FDI對(duì)我國(guó)不同層次技術(shù)進(jìn)步方式的效應(yīng)分析

　　摘要：技術(shù)進(jìn)步可以分為技術(shù)模仿、轉(zhuǎn)移和創(chuàng)新三個(gè)層次，文章分別建立FDI對(duì)我國(guó)不同技術(shù)進(jìn)步方式的單因素和多因素模型，通過(guò)相關(guān)數(shù)據(jù)實(shí)證分析FDI對(duì)我國(guó)這三種技術(shù)進(jìn)步方式的影響。結(jié)果表明：我國(guó)主要通過(guò)對(duì)FDI技術(shù)溢出的模仿效應(yīng)促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步；科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出總額的增加對(duì)三種層次的技術(shù)進(jìn)步都有促進(jìn)作用，其中對(duì)技術(shù)模仿和創(chuàng)新的促進(jìn)效果更為明顯。
　　關(guān)鍵詞：FDI；技術(shù)模仿；轉(zhuǎn)移；自主創(chuàng)新
　　一、引言
　　技術(shù)進(jìn)步對(duì)一國(guó)的發(fā)展有著至關(guān)重要的作用，而外商直接投資（Foreign Direct Investment，F(xiàn)DI）技術(shù)溢出是東道國(guó)技術(shù)進(jìn)步的一個(gè)重要源泉。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，1985-2009年間，我國(guó)外商直接投資實(shí)際使用額自19.56億美元上升到900.33億美元，增長(zhǎng)了近46倍，而工業(yè)方面的外商直接投資從1997年的3113207萬(wàn)美元上升到2009年的4938411萬(wàn)美元，且其在總投資使用額中所占比重均在50%以上，在2004年曾達(dá)到73.7%。
　　通過(guò)文獻(xiàn)的整理發(fā)現(xiàn)，關(guān)于FDI對(duì)于東道國(guó)的技術(shù)進(jìn)步是正效應(yīng)還是負(fù)效應(yīng)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者都存在著分歧。在國(guó)外學(xué)者的研究中，認(rèn)為FDI對(duì)東道國(guó)技術(shù)進(jìn)步起到促進(jìn)作用的研究中比較有代表性的有Macdougall、Hejazi和Safarian等，而也有一些學(xué)者通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)認(rèn)為FDI對(duì)東道國(guó)的技術(shù)進(jìn)步有抑制作用，如Aitken和Harrison、Barry等。國(guó)內(nèi)學(xué)者認(rèn)為FDI促進(jìn)東道國(guó)技術(shù)進(jìn)步的有王成岐和張建華（2002）、陳濤濤和陳嬌（2006）等。李利、袁闖和邱會(huì)亮（2009）認(rèn)為FDI對(duì)我國(guó)東部地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)作用不明顯，而對(duì)我國(guó)中部、西部地區(qū)卻存在明顯的正向促進(jìn)作用。
　　此外，關(guān)于FDI對(duì)于我國(guó)技術(shù)模仿、技術(shù)引進(jìn)與技術(shù)創(chuàng)新的研究，大多立足于FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)有這三種路徑，再探討通過(guò)這三種技術(shù)進(jìn)步方式對(duì)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步的影響，直接研究FDI與技術(shù)模仿、轉(zhuǎn)移與創(chuàng)新這三種進(jìn)步方式關(guān)系的還未曾有過(guò)。
　　綜上可見(jiàn)，雖有學(xué)者從FDI角度研究其對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響，但都未探討過(guò)FDI對(duì)我國(guó)這三種不同層次的技術(shù)進(jìn)步方式的影響，只是籠統(tǒng)地討論FDI對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，或討論上述三中進(jìn)步方式中的一種或兩種對(duì)技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)。本文擬從技術(shù)模仿、轉(zhuǎn)移與創(chuàng)新三個(gè)不同層次技術(shù)進(jìn)步的角度，著重以工業(yè)企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。
　　二、計(jì)量模型與數(shù)據(jù)說(shuō)明
　?。ㄒ唬┯?jì)量模型構(gòu)建
　　1、為驗(yàn)證FDI對(duì)我國(guó)技術(shù)模仿、轉(zhuǎn)移和自主創(chuàng)新的影響作用，首先建立一個(gè)簡(jiǎn)單的單因素線性模型：
　　lnYit=C+λilnFDIt-1+uit①
　　其中：Y表示進(jìn)步產(chǎn)出；i為1、2和3，分別表示技術(shù)模仿、轉(zhuǎn)移和自主創(chuàng)新；FDIt-1為滯后一期的FDI實(shí)際使用額。
　　2、考慮到人力資本、科技活動(dòng)內(nèi)部支出對(duì)于技術(shù)進(jìn)步的重要，借鑒Engelbrecht的做法，在模型中加入人力資本和科技活動(dòng)內(nèi)部支出總額兩項(xiàng)，得到：
　　lnYit=C+αilnFDIt-1+βilnHt+γilnSTEt+μit②
　?。ǘ┳兞考皵?shù)據(jù)說(shuō)明
　　本文涉及的變量主要有：FDI實(shí)際利用額（FDI）、大中型工業(yè)企業(yè)技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)（Y1）、大中型工業(yè)企業(yè)技術(shù)引進(jìn)經(jīng)費(fèi)支出（Y2）、三種專(zhuān)利申請(qǐng)量（Y3）、平均受教育年限（H）和科技活動(dòng)內(nèi)部支出總額（STE）。所有變量數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度均為1991-2008年。
　　1、FDI實(shí)際使用額（FDI）。本文以FDI實(shí)際利用額取代合同額，表示FDI的真實(shí)流入量。由于外商直接投資額的原始數(shù)據(jù)的單位為“美元”，考慮到所有變量數(shù)據(jù)單位的一致性，本文處理時(shí)根據(jù)美元加權(quán)平均匯率將其轉(zhuǎn)換為人民幣單位“萬(wàn)元”。FDI實(shí)際使用額及美元加權(quán)平均匯率數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。
　　2、大中型工業(yè)企業(yè)技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)——技術(shù)模仿指標(biāo)（Y1）。技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)支出是指大中型工業(yè)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)改造而發(fā)生的費(fèi)用支出，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，單位為“億元”。時(shí)間跨度為1991年、1993年、1995-2007年，由于缺少1992年和1994年的數(shù)據(jù)，本文借鑒李真（2010）的處理方法，分別用1991年、1993年和1995年數(shù)據(jù)的均值作為1992年和1994年數(shù)據(jù)的估計(jì)值。
　　3、大中型工業(yè)企業(yè)技術(shù)引進(jìn)經(jīng)費(fèi)支出——技術(shù)轉(zhuǎn)移指標(biāo)（Y2）。技術(shù)轉(zhuǎn)移經(jīng)費(fèi)即指技術(shù)引進(jìn)經(jīng)費(fèi)，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，單位為“億元”。
　　4、三種專(zhuān)利申請(qǐng)受理數(shù)——自主創(chuàng)新指標(biāo)（Y3）。本文采用三種專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)作為技術(shù)自主創(chuàng)新能力的衡量指標(biāo)。之所以不采取專(zhuān)利授權(quán)量這個(gè)指標(biāo)，是因?yàn)閷?zhuān)利的授權(quán)往往需要幾年甚至幾十年才能實(shí)現(xiàn)，具有滯后性。該數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，單位為“件”。
　　5、平均受教育年限——人力資本水平指標(biāo)（H）。對(duì)于人力資本水平的測(cè)算，國(guó)際上通常采用Barro和Lee（1993）的做法用人均受教育年限來(lái)近似計(jì)算，即把不識(shí)字或識(shí)字很少、小學(xué)、初中、高中和大專(zhuān)及以上的受教育年限分別記為1年、6年、9年、12年和16年，并利用計(jì)算公式：人均受教育年限=不識(shí)字或識(shí)字很少的人口比重×1+小學(xué)人口比重×6+初中人口比重×9+高中人口比重×12+大學(xué)及以上人口比重×16。數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，單位為“年”。
　　6、科技活動(dòng)內(nèi)部支出總額（STE）。科技活動(dòng)內(nèi)部支出總額反映了科技投入實(shí)際完成情況，因而是影響技術(shù)進(jìn)步的主要指標(biāo)。數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，單位為“萬(wàn)元”。
　　三、實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果說(shuō)明
　　（一）單因素模型回歸
　　驗(yàn)證單因素FDI對(duì)我國(guó)技術(shù)模仿、轉(zhuǎn)移與創(chuàng)新的影響作用。根據(jù)模型①利用FDI實(shí)際使用額分別對(duì)技術(shù)模仿指標(biāo)—技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)（Y1）、技術(shù)轉(zhuǎn)移指標(biāo)—技術(shù)引進(jìn)經(jīng)費(fèi)（Y2）、技術(shù)創(chuàng)新指標(biāo)—三種專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)（Y3）進(jìn)行對(duì)數(shù)線性回歸，得到如下結(jié)果：
　　lnY1=6.98+0.55lnFDIt-1，p=0.0000，R2＝0.69
　　lnY2=10.3+0.26lnFDIt-2，p=0.0000，R2＝0.85
　　lnY3=-35.15-0.16lnFDIt-1，p=0.0014，R2=0.99
　　可以看出，λ＾1＞λ＾2＞0＞λ＾3，可以粗略地說(shuō)明FDI對(duì)我國(guó)技術(shù)模仿這種進(jìn)步方式的促進(jìn)作用大于技術(shù)轉(zhuǎn)移，對(duì)自主創(chuàng)新起到抑制作用。
　?。ǘ┒嘁蛩啬Ｐ蛯?shí)證分析
　　1、單位根檢驗(yàn)
　　本文采用ADF法檢驗(yàn)技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)、技術(shù)引進(jìn)經(jīng)費(fèi)、三種專(zhuān)利申請(qǐng)受理數(shù)、FDI實(shí)際使用額、平均受教育年限和科技活動(dòng)內(nèi)部支出總額的單整階數(shù)。結(jié)果顯示：lnY1、lnY2、lnY3、lnFDI、lnH、lnSTE的原序列均有一個(gè)單位根，經(jīng)過(guò)一階差分后變?yōu)槠椒€(wěn)序列，同屬于一階單整，即lnY1、lnY2、lnY3、lnFDI、lnH、lnSTE都屬于I（1）序列。
　　2、協(xié)整及長(zhǎng)期均衡關(guān)系分析
　　本文采用Johansen檢驗(yàn)方法對(duì)lnY1、lnFDI、lnH、lnSTE；lnY2、lnFDI、lnH、lnSTE和lnY3、lnFDI、lnH、lnSTE三組變量協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。均可以得到在5%的顯著性水平上，這三組變量之間均存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。
　　跡檢驗(yàn)表明，在5%的顯著性水平下，lnY1、lnFDI、lnH、lnSTE；lnY2、lnFDI、lnH、lnSTE和lnY3、lnFDI、lnH、lnSTE這三組存在如下的長(zhǎng)期均衡關(guān)系：
　　
　　
　　
　　在回歸方程1中，可以看出，F(xiàn)DI與科技活動(dòng)內(nèi)部支出的彈性系數(shù)分別為0.428和1.464，說(shuō)明FDI每增加1%，技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)增加0.428%，而科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)每增加1%，技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)隨之增加1.464%。由此看出，盡管FDI對(duì)我國(guó)技術(shù)模仿起促進(jìn)作用，但科技活動(dòng)內(nèi)部支出總額的影響更大。人力資本水平的彈性系數(shù)為-7.802，說(shuō)明了人力資本水平的提升不利于技術(shù)模仿這種進(jìn)步方式，可能趨向于技術(shù)引進(jìn)或創(chuàng)新的進(jìn)步方式。從回歸方程2中可以看出，F(xiàn)DI、人力資本水平與科技活動(dòng)內(nèi)部支出總額均對(duì)技術(shù)引進(jìn)起到促進(jìn)作用，其中：FDI對(duì)技術(shù)引進(jìn)的作用相比技術(shù)模仿相對(duì)減弱，彈性系數(shù)由0.428下降到0.119；人力資本對(duì)于技術(shù)引進(jìn)這種技術(shù)進(jìn)步方式的作用增強(qiáng)。從回歸方程3中，可以看出，F(xiàn)DI與人力資本對(duì)我國(guó)技術(shù)自主創(chuàng)新的影響作用為負(fù)，僅有科技活動(dòng)內(nèi)部指出對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響作用為正。可見(jiàn)在我國(guó)FDI對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新主要起到抑制作用，可能是因?yàn)镕DI企業(yè)在國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的地位越來(lái)越高，其對(duì)市場(chǎng)和技術(shù)的控制力越來(lái)越高，F(xiàn)DI的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)不明顯，而FDI所帶來(lái)的如擠出效應(yīng)之類(lèi)的負(fù)面效應(yīng)卻在增強(qiáng)，進(jìn)而抑制了我國(guó)的自主創(chuàng)新。從理論上講，人力資本水平的提升應(yīng)該有利于技術(shù)自主創(chuàng)新，但這里人力資本水平的提升對(duì)自主創(chuàng)新卻起到抑制作用，可能是因?yàn)楸疚闹腥肆Y本水平指標(biāo)選取的是1991-2008年人均教育年限，1985年《中共中央關(guān)于教育體制改革的決定》指出義務(wù)教育是現(xiàn)代文明的一個(gè)標(biāo)志。自此我國(guó)開(kāi)始普及義務(wù)教育，截至2009年我國(guó)義務(wù)教育普及率達(dá)到95%，而1990年第四次人口普查數(shù)據(jù)顯示，當(dāng)時(shí)我國(guó)受過(guò)義務(wù)教育的人口比率只有42.27%，說(shuō)明人均教育年限的提升有很大部分是由于我國(guó)義務(wù)教育這部分的人口比例的提升，而自主創(chuàng)新需要的是至少大專(zhuān)及以上的人力資本水平，因此這里會(huì)出現(xiàn)人力資本水平對(duì)自主創(chuàng)新起到抑制作用的影響。橫向比較這三個(gè)方程中FDI的系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)α1>β1>0>γ1，表明FDI對(duì)我國(guó)技術(shù)模仿的作用大于技術(shù)轉(zhuǎn)移，而對(duì)自主創(chuàng)新甚至起到抑制作用，這同時(shí)也檢驗(yàn)了前面單因素模型的結(jié)論。
　　四、結(jié)論
　　由上述實(shí)證分析，可以得到以下結(jié)論：一是FDI對(duì)我h5Qe7p2GvpXYGrz2iXWPQQ==國(guó)技術(shù)模仿的促進(jìn)作用大于技術(shù)轉(zhuǎn)移，而對(duì)我國(guó)技術(shù)自主創(chuàng)新水平長(zhǎng)期起抑制作用；二是科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)支出總額的增加對(duì)三種層次的技術(shù)進(jìn)步都有促進(jìn)作用，其中對(duì)技術(shù)模仿和創(chuàng)新的促進(jìn)效果更為明顯。
　　為了進(jìn)一步提高FDI對(duì)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)效應(yīng)，應(yīng)該從以下方面入手：
　　第一，調(diào)整FDI的引入比例，在考慮FDI適度規(guī)模引進(jìn)的同時(shí)更加注重對(duì)高新科技的引入，F(xiàn)DI在我國(guó)主要是對(duì)技術(shù)模仿和技術(shù)轉(zhuǎn)移的促進(jìn)作用比較明顯，而對(duì)于自主創(chuàng)新的影響作用為負(fù)，要使得FDI對(duì)我國(guó)自主創(chuàng)新也起到促進(jìn)作用，需要合理引進(jìn)FDI及合理分配其在不同產(chǎn)業(yè)間的規(guī)模。
　　第二，加大科研經(jīng)費(fèi)投入。通過(guò)改革我國(guó)現(xiàn)有的科研經(jīng)費(fèi)投入體制，建立良好的科研資助體系，充分發(fā)揮政府、企業(yè)和民間各方面的力量，增加科研經(jīng)費(fèi)投入，為科研人員提供充足的經(jīng)費(fèi)保障。注意科研經(jīng)費(fèi)的投入結(jié)構(gòu)，要更多地投入到自主研發(fā)方面。
　　第三，提高我國(guó)高層次人力資本水平。在提高整體人力資本水平的同時(shí)要培養(yǎng)和引進(jìn)高知識(shí)層次的科技人才。
　　參考文獻(xiàn)：
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