1、1FDI 存量、R&D 存量与自主创新摘要：自主创新水平的提升是内因和外因共同作用的结果。笔者运用 1997年2007 年省际面板数据，以发明专利申请量作为自主创新产出指标，采用永续盘存法测算出 FDI存量、R&D 存量，运用动态面板数据模型（GMM）进行实证检验。结果显示：研发投入、外商直接投资、科技活动人员投入、经济增长、进口、先期创新等对我国自主创新能力影响显著。 关键词：自主创新；GMM；FDI 存量 基金项目：教育部人文社会科学研究规划基金（10YJA790142） ；福建工程学院预研基金项目（GY-S0902） 。 作者简介：彭建平（1968-） ，男，湖南湘潭人，福建工程学院教授
2、，经济学博士，主要从事产业经济研究。 中图分类号：F062.9 文献标识码：A 文章编号：1006-1096（2014）01-0079-05收稿日期：2012-11-03 一、引言及文献综述 近年来，我国自主创新水平得到了较大幅度提升。如国内专利申请量逐年增多；在美专利授权量无论是绝对数还是相对数均明显增加。开放环境下，自主创新能力提升是内外因共同作用的结果。内因主要体现在：一是从事科研工作的人员数量明显增加，科技人员素质明显提高；二是研究与开发（R&D）费用总额和强度大幅度提高；三是伴随经济发展，2全民受教育水平得到普遍提高；四是尊重知识、尊重人才成为社会共识，人们创新意愿增强。外因主要表现
3、为：一是伴随外商直接投资（FDI）的流入，通过示范效应、竞争效应、人员培训效应、关联效应等影响一国的自主创新能力。二是伴随产品的进口，一些新技术和先进设计理念随之涌入，本土自主创新能力得以提高。 近年来，国内学者对我国自主创新问题进行了大量研究。但在研究过程中，对 R&D处理的主流范式是在考虑滞后期情况下，考察其对自主创新的影响。这一范式存在一定的误区，忽视了自主创新能力的提升是长期积累的结果，仅仅单靠某个时期或几个时期的投入是无法形成的；且已有大多数研究将 R&D和研发人数作为并列变量引入模型，并没有将R&D中的劳务费予以扣除。另一方面，对 FDI促进自主创新的研究主要是考虑当期的作用，没有
4、考虑 FDI的动态影响。包群等（2003）认为伴随FDI流入的先进技术适应东道国经济发展水平，东道国企业模仿与学习外资企业，外资企业间接促进东道国企业生产技术效率提高等均需要一个过程，FDI 对东道国技术创新影响是一个动态过程。三是对制度环境、文化历史等因素存在着一定程度的忽视，一国自主创新能力提升除受研发人员投入、研发费用投入、经济增长、FDI、进口等因素影响外，还是其他多种因素综合作用的结果，而最能体现其他因素影响的工具变量是前期自主创新水平。本文正是基于上述考虑，采用动态面板数据模型（GMM）估计方法，采用永续盘存法测度 R&D存量和 FDI存量的基础上进行实证分析。 （一）FDI 与自
5、主创新 31.FDI 对一国自主创新产生积极影响 Blomstrom 认为 FDI给东道国带来新技术、新产品和新的工艺流程，东道国企业可以通过模仿和学习过程提升自主创新水平；FDI 流入改变了东道国市场竞争格局，打破了既有市场平衡，提升了东道国企业的竞争效率；FDI 提升了发展中国家人力资本水平；FDI 通过产业关联效应促进上下游生产商的技术创新。王红领等（2006）利用行业面板数据模型研究分析得出 FDI对中国自主创新具有积极推动作用。 2.FDI 对一国自主创新产生消极影响 Haddad 等（1993）对摩洛哥的研究得出：当跨国公司和国内企业之间技术差距较大时，会阻碍溢出效应的发生；Ait
6、ken 等（1999）运用委内瑞拉制造业企业微观数据研究得出 FDI对自主创新能力的提升具有负面效应。 3.FDI 对一国自主创新影响未定或不显著 Cantwell 研究显示：技术差异小的行业技术溢出效应大，技术差异大的行业技术溢出效应并不明显。Haddad 等（1993）研究证实 FDI不一定能够促进东道国技术水平提高； Motohashi 等（2010）分析了跨国公司在汽车和电子产业对中国本地公司的影响，认为汽车行业对国内零部件供应厂商存在垂直和水平溢出效应，而电子产业跨国公司对国内供应商仅仅存在水平效应；Aldaba 等（2010）对菲律宾研究显示，当国内企业竞争能力和吸收能力弱时，FD
7、I 对国内企业的溢出效应有限。 （二）R&D 与自主创新 已有基本结论是：R&D 对一国自主创新存在着积极影响，但产出弹性4不同。在研究过程中有的采用新产品销售收入，有的采用专利作为自主创新产出指标。Zvi Griliches通过构建生产力增长模型，从公司、产业和经济发展水平等不同层面测度 R&D与经济增长的关系，得出美国大型制造业企业 R&D投入对生产率提高具有显著正效应；Coe 等（1995）运用 5%、15%两档折旧率计算得出 R&D存量对 7个 OECD工业化国家的全要素生产率弹性为 0.234、0.247，其余 15国全要素生产率弹性为0.078、0.109。 本文不同于既有研究之处
8、：认为 R&D、FDI 对自主创新的影响是一个长期的过程。因此，文章通过永续盘存法测算 FDI存量和 R&D存量，同时考虑到影响自主创新水平的因素还有很多，采用动态面板数据模型（GMM）来进行估计。 二、模型建立与数据来源及其处理 （一）模型设立 Aghion 等提出研究和开发与经济增长模型，认为新思想的生产取决于研发资本的投入和劳动力的投入以及技术水平。在此，考虑到开放条件下一国自主创新水平受到国内外因素的共同影响。根据文章第二部分的分析可知，研发经费投入、研发人员投入等是影响自主创新水平的重要因素。同时考虑到，伴随 FDI的流入，新的技术和管理理念融入到东道国创新过程；经济增长后，人们所受
9、教育水平将提高，人口素质增强；进口产品所带来新的设计理念和新的想法将冲击着人们传统的思维模式，进而带来创新的灵感；还考虑到人文历史因素对自主创新存在影响，因而引入滞后因变量等。最终假定自主创新函数为 （二）数据来源5及其处理 所有数据均来自中国统计年鉴 、 中国科技统计年鉴 、 新中国五十五年统计资料汇编以及各省市自治区直辖市相关年份统计年鉴。 1.自主创新产出 我们在此选取发明专利申请数作为自主创新指标，理由：（1）虽然许多研究者将专利申请数作为创新产出指标，且将发明、实用新型和外观设计等不同类型的专利不做任何区分。然而，从创新的质量判断，发明专利无疑是最能代表原创性水平的指标，如果将三类专
10、利等同看待会对研究结果产生一定程度的影响；（2）以新产品销售收入作为衡量创新能力指标也存在某种程度的问题。主要是因为在当前环境下，企业为了享受更多的优惠政策，可能存在夸大新产品收入之嫌。 2.科研人员投入指标 我们选取各地区各年度科技活动人员数作为投入指标。 3.FDI 存量 关于 FDI值到底采用何种指标，不同学者根据研究需要采用不同替代变量。根据上述分析，我们认为 FDI对一国自主创新的影响是一个长期的动态过程，因此，采用 FDI存量作为投入指标。 根据新中国五十五年统计资料汇编中各个地区 FDI数据，并对其进行相应处理。由于数据起始年份不一致，对一些地区对应年份没有统计数据的情形，按零计
11、算，将 1985年以前外商直接投资额按照以年均10%、15%折旧率折算为 1985年值，再按 1985年外汇牌价折算为 1985年外商直接投资存量。1985 年 FDI存量及以后各年度 FDI值，首先按照当6年的外汇牌折算为人民币值，再根据 GDP消胀指数进行平减，最终折算为 1997年值。在上述处理的基础上，按照永续盘存法思想，参照（2）式估算出各地区各年度 FDI存量。 4.R&D 存量 5.经济增长指标 我们采用各地区人均 GDP作为替代变量，同时按照 GDP消胀指数进行缩减，最终转化为 1997年数值。考虑到人均 GDP和研发投入之间存在较大的相关性，我们在数据处理过程中对人均 GDP
12、和研发存量之间进行了简单的线性回归，回归显示两者之间具有显著的线性关系，并计算出各地区的残差，在处理时将残差作为人均 GDP变量代入方程（1） 。 6.进口值指标 根据中国统计年鉴按进口目的地分类的统计数据，按照当年外汇牌价折算为人民币值，并对其以 GDP消胀指数进行缩减。 三、实证检验结果 动态面板 GMM估计有一步和两步 GMM估计。我们根据常用的方法采用一步 GMM（one-step GMM）估计量。考虑到估计有效性，必须考虑残差相关性问题，我们采用检验残差自相关的 AR（1） 、AR（2）统计量对应的p值和检验工具联合有效性的萨甘统计量对应的 p值来联合检验所采用的工具变量的有效性问题
13、。将上述数据代入（1）式，所得结果如表 1、表2所示。其中 AR（1）是显著，而 AR（2）不显著，对应的萨甘统计量均不显著，从而我们都不能拒绝工具联合有效的原假设，因此，我们选取的工具变量及滞后阶数是合适的。考虑到西藏数据缺失和不健全等问题，7将西藏从中舍去，最终选取 30个省市自治区直辖市作为面板进行估算。表 1当 FDI折旧率为 10%时，自主创新的动态面板广义矩估计结果 四、主要结论和政策建议 （一）主要结论 本文利用中国 1997年2007 年省际面板数据和动态面板广义矩估计方法，分析得出：我国自主创新水平的提升是内因和外因共同作用的结果。 （1）FDI 对我国自主创新水平具有显著作
14、用，但相对而言，其投入产出弹性是所有影响因素中最小的；（2）研发经费投入和科技人员活动数增加是我国自主创新水平提升的重要内因；（3）经济发展水平的提高是影响我国自主创新水平提升的极为重要因素；（4）进口对我国自主创新水平影响显著；（5）除了上述因素，影响自主创新的因素还有很多，我们通过把先期创新作为工具变量，可以看出其对我国自主创新水平也影响很显著。 （二）政策建议 1.增加研发投入。从上文分析得出，R&D 对我国自主创新产出弹性较大。一直以来我国研发投入无论从绝对数还是研发投入强度均相对较低，增加研发投入将会较快地促进我国自主创新水平提升。如 2011年我国研发投入强度仅为 1.83%，而韩
15、国 2007年达 3.47%，日本 2007年达3.44%，我国研发投入强度的上述的空间还较大。 2.重视 FDI流入数量和质量。从上文分析可知，FDI 对我国自主创新能力影响显著，但在我们所探讨的影响因素中，产出弹性相对较小。因此，在引进 FDI时，既要注重数量，更要注重质量。特别是近几年来，8随着我国经济的发展，应更加关注 FDI的质量问题。 3.关注进口产品的技术含量。从上文分析可知，伴随产品的进口，新的创新理念随之进入国内，这将激发人们的创新水平。因此，鼓励具有技术含量的产品进口具有重要意义。 4.协调影响自主创新能力的其他因素。如加大培养科技人员力度，科技人员作为自主创新中的能动因素
16、，对一国自主创新水平影响具有很重要的作用，因此，在未来发展中需重视科技人才培养。 参考文献： 包群，赖明勇.2003.FDI 技术外溢的动态测算及原因解释J.统计研究（6）：33-37. 王红领，李稻葵，冯俊新.2006.FDI 与自主研发：基于行业数据的经验研究J.经济研究（2）：44-56. 吴延兵. 2006.R&D存量、知识函数与生产效率J.经济学季刊（4）：1129-1156. 张天顶. 2004.FDI对中国经济增长影响的实证研究J.世界经济研究（1）：73-78. 朱平芳，徐伟民.2003.政府的科技激励政策对大中型工业企业 R&D投入及其专利产出的影响上海市的实证研究J.经济研
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