摘要：利用1998年～2010年的省際面板數(shù)據(jù)，文章采用估計動態(tài)面板的SYS-GMM方法，研究了外商直接投資（FDI）對我國高端技術(shù)創(chuàng)新的影響。結(jié)論表明：外商直接投資明顯抑制了我國的高端技術(shù)創(chuàng)新；入世（WTO）減弱了外資直接投資對我國高端技術(shù)的溢出效應；2004年的專利執(zhí)法改革明顯增強了FDI對我國高端技術(shù)的外溢。

關(guān)鍵詞：FDI；GMM估計；高端技術(shù)創(chuàng)新；抑制效應；外溢效應

一、 引言

利用我國1998年～2010年的省際面板數(shù)據(jù)，本文估計了外商直接投資（FDI）對我國高端技術(shù)創(chuàng)新的影響。其中，我們將地區(qū)的“發(fā)明”專利授予量作為高端技術(shù)水平的代理變量；與既有研究的不同之處在是，本文采用了動態(tài)面板的廣義矩（SYS-GMM）估計。通過控制技術(shù)創(chuàng)新的滯后項對技術(shù)創(chuàng)新的累積影響，我們提高了估計精度；此外，本文進一步考慮了我國2001年入世（WTO）和2004年實施專利執(zhí)法改革對FDI外溢效應的沖擊。

二、 實證模型

1. 實證方法。

不難理解，技術(shù)創(chuàng)新具有累積性，技術(shù)創(chuàng)新除了受當期其他變量的影響之外，也必然受過去技術(shù)創(chuàng)新的持續(xù)影響。因此，為了反映并控制這種跨期的持續(xù)影響，本文采用了估計動態(tài)面板數(shù)據(jù)的系統(tǒng)廣義矩（System GMM）方法（Blundell Bond，1998）。其中，我們將技術(shù)創(chuàng)新的滯后項引入到解釋變量中來，以充分反映技術(shù)創(chuàng)新的歷史信息對當期的影響。

為了確保模型回歸的有效性，我們采用檢驗面板單位根的Fisher-ADF方法。通過實施Fisher-ADF的單位根檢驗，我們發(fā)現(xiàn)，本文的面板數(shù)據(jù)都具備平穩(wěn)性特征，因此可以進行回歸。

2. 變量選取。

此外，為了反映我國2001年入世（WTO）和2004年實施專利執(zhí)法改革對外資技術(shù)溢出效應的影響，我們設置了是否入世（WTO）與是否實施專利執(zhí)法改革（LAW）的時間虛擬變量：

wtoit=1 if year>20010 if year≤2001和 lawit=1 if year>20030 if year≤2003 （1）

通過構(gòu)建虛擬變量與外商直接投資的交乘項，我們進一步分析了入世（WTO）和專利執(zhí)法改革分別對FDI技術(shù)外溢效應的沖擊。

3. 樣本選擇。

本文的樣本選自1998年～2010年13年間，我國大陸30個省級地區(qū)（含直轄市和自治區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，由于西藏自治區(qū)的部分數(shù)據(jù)有所缺失，沒有考慮西藏。我們將變量的數(shù)據(jù)均取自然對數(shù)。

三、 實證結(jié)果及分析

1. 模型設定。

本文的動態(tài)面板模型設定如下：

lninvit=α0+α1lninvit-1+α2lninvit-2+α3lnfdiit+Xit+uit（2）

其中，Xit=ζ1lnRdeit+ζ2lnpgdpit+ζ3EOit+ζ4colit+ζ5wtoit×lnfdiit+ζ6lawit×lnfdiit。

2. 回歸結(jié)果。

經(jīng)過Arellano-Bond檢驗，可知動態(tài)模型（1）中的AR（1）和AR（2）對應的P值分別小于5%和大于5%，這表明模型的二階擾動項已經(jīng)沒有了序列相關(guān)性，因此動態(tài)模型（1）的估計具有一致性。Sargan檢驗表明，模型（1）的工具變量能夠識別，即將被解釋變量的一、二階滯后項作為解釋變量是有效的。

一般而言，受樣本數(shù)量的限制，在動態(tài)面板中選擇不同的工具變量可能導致GMM估計結(jié)果出現(xiàn)偏倚。其中，與最小二乘法（Pooled OLS）的估計相比，GMM的估計值相對偏低，而相對于固定效應（FE）而言，GMM的估計值相對偏高（Bond，2002）。因此，為了體現(xiàn)本文的估計精度，我們在GMM估計的基礎之上，另加考慮了最小二乘法（Pooled OLS）和固定效應方法下的估計方程。

接下來，以模型（1）中的GMM估計為主，我們對估計結(jié)果進行說明。首先，滯后一期和滯后兩期的高端技術(shù)變量所對應系數(shù)都比較顯著。整體來看，高端技術(shù)的滯后項對高端技術(shù)創(chuàng)新能力的影響始終為正，即高端技術(shù)創(chuàng)新具有明顯的累積性，過去的技術(shù)創(chuàng)新必然會影響現(xiàn)在和以后的技術(shù)創(chuàng)新。其次，我們發(fā)現(xiàn)外商直接投資對我國高端技術(shù)創(chuàng)新的影響始終為負，且在模型（2）和模型（3）中，外商直接投資對應的系數(shù)也顯著為負，可見外商直接投資對我國高端技術(shù)創(chuàng)新確實產(chǎn)生了明顯的抑制效應。事實上，已有研究如，沈坤榮和耿強（2000）、Hu和Jefferson（2002，2004）、Cheung和Lin（2004）、侯潤秀和官建成（2006）與薄文廣（2007）等，都無一例外地認為外商直接投資對我國存在正向的技術(shù)溢出效應；而本文卻得出了與上述研究完全相反的結(jié)論?？赡艿脑蛟谟?，本文的研究與上述已有研究的分析階段不同。已有研究主要分析的是2004年以前外資的技術(shù)溢出效應，而本文分析的卻是較近年份（近10年左右）的外商直接投資對我國技術(shù)創(chuàng)新的影響。另外，蔣殿春、夏良科（2005）、蔣殿春、張宇（2008）、陳愛貞和劉志彪（2008）、徐全勇（2007）、陳琳和林玨（2009）以及馬林和章凱棟（2008）等都分別從其他角度也證實FDI可能對我國技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生負面影響，而本文的研究也支持了他們的結(jié)論。

其次，人均GDP、研發(fā)經(jīng)費投入都顯著地提高了我國的高端技術(shù)創(chuàng)新；第三，受大專以上教育的人群比重有助于我國的高端技術(shù)創(chuàng)新；第四，國內(nèi)企業(yè)的進出口導向有利于我國高端技術(shù)創(chuàng)新，但影響不顯著；第五，考察入世或?qū)＠麍?zhí)法改革與外商直接投資的交乘項系數(shù)，不難發(fā)現(xiàn)，加入世貿(mào)組織（WTO）以來，外商直接投資對我國高端技術(shù)的創(chuàng)新產(chǎn)生一定的負面沖擊，而2004年實施的專利保護執(zhí)法改革卻明顯地提高了外商直接投資對我國高端技術(shù)的外溢。

四、 結(jié)論與政策建議

利用我國1998年～2010年的省際面板數(shù)據(jù)，本文估計了外商直接投資對我國高端技術(shù)創(chuàng)新的影響。其中，我們將實際授予的“發(fā)明專利”數(shù)量作為我國高端技術(shù)的代理變量。研究發(fā)現(xiàn)：第一，外商直接投資明顯抑制了我國高端技術(shù)創(chuàng)新。這一結(jié)論與沈坤榮和耿強（2000）、和Cheung和Lin（2004）等的結(jié)論完全相反，進一步支持了陳愛貞和劉志彪（2008）和陳琳和林玨（2009）等人的判斷；第二，入世（WTO）普遍減弱了外商直接投資對我國的技術(shù)溢出，而加大專利保護的執(zhí)法力度有助于外商直接投資對我國高端技術(shù)創(chuàng)新形成技術(shù)外溢。

我們的政策建議如下。首先，“以市場換技術(shù)”的引資政策已經(jīng)不能作為我國吸引外商直接投資的唯一目標；相反，加大國內(nèi)的研發(fā)經(jīng)費投入是促進我國技術(shù)創(chuàng)新，建設創(chuàng)新性國家的重要手段；同時，我們也發(fā)現(xiàn)人均GDP有利于高端技術(shù)創(chuàng)新，因此應該重視、利用好本土市場，通過國內(nèi)市場的需求牽引來促進我國的技術(shù)創(chuàng)新；最后，我們需要重視國內(nèi)高校的教育質(zhì)量改革，通過加強高等教育來提高我國的科研人員素質(zhì)，提升我國的高端技術(shù)創(chuàng)新能力。

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作者簡介：劉政，南開大學經(jīng)濟研究所博士生；田曉麗，南開大學經(jīng)濟研究所博士生。

收稿日期：2012-12-27。