郭平+潘郭欽

收稿日期： 2013-12-12

基金項(xiàng)目： 國(guó)家社科基金重大項(xiàng)目（11&ZD012）、國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（71373073）、湖南省社科基金重點(diǎn)項(xiàng)目（12&ZDB37）

作者簡(jiǎn)介： 郭 平（1963—），男，湖南株洲人，湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：財(cái)稅理論與政策。

摘 要：采用2000～2010年相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)利用外資對(duì)我國(guó)東、中、西三大區(qū)域都產(chǎn)生了正向技術(shù)創(chuàng)新溢出效應(yīng)，且西部地區(qū)溢出效應(yīng)最明顯，其次是東部地區(qū)，而中部地區(qū)最小。考察不同區(qū)域研發(fā)機(jī)構(gòu)內(nèi)生增長(zhǎng)機(jī)制后發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)的動(dòng)態(tài)效應(yīng)最顯著，其次是中部地區(qū)東、中、西最小。研究同時(shí)發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、貿(mào)易開放度、科研投入水平和人力資本水平對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響也存在區(qū)域效應(yīng)。

關(guān)鍵詞： 利用外資；溢出效應(yīng)；動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型；GMM估計(jì)

中圖分類號(hào)：F830.59 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A 文章編號(hào)：1003-7217（2014）05-0029-05

一、文獻(xiàn)述評(píng)

自1960年Macdonald提出外商直接投資（FDI）的技術(shù)溢出效應(yīng)問(wèn)題以來(lái)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者便開始廣泛考察利用外資的技術(shù)創(chuàng)新溢出效應(yīng)。Caves發(fā)現(xiàn)加拿大當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的利潤(rùn)率與行業(yè)內(nèi)的外資份額正相關(guān)[1]。Globerman則指出澳大利亞當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率與行業(yè)內(nèi)的外資份額呈正相關(guān)[2]。Blomstrom等實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)墨西哥FDI具有正向溢出效應(yīng)[3]。陳濤濤等指出，F(xiàn)DI對(duì)東道國(guó)有“行業(yè)內(nèi)溢出效應(yīng)”，且內(nèi)資企業(yè)與外資企業(yè)的充分競(jìng)爭(zhēng)是產(chǎn)生溢出效應(yīng)的有效機(jī)制。同時(shí)，F(xiàn)DI對(duì)我國(guó)行業(yè)內(nèi)部有較高的效率性溢出效應(yīng)，而集聚性溢出效應(yīng)呈現(xiàn)明顯減弱趨勢(shì)[4-6]。

利用外資的技術(shù)溢出效應(yīng)還在中國(guó)存在地區(qū)差異。賴明勇等發(fā)現(xiàn)人力資本投資的相對(duì)滯后制約了我國(guó)東部地區(qū)的技術(shù)吸收能力，同時(shí)提高技術(shù)吸收能力是中西部地區(qū)增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)開放度的關(guān)鍵[8]。潘文卿認(rèn)為外商投資在總體上對(duì)內(nèi)資部門產(chǎn)出增長(zhǎng)起促進(jìn)作用，但東中西部外溢效應(yīng)差距較大[9]。鐘昌標(biāo)研究跨國(guó)公司投資的地區(qū)溢出效應(yīng)后發(fā)現(xiàn)，某一地區(qū)的FDI不僅提升了該區(qū)域的生產(chǎn)力，也對(duì)相鄰其他地區(qū)的生產(chǎn)力存在改進(jìn)效應(yīng)[7]。

盡管國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)利用外資的技術(shù)溢出效應(yīng)研究取得了大量成果，但忽略了一個(gè)潛在現(xiàn)象，即：在沒有外資的誘導(dǎo)下，區(qū)域的勞動(dòng)生產(chǎn)率也會(huì)有所變化，這就表明內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)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(chǎn)環(huán)境和技術(shù)條件改善也會(huì)促使企業(yè)進(jìn)步。為保證模型參數(shù)估計(jì)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(duì)模型的估計(jì)就不能采用常規(guī)方法。鐘昌標(biāo)考慮了因變量的滯后項(xiàng)[7]，但重點(diǎn)關(guān)注的是地區(qū)間的溢出效應(yīng)，且沒有考慮利用工具變量來(lái)消除不確定性因素的影響，在模型設(shè)定方法上可以進(jìn)一步改進(jìn)。本文通過(guò)考慮企業(yè)內(nèi)生增長(zhǎng)機(jī)制，選擇合理的工具變量和控制變量，研究利用外資在我國(guó)究竟存在多大程度的技術(shù)創(chuàng)新溢出效應(yīng)。

二、利用外資溢出效應(yīng)的影響途徑分析

1. 競(jìng)爭(zhēng)路徑。

外資企業(yè)與東道國(guó)企業(yè)展開競(jìng)爭(zhēng)，可能影響東道國(guó)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。適度的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)會(huì)促使東道國(guó)企業(yè)努力改善生產(chǎn)技術(shù)、提高生產(chǎn)效率。但過(guò)度競(jìng)爭(zhēng)也會(huì)使東道國(guó)企業(yè)市場(chǎng)份額減少、利潤(rùn)降低、甚至瀕臨破產(chǎn)或被吞并。因此，競(jìng)爭(zhēng)路徑對(duì)東道國(guó)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新溢出效應(yīng)的影響主要取決于市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系的強(qiáng)弱。

2. 示范與模仿路徑。

具備先進(jìn)技術(shù)水平和管理能力的外資企業(yè)涌入東道國(guó)以后，東道國(guó)企業(yè)可以通過(guò)學(xué)習(xí)和模仿實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新。外資企業(yè)先進(jìn)的生產(chǎn)、運(yùn)營(yíng)和管理模式對(duì)東道國(guó)企業(yè)無(wú)疑具有良好的示范效應(yīng)，東道國(guó)企業(yè)通過(guò)深入學(xué)習(xí)和研究外資企業(yè)生產(chǎn)運(yùn)作機(jī)制，進(jìn)行消化再創(chuàng)新，可以提高自身的技術(shù)水平和生產(chǎn)效率。

3. 產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)路徑。

東道國(guó)企業(yè)與外資企業(yè)可以通過(guò)進(jìn)行市場(chǎng)合作而實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新。一是東道國(guó)企業(yè)作為客戶商而外資企業(yè)作為銷售商。東道國(guó)企業(yè)可以獲得質(zhì)量好、技術(shù)高并且價(jià)格低廉的中間投入品，從而降低生產(chǎn)成本，提高生產(chǎn)效率和技術(shù)水平；二是東道國(guó)企業(yè)作為銷售商而外資企業(yè)作為客戶商。外資企業(yè)為滿足產(chǎn)品需求，會(huì)對(duì)東道國(guó)企業(yè)的產(chǎn)品和服務(wù)進(jìn)行革新，對(duì)人員進(jìn)行技術(shù)培訓(xùn)。

4. 人員培訓(xùn)流動(dòng)路徑。

內(nèi)外資企業(yè)之間進(jìn)行的技術(shù)和人才流動(dòng)，也可以提升東道國(guó)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力。首先，內(nèi)資企業(yè)可能會(huì)派出人員前往外資企業(yè)進(jìn)行學(xué)習(xí)。其次，外資企業(yè)也會(huì)考慮雇傭本地技術(shù)工人并提供技術(shù)培訓(xùn)。同時(shí)，掌握高技術(shù)的外資企業(yè)研發(fā)人員也可能流向內(nèi)資企業(yè)，并帶來(lái)先進(jìn)技術(shù)。

三、利用外資溢出效應(yīng)的實(shí)證研究

（一）模型估計(jì)的理論基礎(chǔ)

基于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，將被解釋變量的滯后項(xiàng)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(dòng)態(tài)項(xiàng)，xi，t是其他自變量，αi是自變量的系數(shù)，μi為個(gè)體效應(yīng)，εi，t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

由于引入了因變量滯后項(xiàng)，解釋變量會(huì)與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)。同時(shí)模型存在一定程度的橫截面相依性，在估計(jì)參數(shù)時(shí)會(huì)產(chǎn)生有偏性和非一致性，因此采用基于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的GMM估計(jì)。

為了消除個(gè)體效應(yīng)的影響，首先對(duì)式（1）進(jìn)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(xiàng)和一階差分殘差項(xiàng)之間依然存在相關(guān)性，因此，可采用殘差項(xiàng)的一階差分項(xiàng)和t-2時(shí)期及其之前時(shí)期的被解釋變量和解釋變量作為一階差分滯后項(xiàng)的工具變量，運(yùn)用GMM估計(jì)得到有效估計(jì)量。同時(shí)，選擇漢森J檢驗(yàn)和Sargan檢驗(yàn)對(duì)模型進(jìn)行過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)。

（二）模型構(gòu)建

大部分學(xué)者以擴(kuò)展的道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)作為模型基礎(chǔ)，本文從另一角度出發(fā)，將各變量進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，構(gòu)建包含一階滯后因變量的動(dòng)態(tài)面板模型。經(jīng)驗(yàn)研究表明，動(dòng)態(tài)面板模型中宏觀經(jīng)濟(jì)序列的一階動(dòng)態(tài)效應(yīng)最為顯著，因此構(gòu)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(qū)，t代表時(shí)期，patenti，t表示i地區(qū)t時(shí)期的技術(shù)創(chuàng)新水平，patenti，t-1表示i地區(qū)t-1時(shí)期的技術(shù)創(chuàng)新水平，foreigni，t表示i地區(qū)t時(shí)期的利用外資水平，Xi，t表示i地區(qū)t時(shí)期的其他影響因素，μi為各截面單元的個(gè)體差異，εi，t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

以技術(shù)創(chuàng)新作為被解釋變量，技術(shù)創(chuàng)新的一階滯后項(xiàng)和利用外資水平作為解釋變量，選取技術(shù)創(chuàng)新的二階滯后項(xiàng)為工具變量。同時(shí)加入控制變量，最終構(gòu)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(qū)t時(shí)期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，openi，t表示i地區(qū)t時(shí)期的貿(mào)易開放度，invi，t表示i地區(qū)t時(shí)期的科研投入力度，asseti，t表示i地區(qū)t時(shí)期的人力資本水平，其他變量與式（3）相同。

（三）變量選取與說(shuō)明

變量的數(shù)據(jù)均來(lái)源于2000～2011年歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，具體包括以下六個(gè)方面：

1.技術(shù)創(chuàng)新水平。技術(shù)創(chuàng)新表現(xiàn)在多個(gè)方面，如新產(chǎn)品銷售收入、申請(qǐng)專利授權(quán)量等。但新產(chǎn)品銷售收入難以反映企業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中的創(chuàng)新，且企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新成果向新產(chǎn)品轉(zhuǎn)化可能需要一段較長(zhǎng)時(shí)間?？紤]到企業(yè)主要以專利的形式對(duì)科技創(chuàng)新成果予以保護(hù)，且專利不僅可以反映產(chǎn)品創(chuàng)新，還可以反映過(guò)程創(chuàng)新，因此采用申請(qǐng)專利授權(quán)量除以R&D人員全時(shí)當(dāng)量來(lái)表示各地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平。

2.利用外資水平。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局從2005年才開始公布各地區(qū)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資中的利用外資數(shù)額，因此本文改為選取各地區(qū)外商投資企業(yè)年底注冊(cè)登記的投資總額作為利用外資水平的代理指標(biāo)。該指標(biāo)對(duì)應(yīng)的數(shù)據(jù)以美元為計(jì)量單位，按照外匯平均匯率將其折算成人民幣。

3.經(jīng)濟(jì)發(fā)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(qū)經(jīng)濟(jì)總量，只有總量規(guī)模指標(biāo)才能體現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的整體實(shí)力。因此選用地區(qū)GDP作為地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的代理變量。

4.貿(mào)易開放度。內(nèi)外資企業(yè)適度的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)有利于技術(shù)創(chuàng)新，貿(mào)易開放度可以在一定程度上體現(xiàn)地區(qū)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)水平。用進(jìn)口額與出口額之和再比上地區(qū)生產(chǎn)總值來(lái)衡量貿(mào)易開放度，按照外匯的平均匯率將以美元為計(jì)量單位的進(jìn)出口總額折算成人民幣。

5.科研投入力度。科研資金內(nèi)部支出是被調(diào)查單位用于內(nèi)部開展研究與開發(fā)（R&D）活動(dòng)的實(shí)際支出；而外部支出是被調(diào)查單位委托外單位或與外單位合作進(jìn)行R&D活動(dòng)而撥給對(duì)方的經(jīng)費(fèi)，并不能直接產(chǎn)生科研創(chuàng)新效果。因此，選用R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出作為各地區(qū)科研投入的代理指標(biāo)。

6.人力資本水平?？紤]到高校在校學(xué)生即期可能無(wú)法轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力，且高校畢業(yè)生統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)沒有排除繼續(xù)深造、面臨失業(yè)或?qū)I(yè)不對(duì)口的畢業(yè)生人數(shù)，存在高估人力資本的可能性。因此采用R&D人員全時(shí)當(dāng)量作為衡量人力資本的代理變量，它是國(guó)際上通用的用于比較科技人力投入的指標(biāo)，可以較好地衡量從事技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的人員規(guī)模。

（四）實(shí)證分析

運(yùn)用傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)處理方法進(jìn)行分析，將我國(guó)30個(gè)省區(qū)市（不包括西藏和臺(tái)灣）劃分為東、中、西三大區(qū)域。其中，東部地區(qū)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(gè)省市；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南共8個(gè)省份；西部地區(qū)包括內(nèi)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(gè)省區(qū)市。

利用協(xié)方差分析的檢驗(yàn)方法以及Hausman檢驗(yàn)對(duì)三大區(qū)域的面板模型進(jìn)行選擇，確定三大區(qū)域均適于采用隨機(jī)影響的變截距模型①。模型估計(jì)結(jié)果分別表示為式（5）、式（6）、式（7）：

東部地區(qū)：

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

（8.259） （6.524）

中部地區(qū)：

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

（8.610） （6.815）

西部地區(qū)：

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

（11.815） （3.451）

式（5）、（6）、（7）括號(hào)中顯示了對(duì)應(yīng)系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量，其P值遠(yuǎn)小于0.01，系數(shù)估計(jì)值顯著②。外資變量的估計(jì)系數(shù)符號(hào)都為正，且均在0.01的水平下顯著，表明各區(qū)域引進(jìn)的外資確實(shí)促進(jìn)了企業(yè)發(fā)展。其中，最高的中部地區(qū)外資溢出效應(yīng)為0.426，說(shuō)明外資利用水平每高出一個(gè)百分點(diǎn)，該區(qū)域企業(yè)創(chuàng)新水平將提升0.426%；其次是東部地區(qū)，這一比例為0.362%，西部地區(qū)為0.239%。

處于初級(jí)發(fā)展階段的企業(yè)，自我促進(jìn)機(jī)制尚未形成，其研發(fā)能力受外部因素影響較大，隨著時(shí)間的積累，企業(yè)將更多依靠自身良性循環(huán)發(fā)展。本文以被解釋變量的滯后項(xiàng)作為技術(shù)部門自身發(fā)展水平的替代變量，對(duì)傳統(tǒng)模型進(jìn)行修正。

將樣本按三大區(qū)域分組進(jìn)行GMM估計(jì)，得到剔除常數(shù)項(xiàng)的模型估計(jì)結(jié)果如表1所示：