解析外商直接投資對技術(shù)創(chuàng)新影響的理論與實證
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[中圖分類號]F713584
[文獻標(biāo)識碼]A
[文章編號] 1673-5595（2015）03-0021-07
一、引言
20世紀(jì)80年代以來，隨著中國對外開放程度的不斷擴大，中國以優(yōu)惠的外資政策、巨大的市場潛力以及日益改善的投資環(huán)境，特別是實施以“市場換技術(shù)”、“市場換管理”等引資戰(zhàn)略以后，吸引了大量外資的流入并且呈逐年快速增加的趨勢，F(xiàn)DI在外資中占有很大的比重，成為中國引進外資的主要來源。從1993年開始，中國FDI流入量就在發(fā)展中國家位居第一，2002年首次超過美國成為世界第一，截至2014年第三個季度，中國實際利用FDI額為87348億美元，處于世界領(lǐng)先地位。雖然FDI在中國經(jīng)濟增長中發(fā)揮了巨大促進作用并得到了經(jīng)濟學(xué)家們的廣泛認同，但是目前就有關(guān)FDI對中國技術(shù)創(chuàng)新的影響效應(yīng)的研究，學(xué)者們還存在分歧。在當(dāng)今充滿挑戰(zhàn)與機遇的經(jīng)濟全球化背景下，F(xiàn)DI是否促進了中國技術(shù)創(chuàng)新水平的提高？還是僅僅促進了經(jīng)濟的增長而沒有技術(shù)方面的進步？如果存在影響，那么影響技術(shù)創(chuàng)新的途徑和機理是什么？為了使FDI在中國更有效地發(fā)揮技術(shù)溢出效應(yīng)，政府應(yīng)該制定怎樣的政策？基于以上背景，本文希望通過對FDI與中國技術(shù)創(chuàng)新之間相互關(guān)系的研究，為上述問題提供理論和實踐的指導(dǎo)。
二、文獻綜述
自從1960年Macdougall分析外商直接投資的一般福利效應(yīng)第一次明確提出FDI對東道國存在技術(shù)溢出效應(yīng)之后[1]，許多學(xué)者對此進行了大量的理論和實證研究。從國外學(xué)者的研究結(jié)論來看，主要存在三種觀點：第一種觀點認為，F(xiàn)DI會促進東道國的技術(shù)創(chuàng)新。Blomstrm等認為FDI通過給東道國帶來先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗而產(chǎn)生正向的技術(shù)溢出效應(yīng)[2]；Feinberg等通過實證研究發(fā)現(xiàn)，外商在印度制藥業(yè)的研發(fā)投資活動促進了其相關(guān)行業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平的提高[3]；Gorg等認為東道國通過對外商企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動的研究分析和模仿，能使其企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平得到提高[4]；Lee通過計量研究發(fā)現(xiàn)從日本流入美國的FDI促進了美國本土的自主創(chuàng)新能力的提高。[5]第二種觀點認為FDI會抑制東道國的技術(shù)創(chuàng)新。Young通過對新加坡的研究后發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI的流入使得該國人力資本從研發(fā)部門轉(zhuǎn)移到了最終產(chǎn)品部門，從而抑制了該國的技術(shù)創(chuàng)新水平的提高[6]；Koings選用波蘭1993―1997年的面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)FDI對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的外溢效應(yīng)為負[7]；Bevan等對歐洲處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期的國家實證研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI的流入量與國內(nèi)的技術(shù)創(chuàng)新存在負相關(guān)關(guān)系[8]；Jonathan等選用英國1973―1992年的制造業(yè)面板數(shù)據(jù)進行分析后發(fā)現(xiàn)，由于外商的進入加劇了行業(yè)內(nèi)的競爭，使得FDI溢出效應(yīng)為負[9]。第三種觀點認為，F(xiàn)DI與東道國的技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系不明顯。Kathuria對印度的制造業(yè)企業(yè)進行研究后認為，F(xiàn)DI對其國內(nèi)的技術(shù)進步效應(yīng)并不明顯[10]；Damijan等選取8個處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期的國家1994―1998年的制造業(yè)面板數(shù)據(jù)研究后發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對上述國家的溢出效應(yīng)不明顯[11]；Harris等利用面板計量模型對英國制造業(yè)進行實證分析后發(fā)現(xiàn)，由于外資流入所導(dǎo)致的行業(yè)內(nèi)溢出效應(yīng)、集聚導(dǎo)致的溢出效應(yīng)以及行業(yè)間的溢出效應(yīng)均不顯著[12]。
近年來，國內(nèi)外學(xué)者就FDI對中國技術(shù)創(chuàng)新的影響也進行了大量的研究，研究結(jié)論大致包括上述的三類：何潔選取中國28個省市的面板數(shù)據(jù)實證研究后發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對中國各省市工業(yè)部門存在明顯的正的技術(shù)溢出效應(yīng)[13]；Hu等以廣東省大中型企業(yè)為對象，研究了FDI對制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)FDI對國內(nèi)企業(yè)具有正的外溢效應(yīng)[14]；王紅領(lǐng)等選取中國1998―2003年工業(yè)數(shù)據(jù)進行實證分析后認為，F(xiàn)DI對中國民族企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的促進作用[15]；謝光亞和李洋基于C-D生產(chǎn)函數(shù)理論模型，并選取中國工業(yè)部門的面板數(shù)據(jù)進行研究后發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI有效地促進了中國工業(yè)部門的技術(shù)進步[16]；王濱選取中國1999―2007年的制造業(yè)面板數(shù)據(jù)進行計量研究后發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI在中國存在顯著的正向外溢效應(yīng)[17]。Fan等選取中國998個企業(yè)面板數(shù)據(jù)對FDI和內(nèi)資企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系進行回歸分析，結(jié)果表明FDI在總體上抑制了中國內(nèi)資企業(yè)的研發(fā)投入[18]；范成澤等選取世界銀行的相關(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)并運用計量模型進行研究，發(fā)現(xiàn)FDI對中國國內(nèi)的研發(fā)投入的效應(yīng)為負[19]；蔣殿春等針對FDI在市場化改革過程中對中國內(nèi)資企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響進行了微觀分析，結(jié)果表明FDI對內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)是負的[20]；徐亞靜等選取中國1999―2008年30個省市的面板數(shù)據(jù)并通過引入制度因素研究FDI對中國技術(shù)創(chuàng)新的影響，結(jié)果表明FDI對中國西部地區(qū)存在明顯的負外溢效應(yīng)[21]。黃靜波等對FDI與廣東技術(shù)進步之間的關(guān)系進行了實證分析，認為FDI對技術(shù)進步并沒有明顯的作用[22]；平新喬等選用中國第一次全國經(jīng)濟普查數(shù)據(jù)檢驗FDI對中國制造業(yè)是否存在技術(shù)外溢效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)FDI投資額并沒有明顯地縮小中國企業(yè)與國際先進技術(shù)水平之間的差距[23]；王文治對中國1996―2005年制造業(yè)面板數(shù)據(jù)計量分析后發(fā)現(xiàn)FDI不存在顯著的技術(shù)溢出效應(yīng)[24]；許和連等選用中國2001―2006年35個工業(yè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)計量研究發(fā)現(xiàn)FDI對中國內(nèi)資企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的影響不顯著。[25] 通過對已有文獻的回顧可以發(fā)現(xiàn)，目前國內(nèi)外就有關(guān)FDI與技術(shù)創(chuàng)新之間關(guān)系的研究極大地促進了相關(guān)理論的發(fā)展，但這些研究一方面缺乏對FDI與技術(shù)創(chuàng)新之間相關(guān)關(guān)系理論模型的研究，另一方面忽略了中國各區(qū)域之間的技術(shù)創(chuàng)新有可能存在空間相關(guān)性。本文在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上基于Romer提出的內(nèi)生經(jīng)濟增長模型[26]，對FDI與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系進行理論分析，并通過引入人力資本與FDI等交互變量，選取中國31個省、市、自治區(qū)2000―2012年的面板數(shù)據(jù)，運用空間面板計量模型實證研究FDI對中國技術(shù)創(chuàng)新的影響。
三、理論模型
類似于Romer提出的內(nèi)生經(jīng)濟增長模型，本文對由最終產(chǎn)品部門、中間產(chǎn)品部門和研發(fā)（R&D）部門組成的經(jīng)濟系統(tǒng)進行了考察。假設(shè)只有一種最終產(chǎn)品，由最終產(chǎn)品部門提供；人力資本既可以投入到最終產(chǎn)品部門，也可以投入到研發(fā)部門從事技術(shù)研發(fā)活動，且總量保持不變。
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1.最終產(chǎn)品生產(chǎn)部門
根據(jù)Romer提出的把不同類型的最終產(chǎn)品i看作一個連續(xù)變量的情況下，將其產(chǎn)出水平寫成如下擴展的D-S形式：
式中，Y為產(chǎn)出水平；HY、L分別為投入到該部門的人力資本與勞動投入量；x（i）表示最終產(chǎn)品部門生產(chǎn)產(chǎn)品i時對中間產(chǎn)品的使用量；A為中間產(chǎn)品的種類數(shù)，其衡量國內(nèi)自有技術(shù)知識存量水平的高低。
2.中間產(chǎn)品生產(chǎn)部門
該部門通過購買設(shè)計方案，并利用物質(zhì)資本進行生產(chǎn)。假設(shè)生產(chǎn)任何一單位的中間產(chǎn)品所需要的資本量為η，該部門的生產(chǎn)函數(shù)為：
3.研發(fā)部門
借鑒Romer的研究思路，研發(fā)部門發(fā)明新專利、設(shè)計新方案、產(chǎn)出水平等取決于該部門的人力資本投入量和具有的總知識存量。總知識存量由兩部分組成：國內(nèi)已有的技術(shù)知識存量，通過對外資企業(yè)先進技術(shù)進行消化、吸收所獲得的技術(shù)知識。因此，該部門的生產(chǎn)函數(shù)可以表示為：
式中，為知識增量，是各種專利受理數(shù)量；δ、HR分別為該部門的生產(chǎn)率參數(shù)和人力資本的投入量；A為國內(nèi)已有的技術(shù)知識存量；γ為技術(shù)外溢系數(shù)。由式（3）可以得出：首先，研發(fā)部門投入越多的人力資本，將會擁有越高的技術(shù)研發(fā)水平；其次，國內(nèi)本身已有的技術(shù)知識存量越多，研發(fā)部門的研發(fā)人員將會具有越高的生產(chǎn)率，因此國內(nèi)自身的自主創(chuàng)新對其技術(shù)創(chuàng)新水平的提高有著非常重要的作用；最后，國內(nèi)的技術(shù)研發(fā)產(chǎn)出水平由于FDI的技術(shù)外溢作用而提高，其中，技術(shù)外溢系數(shù)γ的大小主要取決于FDI技術(shù)外溢程度以及國內(nèi)企業(yè)對FDI技術(shù)外溢的吸收能力，國內(nèi)企業(yè)要想有效地利用FDI技術(shù)外溢，必須要有較高水平的技術(shù)吸收能力。
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1.最終產(chǎn)品生產(chǎn)部門
最終產(chǎn)品生產(chǎn)部門中的生產(chǎn)企業(yè)通過選擇式（1）中的x（i）、HY和L來實現(xiàn)利潤最大化的目的。
根據(jù)式（21），在經(jīng)濟對外開放的條件下，我們可以提出以下推論：
推論一：國內(nèi)的技術(shù)創(chuàng)新水平取決于人力資本總量（H）、國內(nèi)已有的技術(shù)知識存量（A）、FDI流入量、技術(shù)外溢系數(shù)γ以及其他參數(shù)（δ、α、β、η、r）等因素。
推論二：國內(nèi)的技術(shù)創(chuàng)新水平與FDI技術(shù)外溢效應(yīng)存在正相關(guān)關(guān)系。
推論三：國內(nèi)的技術(shù)創(chuàng)新水平與人力資本存量存在正相關(guān)關(guān)系。
四、變量選取和數(shù)據(jù)說明
技術(shù)創(chuàng)新（patent）：已有的實證研究中通常將專利申請受理數(shù)量或者專利授權(quán)數(shù)量作為對技術(shù)創(chuàng)新水平的度量，但是本文考慮到專利授權(quán)受專利局認定等人為因素的影響以及存在較長的時間滯后，因此本文選取各地區(qū)的專利申請受理數(shù)量來表示其技術(shù)創(chuàng)新水平。
外商直接投資（FDI）：本文采用外商直接投資實際利用外資金額來對其進行度量，以檢驗其對中國各省域技術(shù)創(chuàng)新是否具有正向的影響。
科研活動人員數(shù)（l）：用研究與試驗發(fā)展（R&D）人員全時當(dāng)量來對其進行度量。
科研投入經(jīng)費（k）：用研究與試驗發(fā)展（R&D）經(jīng)費內(nèi)部支出來對各地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新投入經(jīng)費進行衡量。
經(jīng)濟發(fā)展水平（pgdp）：考慮到各地區(qū)的不同經(jīng)濟發(fā)展水平可能會影響其技術(shù)創(chuàng)新水平，本文在模型中的經(jīng)濟發(fā)展水平用各地區(qū)的人均實際國民生產(chǎn)總值表示。
人力資本（hc）：國內(nèi)外學(xué)者普遍認為人力資本是影響FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的重要因素。本文借鑒李諧、齊紹洲的做法，用地區(qū)平均教育年限來衡量人力資本水平[27]。平均教育年限公式為：
人力資本與FDI的交叉項（lnhc×lnFDI）：參考馬章良的觀點[28]，本文認為FDI技術(shù)創(chuàng)新外溢作用的發(fā)揮需要與人力資本相結(jié)合，因此在實證模型中引入這兩者的交互作用。
此外，為了進一步分析中國在2001年加入WTO以及在2004年實施專利法后是否對FDI的技術(shù)外溢效應(yīng)產(chǎn)生了影響，本文設(shè)置了虛擬變量WTO（是否加入WTO）和law（是否實施專利法），并將其定義為：
WTO=0，year≤20011，year≥2002， law=0，year≤20031，year≥2004
并分別構(gòu)建了虛擬變量與FDI的乘積WTO×lnFDI和law×lnFDI。
本文選取的樣本為2000―2012年中國31個省市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫、國家統(tǒng)計局網(wǎng)站和《中國科技統(tǒng)計年鑒》。為了消除價格因素對數(shù)據(jù)的影響，本文采用CPI指數(shù)對相關(guān)數(shù)據(jù)進行了平減處理。本文的實證研究主要借助于MATLAB 2012A軟件完成。
五、計量檢驗與結(jié)果分析
�。ㄒ唬┛臻g相關(guān)性檢驗與計量模型選擇
由表1可見，MORANI值雖然在2000―2006年間介于005～01之間，但其基本上呈現(xiàn)上升的趨勢，2009年以后一直在02以上波動，各年份的MORANI值均通過了1%顯著水平的檢驗，這反映出中國鄰近省市自治區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新存在正向的空間相關(guān)性。由此可知，運用空間計量模型對本文進行研究較之傳統(tǒng)計量方法更為適宜。 空間計量模型一般包含空間滯后模型（SAR）和空間誤差模型（SEM），本文通過拉格朗日乘數(shù)檢驗（LMLAG、LMERR）和穩(wěn)健的拉格朗日乘數(shù)檢驗（R-LMLAG、R-LMERR）來判定SAR、SEM的適用性，檢驗結(jié)果見表2。
由表2可知，LMERR大于LELAG的檢驗統(tǒng)計量值，而且R-LMERR大于R-LMLAG的檢驗統(tǒng)計量值，這表明本文采用SEM模型更為合理。通過Hausman檢驗可知，其統(tǒng)計值為-253693，且在1%的顯著水平上拒絕“隨機效應(yīng)有效”的原假設(shè)，接受“固定效應(yīng)模型有效”的備擇假設(shè)，因此，我們選擇固定效應(yīng)面板模型。綜上所述，下面采用空間誤差固定效應(yīng)面板模型對本文進行實證分析。
�。ǘ┛臻g面板模型的估計結(jié)果與討論
為了比較空間計量模型與一般線性回歸的優(yōu)劣，本文將分別采用普通固定效應(yīng)模型（OLS）和空間誤差固定效應(yīng)面板模型（同時包含地區(qū)固定、時間固定以及地區(qū)和時間雙固定三種形式）對本文所采用的樣本數(shù)據(jù)進行回歸和檢驗，并對其結(jié)果（見表3）進行比較。
根據(jù)空間相關(guān)性檢驗的結(jié)果以及表3中空間誤差回歸系數(shù)λ在1%的顯著性水平上為正的結(jié)果，可得到中國各地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新具有正的外部性，說明中國技術(shù)創(chuàng)新存在顯著的空間溢出效應(yīng)，在以往研究中常常被忽略的區(qū)域間外部性也是決定技術(shù)創(chuàng)新的一個重要因素。因此，對中國技術(shù)創(chuàng)新進行研究時，不能忽略地理因素和空間效應(yīng)的影響。
空間計量回歸模型中由于自變量存在內(nèi)生性，因此若采用OLS對模型的系數(shù)進行估計會有偏差或無效，利用基于殘差平方和分解的擬合優(yōu)度R2作為對模型優(yōu)劣的判斷標(biāo)準(zhǔn)可能會得到不理想的結(jié)果，因此本文采用自然對數(shù)似然函數(shù)值（Log likelihood，Log-L）來判斷模型的擬合程度效果，其絕對值越大，則模型的擬合程度越好。由表3可知，SEM地區(qū)固定效應(yīng)模型對應(yīng)的Log-L絕對值最大，表明本文選擇SEM地區(qū)固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果進行分析是比較合理的。估計結(jié)果顯示：FDI強度在1%的顯著水平上對中國的技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的正向作用，F(xiàn)DI的流入量每增加1%就會促進129%技術(shù)創(chuàng)新水平的提高，這不僅驗證了本文在理論模型中提出的推論2，也驗證了王濱、謝光亞、王紅領(lǐng)、Hu等人的觀點�？蒲型度虢�(jīng)費、科技活動人員數(shù)和各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對技術(shù)創(chuàng)新都呈現(xiàn)顯著的促進作用，并且都通過了1%水平的顯著性檢驗，這說明，在中國當(dāng)前階段，這三者仍是影響中國各地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平的主要因素。人力資本對技術(shù)創(chuàng)新也具有顯著的促進作用（這驗證了本文在理論模型中提出的推論3），相對于其他因素而言，它對技術(shù)創(chuàng)新的作用最大，彈性系數(shù)為386。自2001年中國加入WTO以來，F(xiàn)DI對中國技術(shù)創(chuàng)新的外溢水平有了顯著提高，但2004年開始實施的專利法對FDI技術(shù)溢出的發(fā)揮效應(yīng)帶來了一定程度的負面沖擊。這一結(jié)論與劉政等的研究結(jié)果相反，[29]這可能是劉政等的研究與本文的研究相比，沒有考慮技術(shù)創(chuàng)新的空間效應(yīng)的原因所致。FDI與中國的人力資本相結(jié)合可以更好地發(fā)揮FDI的技術(shù)創(chuàng)新外溢作用，這一結(jié)論與馬章良得到的結(jié)果較為接近。
六、結(jié)論與政策建議
本文基于Romer提出的內(nèi)生經(jīng)濟增長模型，通過理論研究推導(dǎo)出FDI對東道國存在正向技術(shù)溢出效應(yīng)的結(jié)論，闡述了FDI發(fā)揮技術(shù)溢出效應(yīng)的作用機理，并利用中國2000―2012年31個省市自治區(qū)的數(shù)據(jù)，運用空間面板計量模型實證研究了FDI對中國技術(shù)創(chuàng)新的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：第一，中國鄰近省市自治區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新存在顯著的正向空間相關(guān)性；第二，F(xiàn)DI顯著地促進了中國技術(shù)創(chuàng)新，支持了本文在理論研究中得到的結(jié)論，說明中國為引進外資和技術(shù)而推行的“以市場換技術(shù)”的戰(zhàn)略是正確的；第三，F(xiàn)DI借助于人力資本能提高技術(shù)外溢的水平；第四，中國加入WTO對FDI在中國發(fā)揮技術(shù)外溢起到了促進作用，而實施專利法則減弱了FDI在中國的技術(shù)外溢水平。
為了提高中國的技術(shù)創(chuàng)新水平，根據(jù)以上結(jié)論，筆者提出以下政策建議：（1）由于技術(shù)創(chuàng)新在中國相鄰省域之間具有顯著的空間溢出效應(yīng)，因此中國各省市自治區(qū)、各企業(yè)之間應(yīng)該積極地進行科研信息的交流和科研成果的傳播，使各省市自治區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展，從整體上提升中國的技術(shù)創(chuàng)新水平。（2）FDI是資金、技術(shù)和管理經(jīng)驗的載體，中央政府一方面應(yīng)該提升改革開放水平，制定FDI引進的優(yōu)惠政策，加大吸引力度，創(chuàng)造有利于FDI在中國充分發(fā)揮正向技術(shù)溢出效應(yīng)的外部環(huán)境；另一方面，要進一步提高利用FDI的質(zhì)量，建立科學(xué)的招商引資質(zhì)量考評體系，注重引進技術(shù)創(chuàng)新型、生態(tài)環(huán)保型和資源節(jié)約型的項目，加強先進技術(shù)和管理經(jīng)驗的引進。（3）人力資本水平的高低是一個國家對外資先進技術(shù)進行消化、吸收以及本身進行自主創(chuàng)新的決定性因素，政府要加大教育投入，重視高等教育對人才的培養(yǎng)，合理規(guī)劃高技術(shù)人才的培養(yǎng)機制，制定相應(yīng)的優(yōu)惠政策、創(chuàng)造良好的科研環(huán)境吸引外資企業(yè)優(yōu)秀人才的流入，減少高科技人才的流失，加快人才市場的建設(shè)步伐，提高中國整體人力資本水平，保障人力資本的合理配置，為FDI進入中國充分發(fā)揮技術(shù)外溢效應(yīng)提供高水平的人力資本。
