外商直接投資對高新技術產業發展的影響
——基于蘇、魯兩省經濟數據的實證分析

辛德軍,劉文壯,何新月

(山東青年政治學院 經濟管理學院, 濟南 250103)

一、問題的提出

加入世界貿易組織后，中國實際利用外商直接投資的數量持續增長，外商直接投資金額由2001年的460多億美元增長到2016年的1260多億美元。利用外商直接投資發展高新技術產業一直都是中國利用外商直接投資的重要目的。與此同時，中國高新技術產業也迅猛發展，中國高新技術產業利潤總額由2001年的680多億元增加到2016年的近2200億元，從業人員年平均數由2001年的不足400萬人增加到2016年的1300多萬人。其中，高新技術產業利用外商直接投資的企業數量、總金額和產值、利稅等均不斷增長，外資高新技術企業的出口值占比四成以上，外商直接投資已成為中國高新技術產業發展的重要推動力量。進入21世紀以來，大量外資的流入也推動了蘇、魯兩省經濟的快速發展。但是近年來，兩省經濟發展趨勢迥異，以據蘇魯兩省2019年經濟與社會發展統計公告公布的數據為例，蘇、魯兩省GDP總量分別為近一萬億元和七千多億元。此外，山東省無論是在吸引利用外商直接投資金額，還是高新技術產業產值等經濟數據，與江蘇省的差距更是不斷擴大。

十八大以來，中國經濟步入新常態，經濟發展質量替代GDP總量成為經濟發展的首要考量因素，而高新技術產業無疑是經濟高質量發展的領頭雁。當前是山東省新舊動能轉換的重要時期，高新技術產業應該成為山東省域經濟發展的新動能，因而選擇江蘇省利用外商直接投資的情況進行研究具有較強的理論與實踐意義。蘇、魯兩省高新技術產業利潤總額，兩省高新技術產業利潤總額雖呈現持續增長狀態，但江蘇省的增長速度和實際總額遠遠超出山東省，且差距持續擴大。蘇、魯兩省的高新技術產業利潤總額伴隨著外商直接投資額的增長而快速發展，表面上看利用外商直接投資促進兩省高新技術產業發展的實踐取得了很大成功。然而，外商直接投資是否真正促進了蘇、魯兩省高新技術產業的發展？外商直接投資對蘇、魯兩省高新技術產業發展的作用機理有何異同？本文將通過實證研究對這兩個問題進行回答。

二、文獻回顧

外商直接投資與經濟增長一直都是學者們研究的重要問題，目前很多研究聚焦于外商直接投資對一個經濟體整體的影響，而對于一個經濟體內部的某些區域以及區域之間的差異研究卻很少。不同的經濟理論有不同的觀點。新古典經濟增長理論認為，外商直接投資會填補東道國的儲蓄、外匯和技術等缺口，為東道國的經濟發展注入更多要素，同時會帶動出口顯著增加，促進東道國的經濟增長，進而提升東道國的產業技術水平。如吳進紅等(2006)研究發現，外商直接投資能夠填充我國產業發展所需的資本、勞動力和技術投入的不足，尤其是提升了產業的技術競爭力。[1]新經濟增長理論認為內生技術進步是推動經濟增長的最重要因素。如王希元(2018)研究發現，人力資本水平、技術開發能力、政府科技扶持、交通基礎設施水平越高,吸收能力越強,技術引進越能促進經濟增長。[2]同時，也有一些學者對外商直接投資對東道國經濟增長的影響及作用機理提出不同觀點。如蔣殿春、張宇(2006)實證檢驗結果表明，在技術密集度較高的行業中都會產生正向的技術外溢效應，引導外資流向技術密集度較高的產業，將會提高這些產業的技術水平。[3]張振剛、胡琪玲(2012)研究發現，外資企業的研發技術溢出有利于東道國內資企業創新能力的提升，但其提升作用要明顯弱于東道國內資企業的自主研發。[4]

基于外商直接投資對中國經濟發展的實際作用結果角度，相關文獻可以大致劃分為三個方向。一是外商直接投資對經濟發展有正面影響。如Xiao dong Wu.(2001)研究發現自由貿易和外國直接投資將提升中國的技術水平，提高其勞動技能，并提高本地公司在國際市場上的競爭力。[5]盧陽春、吳凡(2009)研究發現，外商直接投資可以優化我國產品出口結構，提高我國高新技術產品的國際競爭力。[6]李華敏、岳星星(2016)發現外商直接投資對西部地區的溢出效應顯著。[7]陳海波和張悅(2014)研究認為外商直接投資具有直接效應和間接效應。[8]二是外商直接投資對經濟發展有負面影響或不顯著。如Syed Hasanat Shah等(2020)分析了外資與巴基斯坦國內投資的關系，研究結果表明制造業和服務業的FDI擠壓了國內投資，而初級部門的FDI對其國內投資產生了微不足道的影響。[9]張愛華、賈登勛(2017)研究發現本地企業類型雖對外資溢出效應有促進作用但并不顯著。[10]陳國宏,郭弢(2008)發現FDI對中國自主創新能力的提高沒有明顯影響。[11]三是外商直接投資對經濟發展在不同部門或區域內的影響不同。Laura Alfaro等(2004)研究了外資、金融市場和經濟增長之間的各種聯系，分析揭示單靠外國直接投資對經濟增長的促進并不明確。[12]Abdelhafidh Dhrifi(2015)的研究結果表明，外資僅對中、高等收入國家經濟增長有積極和顯著影響，而對于低收入國家沒有積極影響。[13]李曉鐘、張小蒂(2008)的研究揭示外資對區域總體技術創新能力有顯著的提升，東部地區相對較高、其次是中部地區、西部地區不明顯；但仍存在“替代”甚至“擠出”對區域核心技術創新能力的負面影響。[14]馬立軍(2013)研究表明，只有當經濟發展水平等條件超過“門檻值”時，FDI才能產生正的技術溢出效應。[15]

綜合以上現有文獻不難看出，既有文獻的研究范圍大都集中于國家層面，對省域的研究較少，對不同經濟發展水平的區域利用外商直接投資的差異研究較少。目前，中國經濟發展進入“新常態”，而經歷了增長轉移、轉型陣痛和改革突破三個時期，世界經濟呈現逆全球化浪潮涌起、國際投資疲態的態勢，所以利用好外資對中國經濟發展的影響具有重大現實意義，從而推動各省域經濟高質量發展。但是中國不同省域的經濟發展水平、利用外資水平不同，因此，研究外資對我國不同省域的影響無疑具有理論和實踐雙重意義。

本文通過選取山東省和江蘇省2001-2016年的高新技術產業發展的有關數據，考察了外商直接投資對蘇、魯兩省高新技術產業發展的影響以及蘇、魯兩省利用水平差異的原因。

三、模型設定和數據選取

(一)模型設定

為了考察外商直接投資對江蘇、山東兩省高新技術產業發展的影響，本文基于新古典經濟增長理論研究范式，假定外商直接投資、國內資本和勞動力是影響我國高新技術產業技術進步的最主要因素。本文基于Cobb-Douglas函數構建計量分析模型：

Y=ALαKβ

式(1)

式(1)中Y為產值，A技術水平常量，L為勞動力要素，K為資本要素，為準確估量外商直接投資對高新技術產業發展的影響，將資本K劃分為內資和外資兩部分，所以調整后的計量分析模型可轉化為：

Y=Z(FDI)Β1Lβ2Kdβ3

式(2)

式(2)中FDI為外商直接投資的總量，β1、β2、β3分別代表外資要素、勞動力要素、內資要素的產出彈性。對式(2)對數，最終得到如下計量模型：

LnYi,t=β1Ln(FDI)i,t+β2LnLi,t+β3Ln(Kd)i,t+μi,t

式(3)

式(3)中下標i、t分別表示省份和年份，i為山東省和江蘇省，t為2001至2016。

(二)變量選擇

1.產出(Y)。因變量，常用的產出衡量指標有總產值、主營業務收入、利潤總額、出口額等。基于變量對計量分析實際意義的契合度和數據獲取的便利性，本文選取蘇、魯兩省高技術產業利潤總額作為衡量產出的重要指標。

2.勞動力(L)。自變量，勞動力系最重要的經濟資源和生產要素之一，高新技術從業人員對于高技術產業的發展具有重要作用。按照研究設計思路，以研究期限內勞動力要素“從業人員流量”作為計量模型中勞動的投入為宜。但因該統計數據缺失，因此本文參照此類問題的常用處理方法，選用蘇、魯兩省歷年來高技術產業從業人員年平均數替代，作為衡量勞動要素的指標。

3.內資資本(Kd)。自變量，高新技術產業具有高投入、高回報的特點，所以對生產設備、場地、信息化水平等固定資產投資顯得尤為重要。因此，本文選取高技術產業固定資產投資額作為衡量資本(Kd)要素的指標。

4.外商直接投資(FDI)。自變量，外商直接投資可以為東道國帶來資本、技術、高技術人才、管理經驗等，這些因素都對東道國的高新技術產業帶來一系列的影響。本文選取歷年蘇、魯兩省實際利用外資額作為衡量外商直接投資的指標，并且為消除匯率變動的影響，本文按照當年人民幣中間匯率將外商直接投資歷年總額換算成人民幣。

高技術產業利潤總額、高技術產業固定資產投資額、實際利用外資額均用價格或投資指數消除通貨膨脹因素。實證研究以2001-2016年蘇、魯兩省相關經濟數據為樣本，數據主要來源于歷年《中國高技術產業統計年鑒》、《山東省統計年鑒》、《江蘇省統計年鑒》。各變量描述性分析結果見表1。

表1 變量描述統計結果

四、實證分析

(一)單位根檢驗

本文采用LLC、ADF、PP三種檢驗方法通過eviews10.0對所選取變量的平穩性進行檢驗，檢驗結果如表2所示。其中，變量Ln(FDI)截距項在三中檢驗方法下有兩種檢驗方法在0.05的顯著性水平下可以通過檢驗，所以可以認為變量Ln(FDI)截距項平穩，其余各變量截距項在0.05的顯著性水平下是平穩的，可以對面板數據直接進行實證分析。

表2 LnY、LnL、LnKd、Ln(FDI)單位根檢驗結果

(二)模型選擇與計量結果

1.模型選擇。與混合估計模型相比，是否有必要建立變截距模型和變系數模型可以使用F檢驗進行模型設定檢驗，從而避免模型設定誤差，提升參數估計的有效性。

H0:β1=β2=…=βi

H1:α1=α2=…=αi，β1=β2=…=βi

通過計算F2=13.6107>F(4,24)=2.78，所以拒絕假設H1，繼續檢驗假設H1。

通過計算F1=17.8992>F(3,23)=3.01，假設H0被拒絕，因此選擇變系數模型來擬合樣本數據。

2.計量結果。由于本文樣本數據截面數少于解釋變量個數，選擇固定效應進行估計比較合適，所以本文不做Hausman檢驗，直接建立固定影響變系數模型。Eviews 10.0對選定的面板數據所測定的結果見表3：

表3 面板數據回歸結果匯總表

從表3可知,面板數據回歸模型的可測系數和調整后的可測系數都很高，各為0.9924和0.9902，各變量均通過5%的顯著性水平檢驗，F統計量值很大，模型F檢驗的伴隨概率為0.0000，說明該模型整體擬合優度較高。

(三)模型回歸結果分析

比較蘇、魯兩省面板數據回歸結果，可以發現：

1.兩省LnL的回歸結果均為正值，并且通過了5%的顯著性水平檢驗，說明勞動力要素對兩省高新技術產業的發展產生了顯著的推進作用。蘇、魯兩省的回歸系數分別為1.04和1.13，且回歸系數的絕對值在3個變量的回歸系數中最大。本文對此的解釋是，研究期內恰逢中國高等教育飛速發展和城市化快速推進，為兩省高新技術產業的發展提供了較為充足的人力資本。不管是高等教育還是城市化進程，雖然山東省均落后于江蘇省，但兩省之間的差距遠遠小于兩省歷年高新技術產業產值與實際利用外商直接投資金額。

2.兩省LnKd的回歸結果均為正值，并且通過了5%的顯著性水平檢驗，說明內資對兩省高新技術產業的發展產生了顯著的推進作用。蘇、魯兩省內資對高新技術產業發展作用的計量結果分別為0.40和0.60。不難發現，在計量分析模型四個變量中，兩省的高新技術產業歷年產值的差距最大；而在三個自變量的回歸結果中，兩省內資對高新技術產業的彈性系數的差異最大。由此推斷，隨著兩省高新技術產業的進一步發展，內資對高新技術產業的彈性系數可能將會呈現一直降低趨勢。

3.兩省Ln(FDI)的回歸結果均為負值，分別為負的0.54和負的0.73，并且均通過了5%的顯著性水平檢驗，說明外商直接投資對兩省高新技術產業的發展產生了較顯著的擠出效應。這一結論與很多學者堅持的外商直接投資行業內溢出效應弱于行業間溢出效應的觀點基本一致。可能的原因是外商直接投資進入中國高新技術產業后導致了市場的挪用效應，外商直接投資為了保持對內資企業的技術優勢而刻意加強了技術保護，因而在行業內的溢出效應不顯著。在三個自變量的回歸結果中，兩省歷年外商直接投資金額的差距居中，大于勞動力要素，小于內資要素。計量結果顯示，江蘇省的擠出效應明顯強于山東省，說明在高新技術產業發展水平不同的區域，外商直接投資對于其的高新技術產業的擠出效應也存在著區域差異。

五、結論及建議

(一)研究結論

本文利用山東省和江蘇省2001-2016年的經濟數據考察外商直接投資對高新技術產業發展的影響及兩地區利用外商直接投資的水平差異。研究發現：一是外商直接投資對蘇、魯兩省高新技術產業發展的影響，總體趨勢是一致的，但基于兩省經濟社會與高新技術產業發展現狀的差異，各要素對蘇、魯兩省高新技術產業發展的效應存有差異；二是外商直接投資金額對蘇、魯兩省高新技術產業的發展產生擠出效應，且對于山東省的負面影響小于江蘇省，兩省的水平差異較大；三是高新技術產業從業人員對于高新技術產業利潤總額產生積極影響，是最重要的影響因素之一，兩省的水平差異不大；四是高新技術產業固定資產投資對于高新技術產業利潤總額具有積極影響，對于山東省的積極影響大于江蘇省，外資對蘇、魯兩省高新技術產業發展的水平差異較大。

(二)政策建議

中國經濟進入新常態以來，重視經濟發展質量、優化產業經濟結構已成為區域經濟發展的重點。山東不僅是黨的十九大后批準的第一個區域性國家發展戰略綜合試驗區，同時是我國第一個以新舊動能轉換為主題的區域性發展戰略綜合試驗區。其核心是以四個新(新技術、新產業、新業態、新模式)推進四個化(產業智能化、智能化、跨境融合、品牌高端化)，其中利用好外商直接投資也是經濟發展新舊動能轉換的重要內容。基于以上研究結論，本文提出以下政策建議。

1.持續改善營商環境。從經濟發展實際看，營商環境的優劣是激發經濟活力的重要影響因素。第一，政府應當合理引導外商直接投資的行業方向，促進產業升級調整，尤其要注重技術含量高、溢出效益大的高新技術產業，注重引進先進的管理經驗與高技術人才。第二，完善市場機制，營造開放、自由、穩定、透明的市場秩序，加強市場監管力度。同時，鼓勵高新技術企業出口，參與國際競爭，在參與競爭的過程中提升企業的創新能力。第三，加快推動《外商投資法》落到實地，健全負面清單，提高市場透明度。加大力度保護知識產權，保護外國企業的利益，對標國際準則，營造國際一流的國際投資環境，為外商直接投資提供完善的制度保障，減少外資的顧慮。第四，借助自貿區的浪潮，形成新一輪的經濟改革開發格局，優化政府職能，改善投資環境；加快自貿區建設，發揮其輻射帶動效應，深化區域間內外資企業的關聯效應，提高知識和技術的外溢效應。

2.不斷優化外資結構。近年來，外商直接投資額一直處于增長趨勢，但從實證分析來看，外商直接投資對魯兩省高技術產業利潤總額呈抑制作用。其可能由于：外商直接投資存在滯后效應，外商直接投資對當地的投資回報需要一個較長的周期，不能立即反應于高技術產業利潤總額；跨國獨資公司以其技術優勢、管理優勢、資金優勢、規模優勢給兩省的本地企業帶來巨大沖擊；外商直接投資對技術密集度和溢出效應較高的行業持保守態度。

3.提高人才集聚效應。由實證分析結果可以看出，高新技術產業從業的數量對高新技術的發展有較大影響，一方面高新技術人才從業者的增多可以有效提高我國高新技術產業的吸收能力，另一方面，通過人才的流動，又提高了技術外溢效應。實踐中，人力資本的發展才剛剛起步。政府應大力實施人才策略，加大對高新技術產業從業人員的資本投入,尤其是核心技術人員培養的投入；完善基礎設施建設，為高新技術從業人員營造良好的國內環境；為技術專利多、創新成果多、科研投入資金多的企業給予稅收和政策方面的優惠，增強我國自主研發生產能力。

4.加大政策支持力度。一是增加金融支持力度。外商直接投資落戶中國后，其形成的資本累積效應是推動經濟增長的重要途徑。因此，在政策范圍內為外商直接投資提供更便捷高效的金融支持是吸引更多高質量外商直接投資落戶山東的有力舉措。二是增加創新基金和科技費用的支出。通過政策引導與扶持可以有效引導企業的進入和增強高新技術產業發展的外部性，進一步提高引進技術的吸收和再創造能力，特別是給予高技術產業企業開辦研發機構較大的補貼政策和稅收優惠，提升本土企業的競爭優勢，在集中力量投資如5G、人工智能、大數據、醫藥健康產業等高新技術領域的同時注重扶持“四新”中小企業。