劉曉寧,曲 偉
(1.山東大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,山東 濟(jì)南250100;2.山東社會(huì)科學(xué)院,山東 濟(jì)南250002 3.山東青年政治學(xué)院,山東濟(jì)南250014)
金融危機(jī)爆發(fā)后,各國政府均將研發(fā)創(chuàng)新作為緩解危機(jī)的重要措施,跨國公司也試圖通過海外研發(fā)投資來拓展新市場,獲得持續(xù)的競爭優(yōu)勢,因此紛紛加大其研發(fā)轉(zhuǎn)移的力度,廣泛實(shí)施技術(shù)開發(fā)全球化戰(zhàn)略。在這種形勢下,中國等受危機(jī)影響相對較小的發(fā)展中國家就成為跨國公司設(shè)立海外研發(fā)機(jī)構(gòu)的理想目的地。據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計(jì),截至2011年底,跨國公司在中國設(shè)立的各類研發(fā)機(jī)構(gòu)已超過1200家??鐕驹谌A從事R&D及其投資規(guī)模的不斷擴(kuò)大,對于促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級,增強(qiáng)技術(shù)創(chuàng)新和人力資源開發(fā)能力以及提高我國科技水平等,無疑具有著積極的作用。然而,這些作用發(fā)揮的程度如何、效果優(yōu)劣,關(guān)鍵取決于跨國公司在華研發(fā)機(jī)構(gòu)是否能產(chǎn)生足夠的技術(shù)“溢出效應(yīng)”。甚至有些學(xué)者認(rèn)為,跨國公司在全球范圍內(nèi)憑借其更大規(guī)模經(jīng)濟(jì)、更低單位成本和更高技術(shù)、設(shè)備等優(yōu)勢,會(huì)弱化本土企業(yè)創(chuàng)新的動(dòng)機(jī)和能力,造成嚴(yán)重的技術(shù)依賴,對內(nèi)資部門產(chǎn)生“擠出”而非“溢出”效應(yīng)。實(shí)際上,跨國公司在華研發(fā)投資到底能否促進(jìn)我國的技術(shù)進(jìn)步很大程度上取決于我國自身的技術(shù)吸收能力。本文正是以吸收能力為著眼點(diǎn),選用2003-2008年中國大陸29省的面板數(shù)據(jù)對研發(fā)外資的技術(shù)溢出效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),通過東、中、西部不同吸收能力的比較提出相應(yīng)的對策建議。
自上世紀(jì)80年代,國外學(xué)者開始探討跨國公司R&D轉(zhuǎn)移對發(fā)展中東道國技術(shù)進(jìn)步的影響效應(yīng),研究認(rèn)為,東道國科技機(jī)構(gòu)和企業(yè)通過與跨國公司R&D機(jī)構(gòu)的合作,其科技水平和創(chuàng)新能力會(huì)得到很大提升(Pearce,1989)[1]。之后,眾多學(xué)者逐漸意識(shí)到跨國公司海外研發(fā)投資的兩面性。Duning(1994)[2]總結(jié)了看待跨國公司海外研發(fā)對發(fā)展中東道國影響的兩種觀點(diǎn):一種認(rèn)為外商研發(fā)投資對東道國是有利的,能夠?yàn)闁|道國帶來先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn),進(jìn)一步帶來競爭意識(shí)的增強(qiáng)、人力資源的培育、創(chuàng)新體系開放性的提升等“溢出效應(yīng)”;另一種認(rèn)為R&D外資其實(shí)不會(huì)給東道國帶來利益,但是卻占用了東道國有限的研發(fā)資源,同時(shí)還造成人才外流,使稀缺資源從更有用的領(lǐng)域分流出去,造成“擠出效應(yīng)”。
我國也有不少學(xué)者對跨國公司在華R&D投資對本土技術(shù)進(jìn)步的影響進(jìn)行了研究,結(jié)論與上述基本一致,即跨國公司在中國的研發(fā)投資有“雙刃劍”的作用,既有正面影響(隆國強(qiáng),2004[3];王志樂,2009[4]),同時(shí)又不可避免地帶來許多挑戰(zhàn)和一些負(fù)面影響(蔣殿春,2004[5];王春法,2004[6])。這些研究大多數(shù)是定性分析,只有少數(shù)學(xué)者運(yùn)用我國樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。其中,李蕊(2004)[7]選用1997-2001年樣本數(shù)據(jù)對在華研發(fā)外資與我國工業(yè)行業(yè)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn),結(jié)果表明各行業(yè)的增長能夠構(gòu)成研發(fā)外資的格蘭杰原因,而研發(fā)外資無法構(gòu)成行業(yè)增長的原因。劉輝群(2007)[8]就研發(fā)外資對我國國家創(chuàng)新系統(tǒng)的影響進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)研發(fā)外資顯著地促進(jìn)了創(chuàng)新系統(tǒng)中的知識(shí)流動(dòng)能力和技術(shù)創(chuàng)新環(huán)境,但對知識(shí)創(chuàng)造、技術(shù)創(chuàng)新的作用不顯著。李曉娣(2010)[9]通過構(gòu)建雙對數(shù)線性知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)模型,從研發(fā)投入和產(chǎn)出的角度,實(shí)證研究了跨國公司在華研發(fā)投資與區(qū)域創(chuàng)新能力的關(guān)系。盛壘(2010)[10]利用1998-2006年中國30個(gè)省區(qū)的面板數(shù)據(jù)考察了跨國公司R&D投資對中國省區(qū)的溢出效應(yīng)及其區(qū)域差異,結(jié)果顯示:跨國公司R&D投資對中國技術(shù)效率提升有著顯著的溢出效應(yīng),并且這種溢出效應(yīng)明顯呈現(xiàn)出地區(qū)差異性的特點(diǎn)。但是,還鮮有學(xué)者從技術(shù)吸收能力的角度對跨國公司在華研發(fā)投資的溢出效應(yīng)進(jìn)行專門研究。
Cohen & Levinthal(1989)[11]最早提出了“吸收能力”的概念,并且認(rèn)為企業(yè)研發(fā)對技術(shù)進(jìn)步的影響表現(xiàn)在直接和間接兩個(gè)方面:一是研發(fā)成果直接促進(jìn)了技術(shù)進(jìn)步,二是研發(fā)投入間接提升了企業(yè)對外來技術(shù)的消化吸收能力。此后,眾多學(xué)者嘗試從東道國吸收能力的角度來探討FDI技術(shù)溢出效果的差異。本文就借鑒FDI領(lǐng)域的相關(guān)研究成果,嘗試性地將其運(yùn)用到對跨國公司研發(fā)投資技術(shù)溢出效應(yīng)的研究,通過選取技術(shù)吸收能力的度量指標(biāo),實(shí)證考察不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域的技術(shù)吸收能力對跨國公司研發(fā)投資技術(shù)外溢效果的影響,并進(jìn)而提出相關(guān)政策建議。
影響技術(shù)吸收能力的主要因素包括人力資本、基礎(chǔ)設(shè)施、經(jīng)濟(jì)開放度、國內(nèi)研發(fā)、金融環(huán)境和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)等。根據(jù)跨國公司在華研發(fā)投資技術(shù)溢出的特點(diǎn),筆者認(rèn)為人力資本和經(jīng)濟(jì)開放度是其中最重要的影響因素,因此選取這兩個(gè)指標(biāo)來度量不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域的技術(shù)吸收能力。人力資本是知識(shí)的重要載體之一,被認(rèn)為是影響外資R&D技術(shù)外溢效應(yīng)的關(guān)鍵因素(Xu,2000[12]);而東道國經(jīng)濟(jì)環(huán)境的開放程度也會(huì)對溢出效應(yīng)的實(shí)現(xiàn)產(chǎn)生顯著影響(Moran,1998[13];Barrios and Strobl,2002[14])。借鑒 Coe & Helpman(1995)[15]的國際R&D溢出模型和賴明勇(2005)[16]等相關(guān)研究的成果,本文建立以下3個(gè)模型:
考察人力資本、國內(nèi)外研發(fā)對全要素生產(chǎn)率影響的模型
考察以人力資本度量的吸收能力的模型,引入交互項(xiàng)
考察以經(jīng)濟(jì)開放度度量的吸收能力的模型,引入交互項(xiàng)
其中 TFPit、Hit、OPENit、FRDit和 DRDit分別代表第 i省(自治區(qū)、直轄市)第t年的全要素生產(chǎn)率、人力資本、經(jīng)濟(jì)開放度、跨國公司研發(fā)投資以及國內(nèi)研發(fā)投入,同時(shí)對各變量進(jìn)行了自然對數(shù)變換,這種變換不會(huì)影響原變量之間的關(guān)系,還可以使其趨勢線性化并消除異方差。
1、各省全要素生產(chǎn)率的測算
在考察FDI技術(shù)外溢效果的文獻(xiàn)中,常用的被解釋變量包括經(jīng)濟(jì)增長率和全要素生產(chǎn)率。本文主要考察跨國公司研發(fā)投資對我國技術(shù)進(jìn)步的溢出效應(yīng),因此采用全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量。目前,全要素生產(chǎn)率的估算有參數(shù)分析法和非參數(shù)分析法兩種,非參數(shù)分析法又包括數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)和隨機(jī)邊界分析(SFA)。相對來說,非參數(shù)分析法不要求確定具體的生產(chǎn)函數(shù),并且對樣本容量的要求較小,可以有效降低生產(chǎn)函數(shù)的設(shè)定偏誤帶來的分析偏差。因此,本文就采用非參數(shù)分析法中的DEA方法來測度生產(chǎn)率。另外,本文還試圖以一個(gè)純粹的技術(shù)進(jìn)步增長而非籠統(tǒng)的TFP增長來考察跨國公司研發(fā)投資的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng),而DEA方法正好滿足這一需要。因?yàn)镈EA方法能夠?qū)FP變化(TFPCH)分解為技術(shù)效率變化(EFFCH)和“純粹”技術(shù)進(jìn)步變化(TECCH),并且TFPCH=EFFCH*TECCH。
DEA方法的基本思想是通過與前沿技術(shù)水平的對比來確定經(jīng)濟(jì)的效率或技術(shù)水平。本文采用基于DEA模型的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)測度全國以及分區(qū)域的生產(chǎn)率變動(dòng)情況,把每個(gè)地區(qū)視為一個(gè)生產(chǎn)決策單位,分別對各省的全要素生產(chǎn)率指數(shù)(TFPCH)、技術(shù)進(jìn)步指數(shù)(TECCH)和技術(shù)效率指數(shù)(EFFCH)進(jìn)行測算。下面就根據(jù)DEA分析對投入產(chǎn)出指標(biāo)的基本要求以及各項(xiàng)數(shù)據(jù)的可獲取性,綜合地進(jìn)行變量選取,數(shù)據(jù)均來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。
(1)勞動(dòng)投入。勞動(dòng)投入的精確度量應(yīng)該選用標(biāo)準(zhǔn)強(qiáng)度的勞動(dòng)時(shí)間數(shù)據(jù),但是限于統(tǒng)計(jì)資料的可獲得性,國內(nèi)學(xué)者大多以勞動(dòng)力人數(shù)來代替,因此本文也采用各省的年末就業(yè)人員數(shù)來衡量。
(2)資本投入。我國目前沒有資本存量的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),需要運(yùn)用永續(xù)盤存法進(jìn)行計(jì)算。但是,由于計(jì)算中的兩個(gè)關(guān)鍵問題:初始資本存量和年度折舊率(5% -10%不等)的選擇缺少權(quán)威的判斷,導(dǎo)致計(jì)算結(jié)果偏差較大。易綱等(2003)[17]的研究也表明,資本存量指標(biāo)將閑置的資本也統(tǒng)計(jì)在內(nèi),并且新舊資本同等看待,這會(huì)低估新資本投入對產(chǎn)出的貢獻(xiàn)。因此,一些學(xué)者提出用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額來表示資本投入指標(biāo),本文就采用這種相對簡化的度量方法。
(3)產(chǎn)出指標(biāo)。國內(nèi)學(xué)者一般采用國內(nèi)生產(chǎn)總值作為衡量產(chǎn)出量的指標(biāo),本文同樣如此,并且各省的GDP均折算為以2003年基期價(jià)格計(jì)算的實(shí)際值。
2、自變量的測度與數(shù)據(jù)來源
(1)跨國公司研發(fā)投資
國內(nèi)目前還沒有把研發(fā)投資作為獨(dú)立的國際直接投資的統(tǒng)計(jì)資料,在華外資企業(yè)包括獨(dú)立研發(fā)機(jī)構(gòu)的研發(fā)投資都以公司內(nèi)部的研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出形式統(tǒng)計(jì)。在無法獲得完整的跨國公司研發(fā)直接投資數(shù)據(jù)的情況下,本文選用各省規(guī)模以上外資工業(yè)企業(yè)(三資)R&D經(jīng)費(fèi)來替代,相應(yīng)的選用內(nèi)資企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)支出數(shù)據(jù)來替代國內(nèi)企業(yè)研發(fā)投資,均折算成2003年不變價(jià)格的歷年實(shí)際研發(fā)支出。鑒于數(shù)據(jù)的可獲性以及統(tǒng)計(jì)口徑的一致性,選取2003~2008年中國大陸各省份的面板數(shù)據(jù)。剔除數(shù)據(jù)資料不完整的西藏、新疆兩省區(qū),本文的面板數(shù)據(jù)包括了中國大陸29個(gè)省(市、自治區(qū))在2003~2008年期間的樣本數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來自歷年《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》①《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》中關(guān)于三資企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)支出的統(tǒng)計(jì)從2003年開始,到2008年截止。。
(2)人力資本
人力資本是一個(gè)關(guān)于勞動(dòng)者質(zhì)量的指標(biāo),長期以來都沒有一個(gè)權(quán)威的衡量方法。現(xiàn)有文獻(xiàn)中主要涉及三種衡量方法:未來收益法、累計(jì)成本法和教育存量法。由于數(shù)據(jù)的可獲取性問題,很多學(xué)者采用 Barro&Lee(2001)[18]提出的勞動(dòng)力平均受教育年限指標(biāo),本文也采用這一指標(biāo)②計(jì)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。,數(shù)據(jù)來自歷年《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》。
(3)經(jīng)濟(jì)開放度
經(jīng)濟(jì)開放度指標(biāo)的選擇也很有爭議。到目前為止使用較多的經(jīng)濟(jì)開放度指標(biāo)有貿(mào)易依存度、平均關(guān)稅率、非關(guān)稅壁壘、貿(mào)易數(shù)量限制、集成關(guān)稅率等。國內(nèi)學(xué)者包群等(2003)[19]將測度經(jīng)濟(jì)開放度的方法分為指標(biāo)體系法和模型構(gòu)建法,同時(shí)運(yùn)用五種開放度指標(biāo)測算了經(jīng)濟(jì)開放度對中國經(jīng)濟(jì)增長的影響,研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易依存度能較好地反映中國經(jīng)濟(jì)增長的變化,因此本文借鑒包群等(2003)的研究結(jié)果,采用貿(mào)易依存度(進(jìn)出口貿(mào)易總額與GDP的比值)作為經(jīng)濟(jì)開放度的代理指標(biāo)。
運(yùn)用DEAP2.1軟件,計(jì)算得出2003-2008年我國大陸29省平均的全要素生產(chǎn)率指數(shù)、技術(shù)進(jìn)步指數(shù)和技術(shù)效率指數(shù)(表1)。全要素生產(chǎn)率方面,東部地區(qū)的生產(chǎn)率增長1.6%,中、西部地區(qū)的生產(chǎn)率分別下降1.9%和0.1%;技術(shù)進(jìn)步方面,東部技術(shù)進(jìn)步1.8%,而中、西部分別出現(xiàn)0.4%和0.2%的技術(shù)退步;技術(shù)效率方面,西部平均增長0.1%,東、中部地區(qū)分別出現(xiàn)0.3%和1.5%的下降。進(jìn)一步對比可以看出,東部地區(qū)的生產(chǎn)率增長主要來自技術(shù)進(jìn)步,西部地區(qū)由于技術(shù)退步和效率提高的相反作用使生產(chǎn)率基本保持不變,中部地區(qū)則由于技術(shù)退步和效率下降的雙重負(fù)面影響使其生產(chǎn)率下降。從全國整體情況看,2003-2008年間所有省市的全要素生產(chǎn)率平均增長了0.1%,技術(shù)進(jìn)步增長率為0.5%,而技術(shù)效率出現(xiàn)了0.4%的負(fù)增長。這一結(jié)果表明:當(dāng)前我國的全要素生產(chǎn)率增長主要是由技術(shù)進(jìn)步帶動(dòng)實(shí)現(xiàn)的;全國整體技術(shù)效率低下,表明我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展亟需提升資源利用效率,加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式。
在后面作為被解釋變量進(jìn)行回歸分析時(shí),需要根據(jù)Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)計(jì)算歷年各省的TFP。將基期(2003年)TFP設(shè)定為1,第t年的TFP等于第t-1年的TFP乘以第t年的Malmquist指數(shù)。TECCH和EFFCH的計(jì)算方法同TFP一樣。
表1 2003-2008年各省平均生產(chǎn)率指數(shù)及其分解
1、全國樣本實(shí)證結(jié)果及分析
運(yùn)用EVIEWS6.0軟件,分別對模型1、2和3進(jìn)行回歸。其中,除了將全要素生產(chǎn)率指數(shù)TFP作為被解釋變量外,還分別將技術(shù)進(jìn)步指數(shù)TEC和技術(shù)效率指數(shù)EFF作為被解釋變量進(jìn)行回歸,以進(jìn)一步考察外商研發(fā)投資的溢出通過何種傳導(dǎo)機(jī)制影響各省份全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)。
在進(jìn)行回歸分析之前,首先要對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn),以避免偽回歸,確保估計(jì)結(jié)果的有效性。對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)一般采用相同根單位根的LLC和不同根單位根的IPS 兩種方法,Harris& Tzavalis(1999)[20]的研究表明:當(dāng)樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度較小時(shí)(本文時(shí)間跨度為6年),LLC法的檢驗(yàn)結(jié)果不可靠,因此本文只進(jìn)行IPS單位根檢驗(yàn)。結(jié)果顯示,在至少5%的顯著性水平下,大多數(shù)變量的水平序列是非平穩(wěn)的,而它們的一階差分都是平穩(wěn)的。因此,可以采用協(xié)整分析方法來確定各變量之間的長期穩(wěn)定關(guān)系。運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的Fisher方法進(jìn)行檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)變量之間均在至少5%的顯著性水平上存在面板協(xié)整關(guān)系,可以直接進(jìn)行回歸。
面板數(shù)據(jù)模型的選擇通常有三種形式:混合估計(jì)模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。本文首先進(jìn)行F檢驗(yàn)來判斷選用混合估計(jì)模型還是固定效應(yīng)模型,然后進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)確定選擇隨機(jī)效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型。根據(jù)F檢驗(yàn)的結(jié)果,拒絕可以接受混合回歸的原假設(shè),選擇固定效應(yīng)模型;根據(jù)Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果,拒絕應(yīng)建立隨機(jī)效應(yīng)模型的原假設(shè),選擇固定效應(yīng)模型(鑒于篇幅問題,檢驗(yàn)結(jié)果省略)。分別將TFPCH、EFFCH和TECCH作為被解釋變量進(jìn)行回歸,結(jié)果如表2所示。
表2 全國樣本的實(shí)證分析結(jié)果
表2中各模型經(jīng)過調(diào)整的R2均在0.8以上,表明各模型的擬合優(yōu)度較好。模型1以LnTFP為解釋變量的分析結(jié)果表明,人力資本、在華跨國公司研發(fā)投資和國內(nèi)研發(fā)投入是我國全要素生產(chǎn)率提高的重要影響因素。其中,LnH系數(shù)為0.196且在10%的顯著性水平上顯著,表明平均受教育年限若增加1%,則全要素生產(chǎn)率提高0.196%。LnFRD系數(shù)為0.126且在5%的顯著性水平上顯著,表明跨國公司研發(fā)投資存在技術(shù)溢出效應(yīng),跨國研發(fā)投資每增加1%,全要素生產(chǎn)率提高0.126%;LnDRD的系數(shù)為0.133且在5%的顯著性水平上顯著,表明內(nèi)資企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)支出每增加1%,全要素生產(chǎn)率提高0.133%。
綜合以LnTFP、LnTEC和LnEFF分別為解釋變量的模型1的分析結(jié)果,可以看出:人力資本、在華研發(fā)外資對國內(nèi)技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率均表現(xiàn)出顯著的正面影響,這與我們的預(yù)期一致。國內(nèi)研發(fā)投入對我國技術(shù)進(jìn)步和生產(chǎn)率提升有顯著的正面影響,但對技術(shù)效率表現(xiàn)出負(fù)面作用??赡艿慕忉屖?本文以內(nèi)資企業(yè)的R&D經(jīng)費(fèi)支出來表示國內(nèi)企業(yè)研發(fā)投入,而內(nèi)資企業(yè)特別是大中型企業(yè)更愿意將資金投入到新技術(shù)的開發(fā)上面,從而帶動(dòng)技術(shù)進(jìn)步;但是這些新技術(shù)的產(chǎn)業(yè)化程度相對較低,并且與當(dāng)前的勞動(dòng)力技能水平不相匹配,影響了技術(shù)效率的提升。
與模型1相比,模型2和3分別考察了以人力資本和經(jīng)濟(jì)開放度為度量指標(biāo)的我國技術(shù)吸收能力。表2的回歸結(jié)果顯示,在考慮了我國的技術(shù)吸收能力之后,跨國公司研發(fā)投資的溢出效應(yīng)由模型1中LnFRD的系數(shù)0.126降為模型2中LnH*LnFRD的系數(shù)0.076和模型3中LnOPEN*LnFRD的系數(shù)0.101。這說明:吸收能力對跨國公司R&D投資的技術(shù)溢出效果影響顯著,并且從全國來看,以人力資本度量的吸收能力要低于以經(jīng)濟(jì)開放度度量的吸收能力??赡艿脑蚴?目前我國的人力資本素質(zhì)與R&D投資來源國相對差距較大,人力資本投資表現(xiàn)出相對不足,制約了對研發(fā)外資技術(shù)溢出的吸收。
同時(shí),比較模型1、2、3的回歸結(jié)果還可以發(fā)現(xiàn),單獨(dú)的H變量回歸系數(shù)從0.196 降為 0.145 和 0.167,這也吻合已有文獻(xiàn)的結(jié)論:作為技術(shù)進(jìn)步的載體,人力資本往往是與其他經(jīng)濟(jì)因素共同結(jié)合產(chǎn)生作用的。
2、分區(qū)域?qū)嵶C結(jié)果及分析
為了比較不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域?qū)鐕狙邪l(fā)投資的吸收能力,將樣本數(shù)據(jù)分為東部、中部和西部三個(gè)區(qū)域,將LnTFP作為解釋變量分別進(jìn)行回歸?;貧w結(jié)果見表3。
表3 東、中、西部實(shí)證分析結(jié)果
(1)人力資本。東部和中部地區(qū)人力資本投資與全要素生產(chǎn)率之間均存在顯著的正相關(guān)性,其中東部地區(qū)人力資本對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用高于中部地區(qū),而西部地區(qū)的人力資本系數(shù)不顯著。很多文獻(xiàn)(何潔,2000[21];薄文廣,2005[22])探討了人力資本門檻對國際R&D溢出的影響,認(rèn)為只有地區(qū)人力資本發(fā)展到一定水平后,溢出才會(huì)發(fā)生顯著跳躍。本文的結(jié)論與這些研究保持一致。通過對樣本數(shù)據(jù)的計(jì)算可知,2003-2008年間,我國東部地區(qū)人力資本平均受教育年限均值為8.751,中部地區(qū)為 8.214,西部地區(qū)僅為 7.428。對于西部地區(qū)來說,其人力資本水平可能沒有達(dá)到促進(jìn)研發(fā)外資技術(shù)溢出的最低門檻水平。
(2)跨國公司研發(fā)投資。外資研發(fā)對不同區(qū)域的全要素生產(chǎn)率貢獻(xiàn)呈現(xiàn)明顯差異,對東部地區(qū)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用(0.139)要高于中、西部地區(qū)(0.117、0.096)。一方面,這一差異可能與不同區(qū)域的引資歷史及占當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的比重有關(guān)。Zhou等(2002)[23]的研究表明:引資歷史越長,占當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)比重越大,當(dāng)?shù)鼐驮饺菀讖耐赓Y那里學(xué)習(xí)與模仿先進(jìn)技術(shù)與管理經(jīng)驗(yàn)。另一方面,不同區(qū)域跨國公司研發(fā)投資的類型不同,東部地區(qū)更多為創(chuàng)新型和基礎(chǔ)型研發(fā)投資,而中、西部地區(qū)以適用性、專用性研發(fā)投資為主,關(guān)鍵核心技術(shù)的研發(fā)較少。
(3)國內(nèi)研發(fā)投入。東部地區(qū)國內(nèi)研發(fā)投入的系數(shù)顯著為正,而中、西部地區(qū)國內(nèi)研發(fā)投入的系數(shù)為正但不顯著,這可能是由于本文采用內(nèi)資企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)支出表示國內(nèi)研發(fā)投入,但目前中部和西部地區(qū)的生產(chǎn)率提高更多來自于政府對研發(fā)的財(cái)政投入,而不是企業(yè)自主投入的研發(fā)活動(dòng)。
(4)技術(shù)吸收能力。比較不同區(qū)域技術(shù)吸收能力對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用,可以發(fā)現(xiàn):東部地區(qū)以經(jīng)濟(jì)開放度為關(guān)鍵要素衡量的技術(shù)吸收能力(0.113)顯著高于以人力資本為關(guān)鍵要素衡量的技術(shù)吸收能力(0.091)。與其相反,中、西部地區(qū)以人力資本衡量的技術(shù)吸收能力顯著高于以經(jīng)濟(jì)開放度衡量的技術(shù)吸收能力。這一結(jié)果表明:東部地區(qū)以人力資本度量的技術(shù)吸收能力與以經(jīng)濟(jì)開放度度量的技術(shù)吸收能力相比表現(xiàn)出相對落后。雖然東部地區(qū)人力資本的絕對數(shù)量高于全國平均水平,但人力資本積累速度不夠,相對于其他適配性要素而言出現(xiàn)了相對滯后。相對的,盡管中、西部地區(qū)人力資本存在低于溢出門檻值的問題,但以人力資本度量的技術(shù)吸收能力與以經(jīng)濟(jì)開放度度量的技術(shù)吸收能力相比較而言,中、西部地區(qū)對跨國公司研發(fā)投資技術(shù)外溢的吸收更加受到經(jīng)濟(jì)開放度低的制約。
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