业技术创新的技术溢出效应。结果表明，各类企业自身的生产制造能力提升是制造业技术创新的基础，外资技术溢出对技术创新的影响因企业所有制结构的不同呈现出较大的差异，按销售产值加权的溢出效率对各类所有制企业所在行业的技术创新产生了显著的正面效应，且私营企业的表现最为突出。但是，按从业人员加权的技术溢出结果是国有企业和集体企业是正面积极影响，私营企业和外资企业是负面消极影响，且负面影响最大的是私营企业。关键词:异质性所有制结构;技术创新;技术溢出效应中图分类号F271文献标识码A文章编号∞2-0594(2013) 02-∞34-11 一、问题的提出依靠科技创新推动产业升级是"十二五"期间国民经济和社会发展的一个重要政策导向。产业结构和优化升级、新兴产业的培育都离不开技术创新。在开放经济条件下，创新不可或缺地由学习式创新和自主式创新共同组成，两者相辅相成。学习式创新是合理有效利用外商直接投资的成果。截至2010年年底，中国累计实际使用外商直接投资已经达到万亿美元，已经成为世界上利用外商直接投资最多的国家之一，全球跨国公司对中国的投资已经渗透到国民经济的主要领域，并产生了各种实际的溢出效应。以Caves(1974)、Kokko(1994)为代表的学者较早肯定了正向溢出效应的存在，验证了外商直接投资对东道国技术创新的推动作用这一思想也得到后续一些学者的进一步检验与肯定(Krammer, 2009; Girma et al., 2∞8)。而以Aitken& Harrison (1999)、Konings(2∞1)为代表的文献则持完全否定的看法，认为外商直接技资的流人消除了东道国的创新能力(Saloman& Jin, 2008 ;李晓钟和张小蒂，收稿目期2012-06-20基金项目:国家自然科学基金项目(71103155);扬州大学人文社科基金项目(027792∞4014920)的阶段性研究成果作者简介:蒋兰陵(1978-)，女，江苏扬州人，经济学博士，硕士生导师，扬州大学商学院国际经济与贸易系讲师，研究方向为外商直接投资与产业创新。34
蒋兰陵:异质的所有制结构、FDI的技术效率溢出和制造业技术创新2008;潘申彪等，2009)。这一结论为许多学者提供了更多新的分析思路，增加了诸如企业规模、制度特征等解释变量。本文试图从所有制结构的差异性视角判断外商直接投资的技术溢出对产业技术创新的影响。从现有对所有制结构的实证研究文献观察，所有制结构对外商直接技资的溢出及产业技术创新均存在深远的影响。孙群燕等(2004)、贺灿飞(2006)描述了所有制结构的自身变动程度。例如在效率问题上许多学者的观点相左，如刘小玄(2000)发现私营企业效率最高，国营企业效率最低;但是Shirley& Walsh (2000)认为不能证明国有企业效率低于私有企业，张晨和张宇(2011)发现在垄断行业中国有企业具有较高的技术效率。一些学者进一步细化了研究对象，得到的结论更为客观。丁永健等(2011)认为地区国有工业比重与地区经济增长、对外开放水平等呈负相关关系;吉生保等(2011)的研究表明外资企业在技术效率上占优，民营企业在纯技术效率上占优，国有企业在规模效率上占优。自沈坤荣(1999)开始提出了所有制结构变化影响的研究，不同的所有制结构对进出口贸易及外商直接技资都产生了一定的影响(陈琳等，2009;余宫胜，2010;王华等，2010;赵伟等，2011 )。巳有的文献均肯定了所有制结构带来的差异化影响结果，但是对各个所有制结构影响程度的分析却众说纷纭，各持己见。本文在借鉴前人研究的基础上，试图在以下两个方面进行拓展(1)按照国有、集体、私营与外资这四种所有制结构的分类进行研究，区别于前人的国有与非国有、国有与外资等的归类，切实地观察异质所有制结构的FDI技术效率溢出程度。(2)借鉴OECD及一些学者设立的技术创新能力的评价指标，将FDI的技术效率溢出纳入创新投入来源，建立投入一产出的产业创新函数。二、数据、变量与计量经济模型鉴于指标的连续性与完整性本文采用中国制造业2005-2010年的面板数据进行实证检验，这些制造业行业按照国有工业、集体工业、私营工业和外商投资工业四种所有制类别进行分类。所有数据取自《中国统计年鉴》和《中国工业经济统计年鉴》。借鉴Aitken& Harrison (1999)和Javorcik(2004)的思路，首先建立如下的生产函数模型:IncomeiJ =α。+α，NFAiJ+α2LPiJ+α3FCPiJ+α4FCWOiJ +α5FCWLiJ+α50凡+Ui + 8(1) it 下标i、t分别代表制造业行业和时间，α代表截距项，8是误差项。Income表示的是制造业技术创新的结果，用产成品指标表示，并用《中国统计年鉴》商品零售价格指数调整为1991为基期的不变价格值。NFA指的是固定资产净值(用固定资产投资价格指数平减);LP代表全员劳动生产率，反映行业的现有技术能力FCP代表外资资本占实收资本比重，表示行业技术创新源泉中的来自外商的扩散能力。在测量外商直接投资的技术效率溢出方面现有的文献提出来的方法各有千秋。35
蒋兰陵:异质的所有制结构、FDI的技术效率溢出和制造业技术创新鉴于统计年鉴中指标的有限性，本文在技术效率方面着重强调其竞争效应和人员培训与流动效应。参照Aitken& Harrison (1999)以及Hu& Jefferson (2002)的加权法，分别用两个加权指标表示技术效率的两大效应，即外资资本比重按销售产值加权(以FCWO表示)和外资资本比重按从业人员数加权(以FCWL表示)①。以上这些解释变量均作为技术创新的投入因素，分别表示技术创新所需的生产能力、技术水平和技术扩散能力等。OPEN是产业技术创新的制度因素，技术创新离不开市场体系的健全，市场化程度及市场发展水平对产业创新环境的影响尤为深远。本文用两个指标予以反映，一是城镇固定资产技资(CFA)表示的是计划总投资(或实际需要总投资)50万元及50万元以上的建设项目投资、房地产开发技资、城镇和工矿区私人建房投资，投资的规模与城市化、市场化的建设密切相关。二是出口交货值占工业销售产值比重(EXP) ，所表示的对外开放度也反映了经济运行的外向化程度，对外开放度越高说明市场体系也较完善，这就为技术创新提供了一个较好的孵化器。三、估计结果与实证分析(一)基本估计表1:制造业不同所有制类型行业的变量描述性统计所有制项目Income NFA FCP LP FCWO FCWL CFA EXP 样本数180 180 180 180 180 180 180 180 均值 有国标准差 λ业JL 最小值 。 。最大值 样本数180 180 180 180 180 180 180 180 均值 集体{t 标准差 业最小值 。 。O 。最大值 样本数180 180 180 180 180 180 180 180 均值 私λ营JL 标准差 业最小值 。 。。 O 最大值 样本数180 180 180 180 180 180 180 180 均值 外资{、ti 标准差 业最小值 。 最大值 36
蒋兰陵:异质的所有制结构、FDI的技术效率溢出和制造业技术创新根据前面所有制结构的分类，将国有企业、集体企业、私营企业和外资(含港澳台)企业按照制造业行业进行数据归类，先以"xtset"命令判断是否是面板数据，"panelvar"取值"HY", "timevar"取值为"Year"，结果四种所有制类别的数据均属于平衡的面板数据;接着再以"xtdes"命令得到"n=30，T=6"的结果，从而进一步将所有数据确定为短面板。从表1四种所有制类别行业之间的描述性统计可以看出，除了城镇固定资产一项外，外资企业在均值中是最高的;私营企业在城镇固定资产技资→项中均值最高，产成品一项排名第二，但是技术溢出的两个指标、出口交货值占比的均值却最低;行业固定资产净值、全员劳动生产率的最大值出现在集体企业;国有企业的综合地位均有所下滑。接下来完成OLS回归(结果略)后，分别运用怀特检验和BP检验判断异方差问题，所有检验结果均显示p值等于，从而强烈拒绝同方差的原假设，肯定了异方差的存在。最后对短面板数据进行豪斯曼检验。国有企业和集体企业的面板数据检验结果p值为O.∞∞，应使用固定效应模型;而私营企业和外资企业的面板数据检验结果p值分别为、和，由此再运用LM检验进一步验证，结果表明应该使用随机效应模型。表2:不同所有制类型的短面板固定和随机效应模型结果FE RE 变量国有企业集体企业私营企业外资企业嘟事*事"事.唰 NFA () () () () ’ ，事 FCP () () ( ) () 串串 ’ LP () (0..1232) ( ) () 嘟事 ’ FCWO (2且72)() ( ) () "揄FCWL ( ) () () () ’ ，事 ’ CFA () ( ) () () " , ’ , EXP () ( ) ( ) () '牟梅" cons () () () () R’ (0) 注:上标"川、"*"，，，和"粤.."分别表示在10%、5%和19毛的显著性水平上显著()内是经异方差校正后的Robust标准误差。37
蒋兰陵:异质的所有制结构、FDI的技术效率溢出和制造业技术创新表2可以得到几点结论:首先充分肯定了固定资产净值对制造业各类企业技术创新积极显著的影响体现出创新来源中基本的生产制造能力。与Robust普通回归结果类似的是，城镇固定资产技资对外资企业技术创新的作用超过本土国有企业，表现最为突出;全员劳动生产率的提升是技术创新的动力源泉，且对国有企业技术创新的贡献最大。其次，外商资本每增加1个百分点，不同所有制类别的企业技术创新能力会有不同程度的下降(除集体企业外)，国有企业下降的程度最大。最后，FCWO的溢出效应对其他各类型企业的影响都是积极的外资企业的进人和市场竞争对本土企业的触动是十分明显的。作为以从业人员为权重的外资技术溢出效率指标，FCWL的系数除了对外资企业自身以外，其余都是不显著的，对集体企业的影响更是负面的。真正吸引创新人才的依旧是技术创新实力相对雄厚的国有企业和外资企业，它们之间的人才流动带来了强劲的技术示范、技术传染效应。另外，值得→提的是出口交货值占工业销售产值比重(EXP)的系数符号只有对国有企业和集体企业是正的，私营企业和外资企业都是负值。可能的解释在于在本土的这些企业出口的多为国际品牌代工的中间产品，很多私营企业成为外资企业的受包商，延伸了产品的生产链条。而国有企业与集体企业的出口以最终制成品为主，产品的附加值中当然要体现技术创新。(二)GMM估计的修正技术创新不是一朝一夕瞬时实现突飞猛进的，需要企业量的累积过程，由此在面板模型中解释变量应该涵盖被解释变量的滞后值。同时，内生性问题导致先前的OLS方法和固定效应模型、随机效应模型所得到的统计量不完全一致。Arellano& Bond (1981)提出使用Yi，t-2作为.1Yi，t-1的工具变量，作一阶差分消去个体效应Uio然而差分GMM也会带来诸如弱工具变量等问题，Arellano & Bover (1995)提出水平GMM估计方法，Blundell & Bond (1998)则将差分GMM与水平GMM结合在一起，构建系统GMM估计。同时，基本估计中出口交货值占工业销售产值比重(EXP)与以从业人数为权重的FDI溢出效应(FCWL)在四类所有制类型的统计结果差别显著，而且EXP指标值在制造业不同行业之间的个性差异十分明显(最低为0%，最高可达毛)。所以，为了剥离异性指标值的影响、提高模型的精度，在面板模型中增加虚拟变量D，凡是大于平均值的设为"1"，小于平均值的设为"0"，并以加法和乘法方式观察它的交互作用。面板模型在基于以上的假设下可修正为:Incomei1 =α。+αINFA+α2LPi1+α3FCP+α4FCWOit+αsFCWL+αsCFA+ ititi1 i1 +αJ;XP+α7Dit +αJJ_FCWO+ Ui + 8it (2) iti1 其中，D_FCWO= Dx FCWOit i1 it 1.估计结果。由"Abond"自相关检验和"Sargan"过度识别检验结果可知，系统GMM在总体上优于差分GMM，所使用的工具变量较为合理。制造业各个行业的技术创38
蒋兰陵:异质的所有制结构、FDI的技术效率溢出和制造业技术创新表3.动态面板数据模型的系统GMM估计结果解释变量国有企业集体企业私营企业外资企业" Incomei,t_’ () () () ( ) Incomei.,_2 () () () () Incomei,,_3 () () () () 嘲* D FCWO ( ) ( ) () () '帷 NFA () () () () ’ FCP ( ) () ( ) ( ) ’ , 一 LP () () () () ’ 事"’ .. FCWO () () () ( ) FCWL () () () ( ) " CFA () () () () EXP () () ( ) ( ) " cons () ( ) ( ) ( ) Waldp值 Sargan p值 工具变量(个)32 32 32 32 注:上标"川、u. _"和"..."分别表示在10%、5%和1%的显著性水平上显著()内是经异方差校正后的Robust标准误差。为了解决扰动项自相关问题，外资企业在解释变量中引入被解释变量的三阶滞后。新的确具有延续的动态效应，内生变量的系数估计值与差分GMM接近，但不够显著。与前面普通面板数据分析结果相比，固定资产净值对行业创新能力提升所起到的积极作用是显著、肯定的，而且均是对私营企业创新产出的影响最大。2.技术溢出效率的影响。单纯资本比重考察的结果在四类所有制类型的行业是一致的，外商所占实收资本的比重越大，行业创新能力越小，影响程度最深的恰巧就是外资企业，给人的感觉好似越是外资控制的企业创新能力越低。将来自外商的技术扩散能力按照两个权重指标进一步分类可以看出，按销售产值加权的FDI溢出(FCWO)对各类所有制39
蒋兰陵:异质的所有制结构、FDI的技术效率溢出和制造业技术创新企业所在行业的技术创新产生了显著的正面效应，私营企业的表现最为突出O可能的解释除了溢出强烈的竞争示范效应之外还有一点就是大量外资企业的进入将产业链加工配套的机遇带入到东道国本土企业因而获得了加入外资企业生产网络的机遇，私营企业在经营范围、方式等方面都较灵活，更多地获得低成本多样化的中间品加工机会。这样，外资发包企业通过向受包企业传递必需的技术、工艺流程、管理制度以及技术规范，派遣技术工程人员和管理人员协助供给商进行生产以及对供给商的相关人员进行培训等途径为发包企业提供的技术指导与帮助。同时为了维持加强与外资企业的联系效应、提升自己的配套能力，本土企业也会逐渐强化自主创新的意识和能力。另一方面按从业人员加权的技术溢出(FCWL)在不同类型的企业中反应不一，外资企业受益最深，而对国有企业却产生了负面影响O外资企业对人才的重视程度是有目共睹的，不仅自身有完备的员工培训规划，而且十分注重对本土人才的挖掘。这些优秀的员工通过流动机制转移到本土企业或自己创业，从而提升了企业的技术水平和创新能力。国有企业元论是在规模实力还是员工福利待遇方面都有着其他本士企业不可比拟的优势，但是受FDI带来的人员流动机制影响大量优秀的国有企业人才跳槽选择了待遇更优、发展空间更广的外资企业。D_FCWO变量的引人则将问题迎刃而解，出口交货值占销售产值的比重超过均值的制造业行业按销售产值加权的技术溢出越强，技术创新的负面影响越大，以私营企业的影响最为突出，也最为显著。私营企业与外资企业的联系多是通过产业关联建立通过参与产业链结点的加工装配，完成外资企业的订单任务后或转入国内企业下一生产结点，或出口至指定目的地。这一点可以从中国出口方式以及出口企业类型中进一步得到验证。中国的加工贸易一直是主要的贸易方式，2007年以前一直占据着半壁江山，尽管近几年受金融危机、人民币升值等影响，加工贸易出口占比仍然占45%左右(见图1)0同时，从图中还可以看出，外商投资企业出口所占份额十分高，自2001年以来，50%以上的出口是由外商投资企业完成的。这样的以外资为主体的加工贸易主导型的出口增长并不能真正受益于外资的技术溢出因为作为东道国的中国只是以一般要素如普通劳动力参与加工贸易的利润分配，加工企业从事的大多数是外资企业加工链的边缘性产品生产，得到的收益是凤毛麟角。这一点从加工贸易增值率可以得到体现，自20世纪90年代以来，增值率最高时也没有超过30%②，这足以说明这种贸易方式产生的增长并没有给中国带来外部效应的收益。往往这些加工配套企业的资本积累大多体现在规模的大幅度膨胀上，劳动生产率的提升是为了满足外资企业订单的需求，技术创新、链条的升级层次一般较低级、简单，由此GMM估计结果中全员劳动生产率系数值仅私营企业为负的事实也就不难理解了。所以，如果是以配套加工为主的本土私营企业和外资企业，自身的技术创新自然会受到不同程度的限制，也影响了整个行业的创新能力。40
蒋兰陵:异质的所有制结构、FDI的技术效率溢出和制造业技术创新 →一外商直接投资出口占比 4一加工贸易占比 Œ8 8 8 8 8 ~ 8 8 8 ~ 5 p、N<'、NN机N机C'.IN N N 图1:2000华以来加工贸易出口和外商投资企业出口所占比重单位%资料来源:历年《中国统计年鉴》和中国海关统计。四、结论与启示本研究利用《中国工业经济统计年鉴》中2005-2010年制造业各行业的面板数据，分别运用Robust稳健回归和动态系统GMM方法考察了不同所有制结构的外资技术溢出对技术创新的影响，得出以下结论。(一)产业创新能力的发展离不开各类企业自身生产制造能力的提升购买先进的机器设备、引进国际领先的生产线，从简单的劳动力投入向资本、技术密集型转变，奠定技术创新的根基。以国有工业企业为例，根据《中国科技统计年鉴》的数据统计，2003年整个制造业生产经营用设备原价为亿元，2008年已经快速增至万亿元;其中微电子控制投入所占的比重也从%上升至15%左右。2010年各类规模以上企业的资产性支出达到亿元，其中外商技资企业占%，其次是私营企业，占据%③。因此，一方面制造业各类型企业自身需要加速更新仪器设备，大幅度提升工艺水准和制造能力;另一方面，政府需要进一步为集体企业和私营企业提供融资平台或空间，利用诸如金融租赁、杠杆租赁等有效途径解决企业的资本瓶颈问题，让这些企业充分释放自己的发展潜力。(二)外资技术溢出对技术创新的影晌因企业所有制结构的不同呈现出较大的差异单纯外商资本比重变量对技术创新能力均有不同程度的负面影响。按照销售产值加权后的溢出效率对各类所有制企业所在行业的技术创新产生了显著的正面效应，而且私营企业的表现最为突出。但是，按从业人员加权的技术溢出影响却给国有企业带来了负面消极影响。另外，设定出口交货值占销售产值的比重为虚拟变量后，按销售产值加权的技术溢出效率指标系数也全部为负，又是以私营企业的影响最为突出，也最为显著。通过动态面板的系统GMM分析可知，仅国有企业技术创新产出指标的一阶滞后为负，说明外商直接投资的技术溢出既体现了竞争效应，又摩擦出"挤出"效应。41
蒋兰陵:异质的所有制结构、FDI的技术效率溢出和制造业技术创新国有企业是外资企业在东道国市场最强劲的竞争对手，其原有控制的市场份额足够挑起外资的竞争兴趣。因而，国有企业除了提升自己的创新学习能力之外，更需要加快对外直接投资的步伐提高企业的全球化水平利用国际市场解决企业生产原料、成本控制、市场开发等各类问题。同时，政府也应该及时调整和转变招商引资的各项政策，控制外资的数量，提高引资的质量，各个部门合理利用法律法规保护国有企业及民族品牌。近年来私营企业的规模日渐扩大2010年私营企业单位数占所有规模以上企业的%，工业总产值(当年价格)占总值的%，从业人员年均人数占全部人数的%④。但是，资本、人才、技术以及法规政策等并没有按照这样的比例与私营企业配套，相反在接受、参与到外资企业的生产链后，私营企业的发展"身不由己陷入了代工的怪圈，无暇顾及技术创新。因此，政府应该切实加大力度，有效地从制度、法规等角度扶持私营企业的发展。一是引领具备一定发展实力的企业向新兴产业转型，与外资企业、国有企业等错位竞争，实行差异化发展战略;二是建立健全金融服务和信用担保体系，鼓励地方新型融资渠道和平台，大力发展经营租赁、融资租赁，提高私营企业的融资效率，缩小与国有企业、外资企业的技术差距;兰是加强企业与高校、研究机构等的交流与合作，拓宽企业的招工渠道，解决企业人才深入培养的困难。最后，政府以及相关部门需要深入调研，修订考核企业发展、国家经济增长的一些指标，从重视贸易增长、外资规模、经济增长速度等逐渐转移出来，提高贸易主体、引资对象的发展质量，增加诸如集体企业、联营企业、私营企业等的地区、行业分析指标。(蒋兰陵电子邮箱apple780613@)注释:①FCWO等于外资资本占实收资本的比重乘以销售产值占全部制造业的比重:FCWL等于外资资本占实收资本的比重乘以从业人员数占全部制造业从业人员数的比重。②加工贸易增值率=(加工贸易出口-加工贸易进口)/(加工贸易出口+lm工贸易进口)xl00%o2∞9年其值达到历史最高，为%ο③从2010年开始，{中国科技统计年鉴》没有对规模以上企业或大中型企业按所有制类型分类介绍，故数据统计至2008年。④根据2011年《中国统计年鉴》相关数据计算。参考文献:陈琳，林汪.2009外商直接投资对中国制造业企业的溢出效应:基于企业所有制结构的视角[J].管理世界(9):24-33.陈强2011高级计量经济学及Stata应用[M]北京:高等教育出版社-了永健，刘培阳2011.中国地区工业所有制结构的变动研究→一基于内地31个省市面板数据的实证分析[J]经济问题探索(4):1-6.吉生保，崔新健2011.不同所有制行业技术效率的再审视一一基于PANELVAR模型和超效率方法[J].财经研究42
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蒋兰|凌:异质的所有制结构、FDI的技术效率溢出和制造业技术创新Heterogeneous Ownership Structure, the Technical Efficiency Spillover of FDI and the Technological Innovation of岛fanufacturingJIANG Lan-ling ( Yangzhou University, Suzhou 225127, China ) Abstract: Integrating the four different ownership structures of state-owned enterprises, collective eote甲risesand so 00 into the analytical framework of FDI’ spillover effects 00 technological innovation in manufacturing, this paper examines the extent of spillover of heterogeneous ownership structure. By using the industry panel data from 2005 to 2010 and applying GMM method, it estimates the technical spillover of technological innovation according to the ownership structure classification. The enhanced manufacturing ability of various types of enterprises is proven to be the basis of technological innovation in manufacturing. The spillover effect of technological innovation appe缸sto have a considerable difference because of different heterogeneous ownership structure. The spillover efficiency weighted by the sales value of industry technological innovation of various ownership enterprises is obviously positive, and the performance of private enterprises is the most outstanding. However, the results of the spillover weighted by the employed persons are different. State-owned enterprises and col1ective enterprises are positively affected, while private enterprises and foreign ente甲rises町enegatively affected, with the largest negative effect on private enterprises. Key words: heterogeneous ownership structure; technological innovation; spillover effect (责任编辑朱惊萍责任校对王园林)44
