FDI和R&D对经济增长的动态影响
——基于中国20年面板数据的实证分析

周 伟

(武汉大学 经济与管理学院，湖北 武汉 430072)

引 言

FDI对一国经济增长的影响是当前学术界研究的热门问题。这些经验研究发现，内资企业在从FDI中获得技术外溢效应的同时，也面临着来自跨国公司的激烈竞争(Aitken and Harrison，1999)。到目前为止，关于FDI对一国经济增长的影响尚未取得一致的结论。以不同国家、地区、行业或企业为研究对象的实证分析，得出了不一样的结论，部分学者认为FDI对一国经济增长具有显著地正影响(Driffield，2001；Lee，2006；Todo，2006)，另一部分学者认为东道国内资企业并不能从FDI中获益，甚至受到负面影响(Aitken and Harrison, 1999;Hu and Jefferson, 2002 ; Konings, 2001; Xu and Sheng, 2011)。为什么会有如此截然不同的结论呢？本文将通过理论模型来分析导致两种不同结论的深层原因，并实证分析近20年来FDI对中国经济增长的动态影响。

R&D能促进一国或企业提升技术实力，增强创新能力，但是，技术基础薄弱和R&D投入偏低会导致一国或企业的R&D效率不高(孙敬水，岳牡娟，2009)。故而，R&D对一国经济增长的影响有可能因技术基础薄弱或R&D投入偏低而不显著。因此，分析R&D对我国经济增长的动态影响具有重要的现实意义。

虽然，以往的文献分别探究了FDI或R&D对一国经济增长的影响，但较少有文献同时研究FDI和R&D对经济增长的贡献。而且，FDI和R&D对经济增长的长期影响和短期影响是否一致，也有待于进一步深入研究。本文采用1991-2010年中国地区层次的面板数据，将FDI和R&D纳入同一研究框架，利用二阶段最小二乘法(2SLS)对生产函数进行固定影响模型工具变量法估计，来探讨FDI和R&D在过去20年中对我国经济增长的动态影响。

一、文献回顾

在以往的文献中，国内外学者从不同层次、以不同研究对象分别探讨了FDI、R&D与经济增长的关系。

(一)FDI对经济增长的影响

FDI通过外溢、示范效应和竞争影响等方式向东道国转移技术 (Aitken and Harrison, 1999; Keller, 2004)。在跨国公司工作过的员工进入当地企业工作或者自己创办公司都可能带来技术、管理等方面知识的外溢。而且，跨国公司为提高子公司的竞争力通常会向其传输技术信息，而这些信息很可能“泄漏”到东道国(Hoekman et al., 2004)。FDI向发展中国家提供了许多有效的技术并产生了技术外溢(Hoekman et al., 2004)。但是，在以往的研究中FDI对当地企业乃至东道国经济增长的影响并没有取得一致的结论。

部分文献证实，外资企业的直接投资(FDI)对当地企业产生正的积极影响。Driffield (2001)证明了外资企业的生产性优势大大促进了当地企业的生产力增长。Lee (2006)分析了1981-2000年间流入16个OECD国家的FDI，他指出FDI产生的知识外溢对一国经济增长具有显著正的影响。Todo (2006)调查了日本制造业公司层面的数据，他认为从外资企业向国内企业的知识外溢通常被认为是东道国技术进步和生产力增长的源泉，外资企业在日本的R&D活动对日本当地企业的生产率增长产生积极的正效应。Yasar和Paul (2007)发现那些拥有较多国际联系的行业、企业具有更高的生产力水平。王成岐和张嫚(2005)对中国的研究也发现，内资企业在1995-2001年间绩效的改善与同期FDI的流入紧密相关。

然而，另一部分针对发展中国家的实证分析却发现，FDI有可能对一国经济增长产生负面的影响(Aitken and Harrison, 1999;Hu and Jefferson, 2002 ; Konings, 2001; Xu and Sheng, 2011)。Haddad和Harrison (1993)分析了1985-1989年外资企业在摩洛哥制造业的投资，结果表明FDI与企业生产力增长之间存在弱的负相关性。Aitken和Harrison (1999)研究了1976-1989年间委内瑞拉制造业的FDI，实证发现本土企业的生产力增长与FDI之间是负相关的。Damijan等人 (2003) 以1994-1998年间中东欧八个转型国家为研究对象，分析了FDI对当地企业生产率增长的影响。结果表明，FDI 不能对本土企业产生正的行业内外溢，而且从外资企业向本土企业的外溢是负的、不显著的。Konings (2001) 通过对三个中东欧新兴经济体的研究发现，在保加利亚和罗马尼亚的FDI对当地企业产生负的外溢影响，而FDI对波兰当地企业的外溢影响不显著。

部分实证研究发现，FDI对中国一些行业发展产生负的影响。Hu和Jefferson (2002) 分析了中国19个电子行业1995-1999年间的数据，他们发现FDI对中国电子行业存在负的、显著性的影响。Xu和Sheng (2011)对中国2000-2003年间制造业企业的调查数据进行了研究，他们发现FDI存在显著的、负的水平外溢影响。一些国内学者研究发现，FDI不仅带来积极的技术外溢效应，还会引致负向的竞争效应(马明申, 2007; 赵奇伟、张诚，2007)。

(二)R&D在经济增长中的贡献

R&D在经济增长中的作用被国外学者广泛研究(Branstetter and Chen，2006；Bronzini and Piselli，2009；Kuo and Yang，2008；O’Mahony and Vecchi, 2009；Wakelin，2001等)，他们基于公司、行业或国家层面的数据调查了R&D对经济增长的影响。Wakelin(2001)基于170多个英国企业的样本，Hu(2001)基于中国813家高新技术企业的数据，Branstetter 和 Chen (2006)基于台湾电子行业2636家企业的面板数据，O’Mahony 和 Vecchi (2009)对五个OECD国家(美国、英国、日本、法国和德国)的公司层面数据的经验研究等。Madden 和 Savage (2000)以OECD国家和一些亚洲国家为研究对象，Kuo 和 Yang (2008)分析了中国省级面板数据，Bronzini和Piselli (2009)调查了意大利地区层面的数据等。这些实证研究普遍证明R&D对一国经济增长具有正影响，只是R&D弹性各有不同。国内学者也分析了R&D对我国经济增长的影响。刘飞和王德发(2009)对我国1983-2006年经济数据进行实证分析, 结果表明国内R&D对经济增长的贡献具有统计学意义上的显著性。靳涛和褚敏(2011)、孙敬水和岳牡娟(2009)等人也得出了类似的结论。但是，这些研究大多独立分析R&D对经济增长的影响，很少将FDI和R&D作为经济增长的要素同时进行研究。基于以上原因，本文将在以往经验性研究 (Bronzini and Piselli, 2009; Kuo and Yang, 2008； O’Mahony and Vecchi，2009)的基础上，选取1991-2010年间30*中国目前有31个省级地区，但重庆数据从1997年开始才有，故将重庆数据并入四川省。个省级地区为研究对象，探讨FDI和R&D对中国20年来经济增长的影响，并比较FDI和R&D对我国经济增长的影响在1991-2000年和2001-2010年这两个时间段的变化。

二、计量模型与数据来源

(一)计量模型

本文运用如下生产函数(1)来分析一国的经济增长问题。

Qjt=Ajtf(Kjt,Ljt)

(1)

这里Qjt指的是j地区第t年的产出；Kjt代表j地区t年末的固定资产存量；L指劳动力投入，用j地区t年末的就业人口数来衡量。本文假设技术参数A是R&D和FDI的函数，即：

Ajt=f(RDjt,FDIjt)

(2)

其中，RDjt为j地区t年末的R&D存量，FDIjt代表j地区t年末的累计外商直接投资。与Bronzini 和 Piselli(2009)、 Kuo和Yang(2008)等的经验性研究相一致，本文假设关于地区经济的生产函数近似于Cobb-Douglas生产函数，把(1)式和(2)式进行整合，构建如下计量模型：

(3)

为了对(3)式进行估计，对原有模型取对数，使它变为线性回归模型(4)：

lnQjt=αlnKjt+βlnLjt+φlnRDjt+γlnFDIjt+ujt

(4)

其中ujt由两个部分组成

ujt=αj+εjt

(5)

参数αj是体现各地区之间差异的非观测效应，该效应不随时间而变化；参数εjt是随机误差项。本文先通过Hausman检验来决定是采用固定影响模型还是随机影响模型，然后，识别模型和变量的内生性问题，对内生性问题进行工具变量法估计。

(二)数据来源

本文的研究数据包括各地区的GDP及其指数、固定资产投资及其价格指数、就业人数、R&D支出和外商投资总额(FDI)等。需要指出的是，回归分析中所有货币变量的单位是亿元，并且以1990年为基准年通过平减指数法来控制价格通胀的影响。本文采用的大多数数据来源于1991-2011年的《中国统计年鉴》；R&D支出数据来源于1991-2011年的《中国科技统计年鉴》。现有出版的数据中没有各地区固定资产投资存量，只有各地区的年度固定资产投资额。沿着Kuo和Yang (2008)的思路, 本文用永续盘存法计算固定资产投资存量K和R&D支出存量。

三、实证检验

(一)检验结果

本文先采用1991～2010年20年的面板数据，对(4)式进行估计。在对(4)式进行回归之前，对模型进行了Hausman检验(如表1所示)。整体估计值χ2(4)的概率为0，所以，Hausman检验拒绝随机影响估计能获得一致性估计的零假设，从而本文的模型适合采用固定影响模型。同时，单位根检验表明本文采用的数据是静态的。

表1 Hausman检验

由于有关生产函数和经济增长的变量可能存在潜在的内生性问题(Kuo and Yang, 2008)，本文采用Davidson-MacKinnon 检验来判定模型和各个解释变量的内生性。沿着Lin 和Ma (2012)的思路，本文用L的一阶滞后值作为L的工具变量；用各地区当年专利申请授权数P作为RD的工具变量(Hu, 2001)；采用FDI的一阶滞后值作为FDI的工具变量；引入能反映地区生产率的代理变量RO(用各地区当年运输线路长度中的公路里程数来衡量)，它反映了各地区在基础设施方面的区位优势。Davidson-MacKinnon 检验结果发现仅RD变量存在内生性问题(表2所示)。

因此，本文采用固定影响模型的工具变量法解决RD变量的内生性问题。将P作为RD的工具变量，采用二阶段最小二乘法(2SLS)进行估计，实证结果如表3所示。表3的回归结果显示，在过去的20年中，FDI和R&D对我国经济增长都存在显著的正影响，其中，R&D投入每增加1%，产出增加0.254%；FDI每增加1%，产出增加0.141%。可见，在1991-2010年间R&D对我国经济增长的贡献高于FDI。因此，在今后的发展中，我国应增加R&D投入，加强R&D国际合作，充分发挥R&D在经济增长中作用。

表2 Davidson-MacKinnon检验

表3 1991—2010年全部样本数据检验结果

接着，我们分1991-2000年和2001-2010年两个时期考察FDI和R&D对我国经济增长的影响，实证结果如表4所示。与整个时期的样本检验结果略有不同，1991-2000年的10年间，FDI对我国经济增长具有显著的正影响，但该时期内R&D对经济增长的影响不显著；而在2001-2010年的最近10年中，R&D对经济增长的正影响较为显著，但FDI对经济增长的影响变为了负效应，且不显著。

表4 1991—2000年、2001—2010年分时期检验结果

(二)检验结果解释

分时期和整个时期的不同检验结果表明，FDI对我国经济增长的贡献尽管在整个时期内显著为正，但与前10年相比，在最近10年中，FDI对我国经济增长的影响却具有不显著的负效应。这是因为在上世纪90年代，外资企业刚刚进入中国市场，在中国的投资比重较小。1990年，外商投资企业工业产值仅为448.95亿元，占全国工业总产值的2.28%*数据来源：2011年《中国商务年鉴》。。而之后，外商投资企业工业产值占全国工业总产值的比重不断上升，并在2003年达到峰值35.87%，2004年开始小幅回落，但依然保持在30%左右*数据来源：2011年《中国商务年鉴》。。到了21世纪，我国加入WTO以后，进一步开放了受管制的行业和领域，放宽了外资企业的进入限制、经营范围和开业条件。这样，外资加大了对我国的直接投资，我国工业经济对外资的依赖程度逐渐增大。进入中国的外资企业凭借技术、管理、品牌和资本上的相对优势将当地企业逐步挤出市场或使其陷入发展困境，压缩了国内企业的生存空间，迫使国内企业不得不减少生产。而且，自20世纪90年代以来，外商不断兼并、收购或控股我国大中型企业，这一发展趋势使外资企业迅速占领我国市场，并以先进技术、规模生产和充裕资金等优势提高了行业的进入壁垒，挤压了我国国内企业的发展空间，制约了它们的发展。由于这些原因，外资对我国当地企业的市场竞争负效应正在逐渐增大。

而另一方面，为了更好地防止技术外溢，保持技术垄断性，外商投资企业越来越倾向于以独资和控股的方式在我国直接投资。1984年，我国新增外商独资企业26家，仅占外商投资企业总数的1.2%*数据来源：1986年《中国统计年鉴》。；但是到了2010年，我国新增的外商独资企业达到22，085家，比重增加到70.85%，分别是当年中外合资企业和中外合作企业数量的4.4倍和73.6倍*数据来源：2011年《中国商务年鉴》。。外商投资企业独资和控股趋势的加强，使内资企业较难从外部获得技术外溢。从而，使得FDI对当地企业的技术外溢正效应在逐渐减弱。

由于FDI对我国企业竞争负效应的加强和技术外溢正效应的减弱，使得2001-2010年间FDI对我国经济增长的影响由1991-2000年的显著正效应转为不显著的负效应。尽管从1991-2010年的整个样本期来看，FDI对经济增长的影响仍然显著为正，但值得注意的是FDI对我国经济增长的影响正在发生阶段性的变化。因此，我国企业应及早采取相应的措施，逆转FDI对我国经济增长的竞争效应和技术外溢效应的变化。

另外，我国企业的R&D实力也在不断加强，R&D对经济增长的正影响已经从1991-2000年的不显著，转变成了2001-2010年的显著。可见，在以后的发展中，我国企业更应该增加R&D投入，培养一批高水平的R&D人才，加强R&D国际合作，从多方位、多层面提高我国企业的R&D水平。

四、总结与讨论

本文在文献回顾和理论模型分析的基础上，采用我国1991-2010年20年的省际面板数据，运用Cobb-Douglas生产函数，考察了FDI和R&D在整个样本期、1991-2000年和2001-2010年分时期内对我国经济增长的影响。根据上述计量模型和实证分析结果，可以看出：

在过去的20年中，R&D对经济增长的贡献经历了一个从不显著到显著的正影响过程。而且，R&D产出弹性大于FDI的产出弹性。可见，在我国经济发展过程中，R&D投资对我国技术进步和经济增长的作用要大于跨国公司在我国直接投资的作用。与发达国家相比，我国R&D投入占GDP的比重仍然较低。为了实现民族复兴的“中国梦”，我国企业和各级政府还需加大对R&D活动的投入力度，培养国际一流的技术研发人才，积极吸引国外优秀人才来华工作；同时，鼓励国内企业积极开展R&D国际合作，以合作促发展。从而有效地促进和发挥R&D在我国当前经济增长中的作用。

从整个样本期来看，20年来，FDI在我国经济增长中发挥了有效的正作用。我国企业通过跨国公司的示范、学习和模仿效应，获取了一些先进的管理经验、技术技能等，正是这些正效应推动了我国企业的进步和发展。在我国市场进一步开放的今天，跨国公司纷纷对华直接投资，这类投资活动的增加加剧了跨国公司对我国本土市场的争夺。竞争加剧的直接结果是跨国公司将原来属于当地企业的市场份额挤占，迫使我国当地企业面临市场占有率的下降而减少生产。另一方面，跨国公司为了保持自身技术优势，越来越倾向于采用独资或控股的方式在华直接投资。同时，通过高薪减少人员向当地企业的流动，从而，使得当地企业很难从跨国公司获得相应的技术外溢。

FDI竞争负效应的加强和技术外溢正效应的减弱能够解释为什么1991-2000年间FDI对经济增长是显著的正影响，而2001-2010年间FDI对经济增长的影响转成了不显著的负效应。尽管在1991-2010年的整个样本期内，FDI对我国经济增长的贡献仍然显著为正，但我们仍然需要警惕跨国公司在华竞争状况和投资方式的变化，深刻认识到我国企业面临的严峻挑战。当前我国部分企业已经开始通过并购国外企业、与国外R&D机构合作等方式把握技术进步的趋势，力图通过并购学习和R&D创新来提高自身的竞争实力，从而扭转FDI对中国经济增长的不显著负影响局面。因此，我国政府还需采取多项政策鼓励我国企业通过跨国并购的方式“走出去”，“走进去”，积极与国外R&D机构合作，以接触技术发展的前沿，迅速提升我国企业的技术实力和国际竞争力。

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