在华FDI的知识溢出效应——基于专利授权数量的实证分析（上）

　　内容提要：FDI究竟对东道国是否产生知识溢出效应?如果产生，这种溢出又有多大呢?本文利用1996-2004年全国、东部地区、中部地区及西部地区的面板数据，以国内专利授权量作为衡量知识溢出程度的囚变量，将FDI作为自变量，通过构建模型，进行了回归检验。研究结果发现，国内专利授权量与外商直接投资之间的相关性并不显著，即目前FDI对我国的知识溢出效应并不明显。因此，有待于采取进一步措施，提升FDI的知识溢出效应，提高外资利用的效率，使其真正为我国经济发展发挥应有作用。

 

　　关键词：FDI，知识溢出，专利授权量，技术锁定

 

　　一、文献回顾

 

　　从二十世纪七八十年代开始，对FDI技术溢出效应的研究逐渐兴盛，发展至今已成为FDI研究领域中的一个重要分支。学者们针对不同国家进行的实证研究表明，在不同国家，FDI产生的溢出效应有着很大的区别，在一些国家甚至产生了负面溢出效应。

 

　　Caves(1974)较早地对外国直接投资的溢出效应进行了计量研究，他将外资作为一个独立的生产要素纳入到当地企业的生产函数中，通过对澳大利亚1969年产业层面数据的计量分析，发现外资确实对澳大利亚相关产业的劳动生产率有着正面积极的影响。Lee Branstetter(2006)利用原始的日本公司FDI和创新活动的板块数据，证实了FDI促进了日本公司对美国当地的知识溢出及其从美国当地获得的知识溢出。此外，另有一些学者通过国别研究得出了不同的结论。Mona Haddad和Ann Harrison(1993)利用公司层面的数据检验了摩洛哥制造业部门的技术溢出，发现80年代后期外资的进入并没有加速东道国企业生产效率的提高，进一步研究还发现摩洛哥国内企业与跨国公司之间较大的技术差距阻碍了跨国公司溢出效应的产生。Aitken B.和Harrison(1999)对委内瑞拉的研究发现，外资进入与企业生产效率正相关只是在小企业情况下显著，外商投资对本土企业有负效应，这两个方面综合起来的净效应就很小了。

 

　　近年来国内学者也对外商直接投资对我国的技术溢出作了各自不同的研究。秦晓钟、胡志宝(1998)以1995年工业类行业为例，考察了FDI的总体技术溢出状况，发现外商对华投资存在明显的技术外溢。沈坤荣(1999)利用1996年29个省市自治区的外商直接投资总量与各省的全要素生产率作横截面的相关分析，得出FDI占GDP的比重每增加一个单位，全要素生产率就可以提高0.37个单位的结论。姚洋等(2001)同样利用1995年全国第三次工业普查数据对FDI的外溢效应进行了研究，最后结论认为国外三资企业的效率要比国有企业高，但港澳台三资企业的效率却不显著高于国有企业。但另有研究认为，FDI对我国的技术溢出效应并不明显。艾芬(2001)以上海浦东新区外资为例，以关键性中间产品的国产化深浅程度衡量技术扩散，研究发现，利用FDI引进的技术并未实现有效扩散。蒋殿春和夏良科(2005)运用板块数据模型分析了FDI对我国高技术行业企业技术创新能力的影响及作用途径，研究发现，FDI的竞争效应不利于国内企业创新能力的成长，但会通过示范效应和科技人员的流动等促进国内企业的研发活动。

 

　　自从Griliches开创性的工作开始，专利活动指标一直是测度国家技术能力的主要指标。作为科学技术的一个测度，专利被很多经济学家认为不但是发明活动的指标，而且是在产业和国家层面上技术进步和变革的指标。同时，专利数量(专利申请数量以及授权数量)被认为是代表国家或者企业技术能力的基本指标，成为国家间技术能力比较的重要指标。笔者认为，专利申请数量与最终专利授权数量有很大差距，从FDI的技术溢出效应来看，专利授权数量应该更能说明问题。因此，本文将通过对国内专利授权数量与外商直接投资间关系的分析，对FDI的技术溢出效应加以进一步研究，希望为今后的政策制订提供一些有益参考。

 

　　二、FDI与国内专利授权

 

　　1.我国利用外商直接投资与专利授权概况

 

　　(1)实际利用FDI概况

 

　　在我国改革开放初期，FDI流人较缓慢。1990年的实际利用外商直接投资额只有34.87亿美元，到1995年迅速增加到375.21亿美元，年均增长率高达195%。1997年以后，外商直接投资出现负增长，这主要归因于东南亚金融危机爆发对整个东亚乃至世界经济的冲击使海外投资者为规避风险而减少对外直接投资。近几年来，外商直接投资呈稳定增长趋势(见图1)，2004年实际利用FDI数量为600多亿美元，实际利用FDI累计达5621.05亿美元，目前我国已连续多年成为吸收外商直接投资最多的发展中国家。

 

 

　　在吸引外资稳步发展的同时，我国外商直接投资流人的地区分布却很不均衡。如图1中所示，1996—2004年东部地区的FDI流人量都占到外商直接投资总额的85%以上，近几年来这一比例存在轻微下降的趋势。中西部地区只占到很小的比例，其中西部地区FDI流人非常少。这受到诸如地区人均GDP、土地成本、聚集效应、交通状况和教育水平等很多因素的影响，国内外学者对此有专门研究，这里就不再赘述。

 

　　(2)我国的专利保护与授权

 

　　自1985年首部专利法在我国实施以来，经历了20年的发展，我国在专利保护方面取得很大进步。迄今为止，我国已经加入了所有的国际专利协议，而且我国知识产权保护的法律也符合WTO的TRIPS协议的要求。中国的专利法将专利分为三种类型：新发明、实用新型和外观设计。发明专利被视为主要创新类型，其申请要求比较高，该项专利的申请需要同时满足新颖性、创造性和实用性；而实用新型、外观设计的申请比较容易，专利局只需要检查文件的完整性，以及确保此前没有相同的申请提出，申请通过的时间大概是6个月或更短。本文主要考察我国国内专利申请的授权情况。

 

　　从表1可以看出，从1996年开始，每年来自国内的专利申请的授权量大大地增加，1996—2004年全国的专利申请授权量年均增长率达到28.2%。其中三种类型的专利授权以实用新型为主体，1996年占到67.1%，到2004年有较大幅度的下降，但仍保持主体地位。而最能体现创新能力的新发明，虽然所占比重从1996年的3.7%上升到2004年的11.7%，但依然是最小的。考虑到我国的实际情况，新发明专利授权量较小可能有以下原因：首先，新发明的产生需要大量的研发投资、技术支持以及高素质的研发人员，这需要从事新发明活动的主体有雄厚的资本实力支撑。我国的市场经济参与主体主要还是中小企业，它们虽然正处于不断发展壮大中，但是单个企业的经济实力仍不够雄厚，研发投入的资金也相应地较少。其次，专利法对三种不同类型的专利授权有不同水平层次的要求。其中，对新发明专利的申请和授权要求比较高，而且通过审核的时间也比较长，这对于处在激烈竞争环境中的绝大多数中小企业而言，是很大的考验。为了在竞争中求得生存，他们会更现实地致力于更容易获得许可的外观设计和实用新型的创新活动，以求新产品能够更迅速地进入和占领市场，获取利润。

 

 

　　与FDI的利用相类似，我国的专利申请授权也存在地区分布不均衡的特点，中西部地区与东部沿海地区有较大的差距。图2所示的数据分布情况，大致可以反映这一问题。1996年东部地区专利授权量占全国的比重约2/3，到2004年这一比重上升到约3/4，从中可以看出，专利授权的地区分布不均衡情况并没有随时间推移而有所改观，中西部地区和东部地区的技术创新能力的差距似乎在进一步扩大。

 

 

　　2.专利授权量与FDI相关性检验

 

　　(1)模型的建立

 

　　通过前面的分析，我们将图2与图1相比较发现：在图1中，由于东南亚金融危机的爆发，海外投资者为规避风险而减少对外直接投资，1998年、1999年我国实际利用外商直接投资出现负增长。但从总体上看，专利授权数量及地区分布与实际利用FDI数量及地区分布的变化呈现一致性趋势，即在实际利用FDI数量较多的地区，专利授权数量也相应地较多。由此，笔者设想地区的专利授权数量与实际利用的FDI数量可能存在一定程度的相关性，从专利授权角度分析，FDI存在一定的技术溢出效应。此外，专利授权数量作为技术溢出的一种表征，它还与某一地区的(或国家的)研发资金投入、从事研发活动的人员数量、地区自身的经济发展水平等因素存在密切联系。为了可以较为科学地分析FDI的技术溢出效应，我们采用以下模型验证FDI与专利授权量之间的相关关系。

 

 

　　其中，i代表不同地区，t代表时间，P_it表示i地区t年的专利申请授权量，FDI_it-1表示i地区t-1年的实际利用外商直接投资量，RDP_it表示i地区t年从事科技活动的人员数量，RDE_it表示i地区t年研发活动经费支出，PGDP_it表示i地区t年的人均国内生产总值，ξ_it代表误差项。为了消除异方差的影响，采用对数形式进行模型回归，即利用下面的回归方程：

 

 

　　对方程(2)进一步研究发现，研发人员投入数量RDP；,与研发经费投入量RDE。有较高相关性，对数据进行初步分析，发现从事科技活动人员数量与专利授权量的相关性较弱，故而将其去掉，最终确立如下回归模型；

 

 

　　(2)实证检验与回归分析

 

　　本文采用1996—2004年全国及东、中、部地区层面的数据(所有数据均来源于《中国统计年鉴》和《中国科技统计年鉴》)，利用Eviews3.1，使用普通最小二乘法(OLS)进行面板数据回归，得到了表2的回归结果。

 

 

　　我们先对回归结果进行总体分析，可以看出调整后的拟合优度R²除了在个别回归项中(中部的总授权数量、西部的实用新型授权数量)较小外，在其他项回归结果中还比较理想。考虑到我们在此采用的数据量的限制，模型拟合优度比较好。

 

　　进一步研究发现，LFDI(-1)回归参数β₁的回归结果总体上看来不是很显著(t-统计量都比较小)。但比较而言，在全国层面上回归结果比各个地区回归结果要显著一些。如表2中的回归结果所示，在全国层面上，专利总授权数量和实用新型授权数量对LFDI(-1)的回归结果分别通过了10%的显著性检验，这表明外商直接投资的增减变动对专利授权的数量产生了一定程度的影响。而在东部、中部和西部各个地区层面上，参数β₁的回归结果就没有那么显著了。其中在东部地区，外商直接投资对外观设计类型的专利授权数量的影响作用显著一些，通过了10%的显著性检验。而最能体现自主创新能力的新发明的专利授权量在各个地区层面上，受到外商直接投资的影响作用都不是很显著，这表明外商直接投资的知识溢出效应尚未能充分有效地发挥。

 

　　再进一步分析LRDE回归参数β₂的回归结果，可以看出，全国层面上的专利总授权数量和外观设计授权数量对研发活动经费支出(RDE)的回归结果分别通过10%和5%的显著性检验，表明研发经费支出也对专利授权数量有较为显著的影响。而在各个地区层面上的回归结果不显著，可能是因为前文所提到的地区人均收入水平、土地成本、聚集效应及教育水平等其他多种因素的影响。

 

　　最后来看LPGDP的回归参数β₃的回归结果。从整体上看，这些回归结果的数值正负不一且都不显著。这表明人均收入水平对专利授权数量并不具有必然的影响，即某地区的人均收入水平高，并不代表该地区的专利授权数量也必然较大，两者之间不具有必然的因果联系。

 

　　上述一系列回归结果表明，外商直接投资对我国本土的知识创新活动的溢出效应很小，甚至是不显著的。我们引进外资，以“市场换技术”尚未达到预期目标，FDI的知识溢出效应有待于进一步的发挥。