開放經(jīng)濟下的知識生產(chǎn)與創(chuàng)新

俞萍萍 張為付

摘要：文章采用GMM方法考察了FDI、進口對我國創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。研究發(fā)現(xiàn)：FDI和進口對我國的創(chuàng)新均有正向促進作用，且FDI的作用稍大；FDI、進口對于高水平創(chuàng)新的正影響更為顯著；FDI和進口對于我國創(chuàng)新的影響存在顯著的區(qū)域差異。

關(guān)鍵詞：外商直接投資；進口；知識生產(chǎn)；創(chuàng)新

一、 引言

開放經(jīng)濟中，一國的創(chuàng)新產(chǎn)出不僅取決于其國內(nèi)R&D投入，還受各種渠道溢出的國外R&D的影響。Keller（2009）認(rèn)為獲得國外技術(shù)對于發(fā)展中國家的全要素生產(chǎn)率（TFP）增長的貢獻率達到90%以上，F(xiàn)DI和進口是國際R&D溢出的兩個重要渠道，即東道國的企業(yè)可以通過學(xué)習(xí)、模仿外資企業(yè)先進的生產(chǎn)方式、管理模式，借助模仿、反向工程等方式獲得國外R&D溢出。隨著我國改革開放的不斷深入，截止到2012年底，累計實際利用外資金額高達11 891.6億美元，外企已達76.3萬戶（商務(wù)部）；2012年我國實際使用外資金額達1 117.2億美元，進口總額高達18 178.3億美元。那么，F(xiàn)DI和進口對我國的創(chuàng)新能力是否產(chǎn)生了影響，產(chǎn)生了多大程度的溢出效應(yīng)，不同省區(qū)的創(chuàng)新能力在多大程度上得益于FDI和進口呢？解決這些問題，對于評價我國改革開放政策的實施效果及制定以后的外資外貿(mào)政策，無疑具有重要意義。

二、 文獻回顧

關(guān)于FDI溢出的實證研究，對于發(fā)達國家的研究，結(jié)論相對一致，Caves（1974）、Globerman（1979）、Imbriani和Reganati（1997）都得出了外企對東道國產(chǎn)生了明顯的外溢效應(yīng)。但對于發(fā)展中國家FDI溢出效應(yīng)，結(jié)論有很大差異，Kokko和Zejan（1996）、Kokko（1996）、Sjoholm（1999）FDI具有正溢出，而Haddad和Harrison（1993）、Aitken和Harrison（1999）對發(fā)現(xiàn)并不存在FDI溢出。國內(nèi)學(xué)者對FDI的溢出效應(yīng)的研究結(jié)論也莫衷一是。關(guān)于進口溢出的研究有，Coe和Helpman（1995）、Coe、Helpman及Hoffmaister（1997）在CH模型基礎(chǔ)上得出了進口具有正溢出效應(yīng)，國內(nèi)學(xué)者對進口溢出效應(yīng)的實證研究大多得到了相似的結(jié)論。

由于單渠道的技術(shù)外溢分析可能忽略其他渠道的影響，使研究結(jié)果有失偏頗，多渠道分析技術(shù)外溢的客觀意義更強。國內(nèi)學(xué)者也進行了相應(yīng)的研究，比如，黃先海和張云帆（2005）、李杏和M.W.Luke Chan（2009），但是未得出一致的結(jié)論。

由以上文獻可看出，無論是從單渠道還是雙渠道考察FDI、進口對我國技術(shù)進步的影響，不同的學(xué)者得出的結(jié)論往往不盡相同，所以有必要對我國的FDI和進口的技術(shù)溢出效應(yīng)做進一步研究。本文中，通過對我國30個省區(qū)1998年～2009年的面板數(shù)據(jù)的分析，研究了FDI和進口對創(chuàng)新的影響，與以往的研究相比，本文試圖在以下幾方面做出創(chuàng)新：（1）利用1998年～2009年我國省份的面板數(shù)據(jù)，研究通過FDI、進口兩個渠道獲得的知識溢出，避免了使用企業(yè)及行業(yè)數(shù)據(jù)可能導(dǎo)致的低估FDI、進口的區(qū)域溢出效應(yīng)的不足；（2）本文以專利申請量來代表自主創(chuàng)新能力，著重于技術(shù)創(chuàng)新而非一般的技術(shù)進步；（3）增加知識產(chǎn)權(quán)保護為控制變量，以更精確地分析FDI、進口的創(chuàng)新溢出效應(yīng)；（4）與以往的研究相比，本文為了避免內(nèi)生性對估計結(jié)果的影響，采用GMM方法進行估計，使得結(jié)果更具可信性。

三、 模型設(shè)定、數(shù)據(jù)來源及說明

1. 模型設(shè)定。將Romer（1990）知識生產(chǎn)函數(shù)Ait=δLitαAitβ擴展為：

Ait=δFDIitγ1 IMitγ2 LitαAitβRDitθ1 HRitθ2 PRitθ3（1）

其中，Ait代表第i個省第t年新生產(chǎn)的知識，F(xiàn)DIit、IMit分別表示第i個省第t年的FDI和進口額，Lit和Ait分別代表第i個省第t年R&D人員數(shù)、知識存量，RD、HR、PR分別表示第i個省第t年的R&D支出、人力資本和知識產(chǎn)權(quán)保護水平。

實際回歸中為了避免異方差問題，對各變量取對數(shù)。另外，各變量取對數(shù)考慮到創(chuàng)新不僅受到過去各期知識累積量的影響，還依賴于近期的創(chuàng)新狀況，因此在模型中引入被解釋變量的滯后項，將其擴展為一個動態(tài)模型：

LnAit=c+γ1lnFDIit+γ2lnIMit+ρlAit-1+αlnLit+βlnAit+θ1lnRDit+θ2lnHRit+θ3lnPRit+μit （2）

其中，Ait-1為新知識產(chǎn)出的滯后項，ρ為前一期知識產(chǎn)出量對本期的影響，μit為隨機誤差項。

2. 數(shù)據(jù)來源及說明。本文的主要研究數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國人口統(tǒng)計年鑒》、《中國律師年鑒》。由于官方從1998年才開始公布分省的R&D人員數(shù)與R&D支出數(shù)據(jù)，因此本文樣本期確定為1998年～2009年。樣本包括全國30個省、自治區(qū)和直轄市，西藏由于缺失部分年份數(shù)據(jù)故予以剔除。

（1）新知識。現(xiàn)有文獻多數(shù)采用專利數(shù)量來表示新生產(chǎn)的知識量，本文亦采用此做法，但此處選用專利申請量而非專利授權(quán)量，這是考慮到專利授權(quán)可能存在一些政策導(dǎo)向。各省份的專利申請數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

（2）知識存量。各省份的知識存量采用永續(xù)盤存法估算，公式為Ait+1=（1-d）Ait+Pit，其中，Pit代表第i個省第t年新生產(chǎn)的知識量，d代表知識存量的折舊率，本文取10%的折舊率。基期的知識存量為Ai0=Pi0/（gi+d），gi表示第i個省新產(chǎn)出知識的算術(shù)平均增長率。

（3）外商直接投資、進口。各省FDI、進口額數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，其中，各省FDI采用實際利用外資額。由于FDI和進口額的原始數(shù)據(jù)是以美元為單位，用對應(yīng)年度的美元與人民幣的年均匯率轉(zhuǎn)化為以人民幣為單位。為了使數(shù)據(jù)更具可比性，根據(jù)1998年為基期的居民消費價格指數(shù)分別對FDI、進口額進行平減。

（4）人力資本。采用勞動力平均受教育限來估算，在具體計算時，將小學(xué)、初中、高中和大專及以上的受教育年限分別記為6年、9年、12年、16年，各省人力資本的計算公式為：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。各省勞動力受教育程度數(shù)據(jù)來自《中國勞動統(tǒng)計年鑒》和《中國人口統(tǒng)計年鑒》。

（5）R&D經(jīng)費支出、R&D人員數(shù)。各省份名義R&D支出、R&D人員數(shù)據(jù)均來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》，其中，R&D支出按1998年為基期的居民消費價格指數(shù)縮減，R&D人員數(shù)據(jù)采用R&D人員全時當(dāng)量的相關(guān)數(shù)據(jù)。

（6）知識產(chǎn)權(quán)保護。借鑒許春明、單曉光（2008）的方法，在GP方法的基礎(chǔ)上引入執(zhí)法力度，公式為PA（t）=PG（t）×F（t），其中，PG（t）是GP方法計算出的知識產(chǎn)權(quán)保護水平，F(xiàn)（t）為知識產(chǎn)權(quán)保護的執(zhí)法力度。

四、 實證結(jié)果分析

1. 全國樣本估計結(jié)果?？紤]到模型可能存在內(nèi)生性問題將會導(dǎo)致估計結(jié)果有偏，本文運用GMM方法進行估計。表1中的Wald、Sargan、Arellano-Bond AR（2）檢驗統(tǒng)計量的值，說明系數(shù)是聯(lián)合顯著性的且模型不存在過度識別、序列相關(guān)，即工具變量使用是合理的。本文在研究FDI、進口對創(chuàng)新影響的同時，根據(jù)技術(shù)含量的不同將創(chuàng)新分為高、中低水平創(chuàng)新，即對應(yīng)發(fā)明專利、外觀設(shè)計和實用新型專利。

FDI的系數(shù)是0.051 5，即FDI每增加1%，創(chuàng)新產(chǎn)出增加0.051 5%；進口的系數(shù)是0.053 3，即進口每增加1%，創(chuàng)新產(chǎn)出增加0.053 3%。FDI和進口的系數(shù)都顯著為正，說明FDI、進口對我國的創(chuàng)新產(chǎn)出存在明顯的正向作用，從系數(shù)大小來看，F(xiàn)DI對創(chuàng)新的影響稍大。從不同創(chuàng)新水平來看，F(xiàn)DI對高、中低水平創(chuàng)新均有正向影響，但對于中低水平創(chuàng)新的影響未通過10%水平的顯著性檢驗，這可能與FDI進入的行業(yè)技術(shù)門檻較高有關(guān)；進口與高、中低水平創(chuàng)新都呈顯著正相關(guān)，但影響程度有差異，其對高水平創(chuàng)新的彈性為0.110，對中低水平創(chuàng)新的彈性為0.072 5，即進口對高水平創(chuàng)新影響相對更大，這說明通過從國外進口先進設(shè)備等對我國的高水平創(chuàng)新尤為重要。

知識存量對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響系數(shù)為0.140，且在5%的水平上顯著，表明過去各期的知識積累會影響本期創(chuàng)新；創(chuàng)新產(chǎn)出滯后項的系數(shù)高達0.535，且通過1%的顯著水平，說明前一期的創(chuàng)新產(chǎn)出對于本期創(chuàng)新的影響甚大，創(chuàng)新行為具有很大的慣性。分不同創(chuàng)新水平來看，高水平創(chuàng)新的知識存量的彈性為0.400，且在1%水平上顯著；中低水平創(chuàng)新對應(yīng)的知識存量對創(chuàng)新的影響不顯著，這可能是因為高水平創(chuàng)新難度較大，更依賴于過去的知識積累，而中低水平創(chuàng)新相對較易通過學(xué)習(xí)、模仿等途徑獲得，其知識積累對于創(chuàng)新影響不大。另一方面，高水平創(chuàng)新對應(yīng)的前一期的創(chuàng)新產(chǎn)出對于本期的影響為正卻不顯著，而中低水平創(chuàng)新的滯后一期對于其本期創(chuàng)新的影響系數(shù)高達0.665，且在1%的水平上顯著，這也進一步體現(xiàn)了高端的創(chuàng)新依賴于過去各期的知識積累，不太可能短期內(nèi)得到顯著提高；而中低端的創(chuàng)新蘊含的技術(shù)含量較低，容易通過短期內(nèi)的學(xué)習(xí)、模仿得以提高。R&D人員數(shù)對應(yīng)的系數(shù)始終為正數(shù)，但對高水平創(chuàng)新的影響不顯著，而對中低水平創(chuàng)新有顯著影響，這可能因為高水平創(chuàng)新屬于技術(shù)、資本密集型，中低水平創(chuàng)新屬于相對勞動密集型，所以R&D人員數(shù)只對中低水平的創(chuàng)新呈顯著正影響。R&D支出對應(yīng)的系數(shù)顯著為正，說明對于R&D投入的經(jīng)費越多，創(chuàng)新產(chǎn)出就越多，從不同創(chuàng)新水平來看，高水平創(chuàng)新的R&D支出對應(yīng)的系數(shù)是中低水平的2倍，這進一步說明高水平創(chuàng)新是資本密集型的，其原因可能是高水平創(chuàng)新需要購買更多昂貴的先進儀器設(shè)備，所以R&D支出對于高水平創(chuàng)新能力的提高影響更大。人力資本對應(yīng)的系數(shù)呈現(xiàn)顯著為負，說明我國的人力資本仍然處于較低水平，目前還不足以支撐我國自主創(chuàng)新能力的提高。知識產(chǎn)權(quán)保護對應(yīng)的系數(shù)顯著對于整體及較低水平的創(chuàng)新產(chǎn)出影響不顯著，但是與高水平的創(chuàng)新產(chǎn)出顯著正相關(guān)，這可能與我國的知識產(chǎn)權(quán)保護的深度、廣度有密切聯(lián)系，相對更加重視對于高技術(shù)創(chuàng)新的保護。

為了考察吸收能力對于FDI、進口對我國創(chuàng)新能力的影響，在模型中加入FDI、進口與人力資本的交叉項。我們可以看到外商直接投資與人力資本的交叉項顯著為正，而進口與人力資本的交叉項與創(chuàng)新呈顯著負相關(guān)，這可能因為外商直接投資是直接在東道國生產(chǎn)，而進口是在國外生產(chǎn)再通過貿(mào)易的方式進入東道國，前者與東道國的人力資本緊密結(jié)合，相對容易通過人力資本吸收能力對我國的創(chuàng)新產(chǎn)生影響；而后者由于生產(chǎn)過程未發(fā)生在我國且進口品相對的技術(shù)含量較高，而我國人力資本水平相對較低，較難通過吸收能力產(chǎn)生正的外溢效應(yīng)。另外，加入交叉項之后，F(xiàn)DI對應(yīng)的系數(shù)變?yōu)樨摂?shù)，而進口對應(yīng)的系數(shù)顯著增大，這可能由于現(xiàn)階段FDI進入我國的主要動因是利用廉價勞動力進行低技術(shù)含量的加工、裝配，這一定程度上抑制了創(chuàng)新能力的提高，而從國外直接進口可快速提高創(chuàng)新水平。

2. 分地區(qū)估計結(jié)果。為考察FDI、進口對于我國創(chuàng)新水平的地區(qū)差異，因此對于樣本進行分區(qū)域估計。另外，由于中部地區(qū)的省份數(shù)較年數(shù)小很多，在使用GMM方法估計時的效果欠佳，未能通過Sargan檢驗，本文另采用糾偏LSDV方法進行估計。

結(jié)果顯示，F(xiàn)DI對于我國三大區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響均為正，但都未通過10%水平的顯著性檢驗。分創(chuàng)新層次來看，F(xiàn)DI與東部的高水平創(chuàng)新負相關(guān)，而與其中低水平的創(chuàng)新正相關(guān)但均不顯著；對中部的高水平創(chuàng)新具有顯著正向作用；對西部的高、中低水平創(chuàng)新的影響為正，可未能通過顯著性檢驗；這可能因為很多東部的外企僅進行簡單的加工、裝配，研發(fā)環(huán)節(jié)、核心部件的生產(chǎn)都在其母國或其他發(fā)達國家，因此某種程度上會抑制東部的高水平創(chuàng)新能力的提升；而中部的外資引進起步相對東部較晚，更加注重對于引進外資的質(zhì)量的把握，從而FDI對其高水平創(chuàng)新呈顯著促進作用；而西部的FDI很少，其外溢作用非常有限。從進口對應(yīng)的系數(shù)看，進口與東部的整體創(chuàng)新、高水平創(chuàng)新呈顯著正相關(guān)，而對中部整體創(chuàng)新、中低水平創(chuàng)新呈顯著負影響，對西部的創(chuàng)新影響均不顯著，這可能因為東部沿海進口量相對較大，通過進口尤其對先進設(shè)備的進口可極大地提高創(chuàng)新水平，而中、西部的進口尤其是對于先進設(shè)備的引進相對較少，且人力資本水平較低，進口難以發(fā)揮對創(chuàng)新的促進作用。

五、 結(jié)論與建議

本文運用我國1998年～2009年省際面板數(shù)據(jù)，研究了FDI和進口對創(chuàng)新的影響。結(jié)果表明：FDI和進口對整體創(chuàng)新有顯著正向影響，且FDI的影響稍大；FDI和進口對于不同地區(qū)、不同水平的創(chuàng)新具有不同的影響。我們可以得出以下政策建議：各地區(qū)引資的側(cè)重點應(yīng)有所不同，東部需更注重外資“質(zhì)”的提升，西部要加強基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)及爭取更優(yōu)惠的政策；擴大進口，優(yōu)化進口商品結(jié)構(gòu)，加大對于國外先進儀器設(shè)備、高科技中間品及制成品的進口。

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2. Coe， D.， Helpman， E.and Hoffimaister， A.North-South R&D Spillovers.Economic Journal， 1997，（107）.

3. Keller ，W.International Trade， Foreign D- irect Investment， and Technology Spillovers. NBER Working Paper， 15442，2009.

4. 黃先海，張云帆.我國外貿(mào)外資的技術(shù)溢出效應(yīng)分析.國際貿(mào)易問題，2005，（1）.

基金項目：國家社會科學(xué)基金項目“低碳經(jīng)濟與我國參與國際分工戰(zhàn)略的調(diào)整研究”（項目號：10BJL033）。

作者簡介：張為付（1963-），男，漢族，江蘇省睢寧縣人，南京財經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院院長、教授，南京大學(xué)經(jīng)濟學(xué)博士，研究方向為國際直接投資、國際貿(mào)易、世界經(jīng)濟；俞萍萍（1986-），女，漢族，江蘇省鹽城市人，南開大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院博士生，研究方向為國際直接投資、國際貿(mào)易。

收稿日期：2015-01-08。