吕 刚：外资未能促进中国内生技术能力的培育
http://www.packltd.cn 时间:2010年2月1日 关注数:729 次 |
摘要：外资的技术溢出效应很不明显，未能对中国内生技术能力的培育起到促进作用。从这个角度看，中国“以市场换技术”的战略在提高内生技术能力方面的效果并不明显，利用外资并非培育内生技术能力的有效途径。鉴于内生技术能力是以本地企业为载体，未来中国科技政策应重点鼓励本地企业自主研发
过去二十多年
来，外商直接投资在工业产值、出口、就业、税收、产业结构升级方面都对中国经济的发展做出了巨大的贡献，但是，关于外资与中国内生技术能力培育之间的关
系，即外资是否有技术溢出效应的问题，学术界则一直存在比较大的争论，基于企业调查问卷的实证研究也未能得出一致结论。本文试图从计量分析和统计分析两个
角度来考察这一问题。
一、问题的定义
根据国外已有的
理论研究，跨国投资对东道国技术进步的积极作用主要体现在两个方面，即技术转让和技术溢出（又称技术扩散）。跨国公司对其在华子公司的技术转让，使中国制
造业的技术水平在较短时间内获得了大幅度的提升，但一般认为外资控股企业的技术能力不应算作东道国的内生技术能力，况且外资企业从母公司获得的大多是体现
在产品或生产设备中的技术，而非开发、设计和生产这些产品的技术能力。据此，本项研究只将本地企业的技术能力算作中国的内生技术能力。
技术溢出属于跨
国投资的外部效应，主要通过四个渠道增强本地企业的技术能力。一是后向和前向联系，即外资企业与东道国本地的供应商和客户之间的联系，例如前者为后者设立
更高的技术标准、提供产品质量控制的经验。二是人力资本流动，即外资企业培养出的高素质人才流动到本地企业中。三是竞争效应，即外资企业加剧了东道国的市
场竞争，促使本地企业提高生产效率，加快应用新技术、发展新产品。四是示范效应，即外资企业的先进的管理模式或新产品为本地企业提供了模仿的对象。
不过，跨国投资也可能对本地企业技术能力的培育造成负面影响，一是可能造成本地企业过度依赖引进现成技术，失去自主研发的动力，二是外资企业可能凭借品牌、技术、资本等优势，在东道国市场获得垄断地位，从而抑制本地企业的研发活动。
二、对外资技术溢出效应的计量分析
不少国外学者通
过计量模型对跨国投资与东道国内生技术能力的关系进行了研究，典型的方法是在生产函数的框架下分析外资在行业经济中所占比重与本地企业的劳动生产率之间是
否存在相关性。不过，研究的结论并不一致。有的学者发现外资对东道国本地制造业企业的劳动生产率有显著的正面影响，并据此认为技术溢出确实存在。同时，也
有一些学者发现外资并未明显提高本地企业劳动生产率的增长率，从而认为技术溢出未必会在所有行业发生，它还取决于本地企业原有的技术能力和东道国市场的规
模。
国内已有的对外资技术溢出效应的实证研究主要采取了企业问卷调查的方式，时间较近的主要包括江小涓 （2002
年）对北京、上海、深圳、苏州127家三资企业的调查，以及王春法（2003年）对北京、上海、苏州、东莞近400家三资企业的调查。在跨国公司是否把较
先进的技术转让给了三资企业的问题上，两项研究都得出了肯定的结论，但在技术溢出问题上，结论则存在矛盾。江小涓的调查显示有58%的样本企业拥有本地供
应商，而这其中又有69%的企业通过提供技术支持、设立技术标准、参股、合作投资等方式对其本地供应商施加了影响。这一结论支持了FDI具有后向联系效应
的观点。另一方面，在王春法的调查中，有一半以上的外资企业认为自己对中国技术进步和中国自主创新能力的贡献一般，认为贡献很大的只有20%左右，超过
75%的样本企业与本地企业没有技术上的联系，超过2／3的样本企业从未且并不准备向本地企业提供技术支持。
为了考察外资对中国内生技术能力的实际影响，本文以Kokko（1994年）建立的横截面回归模型为基础，结合中国制造业外资企业和本地企业的数据进行了回归分析。
表1 回归结果
注：括号中显示了t统计量的绝对值
（一）模型的方程、变量及假设
模型的方程如下：
VAL=β0+β1K/L+β2LQ+β3FOR+β4PGAP+β5FOR×PGAP
其中，
VAL（本地企业的劳动生产率，代表本地企业的技术能力）
=2003年某行业本地企业的人均增加值
=（某行业国有及规模以上非国有工业企业工业增加值总额 -该行业三资工业企业工业增加值总额）／（该行业国有及规模以上非国有工业企业就业总人数-该行业三资工业企业就业总人数）
K／L（本地企业的资本劳动比例）
＝2003年某行业本地企业的人均资产
＝（某行业国有及规模以上非国有工业企业资产总额-该行业三资工业企业资产总额）／（该行业国有及规模以上非国有工业企业就业总人数-该行业三资工业企业就业总人数）
Wage（全部企业的平均工资）
＝2003年某行业全部企业的平均工资
FOR（FDI在行业经济中的比重）
＝2003年某行业的就业总人数中三资企业所占比重
LQ（劳动者素质）
＝回归方程（Wage=a+b×FOR+c）的截距与误差项之和a+c（由于外资一般会拉高行业平均工资水平，因此需要先用变量 Wage对FOR作回归，然后以回归方程的截距与误差项之和作为变量LQ，用来代表劳动者素质，从而避免两个自变量Wage和FOR之间的相关性问题）
PGAP（本地企业与外资企业的技术差距）
=2003年某行业三资企业人均增加值与本地企业人均增加值的比例
FOR×PGAP代表变量FOR和PGAP的乘积，用于考察二者的共同作用对因变量的影响
模型的主要假设是：如果外资占行业经济的比重（用变量FOR代表）对本地企业的劳动生产率（用变量VAL代表）有显著的正面影响，则说明外资提高了本地企业的技术能力，确实发生了技术溢出。
基于外资在行业
经济中要达到一定比重才可能产生溢出效应的假设，煤矿开采业、石油及天然气开采业、黑色金属矿采选业、有色金属矿采选业、非金属矿采选业、石油加工及炼焦
业、黑色金属冶炼及压延加工业、烟草制品业、电力热力的生产和供应业、燃气生产和供应业、水的生产和供应业这11个部门被从样本中剔除。
虽然中外合资企业也包括了中方控股的企业，中外合作企业中也包括了中方掌握控制权的企业，但由于无法获得更细分类的数据，作者在采集样本时将三资企业全部看作外资企业，将剩下的企业全部算作本地企业。
（二）回归结果
表l显示了回归分析的结果。方程1显示，在5%的显著水平上，本地企业的资本劳动比例K／L和劳动者素质LQ均对本地企业的劳动生产率VAL有正面的影响。但是，FDI在行业经济中的比重FOR对VAL则并无显著影响，说明并没有发生明显的技术溢出。
方程2中加入了本地企业与外资企业的技术差距 PGAP这一变量，但FDI在行业经济中的比重FOR对 VAL依然没有显著影响，本地企业与外资企业的技术差距PGAP对VAL的影响也同样不显著。与方程l相比，方程2的拟合优度还有所下降。
方程3加入了变量FOR×PGAP，但对其他变量影响很小，新变量FOR×PGAP自身对VAL也没有显著影响。
由于在计算变量K／L
时用资产来代表资本可能不够准确，作者还尝试了用固定资产来代表资本，新变量被表示为K／L_new。不过，从方程4～6可以看出，这一方法并没有对回归
结果产生实质性影响：在5%的显著水平上，本地企业的资本劳动比例K／L_new和劳动者素质LQ均对本地企业的劳动生产率VAL有正面的影响，但是
FDI在行业经济中的比重FOR、本地企业与外资企业的技术差距PGAP、以及变量FOR×PGAP这三个变量对VAL均无显著影响。
总结起来，回归分析的结果未能证明外资在行业经济中的比重与本地企业的劳动生产率之间存在显著的正相关关系，也就是说，外资在中国并没有明显的技术溢出。
表2 专利权和技术许可支出（国际收支平衡表）（单位：百万美元）
|
|
中国
|
德国
|
日本
|
韩国
|
美国
|
|
1997年
|
543
|
5734
|
9620
|
2414
|
9161
|
|
1998年
|
420
|
5648
|
8947
|
2369
|
11235
|
|
1999年
|
792
|
5140
|
9855
|
2661
|
13107
|
|
2000年
|
1281
|
5673
|
11007
|
3221
|
16468
|
|
2001年
|
1938
|
5507
|
11099
|
3053
|
16538
|
|
2002年
|
3114
|
5152
|
11021
|
3002
|
19235
|
|
2003年
|
3548
|
5242
|
11003
|
3597
|
20049
|
资料来源：《世界发展指标》（2005年4月），世界银行
表3 三资企业在中国实际利用外资额中所占比重（%）
（1999-2004年）
|
|
1999
|
2000
|
2001
|
2002
|
2003
|
2004
|
|
中外合资企业
|
39.3
|
35.2
|
33.6
|
28.4
|
28.8
|
25.6
|
|
中外合作企业
|
20.4
|
16.2
|
13.3
|
9.6
|
7.2
|
4.9
|
|
外商独资企业
|
38.6
|
47.3
|
50.9
|
60.2
|
62.4
|
62.8
|
江小涓（2002
年）也曾对FDI在中国的外部效应进行过回归分析。她采用的方法是直接考察36个制造业部门在1991～2000年期间的年均增长速度与外资企业在行业工
业增加值中所占比重的相关性。在剔除了石油及天然气开采业、木材及竹材采运业、烟草加工业、电力热力的生产和供应业、燃气生产和供应业、水的生产和供应业
这六个对外资开放程度较低的部门后，江小涓得到的相关系数为0.0285，说明二者仅微弱相关，外资比重的高低对行业增长速度的影响并不显著。
三、对外资技术溢出效应的统计分析
通过对统计数据的分析，可以找到外资技术溢出效应不显著的原因。
首先，跨国公司
大多倾向于只向子公司转让技术，主动防止技术溢出以保持自身技术优势。外商直接投资为中国经济的发展带来了现代科学技术，但这种国际技术转移在很大程度上
被内部化了，即大部分国际技术转让都发生在跨国公司及其在华子公司之间，本地企业从跨国公司获得的技术转让比较有限。如表2所示，2003年
中国企业的专利权和技术许可支出已从1997年的5.4亿美元大幅增长到35亿美元，几乎与韩国的水平相当，但据商务部统计，在2002年签订的6072
个技术引进合同中，57%都是外资企业签订的，若按合同金额计算，外资所占比重更高达78%，本地企业所占比重仅为22%。
跨国公司不愿向本地企业转让技术，正是为了使后向联系内部化，防止非自愿的技术溢出，以保持自己在技术上的优势。一般来说，转让的技术越先进，外商就越倾向于采取控股合资企业或独资企业的方式。中国加入WTO
后外资企业的独资化浪潮就清楚地表明了这一规律。在中国扩大市场准入、在许多行业放松对外资股权比例的限制后，新建外商独资企业的数量快速增长，且增速明
显高于中外合资企业和中外合作企业。2004年，新建外商独资企业占中国当年实际利用外资总额的比重已从1999年的
38.6%提高到62.8%（参见表3）。此外，原来占少数股权的外方合作伙伴通过收购中方合作伙伴股权实现控股或转为独资企业的例子也明显增多。
其次，本地企业过度依赖引进现成技术，消化吸收投入严重不足，妨碍了技术示范效应的发生。虽然没有本地企业的单独数据，但即使将三资企业包括在内，中国大中型工业企业在1997年到2003年用于消化吸收引进技术的费用平均也只相当于技术引进费用的8%。虽然这一比例在2004年上升到15.2%，但同发达国家相比仍有很大差距。以日本、韩国为例，这两个国家用于消化吸收引进技术的费用平均为技术引进费用的7倍（参见表4）。
表4 中国大中型工业企业用于消化吸收引进技术的费用与技术引进费用之比（1997-2004年）
|
年份
|
1997
|
1998
|
1999
|
2000
|
2001
|
2002
|
2003
|
2004
|
|
比例（%）
|
5.7
|
6.8
|
8.7
|
7.4
|
6.9
|
6.9
|
6.7
|
15.2
|
资料来源：作者根据《中国统计年鉴》（1998-2005年）数据计算
消化吸收投入不足的另一个表现，就是企业研发活动中改良成分多，创新成分少，基本还停留在比较低的模仿层次。虽然缺乏本地企业的单独数据，但从总体看，2004年中国专利申请授权总量中74%都是实用新型和外观设计，发明仅占26%。而且，发明的大部分还是由国外主体申请的，国内主体申请的只占37%。
第三，外资企业
进出口依存度高，与国内经济的联系不够紧密，妨碍了前后向联系和竞争效应的发生。外资的大量流入使中国成为了全球重要的加工组装基地，但在华外资企业大多
位于跨国公司全球生产链的低端，主要从事低附加值的劳动密集型生产，高度依赖进口的机器设备和零部件，并将成品销往海外。这种进口和出口依存度双高的特征
使得外资企业与国内经济的联系相对松散，妨碍了技术溢出效应的发生。1999年以来，外商投资企业的出口依存度和进口依存度均在40%以上，且呈逐步上升趋势，到2003年已分别达到46%和44%。在外商投资集中的部门，外资企业的贸易依存度还要更高。以电子和通讯设备制造业为例，2003年外资企业的出口依存度就高达77%。
第四，外资企业的吸引力强于本地企业，FDI的人力资本流动效应不明显。以苏州为例，据苏州市政府研究室在2004年组织的一次问卷调查，在华外资企业的研发队伍较为稳定，人员流动性低，即使有少量研发人员被高薪聘走，大都仍进入其他外资企业工作，很少有加盟本地企业的。
第五，外资企业在某些行业形成垄断，抑制了本地企业的创新活动。根据国家工商总局在2004
年发布的一份报告，外商投资企业在中国的不少行业已经形成了垄断或寡头垄断。例如，在软包装行业，本地企业所占的市场份额不足5%，而在感光材料行
业，85%的市场份额已被外资企业占据。外资企业的垄断使本地企业被迫退出市场，原有的研发队伍解体、人才流失，对我国自主创新能力的培育造成了负面影
响。
四、结论
通过回归分析和
统计分析可以看出，外资的技术溢出效应很不明显，未能对中国内生技术能力的培育起到促进作用。从这个角度看，中国“以市场换技术”的战略在提高内生技术能
力方面的效果并不明显，利用外资并非培育内生技术能力的有效途径。鉴于内生技术能力是以本地企业为载体，未来中国科技政策应重点鼓励本地企业自主研发。
《中国发展观察》2006年第2期
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