外商直接投資的溢出效應、智力資本與區域創新產出：制度質量的調節作用

曹 勇,周 蕊，肖 琦

(1.武漢紡織大學管理學院,湖北 武漢 430200；2.湖北省紡織制度及政策研究中心，湖北 武漢 430200)

0 引言

創新驅動發展的知識經濟時代，創新已逐漸成為保持區域持續競爭力與推動經濟穩定增長的核心動力之一。開放經濟時代，促進技術進步與區域創新的主要途徑是國際技術溢出與國內自主創新。從國際技術溢出角度看，外商直接投資(FDI)溢出效應作為區域外部資源，通過示范效應和互動機制促進當地企業有效利用資源，同時加速新技術應用，從而提升東道國的創新水平[1]。從國內自主創新角度看，智力資本作為區域內部資源，既能為區域創造價值和效益，也能促進技術與知識融合，是知識經濟的核心增長方式。智力資本拓寬了資源渠道，加速了資源積累與轉化，提升了創新效益[2]。因此，無論是區域外部的FDI溢出效應還是區域內部的智力資本對促進我國區域創新能力都具有重要的現實意義。

自MacDougall[3]明確提出FDI對東道國的技術溢出效應以來，FDI溢出效應在區域創新領域受到廣泛關注。縱觀已有研究，FDI溢出效應對區域創新的影響主要分為促進論[4]，抑制論[5]和門檻論[6]三種觀點：促進論認為FDI溢出效應顯著存在，并能有效提升區域創新能力。如Cheung等[4]利用我國30個省市面板數據，實證分析FDI溢出效應與區域創新產出間的關系，發現FDI溢出效應對我國專利申請量有顯著正向影響；抑制論認為FDI溢出效應負向抑制區域創新產出。如Elmawazini[5]利用非洲各國面板數據，探討FDI溢出效應與撒哈拉沙漠以南國家技術差距之間的關系，結果表明FDI溢出效應對該區域競爭力及創新產出并未產生實質影響，反而擴大區域創新產出之間的差距； “門檻論”認為FDI溢出效應對區域創新的作用會受到門檻變量的影響，即當FDI溢出效應跨越門檻變量，才會對區域創新產生影響。如徐磊等[6]利用我國省際面板數據檢驗得出FDI對各地區技術溢出都是有條件的，無論其是否顯著還是對技術溢出吸收是否充分，都需要各區域跨越相應的區域創新能力門檻值。從上述三種觀點可知，學者們對FDI溢出效應與區域創新之間的關系尚未達成共識，而且這些研究主要從國際技術溢出視角來展開，缺乏對國內自主創新能力視角的關注。

從國內自主創新視角，智力資本在不斷演化的動態過程中為組織價值創造產生持續競爭力，它是區域創新活動不可缺少的內部資源[2]。因此，本研究在關注FDI溢出效應對區域創新影響的同時，也關注智力資本對區域創新產出的作用。需要指出的是，制度質量的提升控制了外資企業的進入數量和質量，一定程度上影響了FDI溢出效應對區域創新產出的影響。因此，分析FDI溢出效應與智力資本對區域創新產出的影響路徑，同時探討制度質量在其中的作用大小對提升區域創新產出具有重要意義。

鑒于此，在梳理相關理論文獻的基礎上本文從國際和國內兩個視角，構建了FDI溢出效應、智力資本與區域創新產出三者之間關系的概念模型，利用我國各區域2007—2016年的面板數據，實證研究FDI溢出效應與區域智力資本對區域創新產出的影響機理，同時探討制度質量在其中的調節作用。本研究不僅拓展了探討FDI溢出效應和智力資本與區域創新產出之間關系的理論空間，同時也對提升我國區域創新能力具有重要的現實指導意義。

1 理論回顧與研究假設

1.1 FDI溢出效應與區域創新

FDI溢出效應是跨國公司在東道國進行直接投資過程中引起當地企業技術進步，而跨國公司無法獲取其中全部收益的一種外部效應，主要表現為市場競爭效應和技術溢出效應[3]。學界對FDI溢出效應的研究主要基于技術溢出的視角，原毅軍等[7]認為FDI對東道國技術進步的影響主要通過人員流動效應、示范效應以及競爭效應等途徑產生；徐磊等[6]發現FDI對我國各地區的技術溢出存在基于區域創新能力的 “雙門檻”效應。因此FDI技術溢出與區域創新的關系已經密不可分。

FDI溢出效應越強，意味著東道國從外資企業獲取的技術和知識越多，越有利于推動本土技術進步與產品開發[1]。隨著FDI溢出效應增加，當地企業積極利用FDI的溢出效應來獲取最大效益。這一觀點已被現有研究所證實，如Gorg等[8]指出外資企業進入后，致力于投資培訓當地員工，包括技術先進的專業人員與高層管理者，這些溢出效應可通過員工流動傳播給當地企業；符淼[9]的研究也表明FDI的技術溢出效應大于擠出效應，對創新具有顯著正向影響，而這種正效應關鍵在于FDI的有無。基于上述理論推測，本文提出假設H1：FDI溢出效應正向影響區域創新產出。

1.2 FDI溢出效應與智力資本

自Galbraith首次提出智力資本概念以來，智力資本的研究逐漸從微觀企業拓展至宏觀區域。從區域角度解釋，智力資本是指符合國家和區域經濟發展戰略需要的個人、企業、研究機構和區域等社會行為主體所擁有的具有價值創造功能的知識性活動，它是區域組織在當前和未來創造財富的源泉[10]。關于智力資本的維度劃分尚無統一定論，但Edvinsson和kivikas的三要素法 (人力資本、結構資本與關系資本，即H-S-C結構)已得到學界的廣泛認可。人力資本是指區域內與人力資源相關的無形資產總和，包括勞動者的健康、體力、能力、知識、技能和經驗，表現為區域教育水平和醫療衛生等[11-12]；關系資本是指區域內部行為主體之間及其與區域外行為主體之間相互聯系的無形資源，包括國內貿易往來和國際貿易往來等[11,13]；結構資本是指促進區域經濟和社會秩序高效運轉的無形資產，它是人力資本的具體化和權力化，包括政府效能水平和社會保障等[11,14]。

隨著外資企業國際化進程的加快，跨國公司的先進技術和管理經驗產生的示范作用會積極推動東道國的技術進步，改善其人力資本狀況并促進產業結構升級、強化關系資本的積累[15]。張方華等[16]認為東道國企業在學習和內化FDI帶來的新方法、先進管理理念及營銷策略等溢出效應的過程中，對企業員工的專業技能等方面提出新要求，通過企業內部的探索、學習和消化，當地企業智力資本水平會有一定程度提升；Guimon等[15]發現跨國公司致力于培訓和發展管理人員，當這些管理人員進入當地企業后，會將其在跨國公司學習的先進管理經驗和營銷技能運用到當地企業，進而對當地企業的結構資本與關系資本產生積極影響。基于此，本文提出假設H2：FDI溢出效應對智力資本有正向影響。包括H2a：FDI溢出效應對人力資本有正向影響；H2b：FDI溢出效應對結構資本有正向影響；H2c：FDI溢出效應對關系資本有正向影響。

1.3 智力資本與區域創新

智力資本承載著區域創新所需要的知識與資源，對區域創新具有重要影響。例如，王學軍等[11]的研究表明，區域智力資本及其三要素都能有效提升區域創新能力，且三要素必須協調發展協同發揮作用才能有效培育區域創新能力。具有強大結構資本的組織會創造有利條件，利用其人力資本并充分發揮其潛力，然后提升其關系資本，從而促進組織的創新績效。例如，李飛等[12]從開放式創新角度解釋，組織的員工及管理者所具備的經驗、專業技能、創造力及管理能力和專業素質等構成的人力資本在組織的研發活動中發揮越來越重要作用；Bonner等[13]指出在關系資本的基礎上，區域行為主體之間通過完善社會關系網絡，一方面實現區域創新所需資源的供需匹配，另一方面以信任機制為前提的公平談判提升了資源配置效率，降低新產品的開發成本，進一步促進區域創新效率的提升；Marsh等[15]認為結構資本為區域創新能力建設提供激勵和約束機制，并通過影響政府效能和社會保障為區域提供公平的創新環境來維持區域創新效率。基于上述理論分析，本文提出假設H3：智力資本對區域創新產出有正向影響。包括H3a:人力資本對區域創新產出有正向影響；H3b:結構資本對區域創新產出有正向影響；H3c:關系資本對區域創新產出有正向影響。

1.4 制度質量的調節效應

制度質量是基于制度的基礎上，為規范社會行為主體而產生約束力的規則被人們所接受的程度以及對人所產生約束力的程度[17]。一套行之有效的制度可以激勵企業創新活動，保護企業的合法性收入，尤其是研發階段的收益，確保研發成果的商業化。因此，具有完備的公信力和執行力的高質量制度體系對區域的創新和經濟增長具有積極推動作用。

已有研究表明良好的制度質量會促進FDI溢出效應對創新的影響，如Tebaldi等[17]從區域層面實證分析制度質量對區域創新能力的影響，研究表明良好的制度有利于產權保護，促進知識和技術傳播，加強R&D人員合作，減少創新過程的不確定性，從而促進技術進步；Jude等[18]的研究表明高質量的制度能及時向外資企業傳遞信息，并允許利用適當機會通過競爭和示范機制，減少信息不對稱，確保在FDI溢出效應方面發揮重要作用；黃曉玲等[19]對我國高新技術產業的創新現狀進行實證研究顯示，隨著制度質量的逐步完善，FDI溢出效應對高技術產業創新作用會逐漸下降。可見，良好制度質量會提升FDI的準入標準，同時為FDI溢出效應創造良好環境。基于上述分析，可以發現制度質量會影響FDI溢出效應與區域創新之間的關系，因此本文提出假設H4：制度質量對FDI溢出效應與區域創新產出之間的關系有調節效應綜合以上假設分析，本文整理了如圖1所示的概念模型。

圖1 研究假設概念模型

2 研究設計

2.1 數據來源和樣本選取

本文數據來源于2008—2017年 《中國統計年鑒》 《中國科技統計年鑒》以及各種區域統計年鑒。由于香港、澳門、臺灣、西藏四個區域的數據具有一定特殊性，本文選取除去這四個區域以外的30個省市的面板數據進行檢驗。

2.2 變量測量

為了確保各變量測度指標科學有效，借鑒國內外已有的相關指標，并結合本研究特點進行修改，變量的詳細信息如表1所示。區域創新產出的測量，現有研究主要通過專利數量、新產品項目數或新產品銷售收入等指標來衡量，考慮到專利和新產品銷售收入具有互補性，且不同形式專利之間存在較大差異，本研究將發明專利授權量和新產品銷售收入分別取自然對數作為創新產出的衡量指標。FDI溢出效應的測量，借鑒原毅軍等[7]的研究，采用實際利用FDI存量進行衡量，基于原始FDI數據單位為美元，根據各年份美元兌人民幣匯率將原始數據折算為人民幣，再以2007年為基期利用GDP平減指數(2007年=100)進行平減。智力資本三要素的測量則借鑒李衛兵等[10]以及王學軍等[11]的研究，選擇與本研究契合的測量指標。制度質量的指標選取則相對困難、數據難以獲得，樊綱等[20]的市場化指數作為制度質量測量指標的使用頻率較高，因此本研究采用市場化指數研究綜合值作為制度質量水平的衡量指標。已有研究表明研發投入[7]、產業結構和科技規模[21]與區域創新之間存在顯著相關性，因此有必要將這三者作為控制變量。由于R&D人員投入和R&D資本投入這兩個變量之間存在高度共線性，本研究只選擇R&D人員全時當量作為研發投入的代理變量，取原始數據的自然對數作為衡量指標參與計算[7]。產業結構利用第三產業產值占區域GDP的比重來衡量[21]，科技規模選擇技術市場成交額取自然對數[21]。同時，考慮創新產出的滯后效應，在后續研究中將相關變量數據滯后一年進行分析。

表1 主要變量及其測度依據

3 數據分析

3.1 描述性統計與穩健性檢驗

表2展示了本文全部變量的描述性分析結果。各省市之間由于資源稟賦、經濟發展懸殊，創新產出也存在較大差異，從表2可看出2007—2016年30個省市的創新產出在取自然對數后兩個維度的變量標準差均大于1.5，說明各省市的創新產出差距較大。解釋變量中，FDI溢出數據標準差為1.5991，說明各省市實際利用外商投資程度差異較大。制度質量和科技規模的標準差也大于1.5，說明各省市之間制度質量水平具有較大差異。另外，本文通過方差膨脹因子 (VIF)來檢測潛在多重共線性問題，各自變量的VIF值都小于7，且均值小于4，遠小于臨界值10，說明自變量間不存在多重共線性問題，可以進行下一步檢驗。

表2 描述性統計分析結果

為了避免變量間的偽回歸現象，需對樣本數據進行穩健性檢驗。根據面板數據的特征，本文利用Eviews9.0對數據進行LLC檢驗、IPS檢驗、ADF-Fisher檢驗和PP-Fisher檢驗，并分別對各指標進行單位根分析。檢驗結果顯示部分變量存在單位根，即數據序列為非平穩序列。在對相關指標進行一階差分檢驗后發現各指標無單位根，即一階差分檢驗后數據平穩。綜合各檢驗結果，可判定各變量是同階單整序列，符合面板協整條件。在面板單位根檢驗的基礎上，進一步做面板協整檢驗。考慮本文數據的樣本特性，選擇Kao檢驗中ADF統計量來考察變量間的均衡關系，結果顯示，協整檢驗P值小于臨界值0.05，顯著拒絕原假設 “不存在協整關系”，即變量之間存在均衡關系，穩健性較好。

3.2 回歸分析

基于上述結果，本文利用Stata14.0針對兩個因變量分別構建解釋變量、調節變量與因變量之間的回歸模型來驗證假設。模型1和模型8是控制變量對兩類因變量的回歸模型；模型2和模型9是在控制變量基礎上添加自變量的回歸模型；模型 3～5和模型10～12是在控制變量、自變量的基礎上依次加入智力資本三個維度的回歸模型；模型6和模型13是控制變量、自變量和調節變量的回歸模型；模型7和模型14是將調節變量和自變量進行去中心化處理后，加入調節變量與自變量的交互項的檢驗模型；模型15～20是自變量FDI溢出效應對智力資本三要素的回歸模型。根據面板數據特點，本文可選用的方法有混合OLS模型、固定效應模型和隨機效應模型，需通過F檢驗和Hausman檢驗來確定模型類型。回歸結果的數據顯示，F檢驗的P值均小于0.01，表明固定效應模型優于混合OLS模型。Hausman檢驗結果顯示，基于發明專利授權量和智力資本的估計策略隨機效應優于固定效應(P值大于0.1)，基于新產品銷售收入的估計策略固定效應優于隨機效應(P值小于0.01)。

本文分別基于發明專利授權量、新產品銷售收入和智力資本的回歸結果歸納如下：第一，FDI溢出效應與發明專利授權量和新產品銷售收入分別在0.1和0.01的水平下顯著(β=0.1349，P<0.1；β=0.1267，P<0.01)，說明FDI溢出效應與區域創新產出具有顯著正相關關系，假設H1得到支持。第二，FDI溢出效應對智力資本的影響中，FDI溢出效應對教育水平和醫療衛生兩類人力資本指標有正向影響(β=4.5217，P<0.01；β=2.3217，P<0.01)；FDI溢出效應對國際貿易與國內貿易兩類關系資本有正向影響(β=6.7325，P<0.01；β=5.5328，P<0.01)；FDI溢出效應對政府效能和社會保障兩類結構資本有正向影響(β=2.2732，P<0.1；β=3.2789，P<0.05)，H2和H2a-H2c得到數據支持。第三，智力資本對兩類區域創新產出的影響中，人力資本、關系資本和結構資本對兩類區域創新產出均有顯著正向影響，其中在關系資本中，國際貿易對兩類創新產出的影響雖未通過顯著性檢驗，但國內貿易在FDI溢出效應與兩類創新產出之間的關鍵作用得到支持(β=4.3279，P<0.01；β=0.9850，P<0.01)，因此假設H3和H3a-H3c得到支持。第四，在調節效應檢驗中，制度質量負向調節FDI溢出效應與兩類創新產出之間的關系(β=-2.8467，P<0.01；β=-0.6096，P<0.1)，假設H4得到支持。

4 結論與啟示

本文利用我國30個省市2007—2016年的樣本數據，從國際技術溢出與國內自主創新的視角，實證研究FDI溢出效應和智力資本與區域創新產出之間的關系，并進一步分析了制度質量在FDI溢出效應與區域創新產出之間的調節效應。結果表明：首先，FDI溢出效應對區域創新產出的促進作用主要表現在新產品銷售收入上，而對專利授權量的影響并不十分顯著，說明區域發展以市場導向為主，區域更關注如何將吸收的外商投資轉移到新產品研發和創造中，從而增加企業的創新績效。其次，FDI溢出效應顯著正向影響智力資本，同時智力資本顯著正向影響區域創新產出。說明隨著外資企業的進入，FDI溢出效應表現出的示范效應和競爭效應會改善人力資本狀況，促進產業結構升級和關系資本積累，從而全面提升區域智力資本。區域通過提升教育水平和醫療衛生水平，為人才培養創造物質條件，借助制度保障和貿易往來，充分實現知識流通和技能普及，從而推動區域科學技術進步，這是區域智力資本促進區域創新的主要原因。最后，制度質量顯著負向調節FDI溢出效應與區域創新產出之間的關系，這主要是因為制度質量的改善直接影響政府對市場的監管力度，嚴格控制外資進入數量，減少了區域創新所需的資金與技術，因此制度質量對FDI溢出效應與區域創新之間的關系產生了負向調節作用。

基于上述結論，本文對促進我國區域創新產出具有以下啟示：第一，從FDI溢出效應角度看，區域應積極引入高質量的外商直接投資，通過外資溢出效應提升區域自主創新能力。一方面區域政府應促進政策和制度引導，加強基礎設施建設，為吸引外資創造良好環境；另一方面加強區域研發人員綜合素質的培養，促進外資企業的技術溢出，從而提升區域整體創新能力。第二，從智力資本角度看，發揮智力資本對區域創新的影響，就是要協調好人力資本、關系資本與結構資本三要素的關系，縮小區域之間人才培養差距，積極促進貿易流通，加強信息共享，從而有效發揮資源的合理配置，提升區域創新的持續競爭優勢。第三，從制度質量角度看，政府在發揮宏觀調控過程中，應把握好制度監管與區域發展之間的關系。具體而言，政府應提供寬松的投資環境和開放的交流政策，發揮制度質量對外資溢出和創新產出的推動作用。

本文的局限為未來研究指明了方向，首先，本研究的數據收集是基于政府的官方數據，未能借由實證調查保證研究結論更客觀科學，未來可以針對特定的企業和行業進行深入調查，獲取一手數據開展微觀層面研究；其次，本研究的樣本范圍涉及30個省市，而各省市的經濟發展存在較大差異，研究結論在一定程度上掩蓋了區域的個體化差異，未來研究可在現有變量的基礎上按經濟發展程度劃分區域，開展對比研究。