周紅根，饒 華

（1.山東輕工業(yè)學院經(jīng)濟管理學院，濟南 250353；2.南昌工程學院經(jīng)貿(mào)學院，南昌 330099）

0 引言

外商直接投資能否對東道國產(chǎn)生正的技術溢出效應是衡量外資質量的關鍵[1]，一些實證研究結果表明FDI與技術進步之間存在正溢出、有限溢出、無明顯溢出，甚至負溢出等不同的結論。也有不少研究認為溢出效果受到投資國與東道國技術差距的影響，技術差距越大，東道國從FDI溢出中獲益越多，但差距增大到某一水平，以至于東道國廠商無法在現(xiàn)有的經(jīng)驗、教育水平及技術知識基礎上對國外先進技術加以吸收時，溢出將與技術差距的變化相背離，即存在所謂的發(fā)展門檻。

檢索國內(nèi)相關文獻發(fā)現(xiàn)，江西省引入FDI對江西經(jīng)濟增長和技術進步?jīng)]有顯著的促進作用。但從內(nèi)生經(jīng)濟增長的角度看，創(chuàng)新是新經(jīng)濟發(fā)展的靈魂，熊彼特認為創(chuàng)新包括五種情況：①創(chuàng)造一種新的產(chǎn)品；②采用一種新的生產(chǎn)方法；③開辟一個新的市場；④取得或控制原材料或半制成品的一種新的供給來源；⑤實現(xiàn)任何一種新的產(chǎn)業(yè)組織方式或企業(yè)重組。創(chuàng)新能夠創(chuàng)造經(jīng)濟價值，外商直接外資（FDI）能否為江西帶來創(chuàng)新是考察FDI的一項重要指標。因此，本文利用江西省歷年數(shù)據(jù)實證研究江西省FDI與自主創(chuàng)新溢出效應的相關關系。

1 理論模型的建立

本文從生產(chǎn)函數(shù)入手來研究江西省的自主創(chuàng)新投入與產(chǎn)出之間的關系。將自主創(chuàng)新的產(chǎn)出函數(shù)定義為[2]：

I表示自主創(chuàng)新的產(chǎn)出。L表示自主創(chuàng)新的勞動力投入，K表示自主創(chuàng)新的資本投入，F(xiàn)DI表示外資的參與程度。在進行參數(shù)估計時，將上式改寫成以下對數(shù)回歸模型：

2 變量的選取

2.1 自主創(chuàng)新產(chǎn)出（I）的衡量指標

用什么指標來衡量自主創(chuàng)新的產(chǎn)出目前尚無統(tǒng)一的結論。如黎峰（2006）[3]采用專利授權量，包括發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設計，來衡量一國的自主創(chuàng)新能力。徐全勇（2007）[4]選擇發(fā)明專利數(shù)量、實用新型專利數(shù)量和外觀設計專利數(shù)量來衡量我國企業(yè)創(chuàng)新能力。再選擇研發(fā)過程中的勞動投入、FDI數(shù)量、政府和企業(yè)的資本投入，F(xiàn)DI的出口數(shù)量作為企業(yè)創(chuàng)新能力的影響變量。朱有為，張向陽（2006）[5]將外商企業(yè)區(qū)域技術創(chuàng)新能力評價指標分為技術創(chuàng)新投入和技術創(chuàng)新產(chǎn)出2個一級指標。技術創(chuàng)新投入指標有投入量和投入效率2個二級指標；技術創(chuàng)新產(chǎn)出指標有產(chǎn)出量和產(chǎn)出效率2個二級指標。每個二級指標對應有三級指標，累計共4個二級指標、23個三級指標。該指標體系較為全面的反映外商企業(yè)區(qū)域技術創(chuàng)新水平。

在實證研究中，由于受到統(tǒng)計指標和數(shù)據(jù)獲取的限制，多采用專利申請（或授權）量、或者新產(chǎn)品銷售額、新產(chǎn)品開發(fā)項目的數(shù)量作為創(chuàng)新能力的評價指標。本文考慮到統(tǒng)計口徑的一致性，選用江西省大中型工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入（萬元）作為衡量江西省企業(yè)自主創(chuàng)新能力的產(chǎn)出指標I。

2.2 自主創(chuàng)新的勞動力投入（L）、資本投入（K）和外資參與程度（FDI）的測度

為盡量考慮統(tǒng)計口徑的一致性和數(shù)據(jù)的可收集性，選取江西省大中型工業(yè)企業(yè)技術開發(fā)人員數(shù)（人）作為江西自主創(chuàng)新勞動力投入量L；江西省大中型工業(yè)企業(yè)技術開發(fā)經(jīng)費支出額（萬元）作為資本投入量K，采用江西省實際使用外資額（萬元）作為江西省外資參與度數(shù)值（FDI）。

3 模型求解

3.1 LnL、LnK、LnFDI對LnI的回歸計算

根據(jù)江西省歷年統(tǒng)計年鑒，得到江西省企業(yè)自主創(chuàng)新模型的各變量數(shù)據(jù)，并對變量I、L、K、FDI求對數(shù)得LnI、LnL、LnK、LnFDI的值，利用SPSS16.0軟件中的線性回歸（Linear

表1 總體結果和方差

表2 回歸系數(shù)和相關參數(shù)

表3 共線性診斷時的特征值和狀態(tài)指標

表4 回歸結果與方差

Regression）計算得出回歸結果和方差分析如表1所示。

但從表2中可以看到，共線性診斷指標容許度（Tolerance）與方差膨脹因子（Variance inflation factor-VIF）兩項的值，LnL、LnK、LnFDI的容許度均小于0.5，而VIF值均大于1。回歸結果不理想。

在表3中特征值（Eigenvalue）即方差，及其條件指標（Condition Index），特征值很低，而后三個條件指標的值都很高，所以自變量之間的共線性嚴重。其中在Dimension4這一行，特征值可橫向解釋常數(shù)項（Constant）99%的方差，還能解釋LnL變量的100%方差，因此說明常數(shù)項與LnL變量高度相關。

3.2 LnK、LnFDI對LnI的回歸計算

去掉LnL變量后，利用SPSS16.0軟件重新回歸，得到結果如表4、5、6所示。

R2=0.983，F(xiàn)=399.845均表明LnI與LnK、LnFDI的多元線性相關關系顯著，LnK與LnFDI之間仍然存在高度相關。

而如果僅用LnFDI對LnI進行回歸，則 R2=0.649，F(xiàn)=27.768， Sig=0.000＜0.05， t=5.270，容 許 度 Tolerance=1，VIF=1，表明LnFDI與LnI之間存在較顯著的相關關系，與多元線性回歸結果不一致。

4 實證結果解釋

因此根據(jù)模型實證結果可以認為存在以下可能性：

（2）外商直接投資FDI對新產(chǎn)品銷售收入I的影響很小，或者是因為資本投入K等對新產(chǎn)品銷售收入的影響太大了，因而顯得FDI的影響程度小。

（3）本論文的實證結果表明，如果用新產(chǎn)品銷售收入來代表江西企業(yè)的自主創(chuàng)新能力，而用企業(yè)科技人員投入、科技經(jīng)費內(nèi)部支出和實際使用外資為影響變量，那么外商直接投資對企業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響力不顯著，或者，因為影響企業(yè)自主創(chuàng)新能力的因素太多了，而無法衡量FDI對企業(yè)自主創(chuàng)新能力之間是否存在較強的相關關系。

表5 回歸系數(shù)和相關參數(shù)

表6 共線性診斷時的特征值和狀態(tài)指標

[1]張建華,歐陽軼雯. 外商直接投資、技 術外溢與經(jīng)濟增長——對廣東數(shù)據(jù)的 實證分析[J].經(jīng)濟 學，2003，（3）.

[2]何潔.外國直接投 資對中國工業(yè)部門 外溢效應的進一步精確量化[J].世界經(jīng)濟,2000，（12）.

[3]欒飛飛.FDI對江西創(chuàng)新能力的溢出效應[J].財經(jīng)界，2006，(12).

[4]熊建，王海平.FDI與江西經(jīng)濟增長關系的實證研究[J].江西社會 科學,2006，（10）.

[5]胡宜朝，雷明.中國分省區(qū)FDI的引進效率評價與解析[J].數(shù)量經(jīng)濟 技術經(jīng)濟研究,2006，（5）.

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