FDI溢出效应、自主创新能力与地区产业结构调整——长三角城市动态面板数据分析

吕 娟，吴成颂

(安徽大学商学院，安徽 合肥 230601)

20世纪80年代开始，外商直接投资(FDI)陆续涌入中国，其中以长三角、珠三角等地区最为显著，仅2011年长三角所有城市到位注册外资就达504.82亿美元，同比增长10.8%。FDI不仅为地区内企业带来存量资本和资金投入，也提供了先进的技术和管理经验。截至2010年底，中国FDI金额累计24016.12亿美元，其中投资于制造业、房地产业的资金分别占到了58.3%和15.41%，可见FDI的流向相对集中于第二产业。产业结构调整是中国目前宏观经济调控的重大目标之一，对于区域经济实现跨越式的增长起主导性作用。当前，中国产业结构调整的总方向是在保持重工业和技术密集型产业快速发展的同时，大力发展第三产业。

熊彼特提出“创新”理论后，自主创新在现代经济增长中的关键作用也被多数学者证实。考虑到技术创新的重要作用，中国提出了“建设自主创新型国家”的口号，并实施了一系列技术创新扶持策略，如“国家863计划”、“火炬计划”等，其中很多项目在长三角地区企业内落户。地区产业结构的转变逐渐将重心集中于发展第三产业(电子信息行业、文化产业、金融服务业等)，FDI在地区经济结构优化中是否促进本土自主创新能力提升，进而协调推动地区产业结构升级是长三角地区下一步战略规划不可忽视的要点。

一、相关文献回顾

按照克拉克的产业结构演进理论，各产业产值比重的变化可以揭示产业结构的状态和演进。在产业发展过程中，产业结构将随着经济增长而不断发生变化，基本趋势是第一产业产值比重不断下降，第二、三产业比重则不断上升。国内外有关外资与产业结构变动的关系研究由来已久，其中多数主要集中于外资对于东道国产业结构调整的量化关系研究。国内学者郭克莎、王燕飞、文东伟等以统计、调研数据为基础，用实证方法证实FDI与中国产业结构调整存在着关联关系［1-3］，而多数研究将研究对象锁定于中国整体，对于特定区域的研究尚欠缺。就目前而言，这一领域的研究已开始逐步为学者所关注，有些学者的研究值得参考，如史星际、黄日福借助回归模型估计检验了FDI对三次产业的贡献度并对二者之间的因果关系作了模型设定和格兰杰(Granger)检验，最后分别就如何利用FDI更好地推动中部地区产业结构升级问题展开讨论，史星际还进一步提出了相关建议［4-5］。

技术进步是新经济环境下促进经济发展的原动力，技术的进步更多地取决于自主创新能力的层次，因而，FDI的流入对于东道国自主创新具有何种影响也就成为学者争论的焦点。国外学者的研究起步较早，MacDougall为国外相关研究起到了开创性的作用［6］。在其中也不乏相互对立的研究成果:Lichtenberg和 Van Pottelsberghe的研究发现，FDI在1970—1990的二十多年内并未将技术外溢带到OECD 国家［7］;但Hejazi和Safarian却发现同时期来自美国的FDI对相应的OECD国家有较为明显的技术外溢效应。Blomstrom和Kokko发现FDI在墨西哥、乌拉圭、印度尼西亚等国家有着显著的正向作用效应［8-9］。相反，Haddad 和 Harrison、Djankov、Hoekman等人的研究则表明，FDI在印度尼西亚、委内瑞拉、墨西哥等国并不表现出正向的效应［10-11］。国内有关外资与区域自主创新间的关系研究自21世纪初开始，近年来的代表性研究有侯润秀和官建成、潘镇等学者的成果［12-13］。

Grossman和Helpman认为，当一国经济相对落后时，通过吸收外资会得到较多免费或者廉价的国外科学技术;而随着经济的发展，该国的科技进步将不得不更多地依靠自身的技术创新①。范承泽等在研究中则分别从公司和行业层面实证分析FDI对国内企业自主创新的影响，在其结论中指出:FDI使国内部分企业产生了自主创新的惰性，但自主创新对于企业及区域经济的发展仍是关键要素，企业自主科技研发不可替代［14］。

虽然国内外学者对FDI的溢出效应形式进行了大量研究并以实证方法直接验证了FDI与区域产业结构调整的关联，但外资作用于区域产业变动的具体传导机制和中间环节如何则未进一步分析。本研究立足于长三角地区外资与产业结构调整的实际，利用经验数据分析FDI对长三角产业结构的实质作用过程。研究拟验证以下几点设想:

一是FDI溢出效应中的资本效应、技术效应和竞争效应对长三角产业发展具有不同的影响。

二是FDI、地区研发投入增加将促使自主创新能力的提升，推动地区产业结构升级。

三是FDI将与本土自主创新能力产生协同效应，进而优化产业结构现状。

二、实证研究

(一)模型设定及变量选取

动态面板数据的一般模型为:

其中，Yi，t为被解释变量为被解释变量的q阶滞后项，模型设定过程中为达到动态考察的目的将其作为解释变量加入其中，β'(L)为滞后算子，Xi，t为解释变量，λt和 ηi则分别游离出与个体(地区)与时间变化因素的影响，vi，t为随机误差项，服从正态分布，可能存在个体异方差，同时Xi，t与ηi之间可能存在一定的相关性。在一般模型设定时，不同个体对应的时间序列不一定具有同样的时间跨度，但笔者在进行样本选取时已保证了个体时间序列的一致性。

与研究FDI对劳动生产率的溢出效应类似，研究FDI作用于区域自主创新进而造成产业结构变动时仍需要构建一个与生产函数形式类似的产业结构变动函数:

ISi，t表示长三角地区i城市t年的产业结构状态。对于地区或国家产业结构的表示目前有多种方式，一般采用的量化指标是三产业产值或其就业人员在全部产业中所占比重。这两个指标所描述的产业结构变动趋势为:随着经济发展或总量增长，第一产业的产值和就业比重呈下降趋势，且前者下降要显著快于后者。第二产业产值和就业的比重呈抛物曲线形式，但就业比重变动在上升期要比产值比重变动慢，下降期又相对快于产值变动。第三产业在迄今为止的经济发展史上两项指标均呈上升态势。在研究中采用郑明亮、郭圣乾等人的经验方法，以长三角各城市第三产业产值占产业总值的比例来衡量地区产业结构的状态［15-16］。

FDIPi，t表示长三角i市第t年的FDI溢出效应。以学者郭炳南的办法操作，以i市t年的FDI金额与当年该市GDP的比值来表示FDI的溢出效应。［17］计算时由于FDI与GDP的单位并不一致，故将当年FDI乘以年平均对美元汇率，以消除统计口径差异的影响。

LPatenti，t用以表示i城市t年的自主创新能力。对于自主创新的衡量，在学术界一直存在不一致的观点。学者Daneels等指出创新最直接的产出是专利，包括专利申请量和授权量，但专利授权量受政府部门等多方面的影响。因此，笔者与国内学者徐侠、王然等做法一致，采用专利申请量来衡量长三角各城市的自主创新能力［18-19］。

LIFTintoi，t为控制变量，表示 i城市 t年的创新资本投入。自主创新的开展以及产业结构优化、升级中一项重要先决条件是创新资本投入。经验表明，研发实力相当的状态下，创新投入越大，自主创新的产出量就越大。对于研发基础薄弱的地区，投入更多的创新人力资本、设备等，将大幅提升区域内的自主创新能力。研究中以i市t年的固定资产投入来代表创新资本投入量。

FDIPi，t× LPatenti，t表示 i市 t年的 FDI 溢出效应与自主创新能力的交叉影响。国内外现有的许多研究都已证实了FDI技术外溢的存在，但就其作用结果的研究存在分歧。例如，徐全勇在综合分析中国区域层面的面板数据后指出，外商凭借资本优势和技术优势迫使中国以市场换技术，抑制国内企业自主研发［20］;而王然等从产业关联角度出发，认为基于研发外溢的FDI前向关联显著提高了下游内资企业的创新能力，而基于技术升级的FDI前向关联的作用并不明显;FDI后向关联倒逼的技术引进对创新活动的替代效应超过了技术溢出效应，抑制了上游行业的自主创新。在本研究中引入二者的交叉项，考察FDI溢出效应促进区域自主创新能力对产业结构调整的影响程度。

i表示长三角22个不同城市个体②，t代表时间序列，表示随机误差项。由于计量采用跨区域数据，因此，取对数在一定程度上减少了回归结果可能产生的异方差性并保证序列的平稳，本文在变量前面加L表示已经对变量进行取对数处理。

(二)计量方法设定与数据来源

面板数据检验分析相对于传统的最小二乘估计方法具有许多不可替代的优势:首先，面板数据可以提供大量信息，由于同时有截面维度与时间维度，从而增加了回归的自由度并避免了共线性问题的出现，提高估计的精确度;其次，面板数据通常能解决由于“不可观测的个体差异”和“异质性”导致的变量遗漏现象;最后，面板数据提供了问题多层次分析视角，在本研究中体现为FDI溢出效应与自主创新能力对地区产业结构是否影响及作用程度。

估计时解释变量的交叉项极易造成多重共线性问题，从而降低估计结果的精确性。为此，将FDI溢出效应与交叉项变量先后分别引入方程，同时根据模型设定的研究思路，将式(1)分别改写为下列三个模型估计式:

上三式中，i=1，2，…，N;t=1，2，…，T。研究将上述三式确定为主要的估计检验模型。

动态面板模型中引入了转换工具变量:GMM水平工具变量以及GMM型工具变量。检验结果的Sargan检验属过度识别检验，即针对模型中工具变量的有效性设定。其中原假设H0，所有工具变量不存在过度识别。如果存在过度识别问题，则模型检验结果无效。因此，要求动态模型结果须通过后续的Sargan检验。

利用长三角地区22个城市面板数据构建动态回归模型，时间跨度为2002—2010年的9年，共990个样本信息点。有关原始数据来自于长三角统计年鉴(2005—2010)、长三角各省(直辖市)统计年鉴(2003—2010)、各省(直辖市)科技厅网站、长三角城市科技信息网，另有部分缺失数据通过调研等形式获得。

(三)面板数据计量结果

使用长三角城市产业结构量化值作为被解释变量，滞后一期的被解释变量、FDI溢出效应、创新资本投入作解释变量，同时考虑解释变量的滞后一期以消除内生性。计量分析前对比差分GMM和系统GMM的系数估计值及标准差，虽然二者系数估计值相近，但系统GMM标准差更小，这是由于使用了较多的工具变量(40个)，因而在后续估计中均使用系统GMM。利用现代计量软件Stata 11.0得到如表1所示结果。

表1 模型(2)估计结果

根据模型估计结果看，使用产业结构为被解释变量，外商直接投资溢出效应、创新资本投入为解释变量，Sargan 检验获得通过，p=0.968 4 ＞ 0.05，表示在5%的显著性水平上，无法拒绝“所有工具变量均有效”的原假设，即模型估计中不存在工具变量过度识别问题，因而模型有效。进一步对估计模型进行Arellano-Bond自相关检验，实证结果接受了“扰动项无自相关”的原假设。

具体分析表1估计结果，FDI溢出效应对地区产业结构的改善起到较强阻碍作用，回归系数为-0.102 6。实证估计结果与国内主要以省级数据为基础的研究结论相反［21］，如王红领、徐侠等的研究。由于研究侧重长三角地区且数据更新幅度较大，因而更确切地反映了新时期地区内的实际状况，同时这也与范承泽等人在微观层面上的研究基本一致:外资导致了企业研发的惰性，即使创新资本投入的系数为正，但企业缺乏自主探索、研发新产品的能力。近年FDI大量进入长三角地区，恰恰这一地区是中国高新技术企业成长和发展的聚集地，虽然外资的资本效应一直存在，但随着内资企业资金实力的不断增强，这种作用已日渐趋弱;同时，FDI的竞争效应却愈发明显，表现为外资的前向关联加剧了产业链上企业的竞争，并且先进技术多以市场交换获得的，严重阻碍了企业自身的成长和扩张。产业结构的滞后一期对产业结构的优化调整有正向的促进作用，且影响系数高达0.537，表明伴随着科技进步与经济的发展，地区产业结构的转变和升级具有强烈的惯性和持续性。模型中创新资本投入系数为正，表明企业增加自身研发投入可在一定程度上优化地区产业结构，但这一系数的绝对值仅为0.0465，表现出地区内研发资源利用的低效率。

以长三角城市产业结构作为被解释变量，同时将FDI溢出、自主创新能力及控制变量创新资本投入设定为解释变量，以模型(3)估计，得到表2结果。估计结果中，Sargan检验值为18.189 1，概率p=0.9878 ＞0.05，说明该模型同样不存在工具变量过度识别问题，可依据其做进一步分析。Arellano-Bond检验显示:扰动项差分存在一阶自相关，但不存在二阶自相关，可以确定扰动项无自相关。估计结果表明在加入自主创新能力控制变量后，FDI的溢出效应变化并不十分明显，而自主创新能力对地区产业结构的调整、升级起到推动作用，影响系数为0.0203。

对比模型(3)和模型(2)可知:在控制了自主创新能力的前提下，FDI溢出效应表现为更为显著的负向作用。这种结果显示，FDI不利于长三角地区产业结构升级，并且一定程度上FDI是通过影响地区内的自主创新方向来实现对产业结构优化的阻碍。因此，在长三角地区转型发展的新时期，应调整既有的外资引入政策，不能单纯“以市场换技术”，适当提高外资进入地区的门槛、限定系列转入条件，并在条件允许的情形下将外资调配到承接产业转移省市，如安徽、江西等，从而带动中部地区产业整体协调发展。

表2 模型(3)估计结果

使用长三角城市的产业结构作为被解释变量，同时考虑引入FDI技术外溢与自主创新能力的交叉项作为一个解释变量，使用模型(4)来估计动态面板，见表3。

表3 模型(4)估计结果

从表3的估计结果可得知，模型的Sargan检验值为14.0442并获得概率通过，表明模型的工具变量设定有效。进行二阶的Arellano-Bond检验，证实模型扰动项无自相关，验证了模型的可靠性。估计结果表明，FDI溢出效应与自主创新能力的交叉项对产业结构具有较显著的解释能力，影响系数高达0.897，说明FDI会带来地区内产业结构调整，也即FDI的技术效应会带动地区整体的产业结构优化。

三、结论及政策建议

本研究以长三角地区22个城市2002—2010年的近千个样本数据为基础，运用现代计量方法设定动态面板估计模型，并将FDI溢出效应与自主创新能力的交叉项引入模型作为解释变量，检验了FDI溢出效应、自主创新能力及二者交叉项对地区产业结构的影响。实证研究结果显示，在未考虑自主创新能力时，FDI对长三角地区产业结构有负向作用，即溢出效应弱化了地区产业升级的能力。在考虑本土自主创新能力后，FDI溢出效应系数仍为负，通过模型(2)、(3)验证表明，FDI在整体上不利于长三角地区产业结构的调整，主要在于FDI带来的竞争效应远超过其技术溢出效应，这与现有的多数研究成果有一定差异。同时，在考虑交叉项的影响后，发现交叉项的系数高达0.897，FDI技术溢出通过提高本土自主创新能力对长三角地区产业结构产生较强的积极影响，这是本研究的创新点之一，目前现有的研究基本未涉及。总体而言，FDI的资本效应阻碍了长三角地区产业结构的升级，但其通过技术示范效应等能提升本地自主创新能力，进而显著地推进地区产业结构调整。其次，长三角地区的创新投入未能推动本地产业结构的优化，可能与本土企业研发资源利用效率低下直接相关。

针对上述实证结论，本文提出以下几点建议:

第一，培育本土创新型企业，提升自主创新能力。长三角地区是中国高新技术企业和战略新型企业的聚集地，研发基础良好，加之中央、地方等各级政府的政策支持，应鼓励企业寻找新项目，积极开展新产品研发。同时，政府应加快建立覆盖范围更广的研发公共服务体系，从资金、技术等方面给予企业全方位支撑。

第二，合理引导FDI区域布局，强化企业技术吸收能力。FDI技术外溢通过提升自主创新能力可显著地优化地区产业结构，但这仅限于可以为本土企业提供技术或指导的部分外资。要注意避免引进低层次FDI，进而恶化本地市场竞争状况，打压本土企业自主创新的积极性。在招商引资时，注意对其合理布局并限定部分技术转让条件。本土企业在外资进入后，应加强对国际先进技术的学习、模仿，重点指导和扶持的工业龙头企业应建立企业技术研发中心，提高企业技术融合能力，并在此基础上积极探索新路径，真正做到“学习—模仿—匹配—创新”。

第三，提高研发资源使用效率，加强科技成果转化能力。“建设创新型国家”提出后，越来越多的资源投入企业R＆D活动中，其中多数被企业获取以进行新项目研发，但就目前长三角地区创新资本的使用效率看，并未显著地优化本地产业结构。分析其主要原因在于科技成果转化效率的低下，应尽快完善长三角地区技术交易市场及相关配套建设，拓展产学研平台合作范围，建立科技成果的跟踪指导和服务机制，进而实现科技成果的经济、社会双重效益。

注释:

①参见Grossman Gene和Elhanan Helpman的Innovation and Growth in the Global Economy，1991 年版。

②长三角即将增加合肥、马鞍山等城市，狭义的长三角地区包含22个地市，研究中假定长三角地区自出现以来就涵盖这些城市，以保证研究的一贯性和可行性。

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