19国际贸易与FDI技术溢出效应的实证研究──基于吸收能力与门槛效应的分析

发布时间：2016-11-13 12:21

本文关键词：国际贸易与FDI技术溢出效应的实证研究──基于吸收能力与门槛效应的分析视角，由笔耕文化传播整理发布。

第33卷第02期2012年02月；科学学与科学技术管理；SCIENCEOFSCIENCEANDMANAG；Vol.33,No.02Feb.2012；国际贸易与FDI技术溢出效应的实证研究；──基于吸收能力与门槛效应的分析视角；刘和东1，；（1.江苏省社会科学院，南京210013；2.南；摘要：收集了国际贸易、FDI及创新相关数据，运用；关键词：国际贸易技术溢

第33卷第02期2012年02月

科学学与科学技术管理

SCIENCEOFSCIENCEANDMANAGEMENTOFS.&T.

Vol.33,No.02Feb.2012

国际贸易与FDI技术溢出效应的实证研究

──基于吸收能力与门槛效应的分析视角

刘和东1，

（1.江苏省社会科学院，南京210013；2.南京工业大学经济与管理学院，南京210009）

摘要：收集了国际贸易、FDI及创新相关数据，运用超越知识生产函数的动态面板计量模型，考察了1998—2009年中国大陆30个省级区域创新的国际贸易与FDI技术溢出效应。研究表明：国际贸易技术溢出效应短期不显著为负，中期显著为正，长期显著为负。FDI技术溢出效应在短期显著为正，中期显著为负，长期不显著为负或不显著为正。在此基础上，从吸收能力和门槛效应视角进行了原因分析，并有针对性地提出了有效吸收和利用国际技术溢出、提升区域创新能力的政策建议。

关键词：国际贸易技术溢出；FDI技术溢出；吸收能力;门槛效应中图分类号：F276.7

文献标识码：A

文章编号：1002-0241（2012）02-0030-07

0引

随着经济一体化的迅速发展，外国R&D通过一

言

技术创新产生的动态影响更重要，也更持久。与此同时，我国实际使用外商直接投资从1992年的110.08亿美元，增长到2009年的900.33亿美元，年均增速13.15%，随着引进FDI规模的扩大和外资企业进入行业的日益增加，外资企业与内资企业的竞争日趋复杂。在经济不断开放的中国，如果将对外贸易和外商直接投资纳入同一分析框架中，两种方式的动态技术溢出效应大小和方向究竟如何？如何合理解释？哪种效应更大？找准这些问题具有重要的理论价值；对科学制定合理的科技创新策略，充分、合理地开发和利用贸易和FDI两种主要国际技术溢出效应，提高区域创新绩效具有重要的实践指导意义。

有关国际技术溢出效应，国内外学者做过相关研究。关于技术溢出最早可追溯到1962阿罗的研究。Arrow（1962）认为，技术水平或全要素生产率的

系列国际经济活动直接或间接地对本国的技术进步产生影响，国际经济活动中这种R&D的外部性被称为国际技术溢出。技术进步在经济发展中起着非常重要的作用。吸收和利用国际技术溢出效应是促进一个国家技术进步与经济增长的主要途径。国际技术溢出的传导渠道主要有国际贸易、外商直接投资（FDI）、劳务输出、人口迁移以及信息交流等。Keller（2002）指出[1]，以国际贸易、FDI为传递渠道的技术外溢通常称为物化型技术溢出，是国际技术溢出的主要方式。

改革开放30年来，贸易量的增加通过发挥比较优势效应和资本积累效应促进了中国技术进步，这种作用已经成为共识，是传统贸易理论所强调的。然而，新贸易理论认为，贸易通过技术溢出等渠道对

收稿日期：2011-08-17

基金项目：教育部人文社会科学研究青年基金项目“原创性高新技术产业绩效的创新链权变激励机制研究”（10YJC630146）；江苏省社会科学基金项目“高新技术开发区加快向创新型经济转型研究”（10GLC010）；江苏省哲学社会科学界联合会应用研究课题“提升江苏中小企业自主创新能力研究”（11SC-049）

第一作者简介：刘和东（1971-），男，安徽庐江人，江苏省社会科学院应用经济博士后，南京工业大学经济与管理学院副教授,硕士生导师，南京大学经济学院应用经济博士后，研究方向：技术创新管理与技术经济。

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提高是资本积累所带来的附属品，即资本投入可带来溢出效应[2]。Romer(1986)认为，知识具有溢出效应，全社会要素生产率的提高可以受益于单个厂商所生产的知识[3]。Griliches(1980)在综述有关R&D溢出效应的研究之后指出，R&D溢出效应确实普遍存在，且对经济增长发挥了重要的作用[4]。此后学者们沿着两条线索研究国际技术溢出。

第一条线索是国际贸易溢出。Grossman和Help?man(1991)指出，一地区的知识溢出带动其他地区的经济发展[5]。Coe和Helpman(1995)发现，随着本国贸易开放度的提高，本国的技术进步受贸易伙伴国对技术R&D投入的影响[6]。Park(1995)研究了中国经济增长与出口贸易关系，结论是出口贸易可以通过技术外溢机制推动国内的技术进步，提高全要素生产率，促进经济增长[7]。杨春（2009）分析了我国对外贸易通过技术溢出机制促进经济增长的机制[8]。

第二条线索是FDI对东道国的溢出效应。从大量的国内外研究发现，外商直接投资在国家和区域间的流动，能够带来知识和技术溢出效应，从而有助于提升外资流入国家和地区的自主创新能力[9-10]。在外资企业生产本地化中，Cohen等（2002）认为，生产、设计和开发技术诀窍的获得多数是靠直接的学习和经验[11]。从影响FDI行业溢出效应的因素研究看，一是按影响FDI溢出效应因素的特征分组，二是构造影响因素与外资参与度的连乘变量。一般认为，技术差距、吸收能力等是影响FDI行业内溢出的因素。

以上学者分别从不同侧面研究了技术溢出，对创新生产有积极的推进作用。事实上，主要国际技术溢出既有国际贸易溢出，又有FDI技术外溢。遗憾的是，从研究内容看，学者们在考虑国际贸易溢出的同时却忽略了FDI溢出，或者是考虑了后者却忽略了前者。由于没有全面考虑技术创新的溢出效应，从而使现有的研究结论或推论缺乏应有的完整、科学的解释力。本文认为，国际贸易与FDI技术溢出效应同时存在，且各自对区域创新的贡献不同。为此，本文收集国际贸易、FDI及创新的相关数据，基于超越知识生产函数的动态面板计量模型，考察1998—

2009年中国大陆30个省级区域国际技术溢出效应。并对两种国际溢出效应的影响方向和大小作准确测度并作出科学理论解释，以期为政府有效提升区域创新能力决策提供参考。

1.1模型、变量与数据1.1.1模型建立

Griliches-Jaffe知识生产函数描述了研发投入与

研究设计

研发产出之间的关系：RDoutput=a(RDinput)。式中：

弹性系数b代表研发投入过程中投a代表不变要素；

入的变化[12]。本文继承并扩展这一模型。一方面，发达国家通过进出口国际贸易中的“干中学”和规模经济等效应实现对发展中国家的技术溢出。另一方面，通过外商直接投资的竞争和人才流动等效应实现对发展中国家的技术溢出。

在专利的产出中，我们考虑了研发支出、国际贸易、外商直接投资等因素的滞后效应，并考虑了样本数大小对计量结果准确性的影响。由于当期的上一期投入对创新产出影响不大，限于篇辐，为简化起见，本文选择从创新投入到创新产出的滞后期为2期。因此将考虑了国际贸易和外接直接投资的技术溢出、研发资本和人力资本变量的区域创新生产函数的理论表示为：

z（1）yit=f(kit-2,lit-2,tradeit-2,fdiit-2,it-2)

式中：yit为第i个地区第t期的专利创新产出；kit-2、lit-2分别代表第i个地区第t-2期的研发支

出和研发人员，可用国际贸易技术溢出(tradeit-2)和外商直接投资(fdiit-2)的技术溢出表示国际技术溢

zit-2代表影响创新的其他来源。出；

当然，在国际技术溢出中，人力资本的吸收能力至关重要，它直接影响技术溢出的吸收效果；因此，本文进一步引入国际贸易、外商直接投资与人力资本的交叉项，来考察相应的国际贸易和外商直接投资的技术溢出效应。人力资本用100万人在校大学生表示。由于篇幅限制，为研究方便，假定zit-2不变，式（1）可进一步表示为：

yit=f(kit-2,lit-2,tradeit-2×humait-2,

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国际贸易与FDI技术溢出效应的实证研究──基于吸收能力与门槛效应的分析视角第02期

fdiit-2×humait-2)（2）

为使模型更具科学性，本文采用一般变替代弹性、易估计和包容性强特点的超越对数知识生产函数模型。用滞后一期的创新产出变量衡量除k、l、制trade、fdi等解释变量之外的其他诸如人文环境、度因素等潜在因素的影响。为减少异方差，对所有变量进行对数变换，最终建立包含国际技术溢出效应的区域创新生产函数的动态面板计量经济模型如下：

国际贸易技术溢出动态面板模型：

lnyit=τlnyt-1+β1lnkit-2+β2lnlit-2+1×(β3)

(lnkit-2)2+×(β4)(lnlit-2)2+β5kit-2lit-2+

β60lntrade×lnhumait+β61lntradeit-1×lnhumait-1+β62lntradeit-2×lnhumait-2+

式中：yit、kit-2、lit-2、tradeit-2×humait-2、fdiit-2×humait-2分别表示由地区i在第t-2年（t=1,?,T）的发明专利授权数、R&D资本存量投入、R&D人员投入总数、国际贸易技术溢出效应、外

τ、β1、β2、β3、β4、β5商直接投资技术溢出效应；

为模型的弹性；β60、β61、β62、β70、β71、β72分别表示国际贸易和外商直接投资技术溢出的短期、中期与长期效应大小，它们是可变量，在模型（3）、模型（4）、模型（5）估计中会得到不同结果。ψit和εit为扰动项。Dummy为一系列虚拟变量，分别表示1998，1999，2000，2001，2002，2003，2004，2005，2006，2007，2008、2009年的时间虚拟变量，1998—2004年均为0，2005—2009年均为1，原因在于我国自2005

FDI技术溢出动态面板模型：

Dummy+μit+εit

（3）

年把加强国家自主创新能力纳入“十一五”规划中。

μi为不可观测的地区效应以控制省份的固定效应，εit为随机扰动项。

lnyit=τlnyt-1+β1lnkit-2+β2lnlit-2+×(β3)

(lnkit-2)2+1×(β4)(lnlit-2)2+β5kit-2lit-2+

β70lnfdiit×lnhumait+β71lnfdiit-1×

lnhumait-1+β72lnfdiit-2×lnhumait-2+Dummy+μit+εit

1.1.2变量选取

表1给出了投入、产出与溢出变量的内容与含义。表1中，永续盘存法为：RDit=Ei(t-1)+(1-δ)RDi(t-1)

（4）

式中：RDit、RDi(t-1)分别表示第i地区第t和t-1Ei(t-1)表示i地区t-1年折现的年的研发资本存量，

国际贸易与FDI技术溢出综合效应的动态面板模型：

lnyit=τlnyt-1+β1lnkit-2+β2lnlit-2+1×(β3)

(lnkit-2)+1×(β4)(lnlit-2)2+β5kit-2lit-2+

研发经费投入。RDi0=Ei0/(g+δ)，g为E的年平均增长率。δ为折旧率，根据Griliches(1990)等人对δ=15%。本文基年为1998年，在测算研发资本前，

R&D资本折旧率都采用15%[13]，本文也采用

β60lntradeit×lnhumait+β61lntradeit-1×humait-1+β62lntradeit-2×lnhumait-2+β70lnfdiit×lnhumait+β71lnfdiit-1×lnhumait-1+β72lnfdiit-2×lnhumait-2+Dummy+μit+εit

已用1998年不变“研发价格指数”将研发经费平减成不变价研发支出，研发价格指数用“0.45×商品零售价格指数+0.55×固定资产投资价格指数”表示。

国际贸易×人力资本：反映国际贸易的技术溢出效应。

变量说明

（5）

表1

第02期国际贸易与FDI技术溢出效应的实证研究──基于吸收能力与门槛效应的分析视角

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外商直接投资×人力资本：反映外商直接投资的技术溢出效应。

为了消除价格因素的影响，本文涉及的国际贸易和外商直接投资都运用居民消费价格指数（1998=100）进行折算。1.1.3数据说明

本文所使用的数据来源于1999—2010年各期的

表2超越知识生产函数的动态面板估计结果

（OnestepSYS-GMM）

《中国科技统计年鉴》与《中国统计年鉴》。创新投入及技术溢出因素数据范围为1998—2007年，创新产出数据范围为2000—2009年。由于西藏数据不全，分析中暂不考虑，故研究对象为中国内地的30个省级行政区。1.2估计方法

为了克服动态面板中滞后因变量的内生性问题，

本文采用广义矩估计方法（GMM）来估计超越知识生产模型（3）、模型（4）、模型（5）。差分广义矩估计方法（Difference-GMM）可以有效克服解释变量内生性及残差的异方差问题，但它会导致一部分样本信息的损失。Arellano和Bover(1995)[14]、Blundell和Bond(1998)

[15]

建议，采用系统GMM估计方法（SYS-GMM），该方法

果，SarganTest、HansenTest、Difference-in-Hansen的统计量不显著，接受原假设，说明工具变量选择是有效的；AR(1)检验在1%水平下拒绝原假设，而AR(2)检验接受原假设，则表明估计方程的残差序列不相关。yit的滞后项τ分别为0.7902，0.7479，0.7975,在1%水平下显著为正，表明上一期的创新产出对当期的创新产出具有正向促进作用，创新活动表现出了正向累积性。

从模型（3）和综合模型（5）看，国际贸易效应β60

分别为-0.0017，-0.0031，在10%水平下不显著为负；0.0211，在1%水平下显著为正；β61分别为0.0190，β62分别为-0.0104，-0.0122，在1%水平下显著为负。

表明国际贸易技术溢出效应短期不显著为负，中期显著为正，长期显著为负。可能的原因是：短期中，显著为负的主要原因是存在“门槛效应”。一国的吸收能力直接决定其吸收和消化发达国家先进技术的水平以及与其他国家之间经济交往过程中发生技术溢出的方向和显著程度。即当一个国家的吸收能力还低于某一临界值时，国际贸易的技术溢出效应不明显甚至为负。我国从1978年开始改革开放，对外开放也是渐进式的开放，且我国是从1998年才提出“科教兴国”战略，直到2001年才正式加入WTO；

能同时利用水平方程和差分方程的信息，在一般情况下，比差分广义矩估计更有效。

动态GMM估计一般分为一步和两步估计。由于两步估计的标准差存在向下偏倚，本文最终模型采用一步法（Onestep-System-GMM）。使用GMM方法时，本文采用Sargan检验与Hasen检验确定工具变量的联合有效性，若接受原假设，则工具变量有效；此外，用一阶差分方程的一阶、二阶序列相关检验AR(1)、AR(2)来判断残差项是否序列相关，AR(1)、AR(2)原假设均不存在序列相关，若拒绝AR(1)而接受AR(2)检验，则估计方程的残差项不存在序列相关。判断GMM估计是否可靠，有效的办法是看因变量滞后项系数的GMM估计量是否介于混合OLS及静态固定效应模型估计量之间。

2实证结果分析

基于一步GMM估计，运用计量软件Stata10对上表2是对模型（3）、模型（4）、模型（5）的估计结

文模型（3）~模型（5）进行估计，结果如表2。

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国际贸易与FDI技术溢出效应的实证研究──基于吸收能力与门槛效应的分析视角第02期

由于历史和现实原因，我国自身对国外先进技术的吸收能力有限，与国外发达国家相比，存在较大的技术差距（门槛效应），过高的技术差距意味着本国企业技术积累差，学习模仿先进技术的能力差，从而影响示范—模仿机制发挥作用，同时也不利于外资企业与当地企业建立后向联系，导致短期内我国国际贸易的溢出效应不显著为负。

从中期看，存在以下效应：（1）演示与培训、观察与学习效应。发达国家为了扩大市场份额，在外贸谈判的初期会主动冒风险向我国企业演示和介绍其新产品的特点、功能和使用方法等。而合同签订后，会派专业技术人员来帮助企业做技术培训，有时在国外接待我国企业派出去学习的技术人员，给予技术支持。在产品的安装、调试和试生产中，我国的工人和技术人员可以近距离通过观察和学习来了解新产品中先进技术所带来的新功能、新特点，这为进一步学习先进技术打下了基础。（2）“干中学”效应。我国企业在引进国外先进设备并用来进行生产时，可以在使用过程中逐步研究、吸收和仿制国外先进设备的Know-How，从而获得其技术要领，促进技术进步。在加工贸易领域，我国的出口企业在把加工好的产品出口过程中，了解到了国外消费者对产品性质、性能等的要求。为了能够生产出更令消费者满意的产品，国内的加工企业会越发重视产品的技术含量，刺激企业对技术创新的渴望和学习国外先进技术的热情，并付诸于行动，这都是“干中学”效应。（3）规模效应。在世界市场上，产品生产企业会加大生产要素投入以扩大生产，厂商的平均生产成本由于规模经济而下降，从而有利于资本的积累，这样为技术研究和开发投入的增加提供了可能性。同时，根据上文所述的竞争效应，出口企业为保持竞争优势，也必须加大对技术研究和开发的投入，这样就使技术创新得到有效的刺激和提升。（4）产业关联效应。即贸易企业由于技术外溢效应，不仅推动同行业其他企业的技术进步，从而带来平行的技术外溢效应，还可促进为其提供原材料和零部件的相关企业的技术进步，从而产生垂直的技术外溢效应。由此导致中期内我国国际贸易的溢出效应显著为正。

从长期看，存在以下效应：（1）竞争效应。当一国的某企业引进了一项国外先进技术，由此降低了成本和提高了劳动生产率，获得了市场的竞争优势，同行业的其他企业就会利用各种手段群起仿效，最早引进先进技术的企业竞争优势逐渐缩小或丧失。这些先进企业通过贸易进口更领先的技术的动力大大减小，，出口含有国内先进技术的产品到其他国家，导致通过国际贸易获得的技术溢出可能显著为负。（2）技术趋同效应。国内技术落后的企业不断加大人力资本投资，学习已有的先进技术，提高自身的吸收能力，这样国内外技术差距缩小，出现技术趋同。技术差距缩小，则国际贸易带给东道国的技术空间较小，不利于技术外溢。以上两种效应可能导致国际贸易溢出效应长期内可能显著为负。

0.0423，在1%水平下显著为正；β71分别为-0.0281，-0.0447，在10%水平下显著为负或在1%水平下显著为负，β72分别为-0.0065，0.0007，在10%水平下不显著为负或不显著为正。

以上分析表明，FDI技术外溢在短期显著为正，中期显著为负，长期不显著为负或不显著为正。其中可能有如下原因。

从短期看，内资通过不断学习，自主创新能力增强，吸收能力也相应增强。外资企业通过以下效应获得显著的正向溢出。（1）示范和竞争效应。外资企业的进入，加大了东道国的竞争压力，迫使本地企业学习和模仿新产品、新工艺或新的管理经验，提高自身技术水平。（2）前后向联系效应。外资企业对本地上下游企业提出更高的技术标准和要求，促使本地企业提高技术水平。（3）人力资本培训和流动效应。外资企业在各地区设立分公司时，一方面会对当地员工进行集中培训，另一方面，外企高素质人才可能在不同地区向内资企业流动。

从中期看，外资企业为保持自身的竞争优势，可能由以下效应产生不显著为正或不显著为负的溢出效应。（1）“光环”效应。外资企业挤压东道国国内企业，挤占国内市场，使FDI就像“光环”一样套在东道国国内企业的“头”上，导致东道国的产业发展对

从模型（4）和模型（5）看，β70分别为0.0355，

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