文林莉

【摘 要】文章利用我國30個(gè)省區(qū)的面板數(shù)據(jù)，采用空間計(jì)量的方法實(shí)證檢驗(yàn)了FDI的進(jìn)入對(duì)“珠三角”地區(qū)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的影響。主要的結(jié)論如下：FDI的進(jìn)入對(duì)“珠三角”創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展具有顯著的正面影響，對(duì)“珠三角”的外貿(mào)水平、產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也有顯著地提升，而企業(yè)規(guī)模對(duì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的改善起到了抑制作用，“珠三角”吸收能力的提高有助于發(fā)揮FDI對(duì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的促進(jìn)作用。文章重點(diǎn)在如下幾個(gè)方面進(jìn)行了拓展：首先將科技創(chuàng)新的空間相關(guān)性納入模型的分析中，采用空間計(jì)量的方法實(shí)證分析FDI進(jìn)入對(duì)創(chuàng)新的影響；其次采用創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展來從整體上對(duì)各個(gè)地區(qū)的創(chuàng)新水平進(jìn)行考查；最后對(duì)FDI影響科技創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的“珠三角”本地吸收能力進(jìn)行探究。文章對(duì)FDI與創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展問題的研究，為創(chuàng)新型區(qū)域建設(shè)和如何利用FDI提高“珠三角”本土的創(chuàng)新能力提供了有益的啟示。

【關(guān)鍵詞】FDI；創(chuàng)新；驅(qū)動(dòng)；面板數(shù)據(jù)；空間計(jì)量

【中圖分類號(hào)】F124.3 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A 【文章編號(hào)】1674-0688（2016）12-0011-04

隨著全球經(jīng)濟(jì)一體化的深化，以外商直接投資（FDI）為代表的要素流動(dòng)成為“珠三角”國際貿(mào)易的重要形式。截至2015年，“珠三角”地區(qū)已成為我國吸引外資最多的地區(qū)。FDI的進(jìn)入不僅彌補(bǔ)了“珠三角”地區(qū)資金和外匯缺口，而且對(duì)“珠三角”區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的多個(gè)方面產(chǎn)生了重要的影響。創(chuàng)新是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的重要?jiǎng)恿?，也是提升“珠三角”地區(qū)核心競爭力的關(guān)鍵，在國際競爭日趨激烈的今天，提高自主創(chuàng)新能力更是被擺到了國家發(fā)展戰(zhàn)略的核心位置。對(duì)于“珠三角”而言，引進(jìn)和學(xué)習(xí)發(fā)達(dá)國家的先進(jìn)技術(shù)是提高創(chuàng)新能力、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)跨越式發(fā)展的基本經(jīng)驗(yàn)。

1 創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的測(cè)度

1.1 方法簡介

這里的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展是科技創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的簡稱，目前評(píng)測(cè)科技創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的方法主要有以隨即前沿分析（SFA）為代表的參數(shù)法和以數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）為代表的非參數(shù)法。其中，DEA方法無須設(shè)定具體的生產(chǎn)函數(shù)，采用線性規(guī)劃技術(shù)確定生產(chǎn)前沿面，也無需進(jìn)行特定的行為假設(shè)，避免了主觀因素的影響，因此被廣泛地采用。這里我們采用此方法，DEA方法由Farrell（1957）[6]首先提出，后經(jīng)Charnes、Cooper和Rhoades（1978）[7]完善形成規(guī)模報(bào)酬不變（CCR）模型和規(guī)模報(bào)酬可變（BCC）模型。

假設(shè)有s個(gè)決策單元（DMU），使用m種投入要素xij（j=1，2，3，…，m），生產(chǎn)n種產(chǎn)品yir（r=1，2，3，…，n），其中投入和產(chǎn)出都是非負(fù)值，那么每一個(gè)決策單元o的相對(duì)效率衡量指標(biāo)Eo（u，v）可表示如下：

maxEo（u，v）=■ST■=1（1）

1.2 投入產(chǎn)出指標(biāo)的選取

在對(duì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展進(jìn)行具體的測(cè)定時(shí)，需要選取合適的投入產(chǎn)出指標(biāo)。對(duì)于投入指標(biāo)，我們選取各地區(qū)R&D人員全時(shí)當(dāng)量和R&D資本存量指標(biāo)，其中R&D人員全時(shí)當(dāng)量指標(biāo)由《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》直接給出，而對(duì)于R&D資本存量指標(biāo)，《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》并沒有直接給出，而是給出R&D流量指標(biāo)，在此，參考Griliches（1980）[8]的做法，采用永續(xù)盤存法進(jìn)行核算，具體的表達(dá)求如下：

Kit=Kit-1+Iit-Dit（2）

式（2）中，Kit和Kit-1分別為i地區(qū)的第t期和t-1期的R&D資本存量，Dit為i地區(qū)的第t期折舊，以2000年為基期，應(yīng)用朱平芳和徐偉民構(gòu)造的R&D支出價(jià)格指數(shù)=0.55×消費(fèi)價(jià)格指數(shù)+0.45×固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)對(duì)名義的R&D支出經(jīng)費(fèi)進(jìn)行調(diào)整。

2 模型設(shè)定和其他變量說明

2.1 MoranI指數(shù)

在對(duì)FDI的進(jìn)入度和創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展進(jìn)行具體的考察前，需要了解創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展是否存在空間相關(guān)性，具體的衡量統(tǒng)計(jì)量是MoranI指數(shù)，計(jì)算公式如下：

Moran's I=■（3）

式（3）中，xi和xj表示空間單元i與j的屬性值；S2為樣本方差；Wij為兩地區(qū)地理中心位置之間的距離。MoranI指數(shù)的取值范圍為[-1，1]，當(dāng)取值大于0時(shí)，表明存在正的相關(guān)性，相反即表明存在負(fù)的空間相關(guān)性，并且取值的絕對(duì)數(shù)表明相關(guān)性的程度大小。具體的結(jié)果見表1。

由表1可知，各地區(qū)的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展間基本存在著顯著的正的空間相關(guān)性，即周邊地區(qū)的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的改善能夠帶動(dòng)本地區(qū)的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的提高。

2.2 空間模型設(shè)定

受制于分析工具，經(jīng)典的計(jì)量模型不考慮空間因素，Anselin（1988）對(duì)空間模型進(jìn)行了系統(tǒng)的研究，考慮空間數(shù)據(jù)的非同質(zhì)性，建立了空間自回歸模型（SAR）和空間誤差（SEM）模型等。如果變量在空間上相關(guān)，則為空間自相關(guān)模型，如果模型誤差在空間上相關(guān)，則為空間誤差模型。因此，本文建立如下的模型：

TCit=α+φWTCit+βiFDIit+■δkXkit+μit（4）

TCit=θWμit+εit（5）

式（4）和式（5）分別為空間自相關(guān)模型和空間誤差模型，TCit為i地區(qū)第t期的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展。W為空間距離權(quán)重矩陣。φ為鄰近省份創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的空間加權(quán)變量；FDit為FDI進(jìn)入度，用各地區(qū)三資工業(yè)企業(yè)的總資產(chǎn)與工業(yè)總資產(chǎn)的比值表示；μit和εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。Xkit為其他的控制變量，包括對(duì)外開放度（Open），用各地區(qū)的出口總值占地區(qū)GDP的比值表示；企業(yè)規(guī)模（Size），用各地區(qū)工業(yè)企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入除以企業(yè)數(shù)表示；產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)（Own），用各地區(qū)國有工業(yè)資產(chǎn)占工業(yè)總資產(chǎn)的比值來表示；地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（Dev），用地區(qū)GDP的對(duì)數(shù)值表示。

FDI的進(jìn)入對(duì)本地創(chuàng)新能力的影響可能受到本地區(qū)吸收能力的影響，基于這一點(diǎn)，我們考慮FDI的進(jìn)入度與人力資本的交互項(xiàng)，因而重新構(gòu)建模型如下：

TCit=α+φWTCit+βiFDIHCit+■δkXkit+μit（6）

其中，F(xiàn)DIHC為FDI進(jìn)入度與人力資本的交互項(xiàng)，人力資本的具體計(jì)算方法參照白俊紅（2011）[9]，其他定義同上。

2.3 數(shù)據(jù)來源

由于西藏的年份缺失，這里我們采用除西藏之外剩余30個(gè)省份的2003—2012年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，數(shù)據(jù)主要來源相應(yīng)年份的《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3 結(jié)果分析

利用matalb軟件進(jìn)行估計(jì)，Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，固定效應(yīng)優(yōu)于隨即效應(yīng)，因此這里只報(bào)告固定效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。事實(shí)上，當(dāng)樣本由特定的個(gè)體組成時(shí)，選擇固定模型較為恰當(dāng)，否則選擇隨機(jī)效應(yīng)。由于固定效應(yīng)包括地區(qū)和時(shí)間兩類觀測(cè)效應(yīng)，因此具體可分為無固定效應(yīng)（NF）、地區(qū)固定而時(shí)間不固定（sF）、時(shí)間固定而地區(qū)不固定（tF）及時(shí)間和地區(qū)均固定（stF）4類。具體見表2。

表2報(bào)告了空間自相關(guān)模型和空間誤差模型的回歸結(jié)果。根據(jù)Elhorst（2003）[10]的判斷準(zhǔn)則，地區(qū)固定時(shí)間不固定（sF）的空間誤差結(jié)果具有較高的空間系數(shù)，并且在1%的水平下顯著，此外從可決系數(shù)和似然值來看，二者的數(shù)值都是最高的，因此此處采用該模型進(jìn)行分析。

空間誤差系數(shù)顯著為正，意味著鄰近的區(qū)域的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展存在著顯著的正的空間相關(guān)性，即周邊地區(qū)的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的提高能夠改善本地區(qū)的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展，創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展存在“局域俱樂部現(xiàn)象”。地理距離的鄰近不僅可以節(jié)約交通成本和方便資源的共享，而且有利于研究人員之間面對(duì)面的交流和溝通，從而有利于效率的提高。

FDI的進(jìn)入在10%的水平上對(duì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的影響為正，表明FDI在國民經(jīng)濟(jì)中所占的比重提高有利于創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的改善。究其原因主要有以下方面：一方面，F(xiàn)DI的進(jìn)入帶來了相對(duì)于“珠三角”本地企業(yè)來說較為先進(jìn)的技術(shù)，特別是近些年，一些大型的跨國公司在本地設(shè)立的研發(fā)機(jī)構(gòu)越來越多，這給“珠三角”本地企業(yè)提供了直接的學(xué)習(xí)機(jī)會(huì)，通過與外資企業(yè)之間各種直接和間接的聯(lián)系，在節(jié)約本地企業(yè)創(chuàng)新成本的同時(shí)，大大地縮短了本地企業(yè)的創(chuàng)新周期；另一方面，外資企業(yè)的進(jìn)入加劇了本地同類市場的競爭，一些技術(shù)水平和效率低的企業(yè)面對(duì)較大的生存壓力，甚至是破產(chǎn)倒閉出局，在這種情況下，本地企業(yè)就有較大的動(dòng)力進(jìn)行科技創(chuàng)新。

進(jìn)一步考查其他控制變量對(duì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的影響。從估計(jì)結(jié)果來看，對(duì)外貿(mào)易的回歸系數(shù)在10%的水平下通過假設(shè)檢驗(yàn)，因此創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的提高隨著對(duì)外開放水平的提高而得到改善。通過進(jìn)口先進(jìn)的技術(shù)設(shè)備，直接增大了“珠三角”本地的創(chuàng)新投入。此外，對(duì)進(jìn)口的高技術(shù)產(chǎn)品的消化和吸收也能夠加快本地的創(chuàng)新速度。從出口來看，“珠三角”本地企業(yè)在出口的過程中不但能夠得到國外產(chǎn)品購買者的技術(shù)支持，而且面對(duì)國際市場的激烈競爭，企業(yè)更有動(dòng)力進(jìn)行創(chuàng)新。企業(yè)規(guī)模的系數(shù)為負(fù)，也就是說企業(yè)規(guī)模的增加不但沒有促進(jìn)反而抑制了效率的提高，可能的原因如下：隨著企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大，研發(fā)要素之間的交流和溝通成本增加，從而阻止了效率的提高。產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)區(qū)域效率有正的影響，也就是說隨著國有產(chǎn)權(quán)在整個(gè)經(jīng)濟(jì)中所占的比重不斷提高，區(qū)域效率也會(huì)得到改善，這可能是與研發(fā)的特點(diǎn)有關(guān)系，作為一項(xiàng)高風(fēng)險(xiǎn)、低收益、高成本的活動(dòng)，一般的中小企業(yè)沒有實(shí)力進(jìn)行，并且國有企業(yè)有能力引進(jìn)高素質(zhì)的研發(fā)人員，從而加速創(chuàng)新投入的轉(zhuǎn)化率。地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的估計(jì)系數(shù)也為正，說明區(qū)域經(jīng)濟(jì)水平的提高有利于區(qū)域效率的改善，隨著地區(qū)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力的提升，地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施、人員素質(zhì)等也會(huì)得到提高，這些為效率的提升提供硬件和軟件基礎(chǔ)。

那么，“珠三角”本地區(qū)吸收能力的提高是否有助于改善FDI的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的促進(jìn)作用，見表3。

由表3的結(jié)果，我們?nèi)赃x擇空間固定時(shí)間不固定（sF）的空間誤差回歸結(jié)果進(jìn)行分析，具體的選擇原因同上。我們看到FDI與人力資本交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，意味著本地吸收能力的提高有助于FDI的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展效率的提升，表明未來政府在引資的過程中也要注意提高“珠三角”地區(qū)的吸收能力，這樣才能更好地吸收外資企業(yè)的技術(shù)溢出。其他變量的解釋同上，這里不再贅述。

4 結(jié)論及建議

本文利用我國30個(gè)省區(qū)的2006—2015年的面板數(shù)據(jù)，利用空間計(jì)量的方法，實(shí)證分析了FDI的進(jìn)入對(duì)“珠三角”區(qū)域創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展效率的影響，主要的結(jié)論如下：

不同地區(qū)間的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展存在顯著的正的空間相關(guān)性，鄰近地區(qū)的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展效率的提高有助于“珠三角”地區(qū)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的改善。FDI的進(jìn)入可以顯著改善“珠三角”地區(qū)的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的效率，未來“珠三角”地區(qū)的地方政府要出臺(tái)相關(guān)的政策以進(jìn)一步提高引進(jìn)外資的質(zhì)量。對(duì)外貿(mào)易、產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的影響為正，而企業(yè)規(guī)模對(duì)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的影響為負(fù)，未來應(yīng)繼續(xù)提高對(duì)外貿(mào)易水平、優(yōu)化產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，同時(shí)應(yīng)該避免過于臃腫的大型企業(yè)機(jī)構(gòu)的出現(xiàn)。本地區(qū)吸收能力的提高對(duì)FDI的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的提升作用具有顯著的正面影響。

參 考 文 獻(xiàn)

[1]Globerman S.Foreign Direct Investment and Spillo-ver Efficiency Benefits in Canadian[J].Journal ofEconomics，1979（12）：42-56.

[2]Blomstrom M，Persson H.Foreign Investment and Spillover Efficiency in an Underdevelopment Economy：Evidence from the Mexican Manufacturing Industry[J].World Development，1983（11）：493-501.

[3]Djankov S，Hoekman B.Foreign Investment and Pr-oductivity Growth in Czech Enterprises[J].WorldBank Economic Review，2000（14）：49-64.

[4]Konings J.The Effect of Foreign Direct Investmenton Domestic Firms：Evidence from Firm Level Panel Data in Emerging Economies[J].Economics of Transition，2001（9）：619-633.

[5]Anselin L.Spatial Economitrics：Methods and Mo-dels[M].Dordrecht：Kluwer Academic publishers，1988.

[6]Farrell M，J.The measurement of productive efficiency[J].Journal of Royal Statistical Society，1957（120）：253-281.

[7]Charnes A，Cooper W W，Rhodes E.Measuring theefficiency of decision making units[J].European Jo-urnal of Operational Research，1978（2）：429-444.

[8]Griliches Z.R&D and the Productivity Slowdown[J].NBER Working Paper No.w0434，1980.

[9]白俊紅.人力資本、R&D與生產(chǎn)率增長[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2011（12）：18-25.

[10]Elhorst J. P.Specification and Estimation of Spatial Panel Data Models[J].International RegionalScience Review，2003，26（3）：244-268.

[責(zé)任編輯：鄧進(jìn)利]