李 燕，韓伯棠，張慶普

（1.北京理工大學 管理與經(jīng)濟學院，北京 100081；2.哈爾濱工業(yè)大學 管理學院，黑龍江 哈爾濱 150001；3.日本東京大學大學院工學部 技術經(jīng)營戰(zhàn)略學專攻，東京 1138654）

FDI溢出、門檻效應與我國區(qū)域技術進步
——基于全國29個省市面板數(shù)據(jù)的實證研究

李 燕1，3，韓伯棠1，張慶普2

（1.北京理工大學 管理與經(jīng)濟學院，北京 100081；2.哈爾濱工業(yè)大學 管理學院，黑龍江 哈爾濱 150001；3.日本東京大學大學院工學部 技術經(jīng)營戰(zhàn)略學專攻，東京 1138654）

運用我國1991—2008年省際面板數(shù)據(jù)，構建門檻模型實證分析外商直接投資(FDI)技術溢出對我國科技進步的促進作用。揭示研發(fā)投入強度、人力資本和基礎設施等變量存在單門檻效應，技術差距存在雙門檻效應，再用兩階段最小二乘回歸說明了這些變量的門檻區(qū)間決定著FDI溢出促進各地區(qū)技術進步的效果差異，提出政策建議。

吸收能力；FDI溢出；門檻模型；兩階段最小二乘

1 引言

經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（OECD）報告指出，外商直接投資（FDI）是各國，尤其是發(fā)展中國家獲取先進技術的最主要形式［1］。然而，F(xiàn)DI的積極效應并不是自動產(chǎn)生的，最顯著的影響因素之一是東道國的吸收能力［2］。目前主要有基于R&D投入、人力資本、技術差距以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構四種關于吸收能力的觀點。Yao S利用1985—2005年中國的時間序列數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)FDI技術溢出對中國技術進步的促進效應受到國內(nèi)研發(fā)等吸收能力因素的制約［3］。Borenztein.E 等對 1966—1994年美國跨國企業(yè)在40個國家的技術擴散的實證分析結(jié)果表明，一個國家至少需要達到一個最低的人力資本水平才能從跨國企業(yè)的技術轉(zhuǎn)移中獲得收益［4］。陳濤濤等的經(jīng)驗研究表明，技術差距是影響FDI對我國行業(yè)內(nèi)溢出效應的主要因素［5］。Bao S等認為，只有在東道國具備完善的基礎設施和穩(wěn)定的經(jīng)濟環(huán)境的前提下，F(xiàn)DI才可以成為推動經(jīng)濟發(fā)展的強有力的工具［6］。

基于已有研究，本文利用Hansen提出的門檻模型［7］，研究我國29個省市FDI知識溢出基于不同吸收能力的“門檻效應”，并對該“門檻效應”及相應門檻值進行實證檢驗和估計。

2 模型的設定與估計方法

2.1 模型設定

仿照Hansen的做法，構建FDI技術溢出系數(shù)的分段函數(shù)。在此假設存在基于吸收能力的“單門檻效應”，建立單門檻模型（1）。此處重點介紹單門檻模型，多門檻模型可以由單門檻模型進行擴展得到。

其中，吸收能力Absorp為門檻變量，λ為待估算的門檻值，I（·）為指標函數(shù)，Xit為其他沒有被用作門檻變量的吸收能力指標，在此作為控制變量?？紤]時間和地區(qū)的差異，分別加入兩者的虛擬變量D_year和D_region。

2.2 模型估計及檢驗

得到了門檻模型的參數(shù)估計后，需要進行門檻效應顯著性和真實性的檢驗。顯著性檢驗的原假設為 H0:η1=η2，檢驗統(tǒng)計量為：。其中，S0為在原假設下進行參數(shù)估計后得到的殘差平方和，為備擇假設下進行參數(shù)估計后得到的殘差方差。采用Hansen（1999）提出的“自舉法”（Bootstrap）來模擬其漸進分布 ，進而構建其對應的P 值。真實性檢驗的零假設為，相應的似然比統(tǒng)計量為：，Hansen提供了一個簡單的公式，當時，拒絕原假設，其中α為顯著性水平。

以上的參數(shù)估計及假設檢驗都是針對存在一個門檻的情況，多門檻模型可以單門檻擴展得到，假設檢驗雖然更為復雜，但思想與單門檻模型相似，此處不再贅述。

3 數(shù)據(jù)樣本及變量選擇

本文采用 1991—2008年我國 29個省份的數(shù)據(jù)樣本進行實證研究。1997年重慶設立直轄市，之前計入四川省，西藏數(shù)據(jù)由于歷史原因存在嚴重的缺失在此省略，共551個樣本。為了增強可比性，對數(shù)據(jù)及變量進行以下說明。

3.1 TFP的測算

文獻中TFP測算主要有索洛剩余法（Solow Residual）、對偶法（Dual Approach）和數(shù)據(jù)包絡法（DEA，Data Envelop Approach）三種，基于 DEA 方法測算的Malmquist全要素生產(chǎn)率指數(shù)可以將TFP分離成技術進步和效率變化，不過在此作者認為不論是技術進步還是生產(chǎn)效率的提高都可以看作是FDI溢出的影響結(jié)果（Mingyong LAI，2009），故使用最常用的基于索洛剩余的計量模型回歸（Yao，2007），由Y=ALαKβ，取對數(shù)可得：A=lnY－αlnL－βlnK，其中，Y為GDP水平，根據(jù)“全國國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)”調(diào)整為2000年不變價，單位億元。L用地區(qū)就業(yè)人員數(shù)表示，單位萬人。資本存量采用永續(xù)存盤法計算，估算公式為 Kit=Ki，t－1（1－δ）+ii，t，其中 ii，t為當年固定資產(chǎn)投資流量，折舊率δ按國際慣例取15%。

3.2 吸收能力

RD為R&D密度，是當年R&D投資占地區(qū)GDP的比重；人力資本水平由在校大學生數(shù)與本地區(qū)的總職工人數(shù)的比例來刻畫； 仿照 Kang 的研究［8］，技術差距用計算，其中，max y（t）和yi（t）是最發(fā)達地區(qū)（本文取上海直轄市）和當?shù)豬的人均GDP；基礎設施用每1000平方公里土地上的鐵路、公路及水路的里程加權和表示，其中三者權重比為4.27:1:1.06［9］。

同時，我們考慮市場化這個制定因素對因變量的影響，市場化指標用1減去國有化指標獲得。其中國有化指標等于國有化企業(yè)職工人數(shù)與總職工人數(shù)的比值。另外，為了避免內(nèi)生性問題，F(xiàn)DI取當年外商直接投資與GDP的比值，F(xiàn)DI首先用美國CPI指數(shù)進行平減。數(shù)據(jù)來自歷年《中國區(qū)域統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。

4 實證結(jié)果及分析

首先，利用Stata 10.0統(tǒng)計軟件檢驗是否存在非線性的門檻效應。由于LM檢驗量具有非標準分布，用“自抽樣法”計算 P值，次數(shù)為1000次。結(jié)果列在表1中。

可以看到，以R&D密度、人力資本、基礎設施為門檻變量時，存在一個門檻值，以技術差距為變量時，有兩個門檻值。四個變量可以分別在5%、5%、1%、5%的顯著性水平上拒絕不存在門檻的零假設。接下來考察處于不同區(qū)間的地區(qū)吸收能力對FDI溢出的影響差異。為了避免內(nèi)生性等問題，采用最小二乘回歸方法，結(jié)果見表2。

由表2可知，以R&D密度為門檻變量分開的2區(qū)間中，在R&D密度低于0.048的區(qū)間，F(xiàn)DI溢出對科技進步有正向作用，回歸系數(shù)為0.0243，但結(jié)果不顯著。在0.048以上的空間，F(xiàn)DI的促進作用提高到0.143個百分點，而且在1%的顯著性水平上顯著。這個結(jié)果說明了自主創(chuàng)新能力在促使FDI對技術進步的促進作用中發(fā)揮著重要的影響；

以人力資本為門檻變量時的兩個區(qū)間，F(xiàn)DI對技術進步始終起著積極的作用。當然，在人力資本水平較低，即受過高等教育的勞動者比例低于0.064時，結(jié)果雖然也為正，但只在10%的水平上顯著，且系數(shù)僅為0.0429。比人力資本水平高時的在1%顯著性水平上顯著的系數(shù)0.125差距較大；

與以上兩者不同，技術差距將地區(qū)分為3個區(qū)間。當兩者技術差距低于門檻1.11時，F(xiàn)DI與GAP相乘項的系數(shù)為正，即隨著GAP的增大，F(xiàn)DI的溢出作用增強；當技術差距處于門檻1.11和門檻2.07之間時，兩者的共同系數(shù)仍為正，但值減??；當技術差距跨越了門檻2.07之后，F(xiàn)DI的技術溢出效應會隨著GAP的進一步增大而減小。之所以出現(xiàn)這樣的結(jié)果，其原因在于知識的外部性使得技術溢出成為可能，然而在我國這種溢出效應是有條件的，若一個地區(qū)技術水平過低（技術差距過大，超過第二門檻），即使可供其進行技術模仿、學習的機會很多，由于自身沒有足夠的吸收能力在吸收與模仿外資企業(yè)技術基礎上進行二次創(chuàng)新進而轉(zhuǎn)化為自身的技術，導致最后技術溢出效果不顯著。但如果一個地區(qū)本身已經(jīng)具有了相當?shù)募夹g水平（技術差距很小，低于第一門檻），則FDI可以帶給當?shù)仄髽I(yè)的技術空間較小，即使有很高的吸收能力，獲得的溢出也不大，因此此時隨著技術差距的擴大，F(xiàn)DI的溢出作用增強；當一個地區(qū)與發(fā)達地區(qū)存在一定的技術差距（跨越了最低門檻），而技術差距又不十分巨大時（沒有超過第二門檻），則該地區(qū)既有足夠的吸收能力去吸收與模仿外資企業(yè)的技術，又有進一步學習的動力，則可獲得顯著的溢出效應。不過此時FDI的邊際溢出效應不如技術落后時大，可以考慮拋物線在接近頂點的階段，斜率并不如開始階段大時的狀態(tài)。

當以基礎設施為門檻變量時，存在單門檻效應，在每1000平方公里的鐵路、公路和水路加權和超過 420.65公里時，F(xiàn)DI的作用得到進一步加強。

最后，市場化在所有模型中都對技術進步有顯著正向作用，且系數(shù)較大，說明我們在關注技術因素的同時，還應考慮制度因素對科技進步的影響。

那么我國目前的各個省市的具體情況如何呢？以2008年為例，根據(jù)各個門檻值將我國29個省份進行分類，結(jié)果如圖1-4所示。

可以發(fā)現(xiàn)，R&D密度和技術差距是我國目前吸收FDI溢出的主要桎梏，高于門檻值的省份較少；交通基礎設施是西部省份需要重點解決的問題，而目前我國的人力資本已經(jīng)具有了一定基礎，能較好地吸收FDI溢出。

通過以上分析，我們發(fā)現(xiàn)在科研投入密度超過4.8%，人力資本密度超過6.4%，適當?shù)募夹g差距和一定基礎設施的地區(qū)，F(xiàn)DI對技術進步的促進作用更大一些。這個結(jié)果說明，在模仿能力和技術創(chuàng)新都比較強的地區(qū)，F(xiàn)DI的溢出作用能得到更充分的發(fā)揮；技術差距很大的落后地區(qū)，增強吸收能力，加強人力資本積累是實現(xiàn)科技追趕的重要手段。

5 結(jié)論

通過對省級面板數(shù)據(jù)進行門檻回歸研究，我們得到以下結(jié)論。

（1）FDI溢出如何促進技術進步存在多個因素的門檻條件。吸收能力對FDI溢出的作用是積極而顯著的。但是，R&D投入、人力資本水平、技術差距以及基礎設施對FDI作用產(chǎn)生了非常大的差異。實證研究顯示，當研發(fā)投入密度超過4.8%時，F(xiàn)DI才開始對技術進步產(chǎn)生促進作用。人力資本和基礎設施達到門檻值后，能促使FDI作用進一步加強；而技術差距的影響更為復雜。

（2）當技術差距處在不同水平時，F(xiàn)DI對技術進步的作用會呈現(xiàn)出較大的不同。在技術差距較小的技術水平發(fā)達地區(qū)，F(xiàn)DI的溢出效果并不十分明顯，但相對的自主創(chuàng)新的彈性很高，這說明我國實行的“引進消化吸收再創(chuàng)新”的戰(zhàn)略已經(jīng)取得了階段性成果，創(chuàng)新能力將成為這些地區(qū)科技進步和經(jīng)濟發(fā)展的核心動力；隨著技術差距的增大，中等科技水平地區(qū)正處在由模仿向創(chuàng)新轉(zhuǎn)變的關鍵時期，如何促進這些地區(qū)的科技進步轉(zhuǎn)型是各地政府需要考慮的重要課題；而在技術差距很大的落后地區(qū)，加強基礎設施建設，增強吸收能力是實現(xiàn)科技追趕的重要手段。

（3）市場化作為重要的制度因素對各地區(qū)的科技進步都發(fā)揮著顯著的促進作用，努力提高市場開放度和競爭程度，對我國技術進步影響深遠。

（4）我國目前吸收FDI溢出的主要瓶頸在R&D投入和技術差距上，同時，對西部地區(qū)來說，提高交通運輸能力也是需要重點考慮的問題。相比來看，人力資本的積累已經(jīng)達到一定水平，可以很好地吸收FDI溢出。

［1］OECD.The Measurement of Scientific and Technological Activities-Proposed Guidelines for Collecting and Interpreting Technological Innovation Data（Oslo Manual）［M］.European Commission and Euro stat，3rd Edition:25-26.

［2］Cohen W.，D.Levin thal.Innovation and learning:The two faces of R&D ［J］.Economic Journal，1999，（9）:569-596.

［3］Yao S.，Wei K..Economic growth in the presence of FDI:The perspective of newly industrialising economies ［J］.Journal of Comparative Economics 2007，（1）:211-234.

［4］Borenztein E.，De Gregorio J.，Lee J-W.How does foreign direct investment affect economic growth? ［J］.Journal of International Economics ，2000，（5）:115-135.

［5］陳濤濤.影響中國外商直接投資溢出效應的行業(yè)特征［J］.中國社會科學，2004，（4）:33-43.

［6］Bao S.，Chang GH，Sachs JD，Woo WT.Geographic factors and China’s regional development under market reforms，1978-1998［J］.China Economic Review 2002，（1）:89-111.

［7］Hansen B.Threshold effects in non-dynamic panels:estimation，testing，and inference” ［J］.Journal of Econometrics，1999，（2）:345-368.

［8］Kang.Estimation of a Change point in multiple regression models ［J］.Review of Economics and Statistics，2002，（9）:551-563.

［9］姚樹潔，韋開蕾.中國經(jīng)濟增長、外商直接投資和出口貿(mào)易的互動實證分析［J］.經(jīng)濟學，2007，（10）:151-170.

（責任編輯 胡瓊靜）

FDI Spillover，Threshold Effect and Chinese Reginal Technological Development——based on the Panel Data of 29 Provinces and Cities

Li Yan1,3,Han Botang1,Zhang Qingpu2
（1.School of Management and Economics,Beijing Institute of Technology,Beijing 100081,China;2.School of Management,Harbin Institute of Technology,Harbin 150001,China;3.Faculty of Engineering,the University of Tokyo,Tokyo 1138654,Japan）

A threshold model is constructed to analyze the non-linear relationship between the technology development of China and technology spillovers of FDI from a perspective of absorptive capability,based on the provincial panel data of China during 1991 to 2008.The empirical results support the hypothesis of one threshold for R&D density,human capital as well as infrastructure,two thresholds for technology gap.Then the estimated results of 2SLS regression model indicate the sufficient absorptive capability is the premise for FDI technology spillovers.Moreover,this paper uses graphs to describe the current status of these aspects of absorptive capacity in China’s provinces;lastly it proposes relevant policy recommendations.

absorptive capability;FDI spillovers;threshold model;2SLS

F204；F224.0

A

國家自然科學基金“經(jīng)濟危機下的空間知識溢出與中國區(qū)域經(jīng)濟增長”（70973011）和哈爾濱工業(yè)大學“技術·政策·管理國家哲學社會科學創(chuàng)新基地”資助。

2010-09-12

李燕（1984-），女，山東泰安人，管理科學與工程博士，日本東京大學技術經(jīng)營戰(zhàn)略專攻特別研究生；研究方向：知識溢出與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。