自主創(chuàng)新、FDI技術(shù)溢出與全要素生產(chǎn)率互動關(guān)系研究論文
摘要：
文章基于1978～2008年的時間序列數(shù)據(jù)，利用VAR模型研究了自主創(chuàng)新、外商直接投資與全要素生產(chǎn)率的互動關(guān)系，結(jié)果表明自主創(chuàng)新對我國全要素生產(chǎn)率的提高至關(guān)重要，隨著時間的推移，人力資本水平對自主創(chuàng)新能力的促進作用和外商直接投資技術(shù)溢出的吸收作用日趨明顯。
關(guān)鍵詞：自主創(chuàng)新;FDI技術(shù)溢出;全要素生產(chǎn)率;VAR模型
引言：
新增長理論認為技術(shù)進步是增長的最終源泉，技術(shù)進步主要有自主創(chuàng)新和技術(shù)擴散兩種方式。在日益開放的世界經(jīng)濟體系中，一國的技術(shù)進步程度不僅要受到國內(nèi)因素的影響，同時也受到國際因素的影響，這種影響在發(fā)展中國家和地區(qū)表現(xiàn)得尤為明顯。外商直接投資是技術(shù)擴散的一條重要的途徑。改革開放以來，我國實際利用的FDI總額直線上升，2008年實際利用FDI金額為924億美元，是1985年的47.24倍，1979～2008年間實際利用FDI總額已達8526.19億美元。中國經(jīng)濟與世界經(jīng)濟的聯(lián)系在不斷加強，因此研究國際技術(shù)溢出對我國生產(chǎn)率的影響有助于提高我國對國際技術(shù)溢出的吸收能力。
在研究中國的技術(shù)進步問題時，僅僅考慮知識溢出因素將會是片面的，中國的技術(shù)進步不僅僅取決于發(fā)達國家對中國的國際知識溢出，中國國內(nèi)的研發(fā)投入也會促進本國的技術(shù)進步。人力資本存量的持續(xù)增加也可能是促進中國技術(shù)進步的一個因素，而且人力資本存量的增加會提高中國吸收國際知識溢出的能力。因而在本文的實證研究中，必須同時考慮中國國內(nèi)研發(fā)資本存量與人力資本存量對中國技術(shù)進步的影響。
一、數(shù)據(jù)來源與研究方法。
1、全要素生產(chǎn)率的測算。
本文采用DEA—Malmquist指數(shù)法來計算全國生產(chǎn)率的變化。DEA—Malmquist指數(shù)是通過Shephard提出的投入產(chǎn)出距離函數(shù)來定義的，若考慮在投入確定的條件下，描述產(chǎn)出可擴展性的產(chǎn)出距離函數(shù)。假設(shè)向量X表示投入量，X=(X1,X2,…,XN);向量Y表示產(chǎn)出向量，Y=(Y1,Y2,…,YM);產(chǎn)出距離函數(shù)在多產(chǎn)出情形下最小值可能無法得到，較嚴格的定義需要使用“下確界”來代替最小值，即產(chǎn)出距離函數(shù)應(yīng)該表示為：D0(X,Y)=inf0{θ:(X,Y)|θ∈P(X)}式中：P(X)表示可行產(chǎn)出集，θ可作為產(chǎn)出效率的度量，θ=1時說明資源配置有效，θ<1則說明資源配置的非有效性。為導(dǎo)出Malmquist指數(shù)，首先考慮單投入單產(chǎn)出的基本情形，同時假定已有t和t+1兩個時期的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，用(Xt,Yt)和(Xt+1,Yt+1)分別表示時期t和時期t+1的投入產(chǎn)出量。以t時期技術(shù)Tt為參照的Malmquist數(shù)量指數(shù)定義為：Mt=Dt(Xt+1,Yt+1)Dt(Xt,Yt)類似的以t+1時期技術(shù)Tt+1為參照構(gòu)造的Malmquist指數(shù)為：Mt+1=Dt+1(Xt+1,Yt+1)Dt+1(Xt,Yt)則t時期到t+1時期生產(chǎn)率變化的Malmquist指數(shù)Mt,t+1為：Mt,t+1=aKrDt(Xt+1,Yt+1)Dt(Xt,Yt)×Dt+1(Xt+1,Yt+1)Dt+1(Xt,Yt)∈∈1/2其中Dt(Xt+1,Yt+1)代表以t時期技術(shù)為參照的t+1時期技術(shù)效率水平，Dt(Xt,Yt)代表以t時期技術(shù)為參照的當期的技術(shù)效率水平，Dt+1(Xt+1,Yt+1)代表以第t+1時期的技術(shù)為參照的當期技術(shù)效率水平Dt+1(Xt,Yt)，代表以第t+1時期技術(shù)為參照的第t期的技術(shù)效率水平。
我們可以用四個線性規(guī)劃問題計算出Malmquist指數(shù)中的四個組成部分的值，由此得出技術(shù)效率變化與技術(shù)進步變化。以產(chǎn)出為導(dǎo)向的CRS(規(guī)模報酬不變)模型分別為：[D0t(xt,yt)]-1=maxθ,λθ[D0t+1(xt+1,yt+1)]-1=maxθ,λθs.t.-θyi,t+Ytλ≥0 s.t.-θyi,t+1+Yt+1λ≥0xi,t-Xtλ≥0 xi,t+1-Xt+1λ≥0λ≥0λ≥0[D0t(xt+1,yt+1)]-1=maxθ,λθ[D0t+1(xt,yt)]-1=maxθ,λθs.t.-θyi,t+1+Ytλ≥0 s.t.-θyi,t+Yt+1λ≥0xi,t+1-Xtλ≥0 xi,t-Xt+1λ≥0λ≥0λ≥0其中X為投入向量，Y為產(chǎn)出向量，θ為一標量，它表示固定規(guī)模下第i個地區(qū)的技術(shù)效率，滿足0<θ<1。λ是常數(shù)向量，i=1,2,…,N表示有N個決策單元。
2、數(shù)據(jù)處理。
（1）人力資本對中國人力資本(HR)的研究文獻比較多，普遍被采用的是受教育年限法，將某一年齡及其以上人口按照學歷分類，然后用各種學歷相對應(yīng)的教育年限對各種學歷相對應(yīng)的人口數(shù)量進行加權(quán)求和，再將求和的結(jié)果除以這一年齡及其以上人口總量，所得到的比值就是某一年齡及其以上的全體人口的平均受教育年限，以此來度量一個國家的人力資本存量。該方法的測算公式如下所示：H=ni=1Σpihi/p上式中，H為某一年齡及其以上人口的平均受教育年限，i為受教育程度，pi為該年齡及其以上人口中第i層次受教育程度的人口數(shù)，hi為第i層次受教育程度的受教育年限，p為該年齡及其以上人口的總數(shù)。筆者用各個區(qū)域6歲及其以上人口的平均受教育年限來表示人力資本存量，各種不同受教育層次的受教育年限依然被設(shè)定為2年、6年、9年、12年和16年。
�。�2）資本存量。
資本存量(K)用永續(xù)盤存法計算。永續(xù)盤存法(Perpetu-al Inventory Method)的實質(zhì)是將不同時期的'資本流量通過折算，累加起來以形成每個時期的資本存量，可以用如下的公式來表示：Kt=(1-δ)Kt-1+It/Pt上式中，Kt和Kt-1分別表示本期和上一期的資本存量，δ是折舊率，It表示本期的資本形成數(shù)量，Pt則為本期的投資價格指數(shù)。數(shù)據(jù)來自張軍(2004)，并按其方法進行補充。
�。�3）其他數(shù)據(jù)。
產(chǎn)出(Y)用以1978年為基期的GDP平減指數(shù)調(diào)整得到，由于中國統(tǒng)計年鑒上沒有GDP平減指數(shù)的統(tǒng)計，本文采用司春林(2002)關(guān)于GDP平減指數(shù)的計算方法：GDP折算指數(shù)=第t年名義GDP第t年GDP指數(shù)/1978年名義GDP1978年GDP指數(shù)(100)FDI為1978～2008年我國實際使用外資額，R&D為1978~2008各年研究與實驗發(fā)展經(jīng)費支出。
二、實證分析。
1、數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗。
在進行時間序列分析之前首先要對各個變量進行單位根(ADF)檢驗，以檢查變量的平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果如表1所示。其中，檢驗類型中的C表示檢驗平穩(wěn)性時估計方程中的常數(shù)項，數(shù)值為0則表示不含常數(shù)項;T表示時間趨勢項，數(shù)值為0則表示不含時間趨勢項;P表示自回歸滯后的階數(shù)，數(shù)值為0則表示沒有滯后。檢驗結(jié)果顯示以上變量均為一階單整I(1)序列，所以可以對lnTFP、lnFDI、lnRD、lnHR四個變量建立VAR模型。
2、VAR模型的建立。
在建立VAR模型之前，首先要確認其滯后階數(shù)，滯后階數(shù)過大將導(dǎo)致自由度減少，影響參數(shù)估計的有效性;滯后階數(shù)太小將導(dǎo)致誤差的自相關(guān)，影響模型參數(shù)估計的一致性。
根據(jù)表2的結(jié)果顯示，根據(jù)LR、FPE、AIC、SC準則均顯示選擇2階滯后VAR模型。接著，我們對VAR(2)模型進行系統(tǒng)的平穩(wěn)性檢驗。研究表明如果被估計的VAR模型所有根的模的倒數(shù)小于1，即位于單位圓內(nèi)，則其是穩(wěn)定的。如果模型不穩(wěn)定，某些結(jié)果將不是有效的。系統(tǒng)的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果如圖1所示，可以看出VAR模型中不存在大于1的單位根，回歸殘差序列滿足正態(tài)性，不存在自相關(guān)和異方差，是一個平穩(wěn)系統(tǒng)。接著，我們基于VAR的Johansen協(xié)整檢驗方法，對四個變量進行協(xié)整檢驗。如果一組非平穩(wěn)時間序列存在一個穩(wěn)定的線性組合，這個線性組合就被稱為協(xié)整方程，表明變量之間存在一種長期的均衡關(guān)系。協(xié)整檢驗的結(jié)果表明，基于跡協(xié)整方程檢驗方法和最大特征根協(xié)整檢驗方法，四個變量通過了Johansen協(xié)整檢驗，可以對其進行回歸分析。
三個方程估計的結(jié)果，包括各個系數(shù)估計的t統(tǒng)計量、方程的調(diào)整擬合優(yōu)度和F統(tǒng)計量�？梢钥闯鋈齻�估計方程的調(diào)整擬合優(yōu)度都很高，可信度很高。從估計1來看，通過自主創(chuàng)新投入每增加1個百分點，可以拉動全要素生產(chǎn)率增長0.515個百分點;在估計2中我們加入了人力資本水平作為控制變量，可以看出人力資本水平每提1%，對全要素生產(chǎn)率的提升作用為0.266%，高于自主創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率增長的促進作用;在估計3中我們進一步加入了外商直接投入變量來考察自主創(chuàng)新、外商直接投資和人力資本對全要素生產(chǎn)率增長的促進作用，可以看出自主創(chuàng)新投入每增加1%對全要素生產(chǎn)率增長0.13%，而外商直接投入每增加1%對全要素生產(chǎn)率的提升僅為0.01%，遠低于自主創(chuàng)新投入對全要素生產(chǎn)率的促進作用。同時估計3的調(diào)整擬合優(yōu)度高于估計1，這就證明自主創(chuàng)新較之FDI渠道的國際知識溢出對我國全要素生產(chǎn)率的影響較大。可見自主創(chuàng)新是技術(shù)進步的最重要途徑。
3、脈沖響應(yīng)函數(shù)。
脈沖響應(yīng)函數(shù)是用來描述模型中的內(nèi)生變量對沖擊的反應(yīng)，即在擾動項上加一個標準差大小的新息沖擊對內(nèi)生變量當前值和未來值的影響。對VAR(2)模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，橫軸代表響應(yīng)函數(shù)的追蹤期數(shù)，縱軸代表被解釋變量對解釋變量的響應(yīng)程度。圖中實線為內(nèi)生變量對沖擊的相應(yīng)曲線，虛線為通過漸進分析公式計算得到的正負兩倍標準差的置信帶(沖擊響應(yīng)期為20期)。
對于一個自主創(chuàng)新投入的標準差新息，TFP對其的響應(yīng)在前4期內(nèi)迅速上升，之后沖擊力度趨于平穩(wěn)。這說明通過自主創(chuàng)新可以有效的促進全要素生產(chǎn)率的提高，并且在長期這種促進作用很穩(wěn)定。
TFP對外商直接投資的一個標準差新息的響應(yīng)在前5期處于波動的階段，期間正負響應(yīng)相互更替。5期之后，開始呈現(xiàn)穩(wěn)定的負向響應(yīng)，并且在15期左右趨于穩(wěn)定的收斂。這是由于外商直接投資主要投向于初級制造業(yè)等垂直階梯型技術(shù)進步模式的行業(yè)，在這種技術(shù)
進步模式下，知識溢出對技術(shù)進步的作用較小，因而在經(jīng)歷了21世紀初頭幾年的高速增長之后，全要素生產(chǎn)率出現(xiàn)了下滑的趨勢，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也遲遲未能出現(xiàn)較大的提升。這正是目前中國經(jīng)濟增長所面臨的最大難題。
接著，我們來考察TFP對人力資本水平的一個標準差新息的響應(yīng)情況和響應(yīng)路徑�？梢钥闯鯰FP對產(chǎn)權(quán)制度沖擊在第2期達到最大，這是因為人力資本水平一方面影響外商直接投資的知識溢出的吸收，另一方面人力資本水平可以促進自主創(chuàng)新效果的提高，但人力資本無論是通過與外商直接投資的知識溢出相結(jié)合提高全要素生產(chǎn)率還是與自主創(chuàng)新結(jié)合提高全要素生產(chǎn)率都有一定的滯后期。從長期看來，人力資本對全要素生產(chǎn)率的提高起著越來越重要的作用，人力資本水平不提高，就不能和外商直接投資的知識溢出和本國自主創(chuàng)新結(jié)合，這樣兩種提高全要素生產(chǎn)率的渠道都會受到抑制。
4、方差分解。
本節(jié)我們利用方差分解是分析對VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個隨機擾動的重要性。方差分解的結(jié)果如圖5所示，可以看出不考慮全要素生產(chǎn)率自身的貢獻率，隨著時間的推移，自主創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率的貢獻率最大達到24.28%，其次是人力資本水平，其對全要素生產(chǎn)率的貢獻率是逐漸增加的，在第20期達到13.9%，外商直接投資的貢獻率較小，僅為1.9%。可以看出方差分解的結(jié)果進一步驗證了前面脈沖響應(yīng)函數(shù)的結(jié)果，即在長期來看，人力資本水平將決定我國生產(chǎn)率的提高速度和水平。
三、結(jié)論及政策建議。
本文利用1978～2008年的時間序列數(shù)據(jù)，利用VAR模型對自主創(chuàng)新、外商直接投資與全要素生產(chǎn)率的互動關(guān)系進行了研究，結(jié)果表明自主創(chuàng)新對我國全要素生產(chǎn)率的提高至關(guān)重要，其對于全要素生產(chǎn)率的作用遠大于外商直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng)。利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解的方法，我們分析了自主創(chuàng)新、技術(shù)溢出和人力資本對全要素生產(chǎn)率的重要性，可以看出隨著時間的推移，人力資本水平對自主創(chuàng)新和技術(shù)溢出的影響作用日趨明顯。
根據(jù)本文的結(jié)論，本文有一些政策建議。首先，加大自主創(chuàng)新投入力度，自主創(chuàng)新水平的提高不但可以增強我國對FDI技術(shù)溢出的吸收能力，而且可以提高我國的技術(shù)水平，提高我國產(chǎn)品在國際市場上的核心競爭力，變中國制造為中國創(chuàng)造;其次，不斷增加人力資本存量，一方面加大對基礎(chǔ)研究的支持力度，另一方面應(yīng)大力發(fā)展職業(yè)教育，使得我國技術(shù)工人的技術(shù)水平有明顯的提高;最后，進一步加大引進外商直接投資的力度，促進其技術(shù)溢出程度，縮小我國與外資先進水平的技術(shù)差距水平。
【自主創(chuàng)新、FDI技術(shù)溢出與全要素生產(chǎn)率互動關(guān)系研究論文】相關(guān)文章：
企業(yè)強化技術(shù)創(chuàng)新研究論文10-23
高中語文培養(yǎng)學生自主創(chuàng)新的研究論文11-30
水利施工技術(shù)創(chuàng)新研究論文11-03
對技術(shù)資產(chǎn)審計與技術(shù)創(chuàng)新戰(zhàn)略管理研究論文12-13