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    外商直接投資對江西自主創(chuàng)新溢出效應(yīng)的實證研究

    2011-09-05 02:48:24周紅根
    統(tǒng)計與決策 2011年15期
    關(guān)鍵詞:外商特征值方差

    周紅根,饒 華

    (1.山東輕工業(yè)學院經(jīng)濟管理學院,濟南 250353;2.南昌工程學院經(jīng)貿(mào)學院,南昌 330099)

    0 引言

    外商直接投資能否對東道國產(chǎn)生正的技術(shù)溢出效應(yīng)是衡量外資質(zhì)量的關(guān)鍵[1],一些實證研究結(jié)果表明FDI與技術(shù)進步之間存在正溢出、有限溢出、無明顯溢出,甚至負溢出等不同的結(jié)論。也有不少研究認為溢出效果受到投資國與東道國技術(shù)差距的影響,技術(shù)差距越大,東道國從FDI溢出中獲益越多,但差距增大到某一水平,以至于東道國廠商無法在現(xiàn)有的經(jīng)驗、教育水平及技術(shù)知識基礎(chǔ)上對國外先進技術(shù)加以吸收時,溢出將與技術(shù)差距的變化相背離,即存在所謂的發(fā)展門檻。

    檢索國內(nèi)相關(guān)文獻發(fā)現(xiàn),江西省引入FDI對江西經(jīng)濟增長和技術(shù)進步?jīng)]有顯著的促進作用。但從內(nèi)生經(jīng)濟增長的角度看,創(chuàng)新是新經(jīng)濟發(fā)展的靈魂,熊彼特認為創(chuàng)新包括五種情況:①創(chuàng)造一種新的產(chǎn)品;②采用一種新的生產(chǎn)方法;③開辟一個新的市場;④取得或控制原材料或半制成品的一種新的供給來源;⑤實現(xiàn)任何一種新的產(chǎn)業(yè)組織方式或企業(yè)重組。創(chuàng)新能夠創(chuàng)造經(jīng)濟價值,外商直接外資(FDI)能否為江西帶來創(chuàng)新是考察FDI的一項重要指標。因此,本文利用江西省歷年數(shù)據(jù)實證研究江西省FDI與自主創(chuàng)新溢出效應(yīng)的相關(guān)關(guān)系。

    1 理論模型的建立

    本文從生產(chǎn)函數(shù)入手來研究江西省的自主創(chuàng)新投入與產(chǎn)出之間的關(guān)系。將自主創(chuàng)新的產(chǎn)出函數(shù)定義為[2]:

    I表示自主創(chuàng)新的產(chǎn)出。L表示自主創(chuàng)新的勞動力投入,K表示自主創(chuàng)新的資本投入,F(xiàn)DI表示外資的參與程度。在進行參數(shù)估計時,將上式改寫成以下對數(shù)回歸模型:

    2 變量的選取

    2.1 自主創(chuàng)新產(chǎn)出(I)的衡量指標

    用什么指標來衡量自主創(chuàng)新的產(chǎn)出目前尚無統(tǒng)一的結(jié)論。如黎峰(2006)[3]采用專利授權(quán)量,包括發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設(shè)計,來衡量一國的自主創(chuàng)新能力。徐全勇(2007)[4]選擇發(fā)明專利數(shù)量、實用新型專利數(shù)量和外觀設(shè)計專利數(shù)量來衡量我國企業(yè)創(chuàng)新能力。再選擇研發(fā)過程中的勞動投入、FDI數(shù)量、政府和企業(yè)的資本投入,F(xiàn)DI的出口數(shù)量作為企業(yè)創(chuàng)新能力的影響變量。朱有為,張向陽(2006)[5]將外商企業(yè)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力評價指標分為技術(shù)創(chuàng)新投入和技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出2個一級指標。技術(shù)創(chuàng)新投入指標有投入量和投入效率2個二級指標;技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出指標有產(chǎn)出量和產(chǎn)出效率2個二級指標。每個二級指標對應(yīng)有三級指標,累計共4個二級指標、23個三級指標。該指標體系較為全面的反映外商企業(yè)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平。

    在實證研究中,由于受到統(tǒng)計指標和數(shù)據(jù)獲取的限制,多采用專利申請(或授權(quán))量、或者新產(chǎn)品銷售額、新產(chǎn)品開發(fā)項目的數(shù)量作為創(chuàng)新能力的評價指標。本文考慮到統(tǒng)計口徑的一致性,選用江西省大中型工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入(萬元)作為衡量江西省企業(yè)自主創(chuàng)新能力的產(chǎn)出指標I。

    2.2 自主創(chuàng)新的勞動力投入(L)、資本投入(K)和外資參與程度(FDI)的測度

    為盡量考慮統(tǒng)計口徑的一致性和數(shù)據(jù)的可收集性,選取江西省大中型工業(yè)企業(yè)技術(shù)開發(fā)人員數(shù)(人)作為江西自主創(chuàng)新勞動力投入量L;江西省大中型工業(yè)企業(yè)技術(shù)開發(fā)經(jīng)費支出額(萬元)作為資本投入量K,采用江西省實際使用外資額(萬元)作為江西省外資參與度數(shù)值(FDI)。

    3 模型求解

    3.1 LnL、LnK、LnFDI對LnI的回歸計算

    根據(jù)江西省歷年統(tǒng)計年鑒,得到江西省企業(yè)自主創(chuàng)新模型的各變量數(shù)據(jù),并對變量I、L、K、FDI求對數(shù)得LnI、LnL、LnK、LnFDI的值,利用SPSS16.0軟件中的線性回歸(Linear

    表1 總體結(jié)果和方差

    表2 回歸系數(shù)和相關(guān)參數(shù)

    表3 共線性診斷時的特征值和狀態(tài)指標

    表4 回歸結(jié)果與方差

    Regression)計算得出回歸結(jié)果和方差分析如表1所示。

    但從表2中可以看到,共線性診斷指標容許度(Tolerance)與方差膨脹因子(Variance inflation factor-VIF)兩項的值,LnL、LnK、LnFDI的容許度均小于0.5,而VIF值均大于1?;貧w結(jié)果不理想。

    在表3中特征值(Eigenvalue)即方差,及其條件指標(Condition Index),特征值很低,而后三個條件指標的值都很高,所以自變量之間的共線性嚴重。其中在Dimension4這一行,特征值可橫向解釋常數(shù)項(Constant)99%的方差,還能解釋LnL變量的100%方差,因此說明常數(shù)項與LnL變量高度相關(guān)。

    3.2 LnK、LnFDI對LnI的回歸計算

    去掉LnL變量后,利用SPSS16.0軟件重新回歸,得到結(jié)果如表4、5、6所示。

    R2=0.983,F(xiàn)=399.845均表明LnI與LnK、LnFDI的多元線性相關(guān)關(guān)系顯著,LnK與LnFDI之間仍然存在高度相關(guān)。

    而如果僅用LnFDI對LnI進行回歸,則 R2=0.649,F(xiàn)=27.768, Sig=0.000<0.05, t=5.270,容 許 度 Tolerance=1,VIF=1,表明LnFDI與LnI之間存在較顯著的相關(guān)關(guān)系,與多元線性回歸結(jié)果不一致。

    4 實證結(jié)果解釋

    因此根據(jù)模型實證結(jié)果可以認為存在以下可能性:

    (2)外商直接投資FDI對新產(chǎn)品銷售收入I的影響很小,或者是因為資本投入K等對新產(chǎn)品銷售收入的影響太大了,因而顯得FDI的影響程度小。

    (3)本論文的實證結(jié)果表明,如果用新產(chǎn)品銷售收入來代表江西企業(yè)的自主創(chuàng)新能力,而用企業(yè)科技人員投入、科技經(jīng)費內(nèi)部支出和實際使用外資為影響變量,那么外商直接投資對企業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響力不顯著,或者,因為影響企業(yè)自主創(chuàng)新能力的因素太多了,而無法衡量FDI對企業(yè)自主創(chuàng)新能力之間是否存在較強的相關(guān)關(guān)系。

    表5 回歸系數(shù)和相關(guān)參數(shù)

    表6 共線性診斷時的特征值和狀態(tài)指標

    [1]張建華,歐陽軼雯. 外商直接投資、技 術(shù)外溢與經(jīng)濟增長——對廣東數(shù)據(jù)的 實證分析[J].經(jīng)濟 學,2003,(3).

    [2]何潔.外國直接投 資對中國工業(yè)部門 外溢效應(yīng)的進一步精確量化[J].世界經(jīng)濟,2000,(12).

    [3]欒飛飛.FDI對江西創(chuàng)新能力的溢出效應(yīng)[J].財經(jīng)界,2006,(12).

    [4]熊建,王海平.FDI與江西經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究[J].江西社會 科學,2006,(10).

    [5]胡宜朝,雷明.中國分省區(qū)FDI的引進效率評價與解析[J].數(shù)量經(jīng)濟 技術(shù)經(jīng)濟研究,2006,(5).

    [6]馬天毅,馬野青,張二震.外商直接投資與我國技術(shù)創(chuàng)新能力[J].世界經(jīng)濟研究,2006,(7).

    [7]黎峰.中國自主創(chuàng)新能力影響因素的實證分析:1990—2004[J].世界經(jīng)濟與政治論壇,2006,(5).

    [8]徐全勇.外商直接投資對我國自主創(chuàng)新作用的實證分析——基于區(qū)域?qū)用娴拿姘鍞?shù)據(jù)分析[J].世界經(jīng)濟研究,2007,(6).

    [9]朱有為,張向陽.外商企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的區(qū)域差異分析[J].軟科學,2006(2).

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