開放經濟下的知識生產與創新

俞萍萍 張為付

摘要：文章采用GMM方法考察了FDI、進口對我國創新產出的影響。研究發現：FDI和進口對我國的創新均有正向促進作用，且FDI的作用稍大；FDI、進口對于高水平創新的正影響更為顯著；FDI和進口對于我國創新的影響存在顯著的區域差異。

關鍵詞：外商直接投資；進口；知識生產；創新

一、 引言

開放經濟中，一國的創新產出不僅取決于其國內R&D投入，還受各種渠道溢出的國外R&D的影響。Keller（2009）認為獲得國外技術對于發展中國家的全要素生產率（TFP）增長的貢獻率達到90%以上，FDI和進口是國際R&D溢出的兩個重要渠道，即東道國的企業可以通過學習、模仿外資企業先進的生產方式、管理模式，借助模仿、反向工程等方式獲得國外R&D溢出。隨著我國改革開放的不斷深入，截止到2012年底，累計實際利用外資金額高達11 891.6億美元，外企已達76.3萬戶（商務部）；2012年我國實際使用外資金額達1 117.2億美元，進口總額高達18 178.3億美元。那么，FDI和進口對我國的創新能力是否產生了影響，產生了多大程度的溢出效應，不同省區的創新能力在多大程度上得益于FDI和進口呢？解決這些問題，對于評價我國改革開放政策的實施效果及制定以后的外資外貿政策，無疑具有重要意義。

二、 文獻回顧

關于FDI溢出的實證研究，對于發達國家的研究，結論相對一致，Caves（1974）、Globerman（1979）、Imbriani和Reganati（1997）都得出了外企對東道國產生了明顯的外溢效應。但對于發展中國家FDI溢出效應，結論有很大差異，Kokko和Zejan（1996）、Kokko（1996）、Sjoholm（1999）FDI具有正溢出，而Haddad和Harrison（1993）、Aitken和Harrison（1999）對發現并不存在FDI溢出。國內學者對FDI的溢出效應的研究結論也莫衷一是。關于進口溢出的研究有，Coe和Helpman（1995）、Coe、Helpman及Hoffmaister（1997）在CH模型基礎上得出了進口具有正溢出效應，國內學者對進口溢出效應的實證研究大多得到了相似的結論。

由于單渠道的技術外溢分析可能忽略其他渠道的影響，使研究結果有失偏頗，多渠道分析技術外溢的客觀意義更強。國內學者也進行了相應的研究，比如，黃先海和張云帆（2005）、李杏和M.W.Luke Chan（2009），但是未得出一致的結論。

由以上文獻可看出，無論是從單渠道還是雙渠道考察FDI、進口對我國技術進步的影響，不同的學者得出的結論往往不盡相同，所以有必要對我國的FDI和進口的技術溢出效應做進一步研究。本文中，通過對我國30個省區1998年～2009年的面板數據的分析，研究了FDI和進口對創新的影響，與以往的研究相比，本文試圖在以下幾方面做出創新：（1）利用1998年～2009年我國省份的面板數據，研究通過FDI、進口兩個渠道獲得的知識溢出，避免了使用企業及行業數據可能導致的低估FDI、進口的區域溢出效應的不足；（2）本文以專利申請量來代表自主創新能力，著重于技術創新而非一般的技術進步；（3）增加知識產權保護為控制變量，以更精確地分析FDI、進口的創新溢出效應；（4）與以往的研究相比，本文為了避免內生性對估計結果的影響，采用GMM方法進行估計，使得結果更具可信性。

三、 模型設定、數據來源及說明

1. 模型設定。將Romer（1990）知識生產函數Ait=δLitαAitβ擴展為：

Ait=δFDIitγ1 IMitγ2 LitαAitβRDitθ1 HRitθ2 PRitθ3（1）

其中，Ait代表第i個省第t年新生產的知識，FDIit、IMit分別表示第i個省第t年的FDI和進口額，Lit和Ait分別代表第i個省第t年R&D人員數、知識存量，RD、HR、PR分別表示第i個省第t年的R&D支出、人力資本和知識產權保護水平。

實際回歸中為了避免異方差問題，對各變量取對數。另外，各變量取對數考慮到創新不僅受到過去各期知識累積量的影響，還依賴于近期的創新狀況，因此在模型中引入被解釋變量的滯后項，將其擴展為一個動態模型：

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

其中，Ait-1為新知識產出的滯后項，ρ為前一期知識產出量對本期的影響，μit為隨機誤差項。

2. 數據來源及說明。本文的主要研究數據來自《中國統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》、《中國人口統計年鑒》、《中國律師年鑒》。由于官方從1998年才開始公布分省的R&D人員數與R&D支出數據，因此本文樣本期確定為1998年～2009年。樣本包括全國30個省、自治區和直轄市，西藏由于缺失部分年份數據故予以剔除。

（1）新知識。現有文獻多數采用專利數量來表示新生產的知識量，本文亦采用此做法，但此處選用專利申請量而非專利授權量，這是考慮到專利授權可能存在一些政策導向。各省份的專利申請數據來源于《中國科技統計年鑒》。

（2）知識存量。各省份的知識存量采用永續盤存法估算，公式為Ait+1=（1-d）Ait+Pit，其中，Pit代表第i個省第t年新生產的知識量，d代表知識存量的折舊率，本文取10%的折舊率。基期的知識存量為Ai0=Pi0/（gi+d），gi表示第i個省新產出知識的算術平均增長率。

（3）外商直接投資、進口。各省FDI、進口額數據來源于《中國統計年鑒》，其中，各省FDI采用實際利用外資額。由于FDI和進口額的原始數據是以美元為單位，用對應年度的美元與人民幣的年均匯率轉化為以人民幣為單位。為了使數據更具可比性，根據1998年為基期的居民消費價格指數分別對FDI、進口額進行平減。

（4）人力資本。采用勞動力平均受教育限來估算，在具體計算時，將小學、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，各省人力資本的計算公式為：小學比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大專及以上學歷比重×16。各省勞動力受教育程度數據來自《中國勞動統計年鑒》和《中國人口統計年鑒》。

（5）R&D經費支出、R&D人員數。各省份名義R&D支出、R&D人員數據均來源于《中國科技統計年鑒》，其中，R&D支出按1998年為基期的居民消費價格指數縮減，R&D人員數據采用R&D人員全時當量的相關數據。

（6）知識產權保護。借鑒許春明、單曉光（2008）的方法，在GP方法的基礎上引入執法力度，公式為PA（t）=PG（t）×F（t），其中，PG（t）是GP方法計算出的知識產權保護水平，F（t）為知識產權保護的執法力度。

四、 實證結果分析

1. 全國樣本估計結果。考慮到模型可能存在內生性問題將會導致估計結果有偏，本文運用GMM方法進行估計。表1中的Wald、Sargan、Arellano-Bond AR（2）檢驗統計量的值，說明系數是聯合顯著性的且模型不存在過度識別、序列相關，即工具變量使用是合理的。本文在研究FDI、進口對創新影響的同時，根據技術含量的不同將創新分為高、中低水平創新，即對應發明專利、外觀設計和實用新型專利。

FDI的系數是0.051 5，即FDI每增加1%，創新產出增加0.051 5%；進口的系數是0.053 3，即進口每增加1%，創新產出增加0.053 3%。FDI和進口的系數都顯著為正，說明FDI、進口對我國的創新產出存在明顯的正向作用，從系數大小來看，FDI對創新的影響稍大。從不同創新水平來看，FDI對高、中低水平創新均有正向影響，但對于中低水平創新的影響未通過10%水平的顯著性檢驗，這可能與FDI進入的行業技術門檻較高有關；進口與高、中低水平創新都呈顯著正相關，但影響程度有差異，其對高水平創新的彈性為0.110，對中低水平創新的彈性為0.072 5，即進口對高水平創新影響相對更大，這說明通過從國外進口先進設備等對我國的高水平創新尤為重要。

知識存量對創新產出的影響系數為0.140，且在5%的水平上顯著，表明過去各期的知識積累會影響本期創新；創新產出滯后項的系數高達0.535，且通過1%的顯著水平，說明前一期的創新產出對于本期創新的影響甚大，創新行為具有很大的慣性。分不同創新水平來看，高水平創新的知識存量的彈性為0.400，且在1%水平上顯著；中低水平創新對應的知識存量對創新的影響不顯著，這可能是因為高水平創新難度較大，更依賴于過去的知識積累，而中低水平創新相對較易通過學習、模仿等途徑獲得，其知識積累對于創新影響不大。另一方面，高水平創新對應的前一期的創新產出對于本期的影響為正卻不顯著，而中低水平創新的滯后一期對于其本期創新的影響系數高達0.665，且在1%的水平上顯著，這也進一步體現了高端的創新依賴于過去各期的知識積累，不太可能短期內得到顯著提高；而中低端的創新蘊含的技術含量較低，容易通過短期內的學習、模仿得以提高。R&D人員數對應的系數始終為正數，但對高水平創新的影響不顯著，而對中低水平創新有顯著影響，這可能因為高水平創新屬于技術、資本密集型，中低水平創新屬于相對勞動密集型，所以R&D人員數只對中低水平的創新呈顯著正影響。R&D支出對應的系數顯著為正，說明對于R&D投入的經費越多，創新產出就越多，從不同創新水平來看，高水平創新的R&D支出對應的系數是中低水平的2倍，這進一步說明高水平創新是資本密集型的，其原因可能是高水平創新需要購買更多昂貴的先進儀器設備，所以R&D支出對于高水平創新能力的提高影響更大。人力資本對應的系數呈現顯著為負，說明我國的人力資本仍然處于較低水平，目前還不足以支撐我國自主創新能力的提高。知識產權保護對應的系數顯著對于整體及較低水平的創新產出影響不顯著，但是與高水平的創新產出顯著正相關，這可能與我國的知識產權保護的深度、廣度有密切聯系，相對更加重視對于高技術創新的保護。

為了考察吸收能力對于FDI、進口對我國創新能力的影響，在模型中加入FDI、進口與人力資本的交叉項。我們可以看到外商直接投資與人力資本的交叉項顯著為正，而進口與人力資本的交叉項與創新呈顯著負相關，這可能因為外商直接投資是直接在東道國生產，而進口是在國外生產再通過貿易的方式進入東道國，前者與東道國的人力資本緊密結合，相對容易通過人力資本吸收能力對我國的創新產生影響；而后者由于生產過程未發生在我國且進口品相對的技術含量較高，而我國人力資本水平相對較低，較難通過吸收能力產生正的外溢效應。另外，加入交叉項之后，FDI對應的系數變為負數，而進口對應的系數顯著增大，這可能由于現階段FDI進入我國的主要動因是利用廉價勞動力進行低技術含量的加工、裝配，這一定程度上抑制了創新能力的提高，而從國外直接進口可快速提高創新水平。

2. 分地區估計結果。為考察FDI、進口對于我國創新水平的地區差異，因此對于樣本進行分區域估計。另外，由于中部地區的省份數較年數小很多，在使用GMM方法估計時的效果欠佳，未能通過Sargan檢驗，本文另采用糾偏LSDV方法進行估計。

結果顯示，FDI對于我國三大區域創新產出的影響均為正，但都未通過10%水平的顯著性檢驗。分創新層次來看，FDI與東部的高水平創新負相關，而與其中低水平的創新正相關但均不顯著；對中部的高水平創新具有顯著正向作用；對西部的高、中低水平創新的影響為正，可未能通過顯著性檢驗；這可能因為很多東部的外企僅進行簡單的加工、裝配，研發環節、核心部件的生產都在其母國或其他發達國家，因此某種程度上會抑制東部的高水平創新能力的提升；而中部的外資引進起步相對東部較晚，更加注重對于引進外資的質量的把握，從而FDI對其高水平創新呈顯著促進作用；而西部的FDI很少，其外溢作用非常有限。從進口對應的系數看，進口與東部的整體創新、高水平創新呈顯著正相關，而對中部整體創新、中低水平創新呈顯著負影響，對西部的創新影響均不顯著，這可能因為東部沿海進口量相對較大，通過進口尤其對先進設備的進口可極大地提高創新水平，而中、西部的進口尤其是對于先進設備的引進相對較少，且人力資本水平較低，進口難以發揮對創新的促進作用。

五、 結論與建議

本文運用我國1998年～2009年省際面板數據，研究了FDI和進口對創新的影響。結果表明：FDI和進口對整體創新有顯著正向影響，且FDI的影響稍大；FDI和進口對于不同地區、不同水平的創新具有不同的影響。我們可以得出以下政策建議：各地區引資的側重點應有所不同，東部需更注重外資“質”的提升，西部要加強基礎設施建設及爭取更優惠的政策；擴大進口，優化進口商品結構，加大對于國外先進儀器設備、高科技中間品及制成品的進口。

參考文獻：

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，張云帆.我國外貿外資的技術溢出效應分析.國際貿易問題，2005，（1）.

基金項目：國家社會科學基金項目“低碳經濟與我國參與國際分工戰略的調整研究”（項目號：10BJL033）。

作者簡介：張為付（1963-），男，漢族，江蘇省睢寧縣人，南京財經大學國際經貿學院院長、教授，南京大學經濟學博士，研究方向為國際直接投資、國際貿易、世界經濟；俞萍萍（1986-），女，漢族，江蘇省鹽城市人，南開大學經濟學院博士生，研究方向為國際直接投資、國際貿易。

收稿日期：2015-01-08。