FDI對我國高技術內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)新能力的影響研究
——基于行業(yè)面板數(shù)據(jù)的實證檢驗

李艷秋，黃景章

（江蘇師范大學 商學院，江蘇 徐州 221116）

引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟得到了長足的發(fā)展，對外顯示出強大的綜合國力，人民生活水平也有很大程度的提高。但同時也出現(xiàn)了一系列問題：對能源、資源的過度消耗，創(chuàng)新能力、企業(yè)核心競爭力亟待提高等等。目前中國正努力深化改革，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結構，淘汰落后產(chǎn)能，不斷提高自身的創(chuàng)新能力，推動以高技術產(chǎn)業(yè)為主導的產(chǎn)業(yè)體系升級。如何客觀評價FDI對內(nèi)資企業(yè)的技術溢出效應，F(xiàn)DI怎樣提高中國的創(chuàng)新能力？本文深入分析國內(nèi)外學者對FDI技術溢出效應的研究，提出優(yōu)化引進外商投資政策，提升高技術內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)新能力。相關文獻主要從以下幾個方面展開。

第一，F(xiàn)DI對國內(nèi)高技術內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)新能力的影響途徑。蔣殿春（2005）、金春雨（2016）認為，F(xiàn)DI主要通過人員流動效應、競爭效應和示范效應三種方式影響內(nèi)資企業(yè)的創(chuàng)新。FDI的競爭效應不利于企業(yè)的創(chuàng)新能力，但其示范效應和科技人員流動等有利于企業(yè)的研發(fā)活動。

第二，F(xiàn)DI技術溢出效應的方向。彭齊超和朱巧玲（2014）以OECD國家為樣本，分析出FDI對這些國家存在顯著的擠出效應；溫麗琴（2011）分析1997—2008年的相關數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)FDI對中國高技術產(chǎn)業(yè)有較大的正向技術溢出效應，人力資源在吸收外國技術方面也發(fā)揮了重要作用，中國高技術產(chǎn)業(yè)在吸引外國直接投資的同時，要注意自我創(chuàng)新，發(fā)展產(chǎn)業(yè)集群。

第三，F(xiàn)DI技術外溢的門檻效應。余泳澤（2012）認為，在FDI技術外溢過程中存在著一定的“門檻條件”，隨著時間的變化，技術外溢的“門檻條件”有所提高，外溢效應降低。李斌（2016）發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對高技術產(chǎn)業(yè)的技術溢出存在明顯的金融發(fā)展和吸收能力“門檻效應”。小于門檻值，F(xiàn)DI技術溢出不顯著；跨越門檻后，呈正向FDI技術溢出。

本文基于已有研究，以我國高技術內(nèi)資企業(yè)為研究對象，討論FDI對高技術內(nèi)資企業(yè)的創(chuàng)新能力的影響。根據(jù)李曉鐘（2016）引入產(chǎn)業(yè)組織理論中的“SCP”范式，深化FDI對市場結構影響的研究，剔除高度壟斷的飛機、航天器、雷達及廣播電視4個中類行業(yè)，驗證高技術產(chǎn)業(yè)內(nèi)的外商直接投資與內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率之間的關系，詳細分析了原因，并探討了相應的對策建議，旨在增強我國高技術產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新能力。

一、影響中國高技術企業(yè)創(chuàng)新能力的主要因素

第一，自主R&D投入。自主R&D投入包括R&D經(jīng)費投入和人力資源投入。創(chuàng)新本質(zhì)是新知識、新產(chǎn)品的產(chǎn)生過程。高技術企業(yè)可以通過自主R&D投入形成新的創(chuàng)新產(chǎn)出，即直接產(chǎn)生新知識，還可以通過R&D投入提高企業(yè)對現(xiàn)有知識的吸收能力，促進知識溢出，進一步提升創(chuàng)新能力。因此，自主R&D投入是創(chuàng)新的最重要因素之一。

第二，F(xiàn)DI知識溢出。自從中國加入世貿(mào)組織，經(jīng)濟市場愈加開放，除中國企業(yè)的自主R&D投入之外，其創(chuàng)新能力還受到他國的R&D行為影響。影響途徑包括FDI的示范、競爭、聯(lián)系和人力資本流動等效應，由此對東道國產(chǎn)生正向效應。然而，F(xiàn)DI也可能產(chǎn)生“擠出效應”，即東道國企業(yè)可能傾向于從國外購買先進技術，特別是在R&D投資風險較大或?qū)夹g要求較高的情況下。

第三，企業(yè)規(guī)模。一種觀點認為，壟斷力更強的大企業(yè)在規(guī)模經(jīng)濟、風險承擔和融資等方面比規(guī)模較小的企業(yè)有更大優(yōu)勢，因此大企業(yè)就擁有了更強的創(chuàng)新能力，這也即所謂“熊彼特假說”；另一種觀點則認為，在特定市場條件下，競爭性產(chǎn)業(yè)比壟斷產(chǎn)業(yè)更可能受到R&D激勵，從而規(guī)模小的企業(yè)更具創(chuàng)新能力。

二、模型建立及變量設定

（一）構建模型

FDI主要是通過其R&D活動的知識溢出效應影響東道國產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力，根據(jù)柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，這一廣泛應用于創(chuàng)新、研發(fā)以及知識溢出等方面研究的重要理論工具，分析FDI知識溢出對中國高技術內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)新能力的影響。

首先，設高技術產(chǎn)業(yè)內(nèi)資企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為：

上式中，Y為內(nèi)資企業(yè)總產(chǎn)出，RP為內(nèi)資企業(yè)的勞動投入，RD為內(nèi)資企業(yè)的資本投入，A為綜合技術水平。對式（1）左右兩邊取對數(shù)，得到：

由于綜合技術水平A受外商直接投資（FDI）影響，故將FDI納入到模型中；根據(jù)產(chǎn)業(yè)組織理論中的SCP范式，即“市場結構—市場行為—市場績效”的分析范式，將內(nèi)資企業(yè)規(guī)模和國有企業(yè)比例兩個變量納入到模型（2）中，將式（2）進行適當?shù)男拚倪M，得到：

上式中，Qit為高技術產(chǎn)業(yè)內(nèi)資企業(yè)i行業(yè)第t年的創(chuàng)新能力，RPit為高技術產(chǎn)業(yè)內(nèi)資企業(yè)當年從業(yè)平均人數(shù)，RDit為高技術產(chǎn)業(yè)內(nèi)資企業(yè)R&D資本存量，F(xiàn)DIit為高技術產(chǎn)業(yè)中外商投資的資本存量，GNit表示高技術產(chǎn)業(yè)內(nèi)資企業(yè)的規(guī)模，GMit表示國有企業(yè)的比例，Vit為隨機干擾項。

（二）變量與數(shù)據(jù)

1.內(nèi)資企業(yè)的創(chuàng)新能力。本文采用新產(chǎn)品銷售收入衡量創(chuàng)新能力。首先，全部新產(chǎn)品銷售收入減去三資企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入，刪除不需要的行業(yè)數(shù)據(jù)，得到13個中類行業(yè)的內(nèi)資企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入的名義值。然后，根據(jù)工業(yè)品出廠價格定基指數(shù)（基期為2005年）對上述名義值進行平減。

2.內(nèi)資企業(yè)R&D資本存量。本文以研發(fā)資本存量來衡量高技術產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)中的研發(fā)資本投入。首先，構造一個研發(fā)投資價格指數(shù)（PR），對R&D經(jīng)費內(nèi)部支出平減，借鑒王玲（2008）的做法，假定研發(fā)支出一半是勞動力，一半是機器材料，則：

其中，W為消費者價格指數(shù)（CPI），P是固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，兩種指數(shù)的基期均為2005年。然后，使用永續(xù)盤存法計算研發(fā)資本存量，公式如下：

其中，Eit和RDit分別表示i行業(yè)第t年R&D內(nèi)部支出和R&D資本存量；δi為i行業(yè)R&D資本存量的折舊率，本文根據(jù)以往研究假定其為15%，gi為R&D支出的年平均增長率。

3.外商直接投資。國內(nèi)外大量文獻研究表明，外資企業(yè)R&D活動可能通過一系列的溢出效應來影響內(nèi)資企業(yè)的創(chuàng)新能力。本文以外資企業(yè)R&D資本存量來度量FDI知識溢出效應對內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。

4.其他控制變量。高技術產(chǎn)業(yè)內(nèi)資企業(yè)的規(guī)模GN，本文采用其當年價總產(chǎn)值與個數(shù)的比來表示；用國企從業(yè)平均人數(shù)與全部高技術產(chǎn)業(yè)從業(yè)平均人數(shù)的比表示國有企業(yè)比例GM。

本文數(shù)據(jù)來自2006—2016年《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》，包括13個3位碼中類行業(yè)面板數(shù)據(jù)。飛機、航天、廣播、雷達這4個行業(yè)高度壟斷，較少引進外資，予以剔除。為防止多重共線性，所有數(shù)據(jù)均采用自然對數(shù)形式。消費者價格指數(shù)、固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)及工業(yè)品出廠價格指數(shù)數(shù)據(jù)均來自中國統(tǒng)計局，各變量的描述性統(tǒng)計分析（見表1）。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

三、實證分析

首先對中國高技術內(nèi)資企業(yè)2005—2015年13個行業(yè)的面板數(shù)據(jù)分別進行了Wald、Hausman檢驗，最終選定固定效應模型。對方程（3）進行回歸，逐次添加各個解釋變量，得到模型（1）至模型（5）。模型（5）是添加了交叉項lnRP×lnGN的固定效應模型，用于比較分析。

第一，內(nèi)資企業(yè)的自主R&D投入對其創(chuàng)新市場轉(zhuǎn)化能力具有正向作用。在表2的5個模型中，RD和RP的系數(shù)均為正且全部通過1%的顯著性水平檢驗，表明自主R&D投入是高技術內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)新能力提升的重要因素。另外，從它們的系數(shù)估計值大小來看，所有模型均顯示內(nèi)資企業(yè)的人力資源投入對于其創(chuàng)新的作用遠遠大于資本存量對創(chuàng)新轉(zhuǎn)化的作用。模型（5）添加了一個交叉項lnRP×lnGN，模型擬合優(yōu)度顯著提高，更加體現(xiàn)人力資源對創(chuàng)新的重要性，那么lnRP對lnQ的影響度可以寫為0.889365+0.125929×lnGN，lnGN的均值為0.403899，就可以計算出lnRP對lnQ的總影響為0.94023。人力投入的重要可能是因為在創(chuàng)新轉(zhuǎn)化方面需要更多的從業(yè)推廣，增加新產(chǎn)品的銷售收入。

表2 市場轉(zhuǎn)化能力的模型估計

第二，F(xiàn)DI對內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)新的市場轉(zhuǎn)化具有正向影響。表2中的模型（2）至模型（5）一致顯示，F(xiàn)DI的系數(shù)估計值均為正且顯著，表明外資企業(yè)的R&D活動產(chǎn)生了顯著的知識溢出效應，提高了中國高技術內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)新能力。當模型中添加了FDI后，內(nèi)資企業(yè)的自主研發(fā)經(jīng)費投入和自主人力投入的影響在降低，說明外資的投入降低了自主投資的要求，并且三者共同增加創(chuàng)新產(chǎn)出。不過，從系數(shù)估計值大小來看，通過FDI知識溢出對內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)新能力的提升作用比內(nèi)資企業(yè)自主R&D投入的作用小，但比李曉鐘（2016）、沙文兵（2013）的系數(shù)結果大，因為本文所選行業(yè)不包括航天器、雷達等高度壟斷行業(yè)，溢出效應更加明顯。

第三，其他控制變量。內(nèi)資企業(yè)平均規(guī)模對高技術產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新影響通過了10%的顯著性檢驗，且為正影響，即內(nèi)資企業(yè)規(guī)模越大，其創(chuàng)新能力越強。這是因為規(guī)模大的企業(yè)，其知名度更高，融資途徑更寬廣，更容易吸納創(chuàng)新性人才和研發(fā)經(jīng)費，提高其創(chuàng)新能力，但從系數(shù)值來看，影響不大?？梢?，國有企業(yè)所占比重對高技術內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)新能力的影響不顯著。

四、結論及建議

本文從高技術產(chǎn)業(yè)的13個中類行業(yè)數(shù)據(jù)出發(fā)，實證分析了FDI對我國高技術內(nèi)資企業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響。實證結果表明，F(xiàn)DI總體上對高技術內(nèi)資企業(yè)自主創(chuàng)新能力存在著積極促進效應；內(nèi)資企業(yè)規(guī)?？傮w上對高技術內(nèi)資企業(yè)自主創(chuàng)新能力有正向作用，但作用較小；國有企業(yè)所占比重總體上對高技術內(nèi)資企業(yè)自主創(chuàng)新影響不顯著。

為獲得更多的技術溢出效應，我國應不斷完善投資環(huán)境，積極引導鼓勵外商投資高新技術產(chǎn)業(yè)關鍵技術環(huán)節(jié)；在外資的質(zhì)量方面，注重催生甚至提高引資、引智、引技的協(xié)同效應。內(nèi)資企業(yè)著重加強自主研發(fā)經(jīng)費的投入，重點項目環(huán)節(jié)重點關注，加強研發(fā)人員的培養(yǎng)，注重從業(yè)人員的學習交流，更高效地利用自主研發(fā)經(jīng)費，更有效地提升內(nèi)資企業(yè)的自主創(chuàng)新能力；注重產(chǎn)業(yè)集聚效應，發(fā)揮企業(yè)的規(guī)模優(yōu)勢，進一步增強高技術內(nèi)資企業(yè)的自主創(chuàng)新力。