外商直接投资的溢出效应、智力资本与区域创新产出：制度质量的调节作用

曹 勇,周 蕊，肖 琦

(1.武汉纺织大学管理学院,湖北 武汉 430200；2.湖北省纺织制度及政策研究中心，湖北 武汉 430200)

0 引言

创新驱动发展的知识经济时代，创新已逐渐成为保持区域持续竞争力与推动经济稳定增长的核心动力之一。开放经济时代，促进技术进步与区域创新的主要途径是国际技术溢出与国内自主创新。从国际技术溢出角度看，外商直接投资(FDI)溢出效应作为区域外部资源，通过示范效应和互动机制促进当地企业有效利用资源，同时加速新技术应用，从而提升东道国的创新水平[1]。从国内自主创新角度看，智力资本作为区域内部资源，既能为区域创造价值和效益，也能促进技术与知识融合，是知识经济的核心增长方式。智力资本拓宽了资源渠道，加速了资源积累与转化，提升了创新效益[2]。因此，无论是区域外部的FDI溢出效应还是区域内部的智力资本对促进我国区域创新能力都具有重要的现实意义。

自MacDougall[3]明确提出FDI对东道国的技术溢出效应以来，FDI溢出效应在区域创新领域受到广泛关注。纵观已有研究，FDI溢出效应对区域创新的影响主要分为促进论[4]，抑制论[5]和门槛论[6]三种观点：促进论认为FDI溢出效应显著存在，并能有效提升区域创新能力。如Cheung等[4]利用我国30个省市面板数据，实证分析FDI溢出效应与区域创新产出间的关系，发现FDI溢出效应对我国专利申请量有显著正向影响；抑制论认为FDI溢出效应负向抑制区域创新产出。如Elmawazini[5]利用非洲各国面板数据，探讨FDI溢出效应与撒哈拉沙漠以南国家技术差距之间的关系，结果表明FDI溢出效应对该区域竞争力及创新产出并未产生实质影响，反而扩大区域创新产出之间的差距； “门槛论”认为FDI溢出效应对区域创新的作用会受到门槛变量的影响，即当FDI溢出效应跨越门槛变量，才会对区域创新产生影响。如徐磊等[6]利用我国省际面板数据检验得出FDI对各地区技术溢出都是有条件的，无论其是否显著还是对技术溢出吸收是否充分，都需要各区域跨越相应的区域创新能力门槛值。从上述三种观点可知，学者们对FDI溢出效应与区域创新之间的关系尚未达成共识，而且这些研究主要从国际技术溢出视角来展开，缺乏对国内自主创新能力视角的关注。

从国内自主创新视角，智力资本在不断演化的动态过程中为组织价值创造产生持续竞争力，它是区域创新活动不可缺少的内部资源[2]。因此，本研究在关注FDI溢出效应对区域创新影响的同时，也关注智力资本对区域创新产出的作用。需要指出的是，制度质量的提升控制了外资企业的进入数量和质量，一定程度上影响了FDI溢出效应对区域创新产出的影响。因此，分析FDI溢出效应与智力资本对区域创新产出的影响路径，同时探讨制度质量在其中的作用大小对提升区域创新产出具有重要意义。

鉴于此，在梳理相关理论文献的基础上本文从国际和国内两个视角，构建了FDI溢出效应、智力资本与区域创新产出三者之间关系的概念模型，利用我国各区域2007—2016年的面板数据，实证研究FDI溢出效应与区域智力资本对区域创新产出的影响机理，同时探讨制度质量在其中的调节作用。本研究不仅拓展了探讨FDI溢出效应和智力资本与区域创新产出之间关系的理论空间，同时也对提升我国区域创新能力具有重要的现实指导意义。

1 理论回顾与研究假设

1.1 FDI溢出效应与区域创新

FDI溢出效应是跨国公司在东道国进行直接投资过程中引起当地企业技术进步，而跨国公司无法获取其中全部收益的一种外部效应，主要表现为市场竞争效应和技术溢出效应[3]。学界对FDI溢出效应的研究主要基于技术溢出的视角，原毅军等[7]认为FDI对东道国技术进步的影响主要通过人员流动效应、示范效应以及竞争效应等途径产生；徐磊等[6]发现FDI对我国各地区的技术溢出存在基于区域创新能力的 “双门槛”效应。因此FDI技术溢出与区域创新的关系已经密不可分。

FDI溢出效应越强，意味着东道国从外资企业获取的技术和知识越多，越有利于推动本土技术进步与产品开发[1]。随着FDI溢出效应增加，当地企业积极利用FDI的溢出效应来获取最大效益。这一观点已被现有研究所证实，如Gorg等[8]指出外资企业进入后，致力于投资培训当地员工，包括技术先进的专业人员与高层管理者，这些溢出效应可通过员工流动传播给当地企业；符淼[9]的研究也表明FDI的技术溢出效应大于挤出效应，对创新具有显著正向影响，而这种正效应关键在于FDI的有无。基于上述理论推测，本文提出假设H1：FDI溢出效应正向影响区域创新产出。

1.2 FDI溢出效应与智力资本

自Galbraith首次提出智力资本概念以来，智力资本的研究逐渐从微观企业拓展至宏观区域。从区域角度解释，智力资本是指符合国家和区域经济发展战略需要的个人、企业、研究机构和区域等社会行为主体所拥有的具有价值创造功能的知识性活动，它是区域组织在当前和未来创造财富的源泉[10]。关于智力资本的维度划分尚无统一定论，但Edvinsson和kivikas的三要素法 (人力资本、结构资本与关系资本，即H-S-C结构)已得到学界的广泛认可。人力资本是指区域内与人力资源相关的无形资产总和，包括劳动者的健康、体力、能力、知识、技能和经验，表现为区域教育水平和医疗卫生等[11-12]；关系资本是指区域内部行为主体之间及其与区域外行为主体之间相互联系的无形资源，包括国内贸易往来和国际贸易往来等[11,13]；结构资本是指促进区域经济和社会秩序高效运转的无形资产，它是人力资本的具体化和权力化，包括政府效能水平和社会保障等[11,14]。

随着外资企业国际化进程的加快，跨国公司的先进技术和管理经验产生的示范作用会积极推动东道国的技术进步，改善其人力资本状况并促进产业结构升级、强化关系资本的积累[15]。张方华等[16]认为东道国企业在学习和内化FDI带来的新方法、先进管理理念及营销策略等溢出效应的过程中，对企业员工的专业技能等方面提出新要求，通过企业内部的探索、学习和消化，当地企业智力资本水平会有一定程度提升；Guimon等[15]发现跨国公司致力于培训和发展管理人员，当这些管理人员进入当地企业后，会将其在跨国公司学习的先进管理经验和营销技能运用到当地企业，进而对当地企业的结构资本与关系资本产生积极影响。基于此，本文提出假设H2：FDI溢出效应对智力资本有正向影响。包括H2a：FDI溢出效应对人力资本有正向影响；H2b：FDI溢出效应对结构资本有正向影响；H2c：FDI溢出效应对关系资本有正向影响。

1.3 智力资本与区域创新

智力资本承载着区域创新所需要的知识与资源，对区域创新具有重要影响。例如，王学军等[11]的研究表明，区域智力资本及其三要素都能有效提升区域创新能力，且三要素必须协调发展协同发挥作用才能有效培育区域创新能力。具有强大结构资本的组织会创造有利条件，利用其人力资本并充分发挥其潜力，然后提升其关系资本，从而促进组织的创新绩效。例如，李飞等[12]从开放式创新角度解释，组织的员工及管理者所具备的经验、专业技能、创造力及管理能力和专业素质等构成的人力资本在组织的研发活动中发挥越来越重要作用；Bonner等[13]指出在关系资本的基础上，区域行为主体之间通过完善社会关系网络，一方面实现区域创新所需资源的供需匹配，另一方面以信任机制为前提的公平谈判提升了资源配置效率，降低新产品的开发成本，进一步促进区域创新效率的提升；Marsh等[15]认为结构资本为区域创新能力建设提供激励和约束机制，并通过影响政府效能和社会保障为区域提供公平的创新环境来维持区域创新效率。基于上述理论分析，本文提出假设H3：智力资本对区域创新产出有正向影响。包括H3a:人力资本对区域创新产出有正向影响；H3b:结构资本对区域创新产出有正向影响；H3c:关系资本对区域创新产出有正向影响。

1.4 制度质量的调节效应

制度质量是基于制度的基础上，为规范社会行为主体而产生约束力的规则被人们所接受的程度以及对人所产生约束力的程度[17]。一套行之有效的制度可以激励企业创新活动，保护企业的合法性收入，尤其是研发阶段的收益，确保研发成果的商业化。因此，具有完备的公信力和执行力的高质量制度体系对区域的创新和经济增长具有积极推动作用。

已有研究表明良好的制度质量会促进FDI溢出效应对创新的影响，如Tebaldi等[17]从区域层面实证分析制度质量对区域创新能力的影响，研究表明良好的制度有利于产权保护，促进知识和技术传播，加强R&D人员合作，减少创新过程的不确定性，从而促进技术进步；Jude等[18]的研究表明高质量的制度能及时向外资企业传递信息，并允许利用适当机会通过竞争和示范机制，减少信息不对称，确保在FDI溢出效应方面发挥重要作用；黄晓玲等[19]对我国高新技术产业的创新现状进行实证研究显示，随着制度质量的逐步完善，FDI溢出效应对高技术产业创新作用会逐渐下降。可见，良好制度质量会提升FDI的准入标准，同时为FDI溢出效应创造良好环境。基于上述分析，可以发现制度质量会影响FDI溢出效应与区域创新之间的关系，因此本文提出假设H4：制度质量对FDI溢出效应与区域创新产出之间的关系有调节效应综合以上假设分析，本文整理了如图1所示的概念模型。

图1 研究假设概念模型

2 研究设计

2.1 数据来源和样本选取

本文数据来源于2008—2017年 《中国统计年鉴》 《中国科技统计年鉴》以及各种区域统计年鉴。由于香港、澳门、台湾、西藏四个区域的数据具有一定特殊性，本文选取除去这四个区域以外的30个省市的面板数据进行检验。

2.2 变量测量

为了确保各变量测度指标科学有效，借鉴国内外已有的相关指标，并结合本研究特点进行修改，变量的详细信息如表1所示。区域创新产出的测量，现有研究主要通过专利数量、新产品项目数或新产品销售收入等指标来衡量，考虑到专利和新产品销售收入具有互补性，且不同形式专利之间存在较大差异，本研究将发明专利授权量和新产品销售收入分别取自然对数作为创新产出的衡量指标。FDI溢出效应的测量，借鉴原毅军等[7]的研究，采用实际利用FDI存量进行衡量，基于原始FDI数据单位为美元，根据各年份美元兑人民币汇率将原始数据折算为人民币，再以2007年为基期利用GDP平减指数(2007年=100)进行平减。智力资本三要素的测量则借鉴李卫兵等[10]以及王学军等[11]的研究，选择与本研究契合的测量指标。制度质量的指标选取则相对困难、数据难以获得，樊纲等[20]的市场化指数作为制度质量测量指标的使用频率较高，因此本研究采用市场化指数研究综合值作为制度质量水平的衡量指标。已有研究表明研发投入[7]、产业结构和科技规模[21]与区域创新之间存在显著相关性，因此有必要将这三者作为控制变量。由于R&D人员投入和R&D资本投入这两个变量之间存在高度共线性，本研究只选择R&D人员全时当量作为研发投入的代理变量，取原始数据的自然对数作为衡量指标参与计算[7]。产业结构利用第三产业产值占区域GDP的比重来衡量[21]，科技规模选择技术市场成交额取自然对数[21]。同时，考虑创新产出的滞后效应，在后续研究中将相关变量数据滞后一年进行分析。

表1 主要变量及其测度依据

3 数据分析

3.1 描述性统计与稳健性检验

表2展示了本文全部变量的描述性分析结果。各省市之间由于资源禀赋、经济发展悬殊，创新产出也存在较大差异，从表2可看出2007—2016年30个省市的创新产出在取自然对数后两个维度的变量标准差均大于1.5，说明各省市的创新产出差距较大。解释变量中，FDI溢出数据标准差为1.5991，说明各省市实际利用外商投资程度差异较大。制度质量和科技规模的标准差也大于1.5，说明各省市之间制度质量水平具有较大差异。另外，本文通过方差膨胀因子 (VIF)来检测潜在多重共线性问题，各自变量的VIF值都小于7，且均值小于4，远小于临界值10，说明自变量间不存在多重共线性问题，可以进行下一步检验。

表2 描述性统计分析结果

为了避免变量间的伪回归现象，需对样本数据进行稳健性检验。根据面板数据的特征，本文利用Eviews9.0对数据进行LLC检验、IPS检验、ADF-Fisher检验和PP-Fisher检验，并分别对各指标进行单位根分析。检验结果显示部分变量存在单位根，即数据序列为非平稳序列。在对相关指标进行一阶差分检验后发现各指标无单位根，即一阶差分检验后数据平稳。综合各检验结果，可判定各变量是同阶单整序列，符合面板协整条件。在面板单位根检验的基础上，进一步做面板协整检验。考虑本文数据的样本特性，选择Kao检验中ADF统计量来考察变量间的均衡关系，结果显示，协整检验P值小于临界值0.05，显著拒绝原假设 “不存在协整关系”，即变量之间存在均衡关系，稳健性较好。

3.2 回归分析

基于上述结果，本文利用Stata14.0针对两个因变量分别构建解释变量、调节变量与因变量之间的回归模型来验证假设。模型1和模型8是控制变量对两类因变量的回归模型；模型2和模型9是在控制变量基础上添加自变量的回归模型；模型 3～5和模型10～12是在控制变量、自变量的基础上依次加入智力资本三个维度的回归模型；模型6和模型13是控制变量、自变量和调节变量的回归模型；模型7和模型14是将调节变量和自变量进行去中心化处理后，加入调节变量与自变量的交互项的检验模型；模型15～20是自变量FDI溢出效应对智力资本三要素的回归模型。根据面板数据特点，本文可选用的方法有混合OLS模型、固定效应模型和随机效应模型，需通过F检验和Hausman检验来确定模型类型。回归结果的数据显示，F检验的P值均小于0.01，表明固定效应模型优于混合OLS模型。Hausman检验结果显示，基于发明专利授权量和智力资本的估计策略随机效应优于固定效应(P值大于0.1)，基于新产品销售收入的估计策略固定效应优于随机效应(P值小于0.01)。

本文分别基于发明专利授权量、新产品销售收入和智力资本的回归结果归纳如下：第一，FDI溢出效应与发明专利授权量和新产品销售收入分别在0.1和0.01的水平下显著(β=0.1349，P<0.1；β=0.1267，P<0.01)，说明FDI溢出效应与区域创新产出具有显著正相关关系，假设H1得到支持。第二，FDI溢出效应对智力资本的影响中，FDI溢出效应对教育水平和医疗卫生两类人力资本指标有正向影响(β=4.5217，P<0.01；β=2.3217，P<0.01)；FDI溢出效应对国际贸易与国内贸易两类关系资本有正向影响(β=6.7325，P<0.01；β=5.5328，P<0.01)；FDI溢出效应对政府效能和社会保障两类结构资本有正向影响(β=2.2732，P<0.1；β=3.2789，P<0.05)，H2和H2a-H2c得到数据支持。第三，智力资本对两类区域创新产出的影响中，人力资本、关系资本和结构资本对两类区域创新产出均有显著正向影响，其中在关系资本中，国际贸易对两类创新产出的影响虽未通过显著性检验，但国内贸易在FDI溢出效应与两类创新产出之间的关键作用得到支持(β=4.3279，P<0.01；β=0.9850，P<0.01)，因此假设H3和H3a-H3c得到支持。第四，在调节效应检验中，制度质量负向调节FDI溢出效应与两类创新产出之间的关系(β=-2.8467，P<0.01；β=-0.6096，P<0.1)，假设H4得到支持。

4 结论与启示

本文利用我国30个省市2007—2016年的样本数据，从国际技术溢出与国内自主创新的视角，实证研究FDI溢出效应和智力资本与区域创新产出之间的关系，并进一步分析了制度质量在FDI溢出效应与区域创新产出之间的调节效应。结果表明：首先，FDI溢出效应对区域创新产出的促进作用主要表现在新产品销售收入上，而对专利授权量的影响并不十分显著，说明区域发展以市场导向为主，区域更关注如何将吸收的外商投资转移到新产品研发和创造中，从而增加企业的创新绩效。其次，FDI溢出效应显著正向影响智力资本，同时智力资本显著正向影响区域创新产出。说明随着外资企业的进入，FDI溢出效应表现出的示范效应和竞争效应会改善人力资本状况，促进产业结构升级和关系资本积累，从而全面提升区域智力资本。区域通过提升教育水平和医疗卫生水平，为人才培养创造物质条件，借助制度保障和贸易往来，充分实现知识流通和技能普及，从而推动区域科学技术进步，这是区域智力资本促进区域创新的主要原因。最后，制度质量显著负向调节FDI溢出效应与区域创新产出之间的关系，这主要是因为制度质量的改善直接影响政府对市场的监管力度，严格控制外资进入数量，减少了区域创新所需的资金与技术，因此制度质量对FDI溢出效应与区域创新之间的关系产生了负向调节作用。

基于上述结论，本文对促进我国区域创新产出具有以下启示：第一，从FDI溢出效应角度看，区域应积极引入高质量的外商直接投资，通过外资溢出效应提升区域自主创新能力。一方面区域政府应促进政策和制度引导，加强基础设施建设，为吸引外资创造良好环境；另一方面加强区域研发人员综合素质的培养，促进外资企业的技术溢出，从而提升区域整体创新能力。第二，从智力资本角度看，发挥智力资本对区域创新的影响，就是要协调好人力资本、关系资本与结构资本三要素的关系，缩小区域之间人才培养差距，积极促进贸易流通，加强信息共享，从而有效发挥资源的合理配置，提升区域创新的持续竞争优势。第三，从制度质量角度看，政府在发挥宏观调控过程中，应把握好制度监管与区域发展之间的关系。具体而言，政府应提供宽松的投资环境和开放的交流政策，发挥制度质量对外资溢出和创新产出的推动作用。

本文的局限为未来研究指明了方向，首先，本研究的数据收集是基于政府的官方数据，未能借由实证调查保证研究结论更客观科学，未来可以针对特定的企业和行业进行深入调查，获取一手数据开展微观层面研究；其次，本研究的样本范围涉及30个省市，而各省市的经济发展存在较大差异，研究结论在一定程度上掩盖了区域的个体化差异，未来研究可在现有变量的基础上按经济发展程度划分区域，开展对比研究。