俞萍萍 張為付

摘要：文章采用GMM方法考察了FDI、進(jìn)口對(duì)我國(guó)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。研究發(fā)現(xiàn)：FDI和進(jìn)口對(duì)我國(guó)的創(chuàng)新均有正向促進(jìn)作用，且FDI的作用稍大；FDI、進(jìn)口對(duì)于高水平創(chuàng)新的正影響更為顯著；FDI和進(jìn)口對(duì)于我國(guó)創(chuàng)新的影響存在顯著的區(qū)域差異。

關(guān)鍵詞：外商直接投資；進(jìn)口；知識(shí)生產(chǎn)；創(chuàng)新

一、 引言

開放經(jīng)濟(jì)中，一國(guó)的創(chuàng)新產(chǎn)出不僅取決于其國(guó)內(nèi)R&D投入，還受各種渠道溢出的國(guó)外R&D的影響。Keller（2009）認(rèn)為獲得國(guó)外技術(shù)對(duì)于發(fā)展中國(guó)家的全要素生產(chǎn)率（TFP）增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率達(dá)到90%以上，F(xiàn)DI和進(jìn)口是國(guó)際R&D溢出的兩個(gè)重要渠道，即東道國(guó)的企業(yè)可以通過學(xué)習(xí)、模仿外資企業(yè)先進(jìn)的生產(chǎn)方式、管理模式，借助模仿、反向工程等方式獲得國(guó)外R&D溢出。隨著我國(guó)改革開放的不斷深入，截止到2012年底，累計(jì)實(shí)際利用外資金額高達(dá)11 891.6億美元，外企已達(dá)76.3萬戶（商務(wù)部）；2012年我國(guó)實(shí)際使用外資金額達(dá)1 117.2億美元，進(jìn)口總額高達(dá)18 178.3億美元。那么，F(xiàn)DI和進(jìn)口對(duì)我國(guó)的創(chuàng)新能力是否產(chǎn)生了影響，產(chǎn)生了多大程度的溢出效應(yīng)，不同省區(qū)的創(chuàng)新能力在多大程度上得益于FDI和進(jìn)口呢？解決這些問題，對(duì)于評(píng)價(jià)我國(guó)改革開放政策的實(shí)施效果及制定以后的外資外貿(mào)政策，無疑具有重要意義。

二、 文獻(xiàn)回顧

關(guān)于FDI溢出的實(shí)證研究，對(duì)于發(fā)達(dá)國(guó)家的研究，結(jié)論相對(duì)一致，Caves（1974）、Globerman（1979）、Imbriani和Reganati（1997）都得出了外企對(duì)東道國(guó)產(chǎn)生了明顯的外溢效應(yīng)。但對(duì)于發(fā)展中國(guó)家FDI溢出效應(yīng)，結(jié)論有很大差異，Kokko和Zejan（1996）、Kokko（1996）、Sjoholm（1999）FDI具有正溢出，而Haddad和Harrison（1993）、Aitken和Harrison（1999）對(duì)發(fā)現(xiàn)并不存在FDI溢出。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)FDI的溢出效應(yīng)的研究結(jié)論也莫衷一是。關(guān)于進(jìn)口溢出的研究有，Coe和Helpman（1995）、Coe、Helpman及Hoffmaister（1997）在CH模型基礎(chǔ)上得出了進(jìn)口具有正溢出效應(yīng)，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)進(jìn)口溢出效應(yīng)的實(shí)證研究大多得到了相似的結(jié)論。

由于單渠道的技術(shù)外溢分析可能忽略其他渠道的影響，使研究結(jié)果有失偏頗，多渠道分析技術(shù)外溢的客觀意義更強(qiáng)。國(guó)內(nèi)學(xué)者也進(jìn)行了相應(yīng)的研究，比如，黃先海和張?jiān)品?005）、李杏和M.W.Luke Chan（2009），但是未得出一致的結(jié)論。

由以上文獻(xiàn)可看出，無論是從單渠道還是雙渠道考察FDI、進(jìn)口對(duì)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步的影響，不同的學(xué)者得出的結(jié)論往往不盡相同，所以有必要對(duì)我國(guó)的FDI和進(jìn)口的技術(shù)溢出效應(yīng)做進(jìn)一步研究。本文中，通過對(duì)我國(guó)30個(gè)省區(qū)1998年～2009年的面板數(shù)據(jù)的分析，研究了FDI和進(jìn)口對(duì)創(chuàng)新的影響，與以往的研究相比，本文試圖在以下幾方面做出創(chuàng)新：（1）利用1998年～2009年我國(guó)省份的面板數(shù)據(jù)，研究通過FDI、進(jìn)口兩個(gè)渠道獲得的知識(shí)溢出，避免了使用企業(yè)及行業(yè)數(shù)據(jù)可能導(dǎo)致的低估FDI、進(jìn)口的區(qū)域溢出效應(yīng)的不足；（2）本文以專利申請(qǐng)量來代表自主創(chuàng)新能力，著重于技術(shù)創(chuàng)新而非一般的技術(shù)進(jìn)步；（3）增加知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)為控制變量，以更精確地分析FDI、進(jìn)口的創(chuàng)新溢出效應(yīng)；（4）與以往的研究相比，本文為了避免內(nèi)生性對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響，采用GMM方法進(jìn)行估計(jì)，使得結(jié)果更具可信性。

三、 模型設(shè)定、數(shù)據(jù)來源及說明

1. 模型設(shè)定。將Romer（1990）知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)Ait=δLitαAitβ擴(kuò)展為：

Ait=δFDIitγ1 IMitγ2 LitαAitβRDitθ1 HRitθ2 PRitθ3（1）

其中，Ait代表第i個(gè)省第t年新生產(chǎn)的知識(shí)，F(xiàn)DIit、IMit分別表示第i個(gè)省第t年的FDI和進(jìn)口額，Lit和Ait分別代表第i個(gè)省第t年R&D人員數(shù)、知識(shí)存量，RD、HR、PR分別表示第i個(gè)省第t年的R&D支出、人力資本和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平。

實(shí)際回歸中為了避免異方差問題，對(duì)各變量取對(duì)數(shù)。另外，各變量取對(duì)數(shù)考慮到創(chuàng)新不僅受到過去各期知識(shí)累積量的影響，還依賴于近期的創(chuàng)新狀況，因此在模型中引入被解釋變量的滯后項(xiàng)，將其擴(kuò)展為一個(gè)動(dòng)態(tài)模型：

LnAit=c+γ1lnFDIit+γ2lnIMit+ρlAit-1+αlnLit+βlnAit+θ1lnRDit+θ2lnHRit+θ3lnPRit+μit （2）

其中，Ait-1為新知識(shí)產(chǎn)出的滯后項(xiàng)，ρ為前一期知識(shí)產(chǎn)出量對(duì)本期的影響，μit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2. 數(shù)據(jù)來源及說明。本文的主要研究數(shù)據(jù)來自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)律師年鑒》。由于官方從1998年才開始公布分省的R&D人員數(shù)與R&D支出數(shù)據(jù)，因此本文樣本期確定為1998年～2009年。樣本包括全國(guó)30個(gè)省、自治區(qū)和直轄市，西藏由于缺失部分年份數(shù)據(jù)故予以剔除。

（1）新知識(shí)?，F(xiàn)有文獻(xiàn)多數(shù)采用專利數(shù)量來表示新生產(chǎn)的知識(shí)量，本文亦采用此做法，但此處選用專利申請(qǐng)量而非專利授權(quán)量，這是考慮到專利授權(quán)可能存在一些政策導(dǎo)向。各省份的專利申請(qǐng)數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（2）知識(shí)存量。各省份的知識(shí)存量采用永續(xù)盤存法估算，公式為Ait+1=（1-d）Ait+Pit，其中，Pit代表第i個(gè)省第t年新生產(chǎn)的知識(shí)量，d代表知識(shí)存量的折舊率，本文取10%的折舊率?；诘闹R(shí)存量為Ai0=Pi0/（gi+d），gi表示第i個(gè)省新產(chǎn)出知識(shí)的算術(shù)平均增長(zhǎng)率。

（3）外商直接投資、進(jìn)口。各省FDI、進(jìn)口額數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，其中，各省FDI采用實(shí)際利用外資額。由于FDI和進(jìn)口額的原始數(shù)據(jù)是以美元為單位，用對(duì)應(yīng)年度的美元與人民幣的年均匯率轉(zhuǎn)化為以人民幣為單位。為了使數(shù)據(jù)更具可比性，根據(jù)1998年為基期的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)分別對(duì)FDI、進(jìn)口額進(jìn)行平減。

（4）人力資本。采用勞動(dòng)力平均受教育限來估算，在具體計(jì)算時(shí)，將小學(xué)、初中、高中和大專及以上的受教育年限分別記為6年、9年、12年、16年，各省人力資本的計(jì)算公式為：小學(xué)比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大專及以上學(xué)歷比重×16。各省勞動(dòng)力受教育程度數(shù)據(jù)來自《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（5）R&D經(jīng)費(fèi)支出、R&D人員數(shù)。各省份名義R&D支出、R&D人員數(shù)據(jù)均來源于《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，其中，R&D支出按1998年為基期的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)縮減，R&D人員數(shù)據(jù)采用R&D人員全時(shí)當(dāng)量的相關(guān)數(shù)據(jù)。

（6）知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)。借鑒許春明、單曉光（2008）的方法，在GP方法的基礎(chǔ)上引入執(zhí)法力度，公式為PA（t）=PG（t）×F（t），其中，PG（t）是GP方法計(jì)算出的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平，F(xiàn)（t）為知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的執(zhí)法力度。

四、 實(shí)證結(jié)果分析

1. 全國(guó)樣本估計(jì)結(jié)果?？紤]到模型可能存在內(nèi)生性問題將會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏，本文運(yùn)用GMM方法進(jìn)行估計(jì)。表1中的Wald、Sargan、Arellano-Bond AR（2）檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值，說明系數(shù)是聯(lián)合顯著性的且模型不存在過度識(shí)別、序列相關(guān)，即工具變量使用是合理的。本文在研究FDI、進(jìn)口對(duì)創(chuàng)新影響的同時(shí)，根據(jù)技術(shù)含量的不同將創(chuàng)新分為高、中低水平創(chuàng)新，即對(duì)應(yīng)發(fā)明專利、外觀設(shè)計(jì)和實(shí)用新型專利。

FDI的系數(shù)是0.051 5，即FDI每增加1%，創(chuàng)新產(chǎn)出增加0.051 5%；進(jìn)口的系數(shù)是0.053 3，即進(jìn)口每增加1%，創(chuàng)新產(chǎn)出增加0.053 3%。FDI和進(jìn)口的系數(shù)都顯著為正，說明FDI、進(jìn)口對(duì)我國(guó)的創(chuàng)新產(chǎn)出存在明顯的正向作用，從系數(shù)大小來看，F(xiàn)DI對(duì)創(chuàng)新的影響稍大。從不同創(chuàng)新水平來看，F(xiàn)DI對(duì)高、中低水平創(chuàng)新均有正向影響，但對(duì)于中低水平創(chuàng)新的影響未通過10%水平的顯著性檢驗(yàn)，這可能與FDI進(jìn)入的行業(yè)技術(shù)門檻較高有關(guān)；進(jìn)口與高、中低水平創(chuàng)新都呈顯著正相關(guān)，但影響程度有差異，其對(duì)高水平創(chuàng)新的彈性為0.110，對(duì)中低水平創(chuàng)新的彈性為0.072 5，即進(jìn)口對(duì)高水平創(chuàng)新影響相對(duì)更大，這說明通過從國(guó)外進(jìn)口先進(jìn)設(shè)備等對(duì)我國(guó)的高水平創(chuàng)新尤為重要。

知識(shí)存量對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響系數(shù)為0.140，且在5%的水平上顯著，表明過去各期的知識(shí)積累會(huì)影響本期創(chuàng)新；創(chuàng)新產(chǎn)出滯后項(xiàng)的系數(shù)高達(dá)0.535，且通過1%的顯著水平，說明前一期的創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)于本期創(chuàng)新的影響甚大，創(chuàng)新行為具有很大的慣性。分不同創(chuàng)新水平來看，高水平創(chuàng)新的知識(shí)存量的彈性為0.400，且在1%水平上顯著；中低水平創(chuàng)新對(duì)應(yīng)的知識(shí)存量對(duì)創(chuàng)新的影響不顯著，這可能是因?yàn)楦咚絼?chuàng)新難度較大，更依賴于過去的知識(shí)積累，而中低水平創(chuàng)新相對(duì)較易通過學(xué)習(xí)、模仿等途徑獲得，其知識(shí)積累對(duì)于創(chuàng)新影響不大。另一方面，高水平創(chuàng)新對(duì)應(yīng)的前一期的創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)于本期的影響為正卻不顯著，而中低水平創(chuàng)新的滯后一期對(duì)于其本期創(chuàng)新的影響系數(shù)高達(dá)0.665，且在1%的水平上顯著，這也進(jìn)一步體現(xiàn)了高端的創(chuàng)新依賴于過去各期的知識(shí)積累，不太可能短期內(nèi)得到顯著提高；而中低端的創(chuàng)新蘊(yùn)含的技術(shù)含量較低，容易通過短期內(nèi)的學(xué)習(xí)、模仿得以提高。R&D人員數(shù)對(duì)應(yīng)的系數(shù)始終為正數(shù)，但對(duì)高水平創(chuàng)新的影響不顯著，而對(duì)中低水平創(chuàng)新有顯著影響，這可能因?yàn)楦咚絼?chuàng)新屬于技術(shù)、資本密集型，中低水平創(chuàng)新屬于相對(duì)勞動(dòng)密集型，所以R&D人員數(shù)只對(duì)中低水平的創(chuàng)新呈顯著正影響。R&D支出對(duì)應(yīng)的系數(shù)顯著為正，說明對(duì)于R&D投入的經(jīng)費(fèi)越多，創(chuàng)新產(chǎn)出就越多，從不同創(chuàng)新水平來看，高水平創(chuàng)新的R&D支出對(duì)應(yīng)的系數(shù)是中低水平的2倍，這進(jìn)一步說明高水平創(chuàng)新是資本密集型的，其原因可能是高水平創(chuàng)新需要購(gòu)買更多昂貴的先進(jìn)儀器設(shè)備，所以R&D支出對(duì)于高水平創(chuàng)新能力的提高影響更大。人力資本對(duì)應(yīng)的系數(shù)呈現(xiàn)顯著為負(fù)，說明我國(guó)的人力資本仍然處于較低水平，目前還不足以支撐我國(guó)自主創(chuàng)新能力的提高。知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)應(yīng)的系數(shù)顯著對(duì)于整體及較低水平的創(chuàng)新產(chǎn)出影響不顯著，但是與高水平的創(chuàng)新產(chǎn)出顯著正相關(guān)，這可能與我國(guó)的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的深度、廣度有密切聯(lián)系，相對(duì)更加重視對(duì)于高技術(shù)創(chuàng)新的保護(hù)。

為了考察吸收能力對(duì)于FDI、進(jìn)口對(duì)我國(guó)創(chuàng)新能力的影響，在模型中加入FDI、進(jìn)口與人力資本的交叉項(xiàng)。我們可以看到外商直接投資與人力資本的交叉項(xiàng)顯著為正，而進(jìn)口與人力資本的交叉項(xiàng)與創(chuàng)新呈顯著負(fù)相關(guān)，這可能因?yàn)橥馍讨苯油顿Y是直接在東道國(guó)生產(chǎn)，而進(jìn)口是在國(guó)外生產(chǎn)再通過貿(mào)易的方式進(jìn)入東道國(guó)，前者與東道國(guó)的人力資本緊密結(jié)合，相對(duì)容易通過人力資本吸收能力對(duì)我國(guó)的創(chuàng)新產(chǎn)生影響；而后者由于生產(chǎn)過程未發(fā)生在我國(guó)且進(jìn)口品相對(duì)的技術(shù)含量較高，而我國(guó)人力資本水平相對(duì)較低，較難通過吸收能力產(chǎn)生正的外溢效應(yīng)。另外，加入交叉項(xiàng)之后，F(xiàn)DI對(duì)應(yīng)的系數(shù)變?yōu)樨?fù)數(shù)，而進(jìn)口對(duì)應(yīng)的系數(shù)顯著增大，這可能由于現(xiàn)階段FDI進(jìn)入我國(guó)的主要?jiǎng)右蚴抢昧畠r(jià)勞動(dòng)力進(jìn)行低技術(shù)含量的加工、裝配，這一定程度上抑制了創(chuàng)新能力的提高，而從國(guó)外直接進(jìn)口可快速提高創(chuàng)新水平。

2. 分地區(qū)估計(jì)結(jié)果。為考察FDI、進(jìn)口對(duì)于我國(guó)創(chuàng)新水平的地區(qū)差異，因此對(duì)于樣本進(jìn)行分區(qū)域估計(jì)。另外，由于中部地區(qū)的省份數(shù)較年數(shù)小很多，在使用GMM方法估計(jì)時(shí)的效果欠佳，未能通過Sargan檢驗(yàn)，本文另采用糾偏LSDV方法進(jìn)行估計(jì)。

結(jié)果顯示，F(xiàn)DI對(duì)于我國(guó)三大區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響均為正，但都未通過10%水平的顯著性檢驗(yàn)。分創(chuàng)新層次來看，F(xiàn)DI與東部的高水平創(chuàng)新負(fù)相關(guān)，而與其中低水平的創(chuàng)新正相關(guān)但均不顯著；對(duì)中部的高水平創(chuàng)新具有顯著正向作用；對(duì)西部的高、中低水平創(chuàng)新的影響為正，可未能通過顯著性檢驗(yàn)；這可能因?yàn)楹芏鄸|部的外企僅進(jìn)行簡(jiǎn)單的加工、裝配，研發(fā)環(huán)節(jié)、核心部件的生產(chǎn)都在其母國(guó)或其他發(fā)達(dá)國(guó)家，因此某種程度上會(huì)抑制東部的高水平創(chuàng)新能力的提升；而中部的外資引進(jìn)起步相對(duì)東部較晚，更加注重對(duì)于引進(jìn)外資的質(zhì)量的把握，從而FDI對(duì)其高水平創(chuàng)新呈顯著促進(jìn)作用；而西部的FDI很少，其外溢作用非常有限。從進(jìn)口對(duì)應(yīng)的系數(shù)看，進(jìn)口與東部的整體創(chuàng)新、高水平創(chuàng)新呈顯著正相關(guān)，而對(duì)中部整體創(chuàng)新、中低水平創(chuàng)新呈顯著負(fù)影響，對(duì)西部的創(chuàng)新影響均不顯著，這可能因?yàn)闁|部沿海進(jìn)口量相對(duì)較大，通過進(jìn)口尤其對(duì)先進(jìn)設(shè)備的進(jìn)口可極大地提高創(chuàng)新水平，而中、西部的進(jìn)口尤其是對(duì)于先進(jìn)設(shè)備的引進(jìn)相對(duì)較少，且人力資本水平較低，進(jìn)口難以發(fā)揮對(duì)創(chuàng)新的促進(jìn)作用。

五、 結(jié)論與建議

本文運(yùn)用我國(guó)1998年～2009年省際面板數(shù)據(jù)，研究了FDI和進(jìn)口對(duì)創(chuàng)新的影響。結(jié)果表明：FDI和進(jìn)口對(duì)整體創(chuàng)新有顯著正向影響，且FDI的影響稍大；FDI和進(jìn)口對(duì)于不同地區(qū)、不同水平的創(chuàng)新具有不同的影響。我們可以得出以下政策建議：各地區(qū)引資的側(cè)重點(diǎn)應(yīng)有所不同，東部需更注重外資“質(zhì)”的提升，西部要加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)及爭(zhēng)取更優(yōu)惠的政策；擴(kuò)大進(jìn)口，優(yōu)化進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)，加大對(duì)于國(guó)外先進(jìn)儀器設(shè)備、高科技中間品及制成品的進(jìn)口。

參考文獻(xiàn)：

1. Aitken，J.and Harrison，E.Do Domestic Fir- ms Benett from Direct Foreign Investment？ Evidence from Venezuela.The American Economic Review，1999， （7）.

2. Coe， D.， Helpman， E.and Hoffimaister， A.North-South R&D Spillovers.Economic Journal， 1997，（107）.

3. Keller ，W.International Trade， Foreign D- irect Investment， and Technology Spillovers. NBER Working Paper， 15442，2009.

4. 黃先海，張?jiān)品?我國(guó)外貿(mào)外資的技術(shù)溢出效應(yīng)分析.國(guó)際貿(mào)易問題，2005，（1）.

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“低碳經(jīng)濟(jì)與我國(guó)參與國(guó)際分工戰(zhàn)略的調(diào)整研究”（項(xiàng)目號(hào)：10BJL033）。

作者簡(jiǎn)介：張為付（1963-），男，漢族，江蘇省睢寧縣人，南京財(cái)經(jīng)大學(xué)國(guó)際經(jīng)貿(mào)學(xué)院院長(zhǎng)、教授，南京大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向?yàn)閲?guó)際直接投資、國(guó)際貿(mào)易、世界經(jīng)濟(jì)；俞萍萍（1986-），女，漢族，江蘇省鹽城市人，南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生，研究方向?yàn)閲?guó)際直接投資、國(guó)際貿(mào)易。

收稿日期：2015-01-08。