外商直接投資、技術(shù)外溢與經(jīng)濟增長

外商直接投資、技術(shù)外溢與經(jīng)濟增長外商直接投資、技術(shù)外溢與經(jīng)濟增長 ——對廣東數(shù)據(jù)的實證分析 摘 要：本文運用計量模型，對廣東省1997年到1999年的行業(yè)數(shù)據(jù)和城市數(shù)據(jù)進行實證分析，考察了外商直接投資（FDI）技術(shù)溢出效應(yīng)與經(jīng)濟增長之間的相關(guān)關(guān)系。我們區(qū)分了FDI的技術(shù)外溢效應(yīng)和通過企業(yè)本身較高生產(chǎn)率促進經(jīng)濟增長的效應(yīng)。實證結(jié)果顯示：在廣東省FDI外溢的過程中，示范-模仿效應(yīng)和聯(lián)系效應(yīng)的效果較為顯著，并且形成了一定的聚集效應(yīng)；FDI在行業(yè)中的外溢效應(yīng)小于在地區(qū)內(nèi)的效應(yīng);各城市的經(jīng)濟技術(shù)水平和政策因素強烈地影響著FDI的外溢效果。因此，當前相關(guān)外資政策的制定不應(yīng)該一味強調(diào)引入外資的數(shù)量，重點應(yīng)在于其對國內(nèi)企業(yè)的技術(shù)外溢效應(yīng)。關(guān)鍵詞：外商直接投資 技術(shù)外溢效應(yīng) 經(jīng)濟增長 一、引 言 改革開放以來，中國以其巨大的市場潛力及日益改善的軟硬投資環(huán)境，吸引了大批外商來華直接投資，世界許多著名跨國公司也紛紛來華搶灘登陸。到1999年底，中國實際利用外商直接投資已達2700多億美元，外資企業(yè)36萬家，連續(xù)6年成為全球僅次于美國的第二大外商直接投資（FDI）接受國，外資經(jīng)濟已經(jīng)成為中國經(jīng)濟發(fā)展的一個重要經(jīng)濟增長點。為什么要選擇外商直接投資的方式？相較于對外借款、出口信貸或延期付款等其他的外資利用形式而言，F(xiàn)DI在引資數(shù)量上并無優(yōu)勢，一些FDI廠商甚至在東道國當?shù)鼗I措資金。事實上，我國在20世紀70-80年代利用外資的實踐中，F(xiàn)DI形式所占的比例很低，平均在20％左右。進入90年代以后，F(xiàn)DI則成為利用外資增長勢頭中具有決定意義的主角：其在外資利用中的比例由1990年的33.9%猛增到1998年的77.6%�，F(xiàn)實中我們也不難看到，各省的對外政策都競相向外商直接投資企業(yè)提供各種優(yōu)惠，包括更低的所得稅率和更長的免稅期、進口關(guān)稅減免、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的補貼等。這些優(yōu)惠措施都是合理的嗎？這些政策的理論依據(jù)何在？ 從形式上來說，外商直接投資企業(yè)根據(jù)外資參與程度以及參與方式的不同，一般分為外商獨資企業(yè)、中外合資企業(yè)和中外合作經(jīng)營企業(yè)三種類型。無論是哪一類企業(yè)，F(xiàn)DI從進入時起就展現(xiàn)出其不同于內(nèi)資的特殊性質(zhì)：“FDI是資本、專利及相關(guān)技術(shù)的結(jié)合體，因而其對增長的作用是多方面的，對技術(shù)先進國和發(fā)展中國家的影響大不相同�！保˙alasubramanyam等,1996）FDI帶來了“打包的資本、管理技術(shù)和生產(chǎn)技術(shù)”（Johnson,1972）。也就是說，F(xiàn)DI不僅是指物質(zhì)資本，而且是涵蓋人力資本、技術(shù)知識等多種因素的廣義資本概念。這一定義表明：外資與內(nèi)資存在質(zhì)量差異，國內(nèi)企業(yè)在當?shù)厥褂帽镜睾屯鈦碣Y金的效率比外商低。所以，在現(xiàn)階段的外資利用中，應(yīng)該注重的不是資金的數(shù)額，而是該資金引起的帶動國內(nèi)資金使用效率提高的效應(yīng)。這才是當前我國FDI迅速增長的原因。經(jīng)濟學(xué)研究中用FDI技術(shù)外溢效應(yīng)（Spillover Effect）來說明這一點。有關(guān)FDI技術(shù)外溢效應(yīng)的研究所做的正是將FDI研究的重點由量的因素擴展到質(zhì)的因素，考察FDI對生產(chǎn)率增長的貢獻，解決FDI與東道國長期經(jīng)濟增長的關(guān)系問題。 本文第二部分主要回顧了國內(nèi)外有關(guān)外商直接投資外溢效應(yīng)的研究情況，闡述了FDI技術(shù)外溢的發(fā)生渠道及溢出效果的影響因素，在此基礎(chǔ)上構(gòu)造一個基本計量模型，對經(jīng)濟增長核算方法加以解釋，用于實證檢驗;第三部分是對數(shù)據(jù)的描述;第四、五部分分別就行業(yè)數(shù)據(jù)和城市數(shù)據(jù)進行回歸分析;第六部分給出本文結(jié)論并作簡要評論。 二、FDI的技術(shù)溢出：文獻回顧與模型設(shè)立 新古典增長模型不能解釋決定長期增長的技術(shù)進步是如何產(chǎn)生的，也就不能真正解決一國長期經(jīng)濟增長的問題。80年代新增長理論將外部性納入到經(jīng)濟增長過程之中,隨之有關(guān)FDI通過其外溢效應(yīng)對東道國長期經(jīng)濟增長做出貢獻的實證研究也蓬勃發(fā)展起來。所謂溢出效應(yīng)，是指由于廣義FDI資本內(nèi)含的人力資本、R&D投入等因素通過各種渠道導(dǎo)致技術(shù)的非自愿擴散，促進了當?shù)厣�產(chǎn)率增長，進而對東道國長期增長做出貢獻，而跨國公司（MNE）子公司又無法獲取全部收益的情形。在此意義上，資本將突破新古典理論邊際收益遞減的經(jīng)典假設(shè)，產(chǎn)生不變甚至遞增的收益，從而影響長期增長。事實上，F(xiàn)DI對宏觀經(jīng)濟影響是顯而易見的。FDI向某一區(qū)域的集中往往對當?shù)亟?jīng)濟產(chǎn)生極大影響，如增加當?shù)鼐蜆I(yè)，提高勞動力總體素質(zhì)，優(yōu)化地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進城鎮(zhèn)化水平等等。這些不是簡單的資金投入效應(yīng)，而是生產(chǎn)率提高的結(jié)果。 FDI通過什么渠道實現(xiàn)溢出呢？根據(jù)相關(guān)文獻對FDI外溢效應(yīng)的理論闡述，F(xiàn)DI外溢效應(yīng)可以歸結(jié)為以下四種渠道。第一，示范－模仿效應(yīng)(demonstration-imitation effect），即Kokko(1990)所說的傳染效應(yīng)（contagion effect）。指由于MNE與東道國企業(yè)之間存在技術(shù)差距(technology gap)，東道國企業(yè)可能通過學(xué)習(xí)、模仿其行為提高自身技術(shù)和生產(chǎn)力水平。外資企業(yè)不僅將新設(shè)備、新產(chǎn)品或者新的加工方法引入國內(nèi)市場，還帶來了產(chǎn)品選擇、銷售策略以及管理理念等非物化技術(shù)。在某些情況下，國內(nèi)公司僅僅通過觀察學(xué)習(xí)鄰近的外資公司就可以提高自己的生產(chǎn)率（Findlay,1978；Koizumi 和Kopecky,1977；Das,1987）。第二，競爭效應(yīng)（competition effect）。這一效應(yīng)多發(fā)生于產(chǎn)業(yè)內(nèi)各廠商之間(intra-industry),Das認為這一效應(yīng)取決于市場環(huán)境、MNE子公司與當?shù)貜S商的相互影響。文獻中此類效應(yīng)的作用具有兩面性。有關(guān)正向影響的研究認為，競爭效應(yīng)一方面指MNE子公司與東道國企業(yè)爭奪有限的市場資源，加大了市場競爭，刺激當?shù)貜S商更加有效地使用現(xiàn)有的資源，推動當?shù)丶夹g(shù)效率的提高；另一方面指在本來具有強大行業(yè)壁壘的產(chǎn)業(yè)，由于MNE的強行進入而在一定程度上消除壟斷，社會福利水平得以提高。Caves(1971)、Kokko(1992)都指出了這一溢出渠道。Wang和Blömstrom (1992)構(gòu)建了關(guān)于MNE子公司與當?shù)仄髽I(yè)博弈的基本模型，證明由于溢出促進當?shù)仄髽I(yè)技術(shù)進步，縮小了兩者之間的技術(shù)差距，而MNE為在競爭中維護其技術(shù)比較優(yōu)勢，被迫引進或開發(fā)新技術(shù)，從而導(dǎo)致新一輪的溢出。第三，聯(lián)系效應(yīng)（linkage effect）。聯(lián)系效應(yīng)被視為一種產(chǎn)業(yè)間溢出（inter-industry），包括MNE在與當?shù)仄髽I(yè)或客戶的交往中，與供應(yīng)商等上游企業(yè)發(fā)生后向聯(lián)系以及與銷售商等下游企業(yè)發(fā)生前向聯(lián)系。林毅夫、平新喬、楊大勇(2000) 最近完成的一個案例研究很好地說明了外資的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)。后向聯(lián)系的研究集中于外企與上游當?shù)毓��?yīng)商間的聯(lián)系。相較而言，有關(guān)前向聯(lián)系的研究要少的多。Ariken和Harrison(1991)認為來自前向聯(lián)系的溢出在大多數(shù)行業(yè)都很重要。FDI引進先進技術(shù)設(shè)備對引進國當?shù)赜嘘P(guān)技術(shù)設(shè)備維修業(yè)務(wù)發(fā)展的促進也被認為是前向聯(lián)系的表現(xiàn)之一。第四，培訓(xùn)效應(yīng)（training effect）。發(fā)達國家的經(jīng)驗證實，國外資本所具有的競爭優(yōu)勢是無法脫離其人力資源而完全物化在設(shè)備和技術(shù)上的。因此，跨國公司海外投資項目的有效運轉(zhuǎn)，往往和當?shù)厝肆�資源的開發(fā)結(jié)合在一起。如當?shù)丶夹g(shù)及管理人員和跨國公司總部派遣的專家一起工作；對當?shù)厝藛T進行培訓(xùn)；當?shù)丶夹g(shù)人員參與對技術(shù)、產(chǎn)品和工藝的改進工作甚至研發(fā)活動；高級管理人員了解、參與跨國公司全球網(wǎng)絡(luò)的運作過程。 FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的存在已經(jīng)在理論分析上獲得了較普遍的認同。然而實證分析的結(jié)果卻往往大相徑庭。一些研究得出正溢出或有限正溢出結(jié)果的，如澳大利亞（Caves,1974）、加拿大（Globerman,1979）、墨西哥（Blömstrom and Persson,1983）、烏拉圭（Kokko,1996）；也有一些研究得到無溢出甚至負溢出結(jié)論，如墨西哥（Blömstrom,1986）、摩洛哥（Haddad and Harrison,1993）、委內(nèi)瑞拉（Aitken and Harrison,1999）。那么是什么因素影響了FDI的溢出效應(yīng)呢？ Blömstrom等（1994）發(fā)現(xiàn)，東道國經(jīng)濟發(fā)展水平越高，F(xiàn)DI的影響就越顯著為正。Blömstrom，Globerman和Kokko（1999）認為,競爭程度和當?shù)丶夹g(shù)能力是產(chǎn)生溢出最重要的兩大決定因素。Fredrik Sjöholm（1999）利用赫芬德爾指數(shù)（Herfindahl Index）對印尼FDI的實證結(jié)果表明，在競爭較充分的產(chǎn)業(yè)內(nèi)，溢出效果較為明顯。Dahlman等（1987）對新興工業(yè)化國家的研究發(fā)現(xiàn)，若勞動力在新項目開始前先培訓(xùn)以加強當?shù)仄髽I(yè)的技術(shù)吸收能力，則技術(shù)轉(zhuǎn)移成功的可能性將大大增加。 在各種溢出的影響因素之中，技術(shù)差距與溢出效果的相關(guān)關(guān)系爭議無疑是最大的。Kokko（1994）對墨西哥的研究認為，溢出與技術(shù)差距具有反向相關(guān)性，當本國企業(yè)技術(shù)能力較強，與外資企業(yè)的技術(shù)差距小時，溢出效率高。Imbriani和Reganati（1997）對意大利FDI技術(shù)效率的分析也得到了同樣的結(jié)論。而以趕超策略（catch-up）為代表的另一些研究則認為：技術(shù)差距越大，當?shù)仄髽I(yè)從FDI溢出中獲益越多。為此，F(xiàn)redrik Sjöholm（1999）提出，技術(shù)差距與溢出之間可能存在非線性關(guān)系。顯然，溢出的發(fā)生要求有某種技術(shù)差距。在初級階段，溢出水平的確隨著技術(shù)差距的增加而增加。然而，當差距增大到某一水平以至于當?shù)貜S商無法在現(xiàn)有的經(jīng)驗、教育水平及技術(shù)知識基礎(chǔ)上對國外先進技術(shù)加以吸收時，溢出將與技術(shù)差距的變化背道而馳。Borenztein等（1998）和Blömstrom等（1994）稱這一轉(zhuǎn)折點為發(fā)展門檻（development threshhold），認為東道國應(yīng)具備一定的勞動技術(shù)水平和基礎(chǔ)設(shè)施水平才能跨過門檻，享受FDI帶來的人力資本擴張的益處。何潔（2000）在對中國28個省份的實證研究中，考察了包括經(jīng)濟發(fā)展水平、開放度、當?shù)丶夹g(shù)水平以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在內(nèi)的地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)部因素，結(jié)論是各省引進FDI的綜合效果在很大程度上受當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展特征的影響。王成岐、張建華和安輝（2002）對中國省際數(shù)據(jù)的分析也證實了這一點。 在研究方法上，目前國內(nèi)有關(guān)FDI技術(shù)外溢的實證研究所建立的計量模型都是借鑒Feder（1982）在估計出口對經(jīng)濟增長的作用時的研究思路，區(qū)分國內(nèi)和國外兩個經(jīng)濟部門，并以兩個部門的生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)推導(dǎo)出最終的計量方程。如何潔（2001）、汪立鑫和曹江（2000）、張兆杰（2000）。這一建模方法的優(yōu)點在于較好地突出了外資與內(nèi)資的差異性，闡明了FDI外溢效應(yīng)的原因。其具體形式有兩種：一種以TFP為因變量，F(xiàn)DI為解釋變量之一直接測量技術(shù)外溢系數(shù)，模型中不包括其他資本項，也就不用考慮資本的要素投入貢獻；另一種仍以GDP增長率等傳統(tǒng)增長指標為因變量，而解釋變量選擇總資本K和FDI兩項，將FDI與國內(nèi)資本無差異的純要素投入作用分離，與國內(nèi)資本合并到K的系數(shù)中，則FDI一項的關(guān)注系數(shù)量度的就是純溢出效應(yīng)。 然而，此類模型檢驗中所得到的FDI對GDP的額外貢獻率不僅僅是技術(shù)外溢效應(yīng)，還包括了外資企業(yè)與內(nèi)資企業(yè)的生產(chǎn)率差異。也就是說，外資企業(yè)可能對國內(nèi)企業(yè)并未產(chǎn)生正的技術(shù)外溢，所謂的外資對中國經(jīng)濟增長的正效應(yīng)可能主要是通過外資企業(yè)自身較高的生產(chǎn)率而產(chǎn)生的，直接受益人只有外資企業(yè)本身而已。值得注意的是國內(nèi)已有學(xué)者（姚洋，章奇，2001）對FDI的外溢效應(yīng)與生產(chǎn)率差異效應(yīng)作了區(qū)分。本文也將兩者作出區(qū)別，以便更準確地分析FDI在我國的技術(shù)外溢效應(yīng)。根據(jù)擴展的柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)基本模型，借鑒Miguel D. Ramírez（2000）的研究方法，設(shè)定如下回歸模型： （1）其中， 為內(nèi)資企業(yè)總產(chǎn)出， 為內(nèi)資企業(yè)勞動投入， 為內(nèi)資投入， 為外資投入， 是殘差項，我們假設(shè)它滿足所有的經(jīng)典假定。在下面的計量經(jīng)濟分析中，外商直接投資的溢出系數(shù) 是我們研究的主要對象。如果 >0，而且從統(tǒng)計上看是顯著的，則說明FDI對經(jīng)濟增長有積極的技術(shù)外溢作用；如果 <0，而且從統(tǒng)計上看是顯著的，則說明FDI沒有發(fā)揮新增長理論所預(yù)言的外溢效應(yīng)，相反，還抑制了經(jīng)濟增長。 三、數(shù) 據(jù) 描 述 縱觀近幾年來國內(nèi)關(guān)于FDI影響的經(jīng)濟模型，多為在國家層面上的分省數(shù)據(jù)的研究。由于我國FDI投資具有顯著的區(qū)域不平衡的性質(zhì)，使得許多中西部地區(qū)城市吸收的FDI金額過小，難以發(fā)揮作用。這種巨大的地區(qū)差異無疑會對外溢的結(jié)果產(chǎn)生很大影響。本文力圖將外溢效應(yīng)的實證研究拓展到省的層面，選取FDI較密集的廣東省為研究對象，以排除“發(fā)展門檻效應(yīng)”的影響；同時將研究細化到省內(nèi)不同行業(yè)和各個城市的具體數(shù)據(jù)，以研究在這一層面，F(xiàn)DI對于經(jīng)濟增長的影響會呈現(xiàn)出怎樣的特征。 廣東省利用外商直接投資實際上從1992年才開始有真正大的進展，目前可資利用的時間序列數(shù)據(jù)較少，而歷年數(shù)據(jù)的統(tǒng)計口徑又往往并不一致。如1997年以前，在統(tǒng)計“工業(yè)總產(chǎn)值”時，一般統(tǒng)計“獨立核算工業(yè)企業(yè)主要指標”，1998年按企業(yè)的銷售收入來劃分，一般統(tǒng)計“全部國有及規(guī)模以上非國有”（指全部國有工業(yè)企業(yè)及年銷售收入在500萬元以上的工業(yè)企業(yè)）。因此，在本文分析中，選取宏觀經(jīng)濟大環(huán)境相似的三年（1997年到1999年）為數(shù)據(jù)取用區(qū)間，數(shù)據(jù)來源是1998－2000年廣東省統(tǒng)計局出版的《廣東統(tǒng)計年鑒》以及從廣東省外經(jīng)委所獲的一些補充數(shù)據(jù)。 本文選擇工業(yè)經(jīng)濟作為分析的對象。一方面，根據(jù)廣東省歷年外商直接投資的產(chǎn)業(yè)分布情況，盡管近年來在第三產(chǎn)業(yè)方面的比重有一定增長，但重點仍在工業(yè)，因此，選擇工業(yè)類來考察廣東省外商直接投資技術(shù)外溢效應(yīng)的總體狀況有較高的可信度。另一方面，也是更為重要的一點，是考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性、連續(xù)性和完整性。工業(yè)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)是中國所有行業(yè)中最為完整的，其他行業(yè)的數(shù)據(jù)，要么沒有統(tǒng)計，要么不連續(xù)，實際上是無法進行計量經(jīng)濟分析的。整個工業(yè)的產(chǎn)出用“工業(yè)總產(chǎn)值”來代表。外資企業(yè)的產(chǎn)出用“港澳臺投資經(jīng)濟”和“外商投資經(jīng)濟”的工業(yè)總產(chǎn)值之和來代表。內(nèi)資企業(yè)的產(chǎn)出則為兩者的差值。同理，其他有關(guān)內(nèi)資企業(yè)的變量亦由全部工業(yè)企業(yè)該變量的數(shù)值與三資企業(yè)數(shù)值之差代表。 對于資本存量，由于我國長期以來采用與西方國家不同的國民經(jīng)濟核算體系，因而很難找到西方經(jīng)濟意義上的資本存量。在以往的實證中，往往采用“固定資產(chǎn)凈值年平均余額”加上“流動資產(chǎn)年平均余額”來代表資本存量。然而這一資本變量忽略了除固定資產(chǎn)和流動資產(chǎn)之外的其他資產(chǎn)形式，尤其是企業(yè)的無形資產(chǎn)。而此類資產(chǎn)正是內(nèi)資與外資質(zhì)量差異的關(guān)鍵所在，特定的生產(chǎn)技術(shù)總是存在于上述某種資產(chǎn)中并通過各種資產(chǎn)的共同運作發(fā)揮出來。另一方面，一些合資企業(yè)的外方投資甚至采取以專利權(quán)等無形資產(chǎn)作價入股的形式。因此，本文擬采用1997年后開始統(tǒng)計的“年末資產(chǎn)總計”計量企業(yè)資本投入，以求更準確地描述內(nèi)資與外資間的差異性，以及由此產(chǎn)生的外溢效果。該值指企業(yè)擁有或控制的全部資產(chǎn)，包括流動資產(chǎn)、長期投資、固定資產(chǎn)、無形及遞延資產(chǎn)、其他長期資產(chǎn)等（《1998廣東統(tǒng)計年鑒》）。 勞動投入用每年的“職工平均人數(shù)”來衡量。在《廣東統(tǒng)計年鑒》中，公布了各市分行業(yè)的從業(yè)人數(shù)，而沒有單獨公布工業(yè)的從業(yè)人數(shù)。本文按照工業(yè)的定義，將其中的“采掘業(yè)”、“制造業(yè)”和“電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)”三者之和作為工業(yè)從業(yè)人數(shù)。將“外商投資經(jīng)濟單位”和“港澳臺經(jīng)濟單位”從業(yè)人員數(shù)之和來近似代替外資工業(yè)企業(yè)從業(yè)人員。 四、行業(yè)數(shù)據(jù)計量檢驗及結(jié)果分析 （一）行業(yè)的總體外溢效應(yīng) 在本節(jié)，我們首先將1997年到1999年廣東省工業(yè)類（采掘業(yè)、制造業(yè)、電力自來水煤氣生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)）全部39個行業(yè)的各個行業(yè)的數(shù)據(jù)視為一個整體，研究總的FDI外溢效應(yīng)；接著，根據(jù)不同的溢出渠道選擇相關(guān)變量將39個行業(yè)劃歸各個獨立的次級樣本組，具體分析FDI的外溢渠道。這里需要說明的是，模型因變量取工業(yè)增加值，而不是工業(yè)總產(chǎn)值。因為實證所用的是分行業(yè)橫截面數(shù)據(jù)，而行業(yè)總產(chǎn)值可能因行業(yè)處于產(chǎn)業(yè)鏈的不同位置而產(chǎn)生較大差異，如：最終產(chǎn)品生產(chǎn)部門的產(chǎn)值一般高于用于生產(chǎn)此最終產(chǎn)品的中間產(chǎn)品的生產(chǎn)部門的產(chǎn)值。以增加值為因變量則無此偏差。相較于總產(chǎn)值，增加值更能體現(xiàn)生產(chǎn)率變化的增長效應(yīng)。 （4-1） 0.153 0.705 0.131 (2.568)*** (10.89)***(1.694) * ＝0.897， ＝0.894， ＝1.913， ＝296.665 （4-2） 0.218 0.680 0.081 (2.953)*** (11.329)*** (1.165) ＝0.829， ＝0.824， ＝2.043， ＝164.893 其中，方程式下方第一行數(shù)字表示相關(guān)系數(shù)；括號內(nèi)的數(shù)字表示系數(shù)的t檢驗值；***，**，*分別表示置信度為99%，95%和90%； ， 分別是F-統(tǒng)計量和Durbin-Watson統(tǒng)計量； 和 分別是模型的相關(guān)度和修正過的相關(guān)度。 （4-1）式以包括內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)在內(nèi)的整個工業(yè)部門為研究對象，取各行業(yè)工業(yè)增加值為因變量，各行業(yè)企業(yè)總資產(chǎn)為資產(chǎn)投入，各行業(yè)企業(yè)職工年平均人數(shù)為勞動力投入，各行業(yè)外資企業(yè)總資產(chǎn)為FDI投資變量�？梢钥吹剑�（4-1）式所得 的相關(guān)系數(shù)為0.131，t檢驗值為1.694，與 呈顯著的正相關(guān)性。然而，正如我們已討論過的，這可能是由于這一相關(guān)系數(shù)包含了兩部分效應(yīng)：外資企業(yè)對國內(nèi)企業(yè)產(chǎn)生外部性引致的技術(shù)外溢效應(yīng)，以及由于外資企業(yè)比國內(nèi)企業(yè)擁有更高的生產(chǎn)率而產(chǎn)生的對工業(yè)總產(chǎn)值的貢獻率。當我們單純以內(nèi)資企業(yè)為研究對象，排除生產(chǎn)率差異引起的偏差后，（4-2）式得到的溢出系數(shù)僅為0.081，t值也由1.694降至1.165， 與 呈不顯著的正相關(guān)性�？梢�，（4-1）式高估了FDI的技術(shù)外溢水平，方程（4-2）是對FDI技術(shù)外溢的一種更恰當?shù)拿枋觥?雖然我們從總體數(shù)據(jù)回歸中得到了正溢出系數(shù)，但所得結(jié)果的t值偏低，僅接近0.1的顯著性水平。為了對所得的總體效應(yīng)有更深入的了解，我們在以下將根據(jù)外溢機制對樣本進行更細致地分類，考察外溢的各個發(fā)生機制，從而得到進一步的結(jié)論，說明外溢主要是通過那種渠道產(chǎn)生的。 （二）FDI的技術(shù)差距效應(yīng)與競爭效應(yīng) 表1是對不同外溢渠道的研究結(jié)果，回歸模型仍沿用方程（4-2）。 一般而言，技術(shù)水平可以采用勞動生產(chǎn)率或是人均資本占有量代表。我們分別以這兩種技術(shù)指標為劃分標準進行分組回歸。表1中（1.1）和(1.2) 代表了以外企勞動生產(chǎn)率/內(nèi)企勞動生產(chǎn)率分別為較高和較低的分組回歸結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)，在技術(shù)差距大的一組，F(xiàn)DI的溢出系數(shù)為0.212，置信度達到98％，有顯著的正溢出；而在技術(shù)差距小的一組，溢出系數(shù)的t值并不顯著。這與我們的假設(shè)相符，證明在外資企業(yè)與內(nèi)資企業(yè)技術(shù)差距較大的情況下，內(nèi)資企業(yè)技術(shù)模仿的潛力越大，收益越高，F(xiàn)DI的外溢效果越明顯。然而，當我們以人均裝備率之比（即外資企業(yè)人均固定資產(chǎn)年均凈值/內(nèi)資企業(yè)人均固定資產(chǎn)年均凈值）為指標分組時，回歸結(jié)果參見(1.3)和(1.4)，雖然得到了與前一組回歸符號一致的溢出系數(shù)，但t值很小，無法滿足統(tǒng)計要求。這可能是由于以固定資產(chǎn)人均占有率為技術(shù)指標時，由于外資企業(yè)與國內(nèi)企業(yè)在折舊率等固定資產(chǎn)財務(wù)處理上的差別，使得技術(shù)差距的衡量產(chǎn)生偏差。 (1.5)和(1.6)是我們以外資企業(yè)在某行業(yè)的銷售比率（即外資企業(yè)在某行業(yè)的銷售收入/全省該行業(yè)的總銷售收入）為競爭程度指標進行分組回歸的結(jié)果。外資企業(yè)的銷售比率越高，表明外商投資在該行業(yè)的競爭力越強，對該行業(yè)整體競爭力的提高有積極作用。當該值大于1時，表明外資企業(yè)在該行業(yè)的競爭力大于其他類型的企業(yè)，即外資企業(yè)在該行業(yè)具有競爭優(yōu)勢。計算中我們發(fā)現(xiàn)，在有外資企業(yè)進入的36個工業(yè)行業(yè)中，外資企業(yè)銷售比率超過50％的占一半。結(jié)合外商投資專門化指數(shù)的分析表明，外資企業(yè)進入的主要是其有競爭優(yōu)勢的行業(yè)。 我們可以看到，（1.5）和（1.6）的實證結(jié)果并不理想。分類后兩組的外溢系數(shù)t值都很小，外溢效應(yīng)無論在競爭性強或是競爭性弱的情況下都不顯著。這可能是由于正負兩方面的效應(yīng)相互抵消的緣故。為此，我們將競爭力指標與外資的乘積的交叉變量作為自變量之一加入方程（1），得到回歸（1.7）和（1.8）。FDI與競爭力指標的交叉變量在缺少FDI項的（3.3）式中表現(xiàn)為顯著正值，說明競爭效應(yīng)對溢出的促進作用。然而當我們同時加入外資變量時，交叉變量的系數(shù)不再顯著�？梢姡�競爭效應(yīng)對FDI外溢的作用方向仍有疑問，需要更細致的數(shù)據(jù)進行進一步的分析。 （三）FDI的聯(lián)系效應(yīng)與行業(yè)聚集效應(yīng) FDI產(chǎn)生的產(chǎn)業(yè)聯(lián)系效應(yīng)可以用外資項目產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)系數(shù)的高低來衡量。一般來說，外資項目產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)系數(shù)越高（尤其是后向關(guān)聯(lián)效果越明顯），同國內(nèi)企業(yè)建立供應(yīng)關(guān)系的可能性就越大，聯(lián)系效應(yīng)也就越明顯。而另一方面，凡是產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)系數(shù)高的項目，其資本和技術(shù)的密集度也高；同時，由比較優(yōu)勢和競爭優(yōu)勢等因素決定，這些產(chǎn)業(yè)卷入國際分工，從事跨國經(jīng)營的程度也越高。因此，大力引進此類高關(guān)聯(lián)度項目，對一國加速技術(shù)進步和工業(yè)化進程意義重大。當今世界以汽車、微電子（計算機）、生物工程和航天工業(yè)等為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，這些產(chǎn)業(yè)的關(guān)聯(lián)系數(shù)都很高，分別達到10.1、11.5、9.0和8.5（房漢廷，1996），而且國際化程度也很高。 本文所采用的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)性指標是根據(jù)1997年全國投入產(chǎn)出表計算的30個經(jīng)濟行業(yè)的影響力系數(shù)和感應(yīng)度系數(shù)。其中，影響力系數(shù)指i行業(yè)每增加一個單位的最終使用，對為i行業(yè)提供投入的其他行業(yè)所產(chǎn)生的生產(chǎn)需求波及程度，在這里用來作為分析行業(yè)間后向聯(lián)系程度的指標；感應(yīng)度系數(shù)為其他行業(yè)均增加一個單位i行業(yè)的最終使用時，i行業(yè)為其他行業(yè)的生產(chǎn)提供的產(chǎn)出量，在這里用來作為分析行業(yè)間前向聯(lián)系程度的指標。當i行業(yè)影響力系數(shù)>1時，表示i行業(yè)的生產(chǎn)對其他行業(yè)所產(chǎn)生的波及影響程度超過社會平均影響水平，則該行業(yè)的后向聯(lián)系性較強；反之，則較弱。同理，當i行業(yè)感應(yīng)度系數(shù)>1時，表示i行業(yè)所受到的感應(yīng)程度高于社會平均感應(yīng)度水平，則該行業(yè)的前向聯(lián)系性較強；反之，則較弱。 表2的結(jié)果證實，在產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)系數(shù)強的產(chǎn)業(yè)內(nèi)，外資的外溢效應(yīng)顯著；反之，外溢不明顯。同時，后向聯(lián)系效應(yīng)（以影響力系數(shù)為代表）比前向聯(lián)系效應(yīng)（以感應(yīng)度為代表）對溢出的作用更重要。 FDI在城市帶或在某行業(yè)的聚集現(xiàn)象是顯而易見的，F(xiàn)DI存量越大的行業(yè)和地區(qū)，每年新增加的FDI投資額也越高。據(jù)調(diào)查，東莞市1999到2000年新引進的外資項目中，有六成以上的項目是通過以商引商進來的。也就是現(xiàn)有外商投資企業(yè)發(fā)揮其示范帶動作用，將其母公司、子公司、協(xié)辦公司引進東莞。例如雀巢咖啡公司引入的速凍點心、美極醬油項目，都是以商引商的例證。 我們不難看出，F(xiàn)DI的產(chǎn)業(yè)聚集的向心力大大促進了產(chǎn)業(yè)聚集的形成及其外部效應(yīng)的實現(xiàn)。聚集加劇了企業(yè)間的競爭，也加強了企業(yè)與企業(yè)之間的合作。而這一氛圍造就了溢出效應(yīng)所需的良好的外部環(huán)境條件。從某種程度上講，當聚集規(guī)模達到一定程度時，聚集區(qū)域?qū)⑿纬梢环N良性循環(huán)的“產(chǎn)業(yè)生態(tài)鏈”和“經(jīng)濟生態(tài)圈”，使其中的外資和內(nèi)資企業(yè)都能從中受益。 為說明這一點，我們用行業(yè)三資企業(yè)總資產(chǎn)占所有三資企業(yè)總資產(chǎn)的比重代表FDI在行業(yè)的聚集程度，將行業(yè)數(shù)據(jù)按聚集度高低分組進行計量檢驗。（2.5）和（2.6）式中的回歸結(jié)果表明，在FDI聚集程度高的一組，F(xiàn)DI外溢效應(yīng)為顯著正值；而在聚集不明顯的一組，F(xiàn)DI外溢系數(shù)及其顯著性都大大降低。這一結(jié)論在一定程度上驗證了上述聚集效應(yīng)的分析。然而這一結(jié)果也有可能歸咎于FDI偏好投向生產(chǎn)率較高的行業(yè)，而此類行業(yè)的潛在溢出效應(yīng)可能比其他低技術(shù)水平的行業(yè)大。進一步的分析有待于更為詳細的數(shù)據(jù)支持。 五、城市數(shù)據(jù)計量檢驗及結(jié)果分析 （一）總體回歸分析

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美國是世界上信用經(jīng)濟最為發(fā)達的國家，其信用體系經(jīng)過近百年來的發(fā)展，特別是近三、四十年的發(fā)展，已趨于完善。完善的信用體系和不斷擴大的信用交易規(guī)模，已經(jīng)成為美國經(jīng)濟發(fā)展的重要驅(qū)動力量。在一定程度上，美國經(jīng)濟已經(jīng)成為“信用經(jīng)濟（Credit &n....

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　　在市場經(jīng)濟中，征信服務(wù)的范圍比較廣，在以征信產(chǎn)品生產(chǎn)為主的服務(wù)中主要有兩類：一類是企業(yè)征信服務(wù)，即提供關(guān)于企業(yè)信用調(diào)查的服務(wù)；另一類是消費者征....

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　　美國國會1999年底通過了《金融服務(wù)現(xiàn)代化法案》。2000年初，中國國內(nèi)一些人士包括一些較高級別的領(lǐng)導(dǎo)干部，曾積極呼吁中國的金融機構(gòu)應(yīng)混業(yè)經(jīng)營，針對此，本人2000年4月、7月和8月間分別在《中國證券報》、《人民日報》和《財經(jīng)》雜志幾次撰文....

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　　一、循環(huán)經(jīng)濟的內(nèi)涵及其產(chǎn)生背景&nb....

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　　中國1980年恢復(fù)辦理國內(nèi)保險業(yè)務(wù)以來，隨著經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展和人民生活水平的穩(wěn)步提高，保險業(yè)飛速發(fā)展：1980年以來，中國保險業(yè)務(wù)以年均34％的速度增長，2001年全年保費總收入達2112.28億元，保險深度（保費收入占G....

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　　從上世紀30年代的大蕭條之后直到80年代初期，美國的商業(yè)銀行數(shù)量相當穩(wěn)定地徘徊在13000到15000家之間（米什金，1996）。但是從80年代開始，商業(yè)銀行的數(shù)量持續(xù)穩(wěn)定地下降。在1980年到1998年間，商業(yè)銀行數(shù)量從14....