利用外資對我國區域技術創新溢出效應的動態面板研究

郭平+潘郭欽

收稿日期： 2013-12-12

基金項目： 國家社科基金重大項目（11&ZD012）、國家自然科學基金項目（71373073）、湖南省社科基金重點項目（12&ZDB37）

作者簡介： 郭 平（1963—），男，湖南株洲人，湖南大學經濟與貿易學院教授，博士生導師，研究方向：財稅理論與政策。

摘 要：采用2000～2010年相關數據，運用動態面板數據模型進行實證分析，發現利用外資對我國東、中、西三大區域都產生了正向技術創新溢出效應，且西部地區溢出效應最明顯，其次是東部地區，而中部地區最小?？疾觳煌瑓^域研發機構內生增長機制后發現，東部地區的動態效應最顯著，其次是中部地區東、中、西最小。研究同時發現，經濟發展水平、貿易開放度、科研投入水平和人力資本水平對技術創新的影響也存在區域效應。

關鍵詞： 利用外資；溢出效應；動態面板數據模型；GMM估計

中圖分類號：F830.59 文獻標識碼： A 文章編號：1003-7217（2014）05-0029-05

一、文獻述評

自1960年Macdonald提出外商直接投資（FDI）的技術溢出效應問題以來，國內外學者便開始廣泛考察利用外資的技術創新溢出效應。Caves發現加拿大當地企業的利潤率與行業內的外資份額正相關[1]。Globerman則指出澳大利亞當地企業的勞動生產率與行業內的外資份額呈正相關[2]。Blomstrom等實證分析發現墨西哥FDI具有正向溢出效應[3]。陳濤濤等指出，FDI對東道國有“行業內溢出效應”，且內資企業與外資企業的充分競爭是產生溢出效應的有效機制。同時，FDI對我國行業內部有較高的效率性溢出效應，而集聚性溢出效應呈現明顯減弱趨勢[4-6]。

利用外資的技術溢出效應還在中國存在地區差異。賴明勇等發現人力資本投資的相對滯后制約了我國東部地區的技術吸收能力，同時提高技術吸收能力是中西部地區增強經濟開放度的關鍵[8]。潘文卿認為外商投資在總體上對內資部門產出增長起促進作用，但東中西部外溢效應差距較大[9]。鐘昌標研究跨國公司投資的地區溢出效應后發現，某一地區的FDI不僅提升了該區域的生產力，也對相鄰其他地區的生產力存在改進效應[7]。

盡管國內外學者對利用外資的技術溢出效應研究取得了大量成果，但忽略了一個潛在現象，即：在沒有外資的誘導下，區域的勞動生產率也會有所變化，這就表明內資企業生產效率的提高并非完全取決于外商投資的作用，其自身的生產環境和技術條件改善也會促使企業進步。為保證模型參數估計的可靠性和一致性，以及工具變量和控制變量選擇的合理性，對模型的估計就不能采用常規方法。鐘昌標考慮了因變量的滯后項[7]，但重點關注的是地區間的溢出效應，且沒有考慮利用工具變量來消除不確定性因素的影響，在模型設定方法上可以進一步改進。本文通過考慮企業內生增長機制，選擇合理的工具變量和控制變量，研究利用外資在我國究竟存在多大程度的技術創新溢出效應。

二、利用外資溢出效應的影響途徑分析

1. 競爭路徑。

外資企業與東道國企業展開競爭，可能影響東道國企業技術創新。適度的市場競爭會促使東道國企業努力改善生產技術、提高生產效率。但過度競爭也會使東道國企業市場份額減少、利潤降低、甚至瀕臨破產或被吞并。因此，競爭路徑對東道國企業技術創新溢出效應的影響主要取決于市場競爭關系的強弱。

2. 示范與模仿路徑。

具備先進技術水平和管理能力的外資企業涌入東道國以后，東道國企業可以通過學習和模仿實現技術創新。外資企業先進的生產、運營和管理模式對東道國企業無疑具有良好的示范效應，東道國企業通過深入學習和研究外資企業生產運作機制，進行消化再創新，可以提高自身的技術水平和生產效率。

3. 產業關聯路徑。

東道國企業與外資企業可以通過進行市場合作而實現技術創新。一是東道國企業作為客戶商而外資企業作為銷售商。東道國企業可以獲得質量好、技術高并且價格低廉的中間投入品，從而降低生產成本，提高生產效率和技術水平；二是東道國企業作為銷售商而外資企業作為客戶商。外資企業為滿足產品需求，會對東道國企業的產品和服務進行革新，對人員進行技術培訓。

4. 人員培訓流動路徑。

內外資企業之間進行的技術和人才流動，也可以提升東道國企業技術創新能力。首先，內資企業可能會派出人員前往外資企業進行學習。其次，外資企業也會考慮雇傭本地技術工人并提供技術培訓。同時，掌握高技術的外資企業研發人員也可能流向內資企業，并帶來先進技術。

三、利用外資溢出效應的實證研究

（一）模型估計的理論基礎

基于動態面板數據模型，將被解釋變量的滯后項引入到模型中，其形式為：

yi，t=α1yi，t-1+∑ni=2αixi，t+μi+εi，t（1）

式（1）中，yi，t-1是動態項，xi，t是其他自變量，αi是自變量的系數，μi為個體效應，εi，t為隨機誤差項。

由于引入了因變量滯后項，解釋變量會與隨機擾動項相關。同時模型存在一定程度的橫截面相依性，在估計參數時會產生有偏性和非一致性，因此采用基于動態面板數據模型的GMM估計。

為了消除個體效應的影響，首先對式（1）進行差分處理：

Δyi，t=α1Δyi，t-1+∑ni=2αiΔxi，t+Δεi，t （2）

式（2）中一階差分滯后項和一階差分殘差項之間依然存在相關性，因此，可采用殘差項的一階差分項和t-2時期及其之前時期的被解釋變量和解釋變量作為一階差分滯后項的工具變量，運用GMM估計得到有效估計量。同時，選擇漢森J檢驗和Sargan檢驗對模型進行過度識別檢驗。

（二）模型構建

大部分學者以擴展的道格拉斯生產函數作為模型基礎，本文從另一角度出發，將各變量進行對數處理，構建包含一階滯后因變量的動態面板模型。經驗研究表明，動態面板模型中宏觀經濟序列的一階動態效應最為顯著，因此構建如式（3）的模型：

ln patenti，t=α1ln patenti，t-1+α2ln foreigni，t+

∑ni=3αiln Xi，t+μi+εi，t（3）

式（3）中，i代表地區，t代表時期，patenti，t表示i地區t時期的技術創新水平，patenti，t-1表示i地區t-1時期的技術創新水平，foreigni，t表示i地區t時期的利用外資水平，Xi，t表示i地區t時期的其他影響因素，μi為各截面單元的個體差異，εi，t為隨機擾動項。

以技術創新作為被解釋變量，技術創新的一階滯后項和利用外資水平作為解釋變量，選取技術創新的二階滯后項為工具變量。同時加入控制變量，最終構建的模型如式（4）：

ln patenti，t=α1ln patenti，t-1+α2ln foreigni，t+

α3ln gdpi，t+α4ln openi，t+α5ln invi，t+

α6ln asseti，t+μi+εi，t （4）

式（4）中，gdpi，t表示i地區t時期的經濟發展水平，openi，t表示i地區t時期的貿易開放度，invi，t表示i地區t時期的科研投入力度，asseti，t表示i地區t時期的人力資本水平，其他變量與式（3）相同。

（三）變量選取與說明

變量的數據均來源于2000～2011年歷年的《中國統計年鑒》以及《中國科技統計年鑒》，具體包括以下六個方面：

1.技術創新水平。技術創新表現在多個方面，如新產品銷售收入、申請專利授權量等。但新產品銷售收入難以反映企業生產過程中的創新，且企業的技術創新成果向新產品轉化可能需要一段較長時間?？紤]到企業主要以專利的形式對科技創新成果予以保護，且專利不僅可以反映產品創新，還可以反映過程創新，因此采用申請專利授權量除以R&D人員全時當量來表示各地區的技術創新產出水平。

2.利用外資水平。國家統計局從2005年才開始公布各地區全社會固定資產投資中的利用外資數額，因此本文改為選取各地區外商投資企業年底注冊登記的投資總額作為利用外資水平的代理指標。該指標對應的數據以美元為計量單位，按照外匯平均匯率將其折算成人民幣。

3.經濟發展水平。一般采用人均GDP作為代理變量，但外商投資更多考慮的是地區經濟總量，只有總量規模指標才能體現地區經濟的整體實力。因此選用地區GDP作為地區經濟發展水平的代理變量。

4.貿易開放度。內外資企業適度的市場競爭有利于技術創新，貿易開放度可以在一定程度上體現地區的市場競爭水平。用進口額與出口額之和再比上地區生產總值來衡量貿易開放度，按照外匯的平均匯率將以美元為計量單位的進出口總額折算成人民幣。

5.科研投入力度?？蒲匈Y金內部支出是被調查單位用于內部開展研究與開發（R&D）活動的實際支出；而外部支出是被調查單位委托外單位或與外單位合作進行R&D活動而撥給對方的經費，并不能直接產生科研創新效果。因此，選用R&D經費內部支出作為各地區科研投入的代理指標。

6.人力資本水平?？紤]到高校在校學生即期可能無法轉化為生產力，且高校畢業生統計數據沒有排除繼續深造、面臨失業或專業不對口的畢業生人數，存在高估人力資本的可能性。因此采用R&D人員全時當量作為衡量人力資本的代理變量，它是國際上通用的用于比較科技人力投入的指標，可以較好地衡量從事技術創新活動的人員規模。

（四）實證分析

運用傳統面板數據處理方法進行分析，將我國30個省區市（不包括西藏和臺灣）劃分為東、中、西三大區域。其中，東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南共11個省市；中部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南共8個省份；西部地區包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆共11個省區市。

利用協方差分析的檢驗方法以及Hausman檢驗對三大區域的面板模型進行選擇，確定三大區域均適于采用隨機影響的變截距模型①。模型估計結果分別表示為式（5）、式（6）、式（7）：

東部地區：

ln patent=αi+4.164+0.362×ln foreign （5）

（8.259） （6.524）

中部地區：

ln patent=αi+3.663+0.426×ln foreign （6）

（8.610） （6.815）

西部地區：

ln patent=αi+5.294+0.239×ln foreign （7）

（11.815） （3.451）

式（5）、（6）、（7）括號中顯示了對應系數的t統計量，其P值遠小于0.01，系數估計值顯著②。外資變量的估計系數符號都為正，且均在0.01的水平下顯著，表明各區域引進的外資確實促進了企業發展。其中，最高的中部地區外資溢出效應為0.426，說明外資利用水平每高出一個百分點，該區域企業創新水平將提升0.426%；其次是東部地區，這一比例為0.362%，西部地區為0.239%。

處于初級發展階段的企業，自我促進機制尚未形成，其研發能力受外部因素影響較大，隨著時間的積累，企業將更多依靠自身良性循環發展。本文以被解釋變量的滯后項作為技術部門自身發展水平的替代變量，對傳統模型進行修正。

將樣本按三大區域分組進行GMM估計，得到剔除常數項的模型估計結果如表1所示：