內(nèi)向型FDI、自主R&D與經(jīng)濟(jì)增長*——來自中國的實證分析

周 偉

內(nèi)向型FDI、自主R&D與經(jīng)濟(jì)增長*——來自中國的實證分析

周 偉

本文利用2001-2008年我國省際面板數(shù)據(jù)，實證考察了內(nèi)向型FDI、自主R&D和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。本文發(fā)現(xiàn)，由于“競爭效應(yīng)”和“技術(shù)差距”的存在，內(nèi)向型FDI對我國經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)出顯著為負(fù)的影響；我國自主R&D對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)較大，我國的R&D產(chǎn)出彈性與美國、法國的R&D產(chǎn)出彈性相當(dāng)，高于英國、日本和德國的R&D產(chǎn)出彈性。本文的研究有助于理解內(nèi)向型FDI與自主R&D對我國當(dāng)前經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，為中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長提供一定的借鑒。

內(nèi)向型FDI；自主R&D；經(jīng)濟(jì)增長

一、引言

一國的經(jīng)濟(jì)增長主要源自外在和內(nèi)在兩種技術(shù)努力。外在的技術(shù)努力依賴國際技術(shù)轉(zhuǎn)移：即內(nèi)向型FDI和技術(shù)進(jìn)口；內(nèi)在的技術(shù)努力則主要依靠自主R&D。FDI是指一國企業(yè)跨越國界在他國進(jìn)行建廠、生產(chǎn)和銷售等直接投資活動，根據(jù)投資方向的不同可以分為外向型FDI和內(nèi)向型FDI。外向型FDI是指本國企業(yè)向外國直接投資；而內(nèi)向型FDI則是指外國企業(yè)在本國的直接投資；前者涉及資金的流出，而后者涉及資金的流入。本文將以中國為東道國，研究外國企業(yè)在中國的直接投資，即外國企業(yè)在中國的內(nèi)向型FDI。東道國企業(yè)在從內(nèi)向型FDI中獲得技術(shù)外溢效應(yīng)的同時，也面臨著來自跨國公司的激烈競爭(Aitken and Harrison，1999)。自主R&D能促進(jìn)一國或企業(yè)提升技術(shù)實力，增強(qiáng)創(chuàng)新能力，但是由于技術(shù)基礎(chǔ)薄弱和R&D投入偏低，致使技術(shù)趕超國家的R&D效率不高(孫敬水和岳牡娟，2009)。

近來，國內(nèi)少數(shù)學(xué)者開始研究內(nèi)向型FDI和自主R&D對我國經(jīng)濟(jì)增長的不同貢獻(xiàn)。靳濤和褚敏(2011)的實證研究表明，F(xiàn)DI對本地經(jīng)濟(jì)增長的帶動效應(yīng)大于政府R&D投入產(chǎn)生的效應(yīng)；沿海地區(qū)FDI的競爭負(fù)效應(yīng)顯著，對鄰近地區(qū)會產(chǎn)生擠出效應(yīng)。與靳濤和褚敏(2011)不同，本文將采用2001-2008年中國地區(qū)層次的面板數(shù)據(jù)，將FDI和自主R&D等以往文獻(xiàn)中單獨(dú)研究過的技術(shù)驅(qū)動力納入同一研究框架，利用二階段最小二乘法(2SLS)對生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行固定影響模型工具變量法估計，來進(jìn)一步探討內(nèi)向型FDI和自主R&D對我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。

本文余下部分結(jié)構(gòu)如下：第二部分是文獻(xiàn)回顧；第三部分是對模型構(gòu)建和數(shù)據(jù)進(jìn)行闡述；第四部分是計量結(jié)果分析；第五部分是結(jié)論。

二、文獻(xiàn)回顧

國內(nèi)外學(xué)者從不同層次，以不同研究對象分別探討了自主R&D、內(nèi)向型FDI與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，這些文獻(xiàn)對本文作者產(chǎn)生了理論性啟示，是本文研究的基礎(chǔ)。

(一)自主R&D與經(jīng)濟(jì)增長

近年來，自主R&D在經(jīng)濟(jì)增長中的作用被國外學(xué)者廣泛研究(Bronzini and Piselli，2009；Kuo and Yang，2008；O’Mahony and Vecchi,2009等)。一些研究基于公司層面和行業(yè)層面的數(shù)據(jù)調(diào)查了R&D對經(jīng)濟(jì)增長的影響。例如，Wakelin(2001)基于170多個英國企業(yè)的樣本，Hu(2001)基于中國813家高新技術(shù)企業(yè)的數(shù)據(jù)，Branstetter和Chen(2006)基于臺灣電子行業(yè)2636家企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，O’Mahony和Vecchi(2009)對五個OECD國家(美國、英國、日本、法國和德國)的公司層面數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究等。另一些文獻(xiàn)聚焦于國家層面和地區(qū)層面的數(shù)據(jù)對R&D和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了研究。如，Madden和Savage(2000)以O(shè)ECD國家和一些亞洲國家為研究對象，Kuo和Yang(2008)分析了中國省級面板數(shù)據(jù)，Bronzini和Piselli(2009)調(diào)查了意大利地區(qū)層面的數(shù)據(jù)等。盡管大多數(shù)經(jīng)驗性研究證實，R&D對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正的顯著性影響，但R&D的產(chǎn)出彈性卻因研究對象的不同而存在著一定的差別。美國的R&D產(chǎn)出彈性在0.18左右(Griliches和Mairesse,1984),而對美國制造業(yè)的研究顯示其R&D產(chǎn)出彈性平均為0.07(Griliches和Mairesse,1984)。多種實證結(jié)果顯示，法國的R&D產(chǎn)出彈性在0.09到0.33之間(Mairesse和Cuneo,1985)。針對英國制造企業(yè)的數(shù)據(jù)所作的研究得出其R&D產(chǎn)出彈性在0.012和0.029之間(Griffith et al.，2006)。日本整體企業(yè)的R&D產(chǎn)出彈性為0.10，低于日本科技產(chǎn)業(yè)企業(yè)的R&D產(chǎn)出彈性0.16(Sassenou,1988)。針對德國443家制造業(yè)企業(yè)的實證分析顯示，德國的R&D產(chǎn)出彈性在0.072和0.155之間(Harhof,1998)。以上發(fā)達(dá)國家的R&D產(chǎn)出彈性揭示了各國在R&D方面的努力及其對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。

國內(nèi)學(xué)者也十分關(guān)注我國R&D對經(jīng)濟(jì)增長的影響。劉飛和王德發(fā)(2009)對我國1983-2006年經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析,結(jié)果表明國內(nèi)R&D對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)具有統(tǒng)計顯著性。靳濤和褚敏(2011)、孫敬水和岳牡娟(2009)等人也得出了類似的結(jié)論。盡管R&D對中國經(jīng)濟(jì)增長的正影響已經(jīng)被一些文獻(xiàn)所證實，但部分文獻(xiàn)也發(fā)現(xiàn)了我國的R&D產(chǎn)出彈性不高。孫敬水和岳牡娟(2009)從中國R&D活動的主體角度出發(fā)，研究經(jīng)濟(jì)增長與R&D投入的關(guān)系，結(jié)果表明中國大中型企業(yè)、社會科研機(jī)構(gòu)及高校三大科研主體的R&D投入產(chǎn)出彈性均不高。師萍、許治和張炳南(2007)對我國1985-2004的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實證分析，他們發(fā)現(xiàn)我國R&D投入對國家經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)偏低。而盧方元和靳丹丹(2011)利用2000-2009年間我國省際面板數(shù)據(jù)的分析，得出了不一樣的結(jié)論。他們認(rèn)為，我國R&D投入對經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有明顯的促進(jìn)作用，而且R&D人員投入的產(chǎn)出彈性大于R&D經(jīng)費(fèi)投入的產(chǎn)出彈性。然而，以上研究未能將我國R&D投入的產(chǎn)出彈性與發(fā)達(dá)國家的R&D產(chǎn)出彈性進(jìn)行系統(tǒng)地比較，探索我國在自主R&D方面與發(fā)達(dá)國家的差異。而且，由于單純地研究R&D對經(jīng)濟(jì)增長的影響，難以將自主R&D與促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的其他動力如內(nèi)向型FDI等進(jìn)行比較。

(二)內(nèi)向型FDI與經(jīng)濟(jì)增長

FDI通過外溢、示范效應(yīng)和競爭影響等方式向東道國轉(zhuǎn)移技術(shù)(Aitken and Harrison,1999)?？鐕綟DI的主要動機(jī)在于將自身的技術(shù)優(yōu)勢轉(zhuǎn)移到國外的子公司或合資企業(yè)中去。在跨國公司工作過的員工進(jìn)入當(dāng)?shù)仄髽I(yè)工作或者自己創(chuàng)辦公司都可能帶來技術(shù)、管理等方面知識的外溢。而且，跨國公司為提高子公司的競爭力通常會向其傳輸技術(shù)信息，而這些信息很可能“泄漏”到東道國(Hoekman et al.,2004)。FDI向發(fā)展中國家提供了許多有效的技術(shù)并產(chǎn)生了技術(shù)外溢(Hoekman et al.,2004)。然而，縱觀近年來學(xué)術(shù)界的研究，F(xiàn)DI對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)乃至東道國經(jīng)濟(jì)增長的影響尚未取得一致的定論。

部分研究表明，內(nèi)向型FDI對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)產(chǎn)生正的積極影響。Driffield(2001)證明了外資企業(yè)的生產(chǎn)性優(yōu)勢大大促進(jìn)了當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的生產(chǎn)力增長。Lee(2006)分析了1981-2000年間流入16個OECD國家的FDI，他指出FDI產(chǎn)生的知識外溢對一國經(jīng)濟(jì)增長具有顯著正的影響。Todo(2006)調(diào)查了日本制造業(yè)公司層面的數(shù)據(jù)，他認(rèn)為從外資企業(yè)向國內(nèi)企業(yè)的知識外溢通常被認(rèn)為是東道國技術(shù)進(jìn)步和生產(chǎn)力增長的源泉，外資企業(yè)在日本的R&D活動對日本當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的生產(chǎn)率增長產(chǎn)生積極的正效應(yīng)。Yasar和Paul(2007)發(fā)現(xiàn)那些擁有較多國際聯(lián)系的行業(yè)、企業(yè)具有更高的生產(chǎn)力水平。王成岐和張嫚(2005)對中國的研究也發(fā)現(xiàn)，內(nèi)資企業(yè)在1995-2001年間績效的改善與同期FDI的流入緊密相關(guān)。

然而，在普遍認(rèn)為FDI對一國經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正效應(yīng)的同時，一部分針對發(fā)展中國家的實證分析卻表明，F(xiàn)DI有可能對一國經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)面的影響(Aitken and Harrison,1999; Hu and Jefferson,2002;Konings,2001;Xu and Sheng,2011)。Haddad和Harrison(1993)分析了1985-1989年外資企業(yè)在摩洛哥制造業(yè)的投資，結(jié)果表明外資投資與企業(yè)生產(chǎn)力增長之間存在弱的負(fù)相關(guān)性。Aitken和Harrison(1999)研究了1976-1989年間委內(nèi)瑞拉制造業(yè)的外資投資，實證發(fā)現(xiàn)本土企業(yè)的生產(chǎn)力增長與外資之間是負(fù)相關(guān)的。Damijan等人(2003)以1994-1998年間中東歐八個轉(zhuǎn)型國家為研究對象，分析了FDI對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)生產(chǎn)率增長的影響。結(jié)果表明，F(xiàn)DI不能對本土企業(yè)產(chǎn)生正的行業(yè)內(nèi)外溢，而且從外資企業(yè)向本土企業(yè)的外溢是負(fù)的、不顯著的。Konings(2001)通過對三個中東歐新興經(jīng)濟(jì)體的研究發(fā)現(xiàn)，在保加利亞和羅馬尼亞，F(xiàn)DI對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)產(chǎn)生負(fù)的外溢影響，而FDI對波蘭當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的外溢影響不顯著。部分國外文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對中國一些行業(yè)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)的影響。Hu和Jefferson(2002)分析了中國19個電子行業(yè)1995-1999年間的數(shù)據(jù)，他們發(fā)現(xiàn)FDI對中國電子行業(yè)存在負(fù)的、顯著性的影響。Xu和Sheng(2011)對中國2000-2003年間制造業(yè)企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究，他們發(fā)現(xiàn)FDI存在顯著的、負(fù)的水平外溢影響。一些國內(nèi)學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI不僅帶來積極的技術(shù)外溢效應(yīng)，還會引致負(fù)向的競爭效應(yīng)(馬明申,2007;趙奇?zhèn)?、張誠，2007)。馬明申(2007)的計量結(jié)果表明，國外資本的進(jìn)入對我國的長期經(jīng)濟(jì)增長會產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，但美資進(jìn)入?yún)s呈現(xiàn)出相反的效果，其在我國國內(nèi)資本形成中所占比例的增長率每提高1個百分點(diǎn),我國人均GDP的增長率將下降0.095個百分點(diǎn)。Aitken和Harrison(1999)認(rèn)為，之前的研究發(fā)現(xiàn)FDI產(chǎn)生正的外溢影響，是因為沒有剔除FDI的內(nèi)生性影響，F(xiàn)DI可能被吸引到生產(chǎn)效率較高的行業(yè)和地區(qū)。

可見，內(nèi)向型FDI對經(jīng)濟(jì)增長的影響遠(yuǎn)比自主R&D的單一正面影響復(fù)雜。對FDI和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的調(diào)查有可能因研究國家、行業(yè)、時期或研究方法的不同而呈現(xiàn)出不同的結(jié)果。基于以上原因，本文將在以往經(jīng)驗性研究(Bronzini and Piselli,2009; Kuo and Yang,2008； O’Mahony and Vecchi，2009)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探討內(nèi)向型FDI和自主R&D對中國加入WTO以來經(jīng)濟(jì)增長的影響。與現(xiàn)有研究相比，本文的貢獻(xiàn)即將FDI和自主R&D作為經(jīng)濟(jì)增長的技術(shù)驅(qū)動力引入傳統(tǒng)的Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)中，同時考察內(nèi)向型FDI和自主R&D對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。

三、計量模型與數(shù)據(jù)說明

本文選取2001-2008年間28個省級的地區(qū)①為研究對象，一方面是因為2001年末我國加入WTO加深了我國與世界上其他國家的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易聯(lián)系，這些聯(lián)系進(jìn)一步促進(jìn)了內(nèi)向型FDI和技術(shù)進(jìn)口在我國經(jīng)濟(jì)增長中的作用。

(一)計量模型設(shè)定

本文運(yùn)用如下生產(chǎn)函數(shù)(1)來分析內(nèi)向型FDI、自主R&D和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。

Yjt=Ajtf(Kjt,Ljt)

(1)

這里Y指的是產(chǎn)出；K代表固定資產(chǎn)存量；L是勞動力投入，用就業(yè)人口數(shù)來衡量。A則特指技術(shù)參數(shù)。與O’Mahony和Vecchi(2009)把A作為一個完全外生的變量不同，本文假設(shè)A是自主R&D、內(nèi)向型FDI和技術(shù)進(jìn)口的函數(shù)，即：

Ajt=f(RDjt，F(xiàn)DIjt，TIMjt)

(2)

其中，RD為R&D存量，F(xiàn)DI代表累積外商直接投資，TIM為技術(shù)進(jìn)口存量。與以往的經(jīng)驗性研究(Bronzini and Piselli,2009; Kuo and Yang,2008)一致，本文假設(shè)關(guān)于地區(qū)經(jīng)濟(jì)的生產(chǎn)函數(shù)近似于Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，把以上兩個等式進(jìn)行整合，構(gòu)建如下計量模型：

(3)

通常，為了執(zhí)行對Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)的估計，一般對原有模型取對數(shù)，使它變?yōu)槿缦戮€性回歸模型：

lnYjt=αlnKjt+βlnLjt+φlnRDjt+γlnFDIjt+ζlnTIMjt+ujt

(4)

其中，ujt=αj+εjt

(5)

參數(shù)αj是體現(xiàn)各地區(qū)之間差異的非觀測效應(yīng)，該效應(yīng)不隨時間而變化；參數(shù)εjt是隨機(jī)誤差項。將模型(4)作為本文計量模型的基準(zhǔn)模型。

為了解決面板數(shù)據(jù)估計中常遇到的異方差和序列相關(guān)問題，本文擬采用Pooled EGLS回歸方法，選用LLC、IPS等多種面板單位根檢驗方法進(jìn)行面板殘差的平穩(wěn)性檢驗。同時，通過進(jìn)行Hausman檢驗來決定是采用固定影響模型還是采用隨機(jī)影響模型。最后，為了解決模型中可能存在的內(nèi)生性問題，本文采用工具變量法對模型進(jìn)行修正。

(二)數(shù)據(jù)說明

本文的研究數(shù)據(jù)包括各地區(qū)的GDP及其指數(shù)、固定資產(chǎn)投資及其價格指數(shù)、就業(yè)人數(shù)、R&D支出、外商投資總額(FDI)和技術(shù)進(jìn)口支出。需要指出的是，回歸分析中所有貨幣變量的單位是億元，并且以2000年為基準(zhǔn)年通過平減指數(shù)法來控制價格通脹的影響。本文采用的大多數(shù)數(shù)據(jù)來源于2002-2009年的《中國統(tǒng)計年鑒》；R&D支出、FDI和技術(shù)進(jìn)口等數(shù)據(jù)來源于2002-2009年的《中國科技統(tǒng)計年鑒》?，F(xiàn)有出版的數(shù)據(jù)中沒有各地區(qū)固定資產(chǎn)投資存量，只有各地區(qū)的年度固定資產(chǎn)投資額。沿著Kuo和Yang(2008)的思路,固定資產(chǎn)投資存量K用永續(xù)盤存法和年度固定資產(chǎn)投資流量I來計算。同時，本文利用類似的方法計算技術(shù)進(jìn)口存量和R&D支出存量。

(三)描述性統(tǒng)計

表1是關(guān)于樣本的描述性統(tǒng)計，包括回歸分析中關(guān)鍵變量的均值、中值、最大值、最小值和標(biāo)準(zhǔn)差。關(guān)鍵變量包括產(chǎn)出量、就業(yè)人口數(shù)量、固定資本存量、R&D支出存量、FDI和技術(shù)進(jìn)口存量。如表1所示，我國各地區(qū)年平均的產(chǎn)出是3869.792億元，就業(yè)人數(shù)2226萬人，固定資產(chǎn)存量11294.55億元，R&D支出存量為274.616億元，外商累計對華直接投資3857.887億元，技術(shù)進(jìn)口存量136.029億元。各變量的最大值與最小值之間的差距較大，表明我國各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在較大的差異。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

注：表中貨幣單位為億元，就業(yè)人數(shù)單位為萬人。

四、實證結(jié)果分析

(一)初步回歸

在對(4)式進(jìn)行回歸之前，對模型進(jìn)行Hausman檢驗，其結(jié)果拒絕隨機(jī)影響估計能獲得一致性估計的零假設(shè)，從而本文的模型適合采用固定影響模型。同時，單位根檢驗表明本文采用的數(shù)據(jù)是靜態(tài)的。為了解決可能的異方差和序列相關(guān)性問題，本文采用Pooled EGLS(截面固定影響)回歸分析對(4)式進(jìn)行初步估計。經(jīng)驗性結(jié)果如表2所示，它表明，R&D投入對地區(qū)經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)率具有正的顯著性影響，R&D投入每增加1%會使地區(qū)生產(chǎn)率增加0.048%。而FDI對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響卻顯著為負(fù)。

表2 初步估計結(jié)果

注：*、**、***分別代表通過10%、5%、1%的顯著性檢驗，下同。括號內(nèi)為t統(tǒng)計量值。

(二)內(nèi)生性問題

然而，有關(guān)生產(chǎn)函數(shù)和經(jīng)濟(jì)增長的變量可能存在潛在的內(nèi)生性問題(Kuo and Yang,2008)。如果外資企業(yè)被吸引到集聚經(jīng)濟(jì)或基礎(chǔ)設(shè)施更好的地區(qū)，當(dāng)?shù)谾DI對經(jīng)濟(jì)增長的影響可能被過度估計(Aitken and Harrison,1999)。為了獲得一致性統(tǒng)計，本文采用工具變量法對原有模型進(jìn)行修正。在(4)式中，L,K,RD,FDI和TIM等解釋變量都可能存在內(nèi)生性問題。沿著Lin和Ma(2012)的思路，本文用L的一階滯后值作為L的工具變量。用一個中間投入即各地區(qū)在當(dāng)年的電力消費(fèi)量E作為K的工具變量(Ackerberg et al.,2006)。用各地區(qū)當(dāng)年專利申請授權(quán)數(shù)P作為RD的工具變量。采用FDI的一階滯后值作為FDI的工具變量。同時，本文引入能反映地區(qū)生產(chǎn)率的兩個代理變量來消除變量FDI和TIM可能的內(nèi)生性問題。第一個代理變量為各地區(qū)當(dāng)年運(yùn)輸線路長度中的公路里程數(shù)RO，它反映各地區(qū)在基礎(chǔ)設(shè)施方面的區(qū)位優(yōu)勢；另一個是各地區(qū)滯后一期的經(jīng)濟(jì)開發(fā)區(qū)數(shù)量Z，它可以反映各地區(qū)生產(chǎn)率的外在差異性的政策因素。這些經(jīng)濟(jì)開發(fā)區(qū)在所得稅、進(jìn)口關(guān)稅、工業(yè)和商業(yè)稅收、土地使用費(fèi)等多個方面享有一些減免和優(yōu)惠政策。由于政策變量對經(jīng)濟(jì)的影響都有滯后效應(yīng)，本文采用Z的一期滯后值進(jìn)行計量分析(Cheng and Kwan,2000)。

接著，通過Davidson-MacKinnon檢驗表明僅RD變量拒絕其為外生性的零假設(shè)。因此，本文采用固定影響模型的工具變量法解決RD變量的內(nèi)生性問題。P和滯后一期的FDI值被作為RD的工具變量，這是因為外資企業(yè)FDI在中國建立了較多的R&D中心。本文采用二階段最小二乘法(2SLS)對模型進(jìn)行估計，最終結(jié)果如表3所示。

表3 最終估計結(jié)果

(三)實證結(jié)果分析

實證結(jié)果表明，F(xiàn)DI的系數(shù)顯著性為負(fù)，這與近年來對生產(chǎn)函數(shù)的投入要素進(jìn)行了內(nèi)生性處理的一些研究結(jié)果相一致(Aitken and Harrison,1999; Xu and Sheng,2011)。Aitken和Harrison(1999)認(rèn)為，之前的研究由于沒有剔除生產(chǎn)函數(shù)中投入要素的內(nèi)生性影響，而得出FDI產(chǎn)生正的外溢影響的結(jié)果，因為FDI可能被吸引到生產(chǎn)效率較高的行業(yè)和地區(qū)。為什么FDI對發(fā)展中國家特別是技術(shù)趕超國家的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著的負(fù)影響呢？以往的實證文獻(xiàn)中存在兩種解釋。一方面源自跨國公司FDI帶來的“競爭效應(yīng)”(Aitken and Harrison，1999)。由于跨國公司所擁有的特殊競爭優(yōu)勢能降低自身的邊際成本，將原來屬于當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的消費(fèi)者吸引過來，從而，迫使當(dāng)?shù)仄髽I(yè)因市場占有率的下降而減少生產(chǎn)。另一方面源自大量經(jīng)驗性研究所提到的“技術(shù)差距”解釋。這一解釋認(rèn)為，只有當(dāng)跨國公司與當(dāng)?shù)仄髽I(yè)之間的技術(shù)差距不是太大時，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)才能具備足夠的吸收能力，F(xiàn)DI才能促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的增長。而且，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)與跨國公司的差距越大，它們成功獲取跨國公司外溢技術(shù)的可能性越小(Harris and Robinson,2004)。2001年末我國加入WTO以來，逐步放開了一些行業(yè)的外商直接投資(FDI)，外資在華的并購活動正從制造業(yè)向金融、零售、高新技術(shù)服務(wù)業(yè)等行業(yè)轉(zhuǎn)移。而且，跨國公司大多并購我國大型龍頭骨干企業(yè)，獲得龍頭企業(yè)原有的營銷網(wǎng)絡(luò)和市場份額，并借助自身的技術(shù)優(yōu)勢和管理經(jīng)驗達(dá)到控制市場，形成壟斷的趨勢。另外，跨國公司并購了龍頭企業(yè)后，利用原有龍頭企業(yè)的銷售渠道推出自身品牌，卻逐漸讓原有龍頭企業(yè)的國產(chǎn)品牌淡出消費(fèi)者視線?？鐕驹谌A的這些舉措都可能對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)面影響。

實證結(jié)果還顯示，R&D投入對經(jīng)濟(jì)增長均產(chǎn)生顯著正的影響。R&D投入每增加1%，經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出增加0.186%。而且，我國的R&D產(chǎn)出彈性為0.186，與美國、法國的R&D產(chǎn)出彈性相當(dāng)，高于英國、日本和德國的R&D產(chǎn)出彈性?？梢姡覈鳵&D對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)已經(jīng)高于英國、日本和德國等發(fā)達(dá)國家的R&D投入在本國經(jīng)濟(jì)增長的作用。本文中R&D支出的數(shù)據(jù)來自《中國科技統(tǒng)計年鑒》中的各地區(qū)研究與試驗發(fā)展(R&D)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出，包括研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)、大中型工業(yè)企業(yè)和高等學(xué)校的R&D支出。實證結(jié)果表明，我國研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)、大中型工業(yè)企業(yè)和高等學(xué)校的R&D支出對我國經(jīng)濟(jì)增長卓有成效?？梢?，在我國當(dāng)前所處的技術(shù)趕超階段，自主R&D的貢獻(xiàn)不容忽視。

同時，實證結(jié)果也證明，技術(shù)進(jìn)口(TIM)對我國經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正影響，但技術(shù)進(jìn)口的產(chǎn)出彈性只有0.007，即：我國技術(shù)進(jìn)口每增加1%，經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出將增加0.007%。可見，盡管技術(shù)進(jìn)口也能促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長，但其貢獻(xiàn)比較微弱，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于R&D投入對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。

五、研究結(jié)論與政策建議

1.研究結(jié)論

以往的經(jīng)驗性文獻(xiàn)僅僅分析FDI或R&D對一國經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)影響，較少對影響經(jīng)濟(jì)增長的多個技術(shù)驅(qū)動力同時進(jìn)行研究。針對上述不足，本文在對既有文獻(xiàn)進(jìn)行回顧分析和歸納的基礎(chǔ)上，利用2001-2008年我國28個省級地區(qū)的面板數(shù)據(jù)樣本，借助Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，在通過用工具變量法控制解釋變量內(nèi)生性問題的條件下，實證地考察了內(nèi)向型FDI、自主R&D對我國經(jīng)濟(jì)增長的作用，得到如下主要結(jié)論：

一方面，由于“競爭效應(yīng)”和“技術(shù)差距”的存在，內(nèi)向型FDI對我國經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)出顯著為負(fù)的影響?？鐕驹谌A直接投資越來越傾向于獨(dú)資化，即便是早期的合資合作企業(yè)，外方也通過購買中方股權(quán)的方式在逐步實現(xiàn)獨(dú)資化。另外，跨國并購漸漸成為了跨國公司進(jìn)入中國的重要方式，而一些被并購的企業(yè)大多是行業(yè)龍頭企業(yè)。跨國公司的此類并購，借助自身的技術(shù)壟斷優(yōu)勢和被并購企業(yè)的原有銷售渠道，對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)造成較大的沖擊力，使得當(dāng)?shù)仄髽I(yè)在競爭中處于弱勢地位。這一“競爭效應(yīng)”迫使當(dāng)?shù)仄髽I(yè)減少生產(chǎn)以適應(yīng)逐步萎縮的市場份額，從而，對當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)。另外，跨國公司與當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的技術(shù)差距較大，也使得當(dāng)?shù)仄髽I(yè)很難從跨國公司的技術(shù)外溢中獲益。因此，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)需要積極應(yīng)對跨國公司在華直接投資所帶來的一系列負(fù)面效應(yīng)，通過縮短技術(shù)差距的方式，加速扭轉(zhuǎn)FDI對我國經(jīng)濟(jì)增長影響顯著為負(fù)的局面。

另一方面，本文實證結(jié)果顯示，自主R&D投入遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于技術(shù)進(jìn)口對我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)?？梢?，自主R&D投入比技術(shù)進(jìn)口更能促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長。技術(shù)進(jìn)口能較快地填補(bǔ)我國企業(yè)在某些領(lǐng)域內(nèi)的技術(shù)空白，并為技術(shù)趕超積累一定的技術(shù)基礎(chǔ)。但跨國公司基于維護(hù)自身壟斷優(yōu)勢和收回前期大量R&D投入成本的考慮，向國外轉(zhuǎn)讓的一般是相對落后的技術(shù)，而將核心的、相對先進(jìn)的技術(shù)控制在母公司內(nèi)。因此，為避免我國企業(yè)被固化于國際產(chǎn)業(yè)分工的低端，我國的技術(shù)趕超應(yīng)建立在自主R&D努力的基礎(chǔ)上。

2.政策建議

針對以上研究結(jié)論，本文給出如下政策建議：

第一，鼓勵企業(yè)擴(kuò)大R&D投入，通過自主創(chuàng)新縮短“技術(shù)差距”。由于技術(shù)引進(jìn)對我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于R&D投入的貢獻(xiàn)，我國的經(jīng)濟(jì)增長和技術(shù)進(jìn)步應(yīng)主要立足于自主創(chuàng)新。而且，跨國公司在華直接投資也特別重視避免技術(shù)外泄的發(fā)生，為了維持自身在行業(yè)領(lǐng)域的競爭優(yōu)勢，跨國公司往往將關(guān)鍵核心技術(shù)控制在母公司內(nèi)，而向國外其他企業(yè)轉(zhuǎn)移或轉(zhuǎn)讓的都是相對落后的技術(shù)。因此，要縮短我國企業(yè)與跨國公司的“技術(shù)差距”，只有通過鼓勵我國企業(yè)擴(kuò)大R&D投入，聘用高水平的R&D團(tuán)隊，對前沿技術(shù)或產(chǎn)品進(jìn)行研發(fā)。

第二，通過政策刺激外資企業(yè)的技術(shù)地方化行為，促進(jìn)技術(shù)外溢在產(chǎn)業(yè)價值鏈上下游的外溢。盡管“競爭效應(yīng)”和“技術(shù)差距”使得我國企業(yè)在跨國公司參與競爭的國內(nèi)環(huán)境中處于不利地位，但我國企業(yè)也可以在加強(qiáng)自主創(chuàng)新的同時，尋找機(jī)會向外資企業(yè)學(xué)習(xí)。這就需要政府采取一系列措施，激勵外資企業(yè)將大部分生產(chǎn)活動當(dāng)?shù)鼗?，即：盡可能地將大部分零部件生產(chǎn)、組裝等活動在我國完成，而不是依賴從母國或母公司處進(jìn)口。通過這種方式為與外資企業(yè)存在聯(lián)系的我國企業(yè)創(chuàng)造學(xué)習(xí)的機(jī)會，使得外資企業(yè)所在價值鏈上下游的我國企業(yè)從技術(shù)外溢中獲益。

注：

①雖然中國有31個省級地區(qū)，但西藏、內(nèi)蒙古和青海等三個地區(qū)由于在2001-2008年的時期中有幾年的技術(shù)進(jìn)口數(shù)據(jù)為0。例如，西藏2001-2007的技術(shù)進(jìn)口均為0。而我們研究中所有變量將采用對數(shù)形式，所以，在研究對象中只選取了剩下28個地區(qū)。

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〔責(zé)任編輯：清菡〕

InwardFDI,IndependentR&DandEconomicGrowth:EmpiricalAnalysisfromChina

ZhouWei

It uses China’s provincial panel data in 2001-2008 periods to investigate the relationship among inward FDI, independent R&D and economic growth. It finds that inward FDI has significantly negative impact on China’s economic growth because of competitive effect and technological gap. China’s independent R&D has important contribution on economic growth. The R&D output elasticity of China is equivalent to those of US and France, but higher than those of UK, Japan and German. This research can help to understand the contribution of inward FDI and independent R&D on current economic growth in China, and give some suggestions on the continually fast growth of China’s economy.

inward FDI; independent R&D; economic growth

*本文是國家社會科學(xué)基金項目“我國企業(yè)跨國并購中的逆向知識轉(zhuǎn)移研究”(11BGL044)、國家社會科學(xué)基金重點(diǎn)項目“創(chuàng)造性資產(chǎn)尋求型跨國并購的主要影響因素和運(yùn)作推進(jìn)機(jī)制研究”(12AZD034)的階段性成果。

周偉，武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院副教授、博士 武漢 430072

F124

A

1001-8263(2014)12-0015-08