FDI對(duì)我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新能力溢出的門檻效應(yīng)探析

章 琴，劉家樹，沈國(guó)俊

(安徽工業(yè)大學(xué)商學(xué)院，安徽馬鞍山243032)

FDI對(duì)我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新能力溢出的門檻效應(yīng)探析

章 琴，劉家樹，沈國(guó)俊

(安徽工業(yè)大學(xué)商學(xué)院，安徽馬鞍山243032)

選擇我國(guó)30個(gè)省市自治區(qū)2002—2013年面板數(shù)據(jù)，建立計(jì)量模型，從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和人力資本三個(gè)方面檢驗(yàn)外商直接投資(FDI)對(duì)我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新溢出的門檻效應(yīng)。結(jié)果表明：FDI對(duì)技術(shù)創(chuàng)新溢出具有正向效應(yīng)；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)FDI技術(shù)創(chuàng)新溢出效應(yīng)的發(fā)揮不具有門檻效應(yīng)，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)和人力資本對(duì)FDI技術(shù)創(chuàng)新溢出具有門檻效應(yīng)。

外商直接投資；技術(shù)創(chuàng)新能力；門檻效應(yīng)

技術(shù)創(chuàng)新是一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)取得長(zhǎng)期發(fā)展的決定因素和重要?jiǎng)恿1]。外商直接投資(FDI)是提高技術(shù)創(chuàng)新能力的重要途徑之一，發(fā)展中國(guó)家利用外商投資企業(yè)在東道國(guó)的投資，通過人員流動(dòng)、企業(yè)示范、外部競(jìng)爭(zhēng)和學(xué)習(xí)模仿等渠道來獲取外商投資中的先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)[2],從而享受FDI帶來的技術(shù)創(chuàng)新的溢出效應(yīng)，促進(jìn)東道國(guó)技術(shù)創(chuàng)新能力。由于我國(guó)區(qū)域發(fā)展不平衡，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和人力資本在不同區(qū)域具有差異性，導(dǎo)致FDI對(duì)各地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新能力的影響呈現(xiàn)出異質(zhì)性。

關(guān)于FDI技術(shù)溢出效應(yīng)，學(xué)者們進(jìn)行了廣泛研究。薄文廣實(shí)證檢驗(yàn)了人力資本門檻效應(yīng)的存在[3]；何潔選擇行業(yè)角度分析得到，外商直接投資對(duì)我國(guó)工業(yè)部門表現(xiàn)為技術(shù)外溢效應(yīng)[4]；王紅領(lǐng)等認(rèn)為FDI對(duì)我國(guó)民族企業(yè)自主創(chuàng)新具有促進(jìn)作用[5]；張海洋研究表明，F(xiàn)DI的外溢效應(yīng)對(duì)內(nèi)資部門技術(shù)效率的提高產(chǎn)生了抑制作用[6]；王志鵬等認(rèn)為由于我國(guó)吸收能力有限、跨國(guó)公司處于壟斷地位等原因，導(dǎo)致了FDI對(duì)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步的溢出效應(yīng)并不明顯[7]；徐亞靜等基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)對(duì)FDI技術(shù)創(chuàng)新能力進(jìn)行研究，得出FDI對(duì)不同區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新影響存在差別，東部無顯著影響，中部地區(qū)有促進(jìn)作用，然而對(duì)西部地區(qū)則會(huì)抑制技術(shù)創(chuàng)新[8]。

鑒于不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和人力資本狀況存在較大差異，影響了FDI對(duì)技術(shù)創(chuàng)新能力溢出效應(yīng)的發(fā)揮。結(jié)合國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)，本文選擇2002—2013年我國(guó)30個(gè)省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和人力資本狀況三個(gè)方面探析FDI對(duì)我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新能力溢出的門檻效應(yīng)。

1 計(jì)量模型構(gòu)建

借鑒Cobb-Douglas函數(shù)，綜合文獻(xiàn)[2-3]，構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)模型如式(1)～(2)。

其中：α，β分別表示科技活動(dòng)中資本投入和人力投入的產(chǎn)出彈性；rFDI表示FDI對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響；γ表示其對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的產(chǎn)出彈性；ε是隨機(jī)誤差項(xiàng)；i表示省份；t表示年份；X是一組控制變量，表示影響FDI發(fā)揮技術(shù)創(chuàng)新溢出效應(yīng)的不同因素，分別取經(jīng)濟(jì)發(fā)展(rED)、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)(rES)和人力資本(rPC)，利用構(gòu)建連乘變量的方法來考慮變量間的門檻效應(yīng)[2,3,7,9-11]。

在式(1)的基礎(chǔ)上構(gòu)建X與FDI“連乘的解釋變量”，由此變量來檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和人力資本這三個(gè)因素與FDI聯(lián)合作用對(duì)技術(shù)創(chuàng)新溢出效應(yīng)的影響。借鑒文獻(xiàn)[1]，結(jié)合前文分析，式(2)中有：當(dāng)θ＞0時(shí),因素X與FDI之間具有正相關(guān)的技術(shù)創(chuàng)新溢出效應(yīng),且當(dāng)X＞-λ/θ時(shí),FDI可導(dǎo)致的創(chuàng)新溢出效應(yīng)為正；當(dāng)θ＜0時(shí),因素X與FDI的之間具有負(fù)相關(guān)的技術(shù)創(chuàng)新溢出效應(yīng),且當(dāng)X＞-λ/θ時(shí),FDI可導(dǎo)致負(fù)向的創(chuàng)新溢出效應(yīng)。

2 變量選取與數(shù)據(jù)來源

2.1 變量選取

1)因變量 由于計(jì)量模型實(shí)證分析中，受統(tǒng)計(jì)指標(biāo)和數(shù)據(jù)可獲得性限制，綜合借鑒文獻(xiàn)[4]，本文采用專利申請(qǐng)量(發(fā)明、實(shí)用新型和外觀專利三者的申請(qǐng)量)(Y)來衡量科技創(chuàng)新能力。

2)自變量 科技資金投入(K)：采用全國(guó)按地域分的R&D經(jīng)費(fèi)表示；科技活動(dòng)人員投入(L)：采用全國(guó)按地域分得R&D人員當(dāng)時(shí)全量表示；外商直接投資影響(rFDI)：為衡量FDI對(duì)一個(gè)國(guó)家或地區(qū)科技創(chuàng)新作用，將FDI單獨(dú)作為一個(gè)影響因素加以分析，采用各省(市)直接利用外資額來表示。

3)控制變量 為了探析經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和人力資本等因素對(duì)FDI溢出效應(yīng)的影響，選擇以下控制變量：

(1)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平 經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，地區(qū)相應(yīng)具有的吸收資本的能力越強(qiáng)，且影響技術(shù)創(chuàng)新的吸收能力，消化能力。而在示范-模仿效應(yīng)中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是進(jìn)行模仿的基礎(chǔ)，在此采用全國(guó)各省人均GDP來表示[12]。

(2)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu) 我國(guó)幅員遼闊，不同省份之間經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的發(fā)展有所差異，不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的差異可能對(duì)FDI技術(shù)創(chuàng)新溢出效應(yīng)的發(fā)揮產(chǎn)生門檻效應(yīng)。在我國(guó)FDI流入主要集中在制造業(yè)，借鑒文獻(xiàn)[1-2]，本文用第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比重來衡量。

(3)人力資本 本文采用Borro等[13]提出的勞動(dòng)力平均受教育年限來近似計(jì)算，各地人力資本存量(rPC)的計(jì)算公式為:小學(xué)比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大專及以上學(xué)歷比重×16。具體各變量說明見表1。

表1 主要相關(guān)變量Tab.1 Main relevant variables

2.2 數(shù)據(jù)來源

考慮到香港、澳門、臺(tái)灣以及西藏等4個(gè)地區(qū)數(shù)據(jù)缺失，文中實(shí)證分析數(shù)據(jù)范圍包含我國(guó)其余30個(gè)省、市、自治區(qū)2000—2013年面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源：《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》整理所得。由于變量數(shù)據(jù)來自于統(tǒng)計(jì)年鑒，為了消除物價(jià)因素造成的差異，本文模型中的所有數(shù)據(jù)均平減后取對(duì)數(shù)。模型回歸系數(shù)由Stata運(yùn)行而得出來。面板模型分析問題時(shí)，考慮固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)兩種模型。面板數(shù)據(jù)模型的選擇不同，會(huì)對(duì)參數(shù)的估計(jì)結(jié)果帶來較大偏差。固定效應(yīng)模型中誤差項(xiàng)被認(rèn)為和解釋變量相關(guān)，而隨機(jī)變量中誤差項(xiàng)被認(rèn)為和解釋變量無關(guān)。為科學(xué)選取模型，在實(shí)證分析之前，通過Hausman檢驗(yàn)判斷采用何種模型。Hausman值檢驗(yàn)中，原假設(shè)為：面板模型中個(gè)體影響與解釋變量不相關(guān)。若Hausman檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量小于臨界值，則無法拒絕原假設(shè)，就應(yīng)該將個(gè)體影響確定為隨機(jī)效應(yīng)模型；若統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，則拒絕原假設(shè)，應(yīng)設(shè)定為固定效應(yīng)模型[9]。

3 實(shí)證結(jié)果分析

通過式(1)，(2)的Hausman檢驗(yàn)，根據(jù)Hausman檢驗(yàn)值(H值)選擇面板回歸類型，表2～4給出了全部的實(shí)證結(jié)果。模型Ⅰ、Ⅱ檢驗(yàn)了30個(gè)省(直轄市、自治區(qū))的FDI與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，模型Ⅲ到模型Ⅷ分別檢驗(yàn)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(rED)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)(rES)、人力資本狀況(rPC)與FDI的聯(lián)合作用對(duì)我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新的影響。模型的修正判定系數(shù)均大于0.8，表模型的擬合度較好。

3.1 FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)分析

模型Ⅰ和模型Ⅱ主要研究科技人員、科技活動(dòng)資金投入、FDI與專利申請(qǐng)量的關(guān)系?；貧w結(jié)果顯示：科技活動(dòng)的資金投入、人員投入，外商直接投資都與專利申請(qǐng)量存在正向關(guān)系，且FDI的投入產(chǎn)出彈性在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，這說明FDI的流入有利于提高我國(guó)的技術(shù)創(chuàng)新。科技活動(dòng)資金投入的產(chǎn)出彈性為0.772，而科技活動(dòng)人員投入的產(chǎn)出彈性為0.217，這說明我國(guó)專利申請(qǐng)量的增加很大程度上依賴于科技活動(dòng)資金投入，這也進(jìn)一步驗(yàn)證了文獻(xiàn)[3]的結(jié)論，我國(guó)科技人員的產(chǎn)出效率較低，科技人員對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用還沒有很好的發(fā)揮出來。

3.2 FDI技術(shù)溢出的門檻效應(yīng)分析

為研究經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與FDI的聯(lián)合作用對(duì)我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新的影響，分析經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與FDI的聯(lián)合作用是否會(huì)抑制技術(shù)創(chuàng)新的溢出。表2模型Ⅲ中，rED×rFDI連乘變量的系數(shù)為正且通過了T檢驗(yàn)，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與FDI的聯(lián)合作用有利于FDI發(fā)揮技術(shù)創(chuàng)新的溢出效應(yīng)。為進(jìn)一步研究究竟是哪些變量造成專利申請(qǐng)的增加，有必要在rED×rFDI的連乘變量之外，再次引入rFDI變量。在模型Ⅳ中FDI本身對(duì)專利申請(qǐng)量的增加仍然成正相關(guān)，T檢驗(yàn)量顯著，rED×rFDI連乘變量的系數(shù)為正，且T檢驗(yàn)量顯著。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)FDI技術(shù)創(chuàng)新的發(fā)揮會(huì)有正向溢出效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的地方，F(xiàn)DI的流入會(huì)進(jìn)一步導(dǎo)致該地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新的增加。表2的回歸結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不會(huì)對(duì)FDI技術(shù)創(chuàng)新的溢出效應(yīng)產(chǎn)生門檻條件。

表2 經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與FDI技術(shù)創(chuàng)新能力的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)Tab.2 Threshold effect test of economic development and FDI

進(jìn)一步研究經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)與FDI聯(lián)合作用對(duì)我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新的影響，回歸結(jié)果見3。

表3 經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)與FDI技術(shù)創(chuàng)新能力的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)Tab.3 Threshold effect test of economic development structure and FDI

在回歸模型Ⅴ中，用rES×rFDI的連乘變量來代替rED×rFDI的連乘變量，回歸結(jié)果顯示連乘變量的系數(shù)為正數(shù)，T檢驗(yàn)值顯著；FDI檢驗(yàn)變量系數(shù)為負(fù)，T檢驗(yàn)值顯著，由此得出，經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)對(duì)FDI技術(shù)創(chuàng)新的溢出產(chǎn)生門檻效應(yīng)。由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)中，衡量的指標(biāo)是第二產(chǎn)業(yè)的比重來衡量的，該回歸結(jié)果也可看成我國(guó)的第二產(chǎn)業(yè)在FDI的流入中，F(xiàn)DI技術(shù)創(chuàng)新溢出會(huì)產(chǎn)生門檻效應(yīng)。門檻效應(yīng)的閾值為0.388(0.326/0.841),也即為第二產(chǎn)業(yè)的比重為39%左右時(shí)，F(xiàn)DI的流入量才能顯著提高該地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新能力。而截至到2013年，海南等地區(qū)還不能達(dá)到該閾值。

最后，研究人力資本與FDI的聯(lián)合作用是否對(duì)我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生門檻效應(yīng)。再構(gòu)造連乘變量rPC×rFDI來研究人力資本狀況與FDI相互作用對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響，回歸結(jié)果見表4。

表4 人力資本與FDI技術(shù)創(chuàng)新能力的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)Tab.4 Threshold effect test of human capital and FDI

從回歸模型Ⅶ可以看出，rPC×rFDI的連乘變量的系數(shù)為正，且T檢驗(yàn)值顯著。而在加入了rFDI、rPC的回歸模型Ⅷ中，rPC×rFDI的系數(shù)變?yōu)樨?fù)，T檢驗(yàn)值顯著，而rFDI的系數(shù)卻為正的，T檢驗(yàn)值在1%的顯著性水平下顯著，二者出現(xiàn)了一正一負(fù)的結(jié)果，這就證明了“門檻效應(yīng)”的存在。模型Ⅷ中人力資本門檻的閾值為4.026(0.124/0.031)。也就是說，在我國(guó)，只有那些人力資本的平均受教育年限達(dá)到4.03年左右時(shí)，F(xiàn)DI的流入才會(huì)顯著提高地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新能力。而截至到2013年，我國(guó)的平均受教育年限為9.44年，所研究樣本中，云南最低，為8.56年，超過閾值，也即30個(gè)省份人力資本均在次閾值之上。就是說，人力資本的門檻值確實(shí)存在，但由于我國(guó)絕大多數(shù)地區(qū)人力資本在門檻閾值之上，F(xiàn)DI對(duì)我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新能力的溢出效應(yīng)不會(huì)由于人力資本狀況而受到負(fù)面影響。

4 結(jié)論與啟示

利用30個(gè)省(直轄市、自治區(qū))2002—2013年的面板數(shù)據(jù)，定量分析經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)、人力資本對(duì)我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新能力(用專利申請(qǐng)量來表示技術(shù)創(chuàng)新能力)的影響，并得到：FDI的流入對(duì)我國(guó)專利申請(qǐng)量的增加有促進(jìn)作用，且FDI平均每增加1%，可促使專利申請(qǐng)量增加9.7%左右；就經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平而言，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會(huì)對(duì)FDI技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生正向“溢出效應(yīng)”，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的地方，該地區(qū)對(duì)外商投資中的技術(shù)利用水平越高，地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新能力也越高；經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)對(duì)FDI技術(shù)創(chuàng)新溢出具有“門檻效應(yīng)”；人力資本對(duì)FDI技術(shù)創(chuàng)新溢出具有“門檻效應(yīng)”，其門檻效應(yīng)的閾值為4.03。截止2013年，我國(guó)絕大多數(shù)地區(qū)人力資本均在此閾值之上，說明FDI的流入與人力資本的聯(lián)合作用將能有效提高地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新能力。

針對(duì)實(shí)證分析結(jié)論，可以得到如下啟示：首先，外商直接投資對(duì)我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新有促進(jìn)作用，但效率不高。目前我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新能力的提高還主要依靠科研活動(dòng)的高資金投入，未來亟需提高外商直接投資的溢出效應(yīng)，以提高我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新能力；其次，經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)對(duì)FDI技術(shù)創(chuàng)新溢出具有門檻效應(yīng)，而對(duì)于海南等地區(qū)，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)比重在門檻閾值之下，在引進(jìn)外資時(shí)，需要有所側(cè)重，加強(qiáng)自身的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)發(fā)展則勢(shì)在必行，以使其FDI技術(shù)創(chuàng)新能力的外溢效應(yīng)發(fā)揮出來；最后，人力資本對(duì)FDI流入具有門檻效應(yīng)，但現(xiàn)階段，我國(guó)絕大數(shù)地區(qū)人力資本值均在門檻閾值之上。對(duì)我國(guó)財(cái)政上而言，人力資本投入可以有適當(dāng)調(diào)整，財(cái)政上的側(cè)重應(yīng)調(diào)整為發(fā)展經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)上來，以便更好的吸收外資技術(shù)，提高我國(guó)各地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新能力。

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責(zé)任編輯：丁吉海

Threshold of the FDI to our Country Technical Innovation Overflow EffectAnalysis

ZHANG Qin,LIU Jiashu,SHEN Guojun
(School of Business,Anhui University of Technology,Ma'anshan 243032,China)

Selecting panel data from 2002 to 2013 of 30 provinces and cities in our country,establish econometric model,and analyze the threshold effect of foreign direct investment(FDI)on technology innovation from the level of economic development,economic structure and human capital.The results show that:FDI has positive effect on technology innovation overflow;Economic development level of FDI spillover effect of technology innovation has no threshold effect play,but the structure of economic development and human capital overflow has a threshold effect of FDI technology innovation.

foreign direct investment;technology innovation ability;threshold effect

F224.9

A

10.3969/i.issn.1671-7872.2015.04.018

2014-11-20

國(guó)家社科基金項(xiàng)目(12CGL013)；安徽高校人文社科重大課題(SK2014ZD017)；馬鞍山市軟科學(xué)研究計(jì)劃項(xiàng)目

章琴(1990-)，女，安徽樅陽人，碩士生，研究方向?yàn)榧夹g(shù)創(chuàng)新管理。

劉家樹(1975-)，男，安徽六安人，博士，教授，研究方向?yàn)閿?shù)量與技術(shù)經(jīng)濟(jì)管理。

1671-7872(2015)-04-0394-05