开放经济下的知识生产与创新

俞萍萍 张为付

摘要：文章采用GMM方法考察了FDI、进口对我国创新产出的影响。研究发现：FDI和进口对我国的创新均有正向促进作用，且FDI的作用稍大；FDI、进口对于高水平创新的正影响更为显著；FDI和进口对于我国创新的影响存在显著的区域差异。

关键词：外商直接投资；进口；知识生产；创新

一、 引言

开放经济中，一国的创新产出不仅取决于其国内R&D投入，还受各种渠道溢出的国外R&D的影响。Keller（2009）认为获得国外技术对于发展中国家的全要素生产率（TFP）增长的贡献率达到90%以上，FDI和进口是国际R&D溢出的两个重要渠道，即东道国的企业可以通过学习、模仿外资企业先进的生产方式、管理模式，借助模仿、反向工程等方式获得国外R&D溢出。随着我国改革开放的不断深入，截止到2012年底，累计实际利用外资金额高达11 891.6亿美元，外企已达76.3万户（商务部）；2012年我国实际使用外资金额达1 117.2亿美元，进口总额高达18 178.3亿美元。那么，FDI和进口对我国的创新能力是否产生了影响，产生了多大程度的溢出效应，不同省区的创新能力在多大程度上得益于FDI和进口呢？解决这些问题，对于评价我国改革开放政策的实施效果及制定以后的外资外贸政策，无疑具有重要意义。

二、 文献回顾

关于FDI溢出的实证研究，对于发达国家的研究，结论相对一致，Caves（1974）、Globerman（1979）、Imbriani和Reganati（1997）都得出了外企对东道国产生了明显的外溢效应。但对于发展中国家FDI溢出效应，结论有很大差异，Kokko和Zejan（1996）、Kokko（1996）、Sjoholm（1999）FDI具有正溢出，而Haddad和Harrison（1993）、Aitken和Harrison（1999）对发现并不存在FDI溢出。国内学者对FDI的溢出效应的研究结论也莫衷一是。关于进口溢出的研究有，Coe和Helpman（1995）、Coe、Helpman及Hoffmaister（1997）在CH模型基础上得出了进口具有正溢出效应，国内学者对进口溢出效应的实证研究大多得到了相似的结论。

由于单渠道的技术外溢分析可能忽略其他渠道的影响，使研究结果有失偏颇，多渠道分析技术外溢的客观意义更强。国内学者也进行了相应的研究，比如，黄先海和张云帆（2005）、李杏和M.W.Luke Chan（2009），但是未得出一致的结论。

由以上文献可看出，无论是从单渠道还是双渠道考察FDI、进口对我国技术进步的影响，不同的学者得出的结论往往不尽相同，所以有必要对我国的FDI和进口的技术溢出效应做进一步研究。本文中，通过对我国30个省区1998年～2009年的面板数据的分析，研究了FDI和进口对创新的影响，与以往的研究相比，本文试图在以下几方面做出创新：（1）利用1998年～2009年我国省份的面板数据，研究通过FDI、进口两个渠道获得的知识溢出，避免了使用企业及行业数据可能导致的低估FDI、进口的区域溢出效应的不足；（2）本文以专利申请量来代表自主创新能力，着重于技术创新而非一般的技术进步；（3）增加知识产权保护为控制变量，以更精确地分析FDI、进口的创新溢出效应；（4）与以往的研究相比，本文为了避免内生性对估计结果的影响，采用GMM方法进行估计，使得结果更具可信性。

三、 模型设定、数据来源及说明

1. 模型设定。将Romer（1990）知识生产函数Ait=δLitαAitβ扩展为：

Ait=δFDIitγ1 IMitγ2 LitαAitβRDitθ1 HRitθ2 PRitθ3（1）

其中，Ait代表第i个省第t年新生产的知识，FDIit、IMit分别表示第i个省第t年的FDI和进口额，Lit和Ait分别代表第i个省第t年R&D人员数、知识存量，RD、HR、PR分别表示第i个省第t年的R&D支出、人力资本和知识产权保护水平。

实际回归中为了避免异方差问题，对各变量取对数。另外，各变量取对数考虑到创新不仅受到过去各期知识累积量的影响，还依赖于近期的创新状况，因此在模型中引入被解释变量的滞后项，将其扩展为一个动态模型：

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

其中，Ait-1为新知识产出的滞后项，ρ为前一期知识产出量对本期的影响，μit为随机误差项。

2. 数据来源及说明。本文的主要研究数据来自《中国统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》、《中国人口统计年鉴》、《中国律师年鉴》。由于官方从1998年才开始公布分省的R&D人员数与R&D支出数据，因此本文样本期确定为1998年～2009年。样本包括全国30个省、自治区和直辖市，西藏由于缺失部分年份数据故予以剔除。

（1）新知识。现有文献多数采用专利数量来表示新生产的知识量，本文亦采用此做法，但此处选用专利申请量而非专利授权量，这是考虑到专利授权可能存在一些政策导向。各省份的专利申请数据来源于《中国科技统计年鉴》。

（2）知识存量。各省份的知识存量采用永续盘存法估算，公式为Ait+1=（1-d）Ait+Pit，其中，Pit代表第i个省第t年新生产的知识量，d代表知识存量的折旧率，本文取10%的折旧率。基期的知识存量为Ai0=Pi0/（gi+d），gi表示第i个省新产出知识的算术平均增长率。

（3）外商直接投资、进口。各省FDI、进口额数据来源于《中国统计年鉴》，其中，各省FDI采用实际利用外资额。由于FDI和进口额的原始数据是以美元为单位，用对应年度的美元与人民币的年均汇率转化为以人民币为单位。为了使数据更具可比性，根据1998年为基期的居民消费价格指数分别对FDI、进口额进行平减。

（4）人力资本。采用劳动力平均受教育限来估算，在具体计算时，将小学、初中、高中和大专及以上的受教育年限分别记为6年、9年、12年、16年，各省人力资本的计算公式为：小学比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大专及以上学历比重×16。各省劳动力受教育程度数据来自《中国劳动统计年鉴》和《中国人口统计年鉴》。

（5）R&D经费支出、R&D人员数。各省份名义R&D支出、R&D人员数据均来源于《中国科技统计年鉴》，其中，R&D支出按1998年为基期的居民消费价格指数缩减，R&D人员数据采用R&D人员全时当量的相关数据。

（6）知识产权保护。借鉴许春明、单晓光（2008）的方法，在GP方法的基础上引入执法力度，公式为PA（t）=PG（t）×F（t），其中，PG（t）是GP方法计算出的知识产权保护水平，F（t）为知识产权保护的执法力度。

四、 实证结果分析

1. 全国样本估计结果。考虑到模型可能存在内生性问题将会导致估计结果有偏，本文运用GMM方法进行估计。表1中的Wald、Sargan、Arellano-Bond AR（2）检验统计量的值，说明系数是联合显著性的且模型不存在过度识别、序列相关，即工具变量使用是合理的。本文在研究FDI、进口对创新影响的同时，根据技术含量的不同将创新分为高、中低水平创新，即对应发明专利、外观设计和实用新型专利。

FDI的系数是0.051 5，即FDI每增加1%，创新产出增加0.051 5%；进口的系数是0.053 3，即进口每增加1%，创新产出增加0.053 3%。FDI和进口的系数都显著为正，说明FDI、进口对我国的创新产出存在明显的正向作用，从系数大小来看，FDI对创新的影响稍大。从不同创新水平来看，FDI对高、中低水平创新均有正向影响，但对于中低水平创新的影响未通过10%水平的显著性检验，这可能与FDI进入的行业技术门槛较高有关；进口与高、中低水平创新都呈显著正相关，但影响程度有差异，其对高水平创新的弹性为0.110，对中低水平创新的弹性为0.072 5，即进口对高水平创新影响相对更大，这说明通过从国外进口先进设备等对我国的高水平创新尤为重要。

知识存量对创新产出的影响系数为0.140，且在5%的水平上显著，表明过去各期的知识积累会影响本期创新；创新产出滞后项的系数高达0.535，且通过1%的显著水平，说明前一期的创新产出对于本期创新的影响甚大，创新行为具有很大的惯性。分不同创新水平来看，高水平创新的知识存量的弹性为0.400，且在1%水平上显著；中低水平创新对应的知识存量对创新的影响不显著，这可能是因为高水平创新难度较大，更依赖于过去的知识积累，而中低水平创新相对较易通过学习、模仿等途径获得，其知识积累对于创新影响不大。另一方面，高水平创新对应的前一期的创新产出对于本期的影响为正却不显著，而中低水平创新的滞后一期对于其本期创新的影响系数高达0.665，且在1%的水平上显著，这也进一步体现了高端的创新依赖于过去各期的知识积累，不太可能短期内得到显著提高；而中低端的创新蕴含的技术含量较低，容易通过短期内的学习、模仿得以提高。R&D人员数对应的系数始终为正数，但对高水平创新的影响不显著，而对中低水平创新有显著影响，这可能因为高水平创新属于技术、资本密集型，中低水平创新属于相对劳动密集型，所以R&D人员数只对中低水平的创新呈显著正影响。R&D支出对应的系数显著为正，说明对于R&D投入的经费越多，创新产出就越多，从不同创新水平来看，高水平创新的R&D支出对应的系数是中低水平的2倍，这进一步说明高水平创新是资本密集型的，其原因可能是高水平创新需要购买更多昂贵的先进仪器设备，所以R&D支出对于高水平创新能力的提高影响更大。人力资本对应的系数呈现显著为负，说明我国的人力资本仍然处于较低水平，目前还不足以支撑我国自主创新能力的提高。知识产权保护对应的系数显著对于整体及较低水平的创新产出影响不显著，但是与高水平的创新产出显著正相关，这可能与我国的知识产权保护的深度、广度有密切联系，相对更加重视对于高技术创新的保护。

为了考察吸收能力对于FDI、进口对我国创新能力的影响，在模型中加入FDI、进口与人力资本的交叉项。我们可以看到外商直接投资与人力资本的交叉项显著为正，而进口与人力资本的交叉项与创新呈显著负相关，这可能因为外商直接投资是直接在东道国生产，而进口是在国外生产再通过贸易的方式进入东道国，前者与东道国的人力资本紧密结合，相对容易通过人力资本吸收能力对我国的创新产生影响；而后者由于生产过程未发生在我国且进口品相对的技术含量较高，而我国人力资本水平相对较低，较难通过吸收能力产生正的外溢效应。另外，加入交叉项之后，FDI对应的系数变为负数，而进口对应的系数显著增大，这可能由于现阶段FDI进入我国的主要动因是利用廉价劳动力进行低技术含量的加工、装配，这一定程度上抑制了创新能力的提高，而从国外直接进口可快速提高创新水平。

2. 分地区估计结果。为考察FDI、进口对于我国创新水平的地区差异，因此对于样本进行分区域估计。另外，由于中部地区的省份数较年数小很多，在使用GMM方法估计时的效果欠佳，未能通过Sargan检验，本文另采用纠偏LSDV方法进行估计。

结果显示，FDI对于我国三大区域创新产出的影响均为正，但都未通过10%水平的显著性检验。分创新层次来看，FDI与东部的高水平创新负相关，而与其中低水平的创新正相关但均不显著；对中部的高水平创新具有显著正向作用；对西部的高、中低水平创新的影响为正，可未能通过显著性检验；这可能因为很多东部的外企仅进行简单的加工、装配，研发环节、核心部件的生产都在其母国或其他发达国家，因此某种程度上会抑制东部的高水平创新能力的提升；而中部的外资引进起步相对东部较晚，更加注重对于引进外资的质量的把握，从而FDI对其高水平创新呈显著促进作用；而西部的FDI很少，其外溢作用非常有限。从进口对应的系数看，进口与东部的整体创新、高水平创新呈显著正相关，而对中部整体创新、中低水平创新呈显著负影响，对西部的创新影响均不显著，这可能因为东部沿海进口量相对较大，通过进口尤其对先进设备的进口可极大地提高创新水平，而中、西部的进口尤其是对于先进设备的引进相对较少，且人力资本水平较低，进口难以发挥对创新的促进作用。

五、 结论与建议

本文运用我国1998年～2009年省际面板数据，研究了FDI和进口对创新的影响。结果表明：FDI和进口对整体创新有显著正向影响，且FDI的影响稍大；FDI和进口对于不同地区、不同水平的创新具有不同的影响。我们可以得出以下政策建议：各地区引资的侧重点应有所不同，东部需更注重外资“质”的提升，西部要加强基础设施建设及争取更优惠的政策；扩大进口，优化进口商品结构，加大对于国外先进仪器设备、高科技中间品及制成品的进口。

参考文献：

1. Aitken，J.and Harrison，E.Do Domestic Fir- ms Benett from Direct Foreign Investment？ Evidence from Venezuela.The American Economic Review，1999， （7）.

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. 黄先海，张云帆.我国外贸外资的技术溢出效应分析.国际贸易问题，2005，（1）.

基金项目：国家社会科学基金项目“低碳经济与我国参与国际分工战略的调整研究”（项目号：10BJL033）。

作者简介：张为付（1963-），男，汉族，江苏省睢宁县人，南京财经大学国际经贸学院院长、教授，南京大学经济学博士，研究方向为国际直接投资、国际贸易、世界经济；俞萍萍（1986-），女，汉族，江苏省盐城市人，南开大学经济学院博士生，研究方向为国际直接投资、国际贸易。

收稿日期：2015-01-08。