浙江省区域层面的实证研究

附：浙江省区域层面的实证研究

作为对浙江省企业层面研究的补充，本部分使用浙江11个地市2003年—2007年的面板数据，从区域层面实证分析了FDI对浙江企业自主创新的影响。经过建立模型分析得出了FDI与浙江企业自主创新之间的相关性不显著的结论，并对此进行了分析。

（一）数据和模型

1.数据的选取

本书选取的数据是浙江11个市（杭州、宁波、温州、嘉兴、湖州、绍兴、金华、衢州、舟山、台州、丽水）2003—2006年连续四年的相关数据，经过整理汇总2003年至2007年《浙江统计年鉴》、《新中国五十年统计资料汇编》的相关数据以及查阅浙江省知识产权网而得。

模型中patent使用的是各市专利授权量，Texp使用的是各市县级以上政府部门属自然科学研究与开发机构科技费用额（万元），Tpeople使用的是各市各类专业技术人员总数（万人），pGDP使用的是各市人均生产总值（元）。FDI的指标选取中，很多学者认为并非只有新建的外资企业才会产生溢出，用增量指标有失全面，应该用存量指标。但在数据获取方面又会遇到问题，因为各种统计年鉴中都没有提供各地的FDI存量数据，学者们变通地用各地外商投资企业的工业总产值来代替FDI的存量^[4]，本文将采用相同的方法进行处理，用各市规模以上工业总产值来表征FDI的存量值。此外，本文认为增量指标的使用并不是完全没有可取之处，FDI的引进利用并不是马上就能对本地经济或企业创新情况产生作用的，将滞后作用考虑进去，将FDI每年实际的增加量作为衡量指标，在一定程度上也可以对模型进行解释。所以，本文计量模型中的FDI还将采用各市上一年的实际使用外资金额作为衡量指标。选取不同的FDI指标有利于对实证的结果进行比较，会使模型的解释性更强。

选择2003年到2006年作为研究的时间段，是出于对数据完整性及连续性的考虑。本文所需数据要求具体到浙江11个市的统计数据，对于专利授权量精确数据的获得存在较大的困难。在查阅2002年以及2002年之前的相关统计年鉴后发现，对于各市专利授权量的统计不完整，经常出现数据的缺失，在查询浙江及各市的知识产权网之后该问题也没能得到解决。所以，为了确保样本数据的完整及连续性，只能选取2003—2006年作为研究的时间段。

2.模型的设立

本文的实证部分要检验FDI对浙江企业的自主创新能力到底有没有影响以及影响是否显著。以往关于FDI与创新能力之间关系的研究都将研发成果表示成类似生产函数的形式，本文模型的设立将以此观点作为依据，将自主创新表示成为科技人员数量、科研投入、FDI及当地经济水平的函数。其中，自主创新成果是被解释变量，出于对数据的可获得性和连续性的考虑，选择用专利授权量来表示，记为patent；科技人员数量用各类专业技术人员数来表示，记为Tpeople；科研投入用政府财政内科技费用表示，记为Texp；当地的经济水平用人均生产总值来表示，记为pGDP；FDI是模型的核心变量，本文将采用两个指标进行衡量，分别是外资企业工业总产值以及上一年的实际使用外商直接投资额。自主创新成果的函数就可以表示为

patent＝f（FDI，Tpeople，Texp，pGDP）

接下来的回归将采用对数模型，方程两边取对数后解释变量前的系数表示的就是弹性的概念，有利于检验结果的解释。具体计量模型如下：

lnpatent＝αlnFDI+β_lnTpeople+β_lnTexp+β_lnpGDP+ε

在接下来的计量经济分析中，FDI的系数α是研究的主要对象，如果统计结果是显著的，那么α＞0，说明FDI与浙江省企业自主创新有正的相关性，FDI会促进自主创新；α＜0，说明FDI与浙江省企业自主创新有负的相关性，FDI会抑制自主创新。相反，如果统计结果不显著，则说明FDI与浙江省企业自主创新相关性不显著。

（二）回归分析结果

为了克服样本数据不足的问题，本文使用面板数据的分析模型，采用2003—2006年浙江11个市的44个面板数据。面板数据模型的设定及选择需要通过Hausman检验来判断，通过Hausman检验来判定固定效应模型和随机效应模型哪个更有效。下面将对FDI采用不同指标的两套面板数据使用STATA软件进行计量回归。

1.FDI采用各市上一年的实际使用外资金额

将采集的数据样本输入统计软件之后，分别得出固定效应模型下和随机效应模型下的回归结果，Hausman检验的结果为

chi2(4)＝(b－B)'[(V_b－V_B)^(－1)](b－B)＝13.86

　　　　　　　　 Prob＞chi2＝0.0078

检验结果表明固定效应模型显著，所以倾向于选择固定效应模型。固定效应模型下面板数据的回归结果如下：

附表8.1　固定效应模型回归结果1

回归结果表明F值可以通过显著性检验，说明模型整体显著，具有较强的解释力。关于各解释变量的显著性检验结果如下：

lnTexp与lnpatent相关性显著，t检验值达到了1%的显著性水平，相关系数β₂＝0.813359，说明科技费用的投入对浙江的专利授权量有显著的正向影响，科技费用每增加1%，浙江省专利授权量就增加0.81%，科研经费的投入给自主创新提供资本上的支持，研发投入的增加会促进自主创新，这符合经验上的解释。

lnpGDP与lnpatent相关性显著，t检验值也达到了1%的显著性水平，相关系数β₃＝2.413067，说明当地的经济水平对浙江的专利授权量有显著的正向影响，人均生产总值提高1%，浙江省专利授权量就增加2.41%，当地的经济发展水平高，企业的资金实力雄厚，各方面投入都有保障，对自主创新的进行必然有促进作用，这也符合经验上的解释。

lnTpeople与lnpatant相关性不显著。依照经验解释，各类专业技术人员的数量越多，能够从事自主创新相关项目的劳动力投入越多，那么可能带来的自主创新成果就会越多。然而回归结果却显示lnTpeople的参数估计值为负，t检验值无法通过显著性检验。这与模型设定时认为科研人员数量对当地自主创新能力影响较大的初衷有较大的差距，原因可能在于科研人员数量对自主创新能力的影响在很大程度上已经在科研费用投入和当地经济水平对自主创新能力影响上间接反映出来了，即可能存在一定的共线性，所以科研人员变量lnTpeople在很大程度上被当地经济发展水平变量lnpGDP和科研费用投入变量lnTexp稀释掉了。这点也可以从lnTpeople的系数估计值的绝对值只有0.06而得到部分解释。

模型的核心变量lnFDI与lnpatent的相关性不显著。依照之前的理论分析，外商直接投资的引入应该会对我国自主创新产生正的影响，FDI会促进我国自主创新能力的提高，但是当FDI采用各市上一年的实际使用外资金额，得出的回归结果显示FDI与浙江省企业的自主创新之间的相关性不显著，接下来检验当FDI采用各市当年规模以上工业总产值时，回归结果会如何。

2.FDI采用各市当年规模以上工业总产值

将采集的数据样本输入统计软件之后，分别得出固定效应模型下和随机效应模型下的回归结果，Hausman检验的结果为：

chi2(4)＝(b－B)'[(V_b－V_B)^(－1)](b－B)＝59.99

Prob＞chi2＝0.0000

检验结果表明固定效应模型显著，所以倾向于选择固定效应模型。固定效应模型下面板数据的回归结果如下：

附表8.2　固定效应模型回归结果2

回归结果表明F值可以通过检验，说明模型整体显著，具有较强的解释力。关于各解释变量的显著性检验结果如下：

lnTexp与lnpatent相关性显著，t检验值达到了1%的显著性水平，相关系数β₂＝0.766902，说明科技费用的投入对浙江的专利授权量有显著的正向影响，科技费用每增加1%，浙江专利授权量就增加0.77%，科研经费投入给自主创新提供资本上的支持，研发投入的增加会促进自主创新，这符合经验上的解释。

lnpGDP与lnpatent相关性显著，t检验值也达到了5%的显著性水平，相关系数β₃＝1.450978，说明当地的经济水平对浙江的专利授权量有显著的正向影响，人均生产总值提高1%，浙江专利授权量就增加1.45%，当地的经济发展水平高，企业的资金实力雄厚，各方面投入都有保障，对自主创新的进行必然有促进作用，这也符合经验上的解释。

lnTpeople与lnpatant相关性依然不显著。lnTpeople的参数估计值为负，t检验值无法通过显著性检验。这与模型设定时认为科研人员数量对当地自主创新能力影响较大的初衷有较大的差距，原因同前一模型回归结果的解释。

FDI使用的是各市当年规模以上工业总产值，模型的核心变量lnFDI与lnpatent的相关性仍然不显著。

考虑到lnTpeople变量可能导致实证结果出现偏差，因此将此变量剔除再做回归，看结果是否会产生变化，计量模型调整为

lnpatent＝αlnFDI+β₁lnTex_p+β₂ln_pGDP+ε

FDI仍然使用两套不同的指标。回归结果显示两套指标下Hausman检验结果都为选择固定效应模型，固定效应模型下面板数据的回归结果分别如下：

附表8.3　调整后固定效应模型回归结果1

附表8.4　调整后固定效应模型回归结果2

剔除变量lnTpeople之后的计量模型在两套指标下的回归结果同之前未调整的模型得出的回归结果一致，核心变量lnFDI与lnpatent之间的相关性仍然不显著。

（三）结果讨论

本文在数据的选择上可能存在一定的缺陷，一方面，自主创新成果很难完全用数据体现，很多因素像管理经验的提高等是没有一个具体的指标能体现的；另一方面，专利的构成不只涉及企业，部分专利是由一些科研机构或者是高校人员申请获得，而这部分专利可能没有机会进入企业投放生产的阶段，不能表征企业自主创新的情况。模型最终还是选择专利数作为自主创新的衡量指标，出于对数据的可获得性以及前后统计口径一致性的考虑，但是衡量自主创新能力总体水平的能力不止于此，新产品的相关情况也是重要指标。由于本节是要从浙江11个市的统计数据出发做实证，而浙江11个市每年的新产品销售收入等数据难以获得，并且统计数据具有非常大的不连续性，所以只有选取专利授权量来作为自主创新的衡量指标。

注意到在之前的理论综述中提到很多学者基于我国省际数据或行业数据研究FDI与我国自主创新关系时得出的结论是肯定的。综合前文的回归结果，可以看出对FDI采用两套不同的指标体系得出的实证结果相同：FDI与浙江省企业自主创新能力之间的相关性不显著。他们同样也是选取专利授权量作为自主创新成果的衡量指标，本文得出的实证结果并不代表否定了FDI会对我国自主创新总体水平有正效应的说法，而是从已有浙江11个市的数据回归得出当前浙江引进FDI与本省企业自主创新之间相关性不显著。基于我国整个宏观层面观察到由于FDI的进入给本土企业技术能力的提升和创新能力的促进带来一定的作用并不代表所有的地区都会有同样的情况，下面将结合浙江自身的各方面情况对实证结果出现的可能原因作出解释。

（1）浙江利用FDI情况相对滞后。从数据看来，浙江的FDI数额要少于同样是东部发达省份的江苏、广东。浙江工业化进程中的资本具有鲜明的内源性质，以温州为例，温州民营经济的资本在区域内就可以很好地得到供给，没有对外来资本的需求。改革开放以来，浙江主要走的是一条内向型的、自给自足的民间资本原始积累和资本积聚的“自力型”发展模式；而福建、江苏走的是一条开放型的、借助外力的资本集中式的“外力型”发展模式（赵伟，2001）。此外，由于浙江生产力布局比较分散，生产要素积聚程度较低，所以浙江对于外资的吸引程度偏低。外资项目，特别是一些大项目的进入，一般要考虑的首要因素是当地有没有大量的可用人才，信息是否灵通，企业配套资金能否保证，相关行业是否发达，市场潜力和辐射能力有多大等生产要素供给方面的问题。而浙江由于历史的原因，长期以来工业布局呈现“低、小、散”的状况，产业层次低，企业规模小，地区布局分散。1988年财政体制改革后，浙江实行了“省管县”的财政体制。这种体制虽可调动各县的积极性，但也带来了一些问题，如加剧了生产力布局的分散局面，各县（市）产业结构雷同、低层次竞争，不利于生产要素集聚。加上全省城市化进程缓慢，小城镇数量过多、布局分散、规模偏小。如20万人口以上的大中城市，广东有31个，山东有27个，江苏有22个，浙江仅有8个^[5]。在这种情况下，必然造成浙江工业企业布局重复雷同、生产配套半径过大、生产成本过高，不利于质量的控制和要素的集聚。

（2）浙江以民营企业为主，经过一定的原始积累后已经有了内源性自主创新的动力。在适用技术方面一般不需要外资的介入。从作者调查的情况来看也是这样，部分企业虽然有外资部分，但外资进入的目的主要是为了税收上的优惠，国外资本对本地企业的技术改进方面几乎没起太大的作用。此外，浙江自主创新主要来源于工艺流程的创新，也就是改造西方先进技术适合于本土国情，而不是基础科学和基础技术的创新，这样所需要的资本可能就比较少。也就是说，这种创新不太需要借助于国外资本的援助，因为一方面本土资本足够，另一方面国外技术专家并不了解中国国情，在西方适用的技术未必最有效于浙江。在工艺流程的创新方面可能浙江的民营企业家更有相对优势。

（3）浙江省政府的政策导向对FDI的使用不利，但有利于长远的产业结构升级。浙江在20世纪90年代后半期出现外商投资规模的下降，1997年协议利用外资水平开始下降。这与地方政府的政策导向不能说没有直接联系。浙江在“九五”期末就提出要对引进外资实行产业政策，即不再欢迎外商对劳动密集型产业进行投资。加入WTO后，外商投资继续增加，但是对劳动密集型产业的外商投资可能不会有很大增长。但浙江经济发展大多依靠劳动密集型产业，如宁波的服装、绍兴的轻纺、永康的小五金、海宁的皮革、温州的皮鞋和打火机、诸暨大唐的袜业等，这些劳动密集型产业都是最初的产权被保护者，是地方政府为使自身利益最大化而保护的对象，它们的利益与地方政府的利益紧密地联系在一起。在很多地区，地方经济的发展主要依靠几个这样的企业。所以地方政府不但因与外资利益相关性不大而没有增加FDI的积极性，而且对外资进入劳动密集型产业进行限制，抬高进入壁垒，维持该产业的超额利润，从而继续实现自身利益。本文在之前提到过，浙江FDI来源地前几位的中国香港、日本、韩国等国家和地区都是出口主导型外资，它们在浙江投资最主要的动机就是利用浙江低廉的劳动力，浙江省政府对于引进外资实行的产业政策必然会在一定程度上对此类FDI进入浙江产生不良影响。但从长远来看，限制劳动密集型产业的外资进入，有利于外资进入重化工业及高新技术产业，有利于产业结构升级。

（4）从浙江引进外资的投资方式看，外商独资企业的比例不断在提高。按照实际利用FDI金额计算，2005年外商独资企业的比重已经达到67.84%^[6]。外商独资企业的技术和管理都充分内部化，主动权控制在本公司手中，对于核心技术的保护更是严格。为了以技术优势占有市场优势，必然要采用保持技术垄断和控制技术优势战略，加强技术保密，必然会想尽一切办法抑制我国企业技术创新能力的提升。所以浙江虽然引进了外资，但是外商独资企业产生外溢作用于自主创新的渠道几乎被堵死。此外，外资进入浙江的另一主要投资方式为合资企业，虽然从表面上看，外资以合资形式进入浙江，浙江企业获得先进技术会相对容易，但是，近几年外资对先进技术在浙江省的溢出渠道的控制越来越严格。凡是最新的高层次技术以及核心知识产权，其使用都具有内部化倾向，向合资方转让技术的比重越来越小，合资方的浙江省内企业只被允许参与到不涉及核心技术或工艺的项目中去。例如在电子信息等高新技术产业领域中浙江省本地企业被分配到的多为技术含量较低、附加值较少的加工组装环节，无论是杭州下沙以东芝为核心的笔记本电脑产业，还是嘉兴平湖以日本电产为核心的光机电产业，核心技术大多在外资企业体内循环，难以带动先进技术向本地产业和企业的转移。有的外资注重于控股经营，但并没有在控股后加强技术投入，而是利用控股权对中方实行技术封锁与保密。技术转让合同往往还包含一些连带的限制性条款，如规定获取技术的中方企业应向出让技术的跨国公司购买高价的设备、技术、中间产品、服务和其他投入；限制浙江省内企业将使用进口技术生产的产品出口；规定使用进口技术生产产品的数量和价格，这些对浙江省内企业的技术提升十分不利。

（5）FDI与浙江本土企业缺乏“联系”。前面在FDI对自主创新的渠道之一“联系效应”中提到，不管在前向联系还是后向联系中，外资企业和内资企业通过产品的采购与供给发生联系，并且有可能出于对产品的高要求，外资企业会和内资企业或者本地研究机构进行技术合作，共同建立技术联盟，形成紧密的技术合作关系。但进入浙江的FDI大多数是利用本省制造成本优势和市场销售优势，基本不从事实质性的研发活动，其创新性的技术源泉几乎完全来自于母公司，因而与本土企业的研发活动合作与交流较少。这一点从我们进行的浙江范围内企业的调查中也可以得出类似的结果，样本中的外资企业（不论是独资还是合资）只有很小一部分会和浙江省内其他企业或者科研机构进行人员交流及技术合作，在浙江省内设立研发机构更少。即使是设立研发部门的外资企业也是由外方独立设置并完全控制，并且企业的主要机器设备来源大部分为国外成套设备，主要技术来源也是外方母公司，与本地的企业、研究机构、大学的联系极其微弱。这些现象都表明外商投资企业虽然在浙江投资生产，但外资企业在技术上对浙江本地企业和科研机构保持相对封闭，并没有把相关的技术通过交流等方式传递给本地企业，并且他们试图减少传递的可能，千方百计地控制技术的扩散对浙江本地企业自主创新起促进作用。

（6）消化吸收先进技术能力不够。之前在示范与模仿效应对自主创新的机制中提到，外资企业的进入是会带来一些高技术含量的新产品，并在我国投资设厂生产新产品。或者我们可以购买、使用这些新产品，但是这并不代表我国本土企业就具有了开发、设计和生产这些产品的技术能力，不能把技术看成是以物质形式独立存在的东西。我国企业不可能仅仅因为外资企业在自己的土地上生产新产品就自动获得该种技术能力，这种能力的获得是需要企业具备相当的科研能力并通过自身研发的努力才能在组织内生的。对于浙江而言也是如此，外资企业的进入肯定是会带来先进技术，这点毋庸置疑。然而本地企业是需要通过消化、吸收再创新才能把外资企业的技术转化为符合自身情况并且自己具有主导权的技术。浙江企业在FDI与自主创新密切相关的消化吸收再创新的步骤上做得不够，很少能与跨国公司在整体上建立全面深入的合资合作关系，在技术开发领域处于从属地位，吸收消化先进技术和再创新的能力明显欠缺。浙江在引进技术时，引进1元钱的技术，用在吸收消化上的钱只有0.2元。与之形成鲜明对比的是，日本和韩国引进1元钱的技术，用于消化吸收再创新的资金是5到8元^[7]。他们引进一种技术就不需要引进第二次，因为引进之后，随着大量消化吸收资金的投入就有了自己研发出来的产品。而浙江本地企业引进技术之后并没有很好地消化吸收再创新，没能摆脱“引进—落后—再引进—还是落后”的不良循环，最终导致缺乏自主知识产权和核心技术。

【注释】

[1]参见吴晓波：《自主创新是浙江跨越发展的关键》，《科学时报》2006年5月8日。

[2]本次调研的浙江省台州市外资企业分析报告“利用外资改造台州传统产业”，已提交台州市政府。

[3]在下面的分析中，根据可能，部分有效的样本有时也作为总的分析样本使用，但会注明。在不注明的地方，样本数是指46个有效样本数。

[4]冼国明、严兵：《FDI对中国创新能力的溢出效应》，《世界经济》2005年第10期。

[5]来源于“中国保险网”，http://www.123bx.com/insurance/154/baoxian35644_1.html。

[6]数据根据《浙江统计年鉴2006》计算而得。

[7]来源于“价值中国网”，http://www.chinavalue.net/Article/Archive/2006/3/23/24337.html。