孙琪
随着全球经济一体化步伐的加快，外商直接投资（FDI）特别是跨国公司的国际直接投资对中国经济发展的整体运行发挥着越来越大的作用，外资已经成为中国经济发展的重要助推器。中国在加入世贸组织后，引进外资的数量保持了稳定增长的势头。截至2006年底，中国累计实际使用外资金额超过7000亿美元，来华投资的国家和地区近200个，中国现有28万家外商投资企业，这些企业占中国工业增加值总额的28%，出口的一半以上，税收的1/5。
与此同时，近年来科学技术日新月异，自主创新能力大小成为科技竞争的核心和产业竞争的决定性因素。自主创新是一个国家经济社会不断取得进步的动力之一，世界各国都将其作为一项国家战略任务加以实施，我国也不例外。我国政府在2005年10月份公布的《中共中央关于制定“十一五”规划的建议》中和2006年全国科技大会上多次强调，把增强自主创新能力作为科学技术发展的战略基点和调整产业结构、转变增长方式的中心环节。这项重大决策表明自主创新已被提升到战略地位。为顺应国家发展要求，浙江省及各市都相继提出了“推进自主创新，建设创新型城市”口号，争取实现地区生产总值、人均生产总值、外贸进出口总额和财政总收入四个历史性突破，综合经济实力迈上新台阶。
宁波是浙江省建设创新型城市的主力军，宁波已经进入到利用外资大发展时期，可以更多地依靠创新推动经济发展的新阶段，但与苏州、上海、深圳地区相比还有差距。苏州大规模吸收外资，利用外资引进国外先进技术和管理理念，对自主创新能力起到了提升作用，总体上取得了很好的效果。但是宁波利用外资却没有很好地提升宁波企业和产业的自主创新能力：产业总体技术能力不高，引进技术消化再创新能力薄弱，产业发展的关键技术受制于人。宁波经济发展面临日益严峻的资源、环境、市场制约，迫切需要提高自主创新能力，推动经济增长从要素驱动向创新驱动改变。本章试图分析FDI与企业自主创新能力两者之间的关系，对宁波民营企业吸收外资对自主创新能力的影响进行实证分析，找出提升宁波民营企业自主创新能力的对策。
本章从现实中发现问题，在对宁波利用外资总体情况进行分析的基础上，研究宁波民营企业吸收利用外资对宁波自主创新能力的影响，对以基于提升宁波民营企业自主创新能力为目的的利用外资的问题进行探讨。通过对宁波典型产业和典型企业吸收FDI对其自主创新能力的现状、影响因素进行实证分析，提出对宁波民营企业利用外资促进自主创新能力提升对策建议。
本章借鉴国内外学者对FDI及自主创新能力的研究成果，结合宁波2000-2005年利用外资数据和各项指标进行整体利用外资水平分析，选择宁波的工业企业作为分析对象，通过将Feder模型进行简化来进行实证分析。与大多数学者采用的方法一样，本章将外资作为一个独立的生产要素纳入到内资企业的生产函数中，通过建立一个能测度外资影响的内资企业的生产函数来评价外商直接投资的溢出效应。在分析的基础上找出问题及问题所在的原因，对问题进行深层次的剖析。同时选取注塑机产业及典型服装、电子电器企业做案例分析，从中吸取经验和教训。最后，提出提升宁波民营企业自主创新能力的对策建议。
1.宁波市利用外资的状况分析及整体评价
1.1.宁波利用外资的产业结构特点
产业结构通常是指国民经济内部的各行业和部门之间的对比关系，如果从社会总产品的角度看，产业结构是指各产业生产能力的配置构成方式。2000年至2006年宁波市实际利用外资的产业结构，通过分析，可以看出宁波每年的协议和实际利用外资额不断上升，但是同期实际利用外资金额只占协议外资额的一半。从三次产业利用外资情况来看，第二产业一直占主导地位。
近5年来外商投资的第一产业项目数量极少，一直没有超过11个，近年来，还有所下降。而且，第一产业实际利用外资数也一直徘徊在150万-400万美元之间，在总的实际利用外资数里所占比例很小。项目主要集中在种植业及水产养殖业，科技含量不高，在农产品加工、开发农业新产品等特色农业领域尚有广阔空间待开发。第二产业一直是外商投资的主导产业，主要集中在制造业，但是高科技项目呈逐年上升趋势。近年来，发展临港型大工业项目，发展信息技术产业已经成为外商投资新热点。
1.2.从外商投资方式分析宁波市利用外资现状
随着宁波市投资环境的日益完善，政府职能部门办事不断规范，外商独资成为最主要的投资方式。
2000年独资经营的比重超过合资经营，占到52%，之后一直在投资方式中占据主导地位。以2004年为例，外商独资项目有670个，合同外资35.1723亿美元，实际利用外资14.7328亿美元。分别占到宁波市的61.9%、85.03%、70.04%。外商独资的增长反映了中国对外资流入限制的减弱及外商看好中国潜在的巨大市场及廉价劳动力的情况，而宁波作为长三角经济圈的重要港口城市和加工贸易基地，必然会受到这种潮流的影响。而合资经营作为利用外资的另一种方式，在宁波市外资中所占比例较低，波动较小，基本维持现状。
2.宁波企业自主创新能力与FDI溢出效应的实证分析
我们选择宁波的工业企业作为分析对象，一方面是因为工业部门开放时间长，范围广，程度深，而且根据宁波市历年外商直接投资的产业分布情况，尽管近年来在第三产业方面的比重有一定增长，但重点仍在工业，因此，选择工业类来考察宁波外商直接投资技术溢出效应的总体状况有较高的可信度；另一方面是考虑到数据的可获得性，连续性和完整性。
2.1.研究思路
FDI溢出效应的研究主要涉及两个层面的问题。首先，对特定地区的特定时期而言，FDI技术溢出效应是否存在？这是最首要和最基本的问题。其次，如果存在这样的技术溢出效应，则考察有哪些因素对溢出效应产生了影响。重点考察宁波企业是否存在FDI的技术溢出，并且判断其FDI技术溢出效应的大小，从而为影响其FDI技术溢出效应出现差异的主要因素分析奠定基础。
国际上对与工业部门FDI技术溢出效应分析的基本衡量方法是：将东道国本地企业的生产函数与其所在行业中外资企业的参与程度联系起来建立基本模型。具体有两种处理方法：一种以劳动生产率或全要素生产率为被解释变量，将外资企业的劳动生产率和外资企业在行业中所占的比重作为解释变量来测度溢出效应；另一种是以工业总产值或增加值等传统指标为被解释变量，将FDI与国内资本分离开来，作为独立的生产投入要素纳入到内资企业的生产函数中去，FDI项的系数所度量的就是溢出效应。但是两种方法所测度的溢出效应的经济含义和反映的实际意义及侧重点有所不同，因此在实证检验中将分别用两种方法对宁波工业部门的FDI溢出效应进行检验和比较分析。
同时，由于单方程回归模型仅仅考虑了外资企业对内资企业的影响，而没有考虑两者的互动。但现实中外资的溢出效应更可能是一种内外资企业相互作用的结果，因此，为了更好地体现内外资企业之间相互竞争的影响，还将引入联立方程模型进行研究。
纵观近几年来国内关于测度FDI技术溢出的经济模型，多是在国家层面上分省数据的研究。但由于我国各个区域FDI投资显着不平衡，巨大的地区差异会对技术溢出的效果产生很大影响。鉴于这种情况，本章力图将技术溢出效应的实证研究缩小到市的层面上，选取FDI较为密集的宁波市为研究对象；同时将研究细分到宁波市不同行业，以各个行业数据为基础，分析FDI技术溢出对于经济增长的影响会呈现出怎样的特征。
鉴于宁波外商直接投资企业分行业的工业经济指标的数据获得问题，所采用的数据是根据2002-2006年宁波统计局的工业统计报告的相关数据整理得来的。工业数据全部采自规模以上工业企业，其中三资企业的数据则包括了规模以上外商和港澳台商投资工业企业。考虑到对规模以上工业企业尤其是外资企业分行业的经济指标统计只采用了部分两级代码的工业行业共30个（剔除了烟草加工业），其中“燃气生产和供应业”外资数量过少，因此本章将剔除掉该行业，采用规模以上工业企业29个行业的分行业数据进行实证检验。
2.2.生产函数模型
2.2.1.两部门模型的设立（模型的选取）
研究两部门经济中一个部门对另一个部门的作用，最为常用的便是Feder（1983）所发展的模型。他把整个经济分为两个部门，其中一个是出口部门，一个是非出口部门。对每一个部门建立一个生产函数，在非出口部门的生产函数中包含出口部门的产出，依次来表示出口部门对非出口部门的作用。之后，很多学者利用这种方法分析两部门经济中一个部门对另一个部门的作用。比如说，Ram（1986）把经济分为政府部门和非政府部门，研究了政府部门的规模对经济增长的影响。Biswas&；Ram（1986）把经济分为军事部门和非军事部门，研究了军事支出对经济增长的影响。Odedokun（1996）把经济分为金融部门和非金融部门两个部分，研究了金融部门对经济增长的影响。在国内，何洁和许罗丹（1999）引入了Feder模型分析了中国工业部门引进FDI的溢出效应。他们把整个工业经济分为外资部门（F）和内资部门（H）两部分，每个部门的生产过程用一个生产函数表示，其中，外资部门对内资部门有外溢作用。
针对何洁和许罗丹（1999）的研究中出现的问题，本章将他们的Feder模型进行简化。与大多数学者采用的方法一样，本章将外资作为一个独立的生产要素纳入到内资企业的生产函数中，通过建立一个能测度外资影响的内资企业的生产函数来评价外商直接投资的溢出效应。因为本章要考察的是中国外资部门资本积累对内资部门产出的溢出效应，所以本章只对式（4‐2）进行微分，这里重新进行推导。
α、β分别表示内资企业资本与劳动的边际产出弹性，γ表示外资企业的资本积累对内资企业的边际产出弹性。在此模型中，由于我们一般认为技术会更多地附着于资本之上，通过资本的运作才能发挥出来，并且目前中国的实际情况是，外商投资企业并没有在中国生产世界水平的产品，与生产相关的技术是较为成熟的技术，应是可附着于资本品上的，这就使外资成为外来技术的载体，另外外资所携带技术产生的溢出效应总是通过影响当地经济增长程度来表现的，因此模型中的γ可以代表外商直接投资的技术溢出效果，成为我们研究的主要对象。γ的正负与大小反映了外商投资企业溢出效应的方向和力度。如果γ＞0，而且从统计上看是显着的，则说明FDI对内资部门产出有积极的技术溢出作用；如果γ＜0，而且从统计上看是显着的，则说明FDI没有发挥新增长理论所预言的溢出效应，相反，还抑制了内资部门的产出的增加。
在进行参数估计时，以（4‐10）式为基础，我们具体采用了对数模型（4‐11）进行回归，其中，ε是残差项，我们假设它满足所有的经典假定。之所以选择对数形式，原因之一在于方程两边同时取对数以后，解释变量前的系数所表示的就是弹性的概念。此外由于计量采用的是跨行业的数据，因此取对数也在一定程度上减小了回归结果中出现异方差问题的可能性。因此，式（4‐11）就是本章实证分析所要使用的回归方程。
lnYd=c+αlnLd+βlnKd+γlnKf+ε（4‐11）
2.2.2.数据的选取及变量解释
本章的实证中采用了29个二级代码工业行业2001-2005年共145个数据进行回归分析。在回归方法上，目前国内的研究文献大多采用简单的时间序列或某一特定时点的截面数据，并运用普通最小二乘法进行回归运算，估计各变量的系数。这样的运算存在一定的局限性。采用时间序列数据进行分析时，由于有效的数据大多只能从1978年改革开放以后来选取，而且对于工业企业各项经济指标的统计在1998年前后统计口径有很大的差别，无法满足计量分析中对于数据的统一性的要求，如果只选择1998年以后的数据则可选取的样本区间太短。如果采用截面数据，虽然可以在一定程度上弥补时间序列数据所不能反映的行业间差别性的缺陷，但其只能静态的反映某一个时点的行业情况，而不能全面的动态的从一个时段上描述行业的变化态势。为了避免这两种情况的缺陷，在计量分析中，本章采用了面板数据（paneldata）的分析方法。在用Panel Data进行分析的时候，考虑到各个行业的资本劳动力投入存在差异，所以不需要对样本数据进行F检验，而是直接使用变截距模型。
