FDI促進了中國區(qū)域創(chuàng)新的俱樂部收斂嗎?

曹東坡

(南京大學經(jīng)濟學院，江蘇 南京 210093)

1 引言

關(guān)于收斂性的研究是從對經(jīng)濟增長的研究中開始的。Ramsey最早指出具有相似技術(shù)和消費偏好的經(jīng)濟體經(jīng)濟發(fā)展會最終趨同［1］。其后，新增長理論學者如 Mankiw與 Romer等［2］、Barro與 Sala-i-Martin［3］等指出區(qū)域經(jīng)濟增長存在 α收斂、β收斂，Baumol則提出俱樂部收斂的概念［4］。而中國由于區(qū)域發(fā)展差距過大，研究俱樂部收斂更具現(xiàn)實意義。根據(jù)內(nèi)生增長理論，技術(shù)進步是長期經(jīng)濟增長的源泉，創(chuàng)新則是促進技術(shù)進步的內(nèi)在動力，因此造成區(qū)域經(jīng)濟增長收斂的因素很可能與創(chuàng)新密切相關(guān)，研究區(qū)域創(chuàng)新收斂意義更大。國內(nèi)學者中，陳向東和王磊認為中國三大區(qū)域創(chuàng)新不存在顯著的俱樂部收斂［5］，但未檢驗變量的空間相關(guān)性，在采用空間計量模型時也未判別其形式。孫建和齊建國的研究未考慮變量的空間相關(guān)性［6］;孫建用空間濾波法消除變量的空間相關(guān)性，認為中國區(qū)域創(chuàng)新存在以人力資本為門檻的三大俱樂部收斂［7］。魏守華和禚金吉等認為中國區(qū)域創(chuàng)新能力總體發(fā)散，盡管東部和中部收斂，并且FDI促進了東部和中部創(chuàng)新增長率收斂，卻在西部和全國加大了區(qū)域技術(shù)差距［8］，但該研究忽略了變量的空間相關(guān)性。國內(nèi)學者對區(qū)域創(chuàng)新收斂的研究多局限于討論是否收斂，較少考慮收斂的影響因素，或存在實證方法不當?shù)膯栴}，需要進一步改進。

此外，大量文獻注意到了FDI的創(chuàng)新外溢。李平和劉建指出，輸入性FDI促進了各地技術(shù)水平提高，但東部的技術(shù)溢出明顯高于中部和西部［9］。近期文獻集中指出 FDI對我國創(chuàng)新能力提高和積累存在明顯的正效應(yīng)［10－11］。也有學者不贊成FDI具有完全正的外溢［12－13］，或至少這種正的外溢是有條件的［14］。許多研究認為FDI的溢出效應(yīng)對中國區(qū)域創(chuàng)新的影響存在明顯區(qū)域差異，一般表現(xiàn)為從東部向西部地區(qū)溢出效應(yīng)顯著程度逐漸降低［15－16］。但尚未有學者在考慮變量的空間相關(guān)性的條件下將FDI與區(qū)域創(chuàng)新的俱樂部收斂聯(lián)系起來予以研究。事實上，雖然FDI的創(chuàng)新外溢已得到大量實證驗證，但學者們主要關(guān)心的是外溢效應(yīng)及其影響因素，而FDI對創(chuàng)新的收斂性是否存在影響卻被有意或無意地忽略了。

鑒于以上研究中的問題，本文利用考慮變量空間相關(guān)性的空間計量模型，對我國大陸31個省域按東、中、西部分的區(qū)域創(chuàng)新俱樂部收斂的存在性進行實證檢驗，同時分析了FDI對區(qū)域創(chuàng)新俱樂部收斂的影響，以便為今后研究制定促進區(qū)域創(chuàng)新的對策提供參考。

2 中國區(qū)域創(chuàng)新俱樂部收斂的空間計量分析

2.1 專利申請量的空間數(shù)據(jù)分析

由于專利申請量既代表了現(xiàn)階段創(chuàng)新產(chǎn)出，又可代表下一階段創(chuàng)新投入，因此被廣泛用作研究創(chuàng)新的指標，本文將其作為衡量區(qū)域創(chuàng)新活動的指標。首先檢驗變量是否存在空間自相關(guān)，本文利用探索性空間數(shù)據(jù)分析法進行研究。常用的空間自相關(guān)性檢驗指標是Moran's I指數(shù)，指數(shù)為正，表示觀測值之間正相關(guān)，為負則表示負相關(guān)。計算結(jié)果見表1。

表1 各省專利申請量的Moran's I指數(shù)

表1中各 Moran's I指數(shù)均為正，且除了1998—2001年及2004年外，其他年份均通過了5%的顯著性水平檢驗，說明專利申請量存在空間分布正相關(guān) (即空間依賴)。即大部分省域與鄰近省域的專利申請量呈現(xiàn)相似的集聚特征，高專利申請量省份被高專利申請量省份所包圍，低專利申請量省份被低專利申請量省份所包圍。若忽略空間相關(guān)性，OLS估計結(jié)果將會有偏甚至是錯誤的，故本文采用考慮變量空間相關(guān)性的空間計量模型進行估計。

2.2 區(qū)域創(chuàng)新的俱樂部收斂檢驗

一般研究經(jīng)濟收斂的模型是對Barro與Sala-i-Martin提出的經(jīng)典檢驗方程的簡化。借鑒其他學者的研究思路，若用省域?qū)＠暾埩刻娲?jīng)典方程中的人均GDP指標并進行簡化，即可檢驗區(qū)域創(chuàng)新的收斂性，基本方程為:

為確定采用哪種空間計量模型，需對回歸殘差進行空間自相關(guān)檢驗。Moran's I值為0.260(p值為0.002)，說明OLS估計殘差存在空間自相關(guān)。模型選取可根據(jù)LM檢驗判斷。LM-lag值為10.184(p值為 0.001)，LM-error值為 4.465(p值為0.035)，均通過了顯著性檢驗，需進一步比較Robust LM-lag和 Robust LM-error。Robust LM-lag值為6.074(p值為0.014)，通過了顯著性檢驗;Robust LM-error值為0.355(p值為0.551)，未通過顯著性檢驗，故選用SLM模型。估計結(jié)果見表2，為了便于比較，同時給出了OLS估計結(jié)果。

表2 模型估計結(jié)果

可見SLM模型的Log-likelihood值大于OLS的Log-likelihood值，SLM模型的 AIC、SC值小于OLS的 AIC、SC值，由于 Log-likelihood值越大、AIC和SC值越小擬合效果越好，可知SLM模型擬合效果要好于OLS，故空間計量模型增強了模型的解釋力。但盡管其擬合效果更好，回歸結(jié)果并未證實俱樂部收斂。不同于陳向東、王磊的研究結(jié)論 (收斂系數(shù)為負，但未通過顯著性檢驗)，本文研究中收斂系數(shù)為正 (未表現(xiàn)出收斂)，但未通過顯著性檢驗，區(qū)域虛擬變量也不顯著，說明并未表現(xiàn)出傳統(tǒng)意義上的俱樂部收斂。值得注意的是，系數(shù)λ通過了1%的顯著性水平檢驗，說明區(qū)域創(chuàng)新存在顯著的區(qū)域溢出。既然區(qū)域創(chuàng)新的正外溢如此明顯，那么就有理由期待這種正的外溢使得鄰近落后區(qū)域創(chuàng)新水平得到提高，進而區(qū)域內(nèi)部實現(xiàn)俱樂部收斂。實際上，現(xiàn)實中也發(fā)現(xiàn)部分區(qū)域內(nèi)創(chuàng)新水平逐漸趨同。那么，為何式 (2)的估計結(jié)果沒有表現(xiàn)出俱樂部收斂?有可能是模型僅包括了初始創(chuàng)新水平，模型設(shè)定可能太過嚴格，忽略了其他因素的影響，導致模型估計結(jié)果有偏。從而有理由認為區(qū)域創(chuàng)新在實證中未顯現(xiàn)出俱樂部收斂特征可能是忽略了某些重要因素，如區(qū)域政策、創(chuàng)新環(huán)境、FDI等因素的影響。因此有待于進一步對模型進行改進，以將重要因素的效應(yīng)包含進去。

3 FDI對中國區(qū)域創(chuàng)新俱樂部收斂影響的空間計量分析

關(guān)于FDI的研究已表明中國FDI的空間分布非常不均衡，總體呈現(xiàn)出大量FDI集中于東部沿海、零星FDI散布于西部地區(qū)的特征，且FDI的聚集效應(yīng)也對FDI的區(qū)域選擇起到了重要作用，前期FDI水平高的地區(qū)在當期能吸引到更多外資［18］。而關(guān)于FDI創(chuàng)新外溢的研究表明，F(xiàn)DI對創(chuàng)新的影響可能存在正或負的作用。FDI創(chuàng)新溢出的效果受諸多因素影響，如東道國市場環(huán)境、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府政策、企業(yè)技術(shù)吸收能力等。這些因素中，導致FDI創(chuàng)新外溢產(chǎn)生正或負影響的一個重要條件是企業(yè)對國外技術(shù)的吸收能力，只有這種能力較強，F(xiàn)DI才更易發(fā)揮正的溢出效應(yīng)，從而促進創(chuàng)新。因此，F(xiàn)DI對區(qū)域創(chuàng)新俱樂部收斂的影響究竟是起到促進還是抑制的作用也不確定，需通過實證方式加以檢驗。因而，本文選擇FDI作為控制變量進入模型 (2)和 (3)，以確定FDI對我國區(qū)域創(chuàng)新俱樂部收斂的影響。

3.1 FDI的空間數(shù)據(jù)分析

運用探索性空間數(shù)據(jù)分析，計算考察期內(nèi)各省FDI的Moran's I指數(shù)及其Z值和P值 (各省歷年FDI值均換算成人民幣，并折算為1998年不變價)，表3報告了相關(guān)結(jié)果。

考察期內(nèi)Moran's I指數(shù)均為正，且都通過了5%顯著性水平檢驗，說明我國各省FDI存在顯著的空間正自相關(guān)，即大部分省域與鄰近省域的FDI流入呈現(xiàn)相似的集聚特征，高FDI流入省份被高FDI流入省份所包圍，低FDI流入省份被低FDI流入省份所包圍。

3.2 引入FDI的區(qū)域創(chuàng)新俱樂部收斂檢驗及結(jié)果分析

將FDI引入?yún)^(qū)域創(chuàng)新的俱樂部收斂估計式，模型變?yōu)?

表3 各省FDI的Moran's I指數(shù)

沿襲Barro等研究經(jīng)濟增長收斂性的思路，引入的FDI變量可采用平均值或平均增長率。本文采用的是各省域歷年FDI的算術(shù)平均值，進入估計模型時取對數(shù)，其他各變量含義同上。雖然此時的β值與原來意義上的β值不同，但根據(jù)金相郁［19］，若此處β顯著為負，仍能說明區(qū)域創(chuàng)新的增長率與初始創(chuàng)新水平負相關(guān)，從而確認俱樂部收斂假說。式 (4)、(5)分別為SLM、SEM模型。首先進行殘差的空間相關(guān)性檢驗。Moran's I指數(shù)為0.166(p值為0.031)，表明OLS估計殘差存在明顯的空間自相關(guān)。LM-lag值為10.325(p值為0.001)，而LM-error值為1.830(p值為0.176)，故選擇SLM模型。表4報告了模型估計結(jié)果。

表4 模型估計結(jié)果

加入新變量后，SLM模型各系數(shù)顯著性水平有了很大提高。與 OLS模型比較，SLM模型的Log-likelihood值更大，AIC、SC值更小，故 SLM模型擬合結(jié)果更好。SLM模型的收斂系數(shù)估計值小于0，且通過了5%的顯著性水平檢驗，說明我國區(qū)域創(chuàng)新存在俱樂部收斂。但這是在加入新變量后才顯現(xiàn)出來的，說明這是以FDI為條件的收斂，而非傳統(tǒng)意義上的俱樂部收斂。φ值通過了1%顯著性水平檢驗。區(qū)域虛擬變量都通過了5%的顯著性水平檢驗，說明FDI對我國三大區(qū)域的俱樂部收斂都有顯著的促進作用。系數(shù)λ通過了1%的顯著性檢驗，說明創(chuàng)新具有正的空間外溢的結(jié)論在新模型里仍然得到了驗證。引入FDI作為控制變量與未引入FDI的模型估計結(jié)果相比，收斂系數(shù)變小，且通過了5%的顯著性水平檢驗。其原因在于，模型 (2)僅僅將俱樂部收斂歸功于專利申請量的初始水平，忽略了重要變量FDI的影響，故模型 (2)趨向于高估收斂系數(shù)，導致未能得出正確結(jié)論。

盡管FDI在我國的空間分布并不均衡，西部地區(qū)僅獲得了零星的FDI，但實證結(jié)果指出，這些流入的FDI依然促進了西部地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新的俱樂部收斂。事實上，區(qū)域創(chuàng)新的俱樂部收斂并不能僅僅從所獲FDI總量去衡量，F(xiàn)DI與創(chuàng)新之間存在一種關(guān)聯(lián)機制，并不完全體現(xiàn)在量上，而是一種匹配能力。以產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新為例，產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新類型、創(chuàng)新水平和特征與產(chǎn)業(yè)的成長階段密切相關(guān)，產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新遵循從模仿創(chuàng)新到合作創(chuàng)新，再到自主創(chuàng)新的演化路徑。因而，東部地區(qū)由于其產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平和創(chuàng)新水平較高，多數(shù)在東部地區(qū)聚集的企業(yè)體現(xiàn)出資本和技術(shù)密集型的特征，高創(chuàng)新水平的產(chǎn)業(yè)集聚使得其達到俱樂部收斂需要更多的FDI支持;西部地區(qū)發(fā)展水平和創(chuàng)新水平較低，區(qū)內(nèi)企業(yè)的創(chuàng)新能力可能并不體現(xiàn)為資本密集型，因而少量的FDI即可激發(fā)其創(chuàng)新能力的發(fā)揮，促使區(qū)域創(chuàng)新達到俱樂部收斂。結(jié)合前面對我國各省專利申請量、FDI的探索性空間數(shù)據(jù)分析，可以認為，我國區(qū)域創(chuàng)新的俱樂部收斂是可以分為不同層次的俱樂部收斂，即東部地區(qū)為相對高水平的俱樂部收斂，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)為較低水平的俱樂部收斂。但這種低水平收斂也引出了另一問題，即中西部地區(qū)應(yīng)該如何突破低水平俱樂部收斂的限制，從而提高本地區(qū)創(chuàng)新水平，縮小與東部地區(qū)差距。從FDI流入角度考慮，由于FDI通常可被視為是新技術(shù)轉(zhuǎn)移和擴散的渠道，這就需要中西部地區(qū)進一步改善本地區(qū)投資環(huán)境，增強本地企業(yè)對先進技術(shù)的吸收與轉(zhuǎn)化能力，提高區(qū)域經(jīng)濟的市場化程度，提升人力資本水平，為吸引FDI流入和促進其創(chuàng)新外溢創(chuàng)造良好條件。此外，東部地區(qū)也要進一步優(yōu)化引資結(jié)構(gòu)，提高FDI的利用質(zhì)量，提升區(qū)域自主創(chuàng)新能力進而培育核心技術(shù)創(chuàng)新能力，進一步完善區(qū)域創(chuàng)新體系。

4 結(jié)論

4.1 我國省域?qū)＠暾埩亢虵DI存在空間正自相關(guān)

通過運用探索性空間數(shù)據(jù)分析方法，本文發(fā)現(xiàn)我國各省域創(chuàng)新水平的空間分布不均衡，鄰近省份創(chuàng)新能力相互影響;FDI和代表區(qū)域創(chuàng)新能力的專利申請量指標均存在空間自相關(guān)性，且表現(xiàn)出明顯的空間正自相關(guān) (即空間依賴)。多數(shù)區(qū)域呈現(xiàn)出高指標值 (專利申請量、FDI)省份被高指標值 (專利申請量、FDI)省份所包圍，低指標值省份被低指標值省份所包圍的特征。

4.2 我國三大區(qū)域不存在傳統(tǒng)意義的俱樂部收斂

對我國區(qū)域創(chuàng)新的俱樂部收斂檢驗表明，我國東、中、西三大區(qū)域創(chuàng)新并未表現(xiàn)出傳統(tǒng)意義上的俱樂部收斂特征?？臻g滯后模型估計結(jié)果表明收斂系數(shù)β為正 (不收斂)，但統(tǒng)計上并不顯著。因此，若只考慮各省域初始創(chuàng)新水平，模型估計結(jié)果表明，我國東、中、西部區(qū)域內(nèi)各省的創(chuàng)新能力外溢并未起到縮小省域創(chuàng)新水平差距，進而達到區(qū)域內(nèi)部各省份創(chuàng)新能力收斂的作用。

4.3 FDI促進了我國三大區(qū)域的俱樂部收斂

加入控制變量FDI后，對我國區(qū)域創(chuàng)新俱樂部收斂的空間滯后模型估計結(jié)果表明，F(xiàn)DI促進了我國區(qū)域創(chuàng)新的俱樂部收斂?？梢姡M管FDI流入對區(qū)域創(chuàng)新可能存在正或負的效應(yīng)，但本文研究支持了FDI對我國區(qū)域創(chuàng)新存在正的外溢的觀點，并且這種正的外溢進而促進了東、中、西部區(qū)域的俱樂部收斂。因而，F(xiàn)DI流入對縮小我國三大經(jīng)濟區(qū)域內(nèi)部創(chuàng)新能力差距，并進而促進區(qū)域內(nèi)部經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展是有積極作用的。此外，若能獲取更完整的數(shù)據(jù)，進而運用空間面板計量方法考察FDI對我國區(qū)域創(chuàng)新俱樂部收斂時空演變的影響，應(yīng)該能得到更準確、更為詳細的結(jié)果，進一步探尋FDI與區(qū)域創(chuàng)新之間的關(guān)聯(lián)機制也是有實際意義的，這也是本文有待進一步研究的方向。

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