FDI知识溢出_自主R_D投入与_省略_产业分行业动态面板数据模型的检验_沙文兵

FDI知识溢出、自主R&D投入与内资

高技术企业创新能力

󰀁󰀁󰀁基于中国高技术产业分行业动态面板数据模型的检验

沙文兵󰀁李桂香

󰀁󰀁内容提要󰀁基于知识生产函数,利用1995~2008年中国高技术产业17个细分行业的面板数据,本文研究了FDI知识溢出和自主R&D投入对内资企业创新能力的影响。研究表明,内资企业自主R&D投入是形成其创新能力的最主要因素;外资企业R&D活动对内资企业产生了一定的知识溢出效应,在一定程度上推动了内资企业创新能力的提高;FDI知识溢出效应主要发生在中等外资开放程度的行业中,对外资开放程度较低的行业和对外资开放程度过高的行业,由于内外资企业之间经济联系较少或技术差距悬殊,并没有产生显著的FDI知识溢出效应。

关键词󰀁知识溢出󰀁自主R&D投入󰀁创新能力󰀁系统广义矩估计

作者单位󰀁安徽财经大学国际经济贸易学院

中图分类号:F832.6󰀁󰀁文献标识码:A󰀁文章编号:1007󰀁69[2011]05󰀁110111󰀁0015

󰀁󰀁高技术产业的发展水平是一国国际竞争力和国际

分工地位的重要标志,自20世纪80年代中期󰀁863󰀁计划启动以来,高技术产业在中国也获得了迅猛发展,总体规模已跃居世界第三位(仅次于美国和日本)󰀁,不过目前仍存在核心技术缺乏、产品出口以低附加值的贴牌生产方式为主等诸多问题。这些问题的产生,归根到底是由于内资高技术企业创新能力不强而造成的。因此,大力推动内资高技术企业走自主创新之路,将是未来中国高技术产业实现突破性发展的关键。

改革开放以来,FDI在中国经济社会的许多领域中都扮演了重要角色,高技术产业自然也不例外,外资企业在中国高技术产业中的比重逐年上升。据科技部统计,2008年中国共有高技术企业25817家,其中三资企业9296家,占全部高技术企业总数的36%。从主要经济指标来看,三资企业总产值比重已达70.3%,从业人员比重为60.2%,利税份额占54.6%,出口交货值份额更是高达.9%。可见,三资企业已经在中国高技术产业中占据主导地位。那么,FDI对中国高技术产业有没有产生显著的知识溢出效应,其对内资企业创新能力的提升有无显著影响呢?

近年来,已经有不少学者对上述问题作了卓有成效的研究。蒋殿春和夏良科(2005)研究了外商直接投资对中国高技术产业技术创新能力的影响及其作用途径,结论是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

󰀁参见王昌林:󰀁提升我国高技术产业核心竞争力的思路与建议󰀁,载󰀁宏观经济研究󰀁,2008年第4期。

一、文献回顾

国外学者的相关研究表明,除自主R&D投入之外,

利用FDI获取国际知识溢出也是形成创新能力的重要途径之一(Kinoshita,2000)。具体而言,FDI可能通过示范效应(Findlay,1978)、竞争效应(Kokko,1994)、联系效应(Wang和Blomstr󰀁m,1992)和人力资本流动效应(Pack和Sagg,i1997)等途径,对东道国产生正向知识溢出效应。

󰀁世界经济研究󰀁2011年第1期󰀁51󰀁

FDI知识溢出、自主R&D投入与内资高技术企业创新能力

业的研发活动。蒋殿春和张宇(2006)利用高技术产业面板数据,检验了市场结构和技术差距等行业特征对

FDI技术溢出效应的影响。张倩肖和冯根福(2007)基于Pakes和Griliches的专利生产函数,研究了三种R&D溢出与中国本地企业技术创新的关系,认为外商投资企业R&D溢出是促进本地企业技术创新的主要外部力量。魏守华等(2010)基于新增长理论的内生创新努力,比较了本土技术溢出与国际技术溢出对中国高技术产业技术创新的影响。邓路(2010)研究了FDI对高技术产业不同行业内资企业自主技术创新的异质性溢出效应,并认为行业特征差异是造成异质性溢出效应的主要原因。

总体而言,国内学者关于FDI知识溢出对中国高技术产业技术创新影响的研究已经取得了较为丰富的成果。然而,受数据方面的,绝大多数文献所选取样本的时间跨度都不足10年,只能揭示出某一特定时期内FDI溢出效应的静态规律,难以发现其一般动态规律。鉴于此,本文将在充分借鉴国内外相关文献研究成果的基础上,结合数据可获得性,选取1995~2008年中国高技术产业17个细分行业的面板数据󰀁,采用基于动态面板数据的系统广义矩估计方法,就FDI知识溢出与本土R&D投入对内资高技术企业创新能力的影响进行实证分析。

Jaffe(19)则认为,新的有经济价值的知识(neweconomicknowledge)是企业追求的重要目标,它是R&D经费投入和人力资源投入的结果。于是,将Griliches知识生产函数修正为:

Qi=AKiLi󰀁i

󰀁󰀁

(2)

其中,Q表示创新产出(新知识),K和L分别表示

R&D经费和人力资源的投入,󰀁为随机误差项,A为常数,󰀁和󰀁分别为K和L的产出弹性系数。

(2)式即为Griliches󰀁Jaffe知识生产函数,它将创新产出视为R&D投入(包括R&D经费和人力资源投入)的函数。然而,在开放经济条件下,他国的R&D行为也会通过各种传递渠道直接或间接地影响本国的创新产出。根据Keller(2004)的研究,知识国际溢出的渠道包括FDI、国际贸易、人口迁移以及信息交流等。其中,又以FDI和国际贸易为主。

基于上述分析,本文构建如下柯布-道格拉斯形式的知识生产函数,用于分析FDI知识溢出和自主R&D投入对内资高技术企业创新能力的影响:

Y=A󰀁RDLRF(3)

其中,Y为内资企业创新产出,RD为内资企业R&D资本存量,L表示内资企业R&D人员投入,RF表示外资企业R&D资本存量,用以衡量FDI引致的国际知识溢出对内资企业创新产出的影响,A为常数项。

对(3)式两边取自然对数,并用小写字母表示相应变量的自然对数形式,于是有:

y=a+󰀁1rd+󰀁2l+󰀁3rf

(4)

󰀁1

󰀁2

󰀁3

二、模型与方法

1.模型设计

自Griliches(1979)最早提出󰀁知识生产函数󰀁的概念以来,知识生产函数已成为知识生产与技术创新研究的重要理论工具,被国内外学者广泛应用于创新、研发以及知识(技术)溢出等方面的研究(Bode,2004;Abdih和Joutz,2005;吴玉鸣,2006;郭国锋等,2007等)。就其本质而言,知识生产与产品生产是基本相同的投入产出过程,因而可以借助产品生产函数的形式来表述知识生产函数。知识生产函数将创新产出与创新投入相联系,认为R&D经费与人力资源投入是知识生产(创新)过程中的主要投入,通过这种投入可以生产出新的知识。

Griliches(1979)将创新过程的产出看作R&D资本投入的函数,并用柯布-道格拉斯生产函数形式将知识生产函数表述为:

󰀁

R&Doutput=󰀁(R&Dinput)

资本投入变化1%将导致创新产出变化的百分比。

(1)

同时,由于创新是一个动态过程,它不仅取决于当前的创新投入要素,还与过去的创新产出有关。具体而言,创新能力强(表现为有更多创新产出)的企业由于具有较强的市场竞争力而能够实现更多的利润,从而拥有更多的可用于创新活动的投入资源,这将有利于其在未来形成更多的创新产出。考虑到创新能力的延续性和动态效应,为考察FDI知识溢出与自主R&D投入对内资高技术企业创新能力的影响,本文构建如下动态面板数据模型:

yit=󰀁+󰀁dit+󰀁fit+ui+󰀁it(5)0yit-1+󰀁1r2lit+󰀁3r

其中,i代表截面单元,t代表各个年度,󰀁为常数项,ui为反映个体效应的虚拟变量,󰀁it为随机干扰项。

󰀁这17个行业分别为化学药品制造、中成药制造、生物和生化制品制造、通信终端设备制造、电子真空器件制造、半导体分立器件制造、集成电路制造、电子元件制造、家用视听设备制造、其他电子设备制造、电子计算机整机制造、电子计算机外部设备制造、办公设备制造、通信传输设备制造、通信交换设备制造、医疗设备及器械制造、仪器仪表制造。没有被选择的行业均为外资不能或极少进入的行业。

其中,󰀁为常数,󰀁为弹性系数,即创新过程中R&D

󰀁󰀁󰀁52󰀁󰀁

󰀁世界经济研究󰀁2011年第1期

FDI知识溢出、自主R&D投入与内资高技术企业创新能力

我们重点关注由内资企业R&D资本存量(rd)和R&D人员投入(l)表征的自主R&D努力,与由外资企业

R&D资本存量(rf)表征的FDI知识溢出对内资高技术企业创新能力的不同影响。

2.估计方法

对于(5)式,内生性问题将导致基于传统静态面板数据模型的估计方法(如混合OLS方法、固定效应方法等)所得到的统计量是非一致的。为此,Arellano和Bond(1991)提出了一阶差分广义矩估计方法(first󰀁differencedGMM,简称DIF󰀁GMM)。为了克服内生性问题,他们首先通过一阶差分去除个体效应,进而采用水平变量的滞后项作为差分方程中内生变量的工具变量。然而,Blundell和Bond(1998)认为,在一阶差分方程中,水平变量的滞后项往往都是弱工具变量,这使得DIF󰀁GMM估计量可能存在严重的有限样本偏误。为克服这一问题,他们提出系统广义矩估计方法(systemGMM,简称SYS󰀁GMM)。与一阶差分广义矩估计量相比,系统广义矩估计量同时利用了差分方程和水平方程以及更多的矩条件。由于更加充分地利用了样本信息,系统广义矩估计量的有限样本偏误明显降低(Bond和Windmeier,2002)。鉴于此,我们将采用SYS󰀁GMM方法估计上述动态面板数据模型,以克服个体异质性和内生性问题。不过,GMM估计量是否具有一致性取决于该方法的两个假设条件能否得到满足:其一是水平方程(5)中的干扰项󰀁it不存在序列相关,如果差分后干扰项只存在一阶序列相关而不存在二阶序列相关,即可认为满足这一假设;其二是所使用的工具变量是合理的,即工具变量与误差项不相关。因此,在随后的实证分析中,我们将进行两个检验。首先,采用Arellano󰀁Bond自相关检验方法,对差分方程的干扰项进行二阶序列相关检验,该检验的统计量AR(2)在󰀁不存在二阶序列相关󰀁的原假设下渐进服从标准正态分布。然后,采用Sargan过度识别约束检验,对所使用的工具变量的合理性进行检验,在󰀁工具变量与误差项不相关󰀁的原假设下,Sar󰀁gan统计量渐进服从卡方分布。

守华等,2009、2010),二是专利授权数量(Grootetal.,2001;张倩肖、冯根福,2007)。这两个指标又都存在一定的局限性。新产品销售收入较为客观地体现了创新活动的市场价值,能够反映从创新到产业化的全过程。然而,由于缺乏严格而统一的新产品划分标准,许多新产品事实上并不能反映技术含量的高低。专利授权数量作为技术发明唯一可以观察的测度,能够直观地反映一个地区或行业的技术创新水平。然而,有些专利缺乏商业化价值,这将导致高估创新产出的真实价值;一些企业出于保密需要而不申请专利,这又将低估创新产出的真实价值(魏守华等,2009)。经过反复比较,并结合数据可获得性,本文选择新产品销售收入作为创新产出的衡量指标。计算步骤为:首先,用全部企业新产品销售收入减去三资企业新产品销售收入,得到各行业内资企业新产品销售收入的名义值;然后,采用工业品出厂价格指数对名义值进行平减,得到各行业内资企业新产品销售收入的真实值;最后取其自然对数。

2.解释变量

(1)内资企业R&D资本存量(rd)

R&D资本存量指的是某一时点所拥有的知识存量,它由过去的R&D支出形成(王玲和Szirma,i2008)。作为最重要的创新投入要素之一,R&D资本存量对创新产出具有决定性影响。由于没有公开发布的中国高技术产业R&D资本存量数据,本文借鉴Griliches(2000)、王玲和Szirmai(2008)等文献,采用永续盘存法对内资企业R&D资本存量进行估算。公式如下:

Ri0=Ei0/(gi+󰀁i)Rit=Eit+(1-󰀁i)Rit-1

(6)

(7)

其中,Ei0和Rio分别表示i行业基年R&D支出和R&D资本存量󰀁,Eit和Rit分别表示i行业第t年的R&D支出和R&D资本存量,gi为Eit的增长率,󰀁i为i行业R&D资本存量的折旧率。具体估算步骤如下:

首先,采用i行业全部企业R&D经费内部支出减去三资企业R&D经费内部支出,得到i行业内资企业名义R&D支出。

其次,通过构建R&D平减指数,将各年度内资企业名义R&D支出平减为真实R&D支出(即Eit)。借鉴王玲和Szirmai(2008)的做法,本文将R&D平减指数设定为消费者价格指数和固定资产投资价格指数的加权平均值。依据󰀁中国高技术产业统计年鉴󰀁公布的1995~2008年高技术产业科技活动内部经费支出中劳务费与

󰀁由于󰀁中国高技术产业统计年鉴󰀁对高技术产业的统计始于1995年,本文将1995年定为基年。

三、变量、指标与数据

1.因变量:内资企业创新产出(y)

创新产出衡量指标的选择是一个十分复杂的问题。事实上,很难找到一个能够全面、客观反映创新产出的指标。目前,文献中广泛使用的指标主要有两个:一是新产品销售收入(Griliches,1990;Liu和Buck,2007;魏

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FDI知识溢出、自主R&D投入与内资高技术企业创新能力

仪器设备费的平均份额,将消费者价格指数和固定资产投资价格指数的权重分别确定为0.55和0.45。

再次,由公式(6)计算基年(1995年)高技术产业各行业内资企业R&D资本存量Ri0。这里,gi采用1995~2008年i行业真实R&D支出的年平均增长率,各行业折旧率󰀁%。i根据经验值,统一设定为15

最后,由公式(7)计算出i行业各年度内资企业R&D资本存量Rit,再取其自然对数。

(2)内资企业R&D人员投入(l)

与R&D资本存量类似,R&D人员投入也是重要的创新投入要素。本文采用R&D活动人员折合全时当量作为R&D人员投入的衡量指标,即采用i行业全部企业R&D活动人员折合全时当量减去三资企业R&D活动人员折合全时当量,得到i行业内资企业R&D人员投入的绝对数,然后取其自然对数。

(3)外资企业R&D资本存量(rf)

外资企业R&D资本存量反映了外资企业的创新努力。大量研究表明,外资企业R&D活动可能通过知识溢出效应影响本土企业的创新产出。本文根据三资企业相关资料估算外资企业R&D资本存量,其估算过程和相关假定与内资企业R&D资本存量类似。

以上关于高技术产业分行业的原始数据均来自󰀁中国高技术产业统计年鉴󰀁(2002、2005、2009),工业品出厂价格定基指数、消费者价格定基指数和固定资产投资价格定基指数(1995年=100)根据相应年份󰀁中国统计年鉴󰀁计算得到。本文模型估计和检验工作利用STATA10.0软件完成。

litrfit常数项Wald󰀁2Waldp值AR(2)AR(2)p值Sargan󰀁2Sarganp值样本容量(个)工具变量(个)

表1󰀁动态面板数据模型的SYS󰀁GMM估计结果

解释变量yit-1rdit

全样本0.237***(3.69)0.339***(2.86)0.247***(3.54)

**

0.123

低外资开放度行业-0.078(-0.62)

***1.070

中等外资开放度行业0.320***(5.27)0.141***(7.60)0.157***(2.75)0.197***(4.68)3.851***(9.37)84.70.0000.9100.36347.970.67052

高外资开放度行业0.311***(4.13)0.594***(3.70)

*

0.174

(3.09)-0.007(-0.03)0.053(0.22)0.691(0.68)229.40.000-1.3430.17941.830.52239

(1.91)0.049(0.59)0.103)(0.08)1181.70.0002.0380.042102.810.104130

(1.99)1.846*(1.72)521.50.0001.3710.17111.491.000221

95495992

注:󰀁***、**和*分别表示在1%、5%和10%的显著性水平上显著,括号中的数值为t值;󰀁Wald󰀁2为系数联合显著性检验得到的Wald统计量,Waldp值为对应的p值;󰀁AR(2)为对一阶差分后的残差进行Arellano󰀁Bond二阶序列相关检验得到的统计量,AR(2)p值为对应的p值;󰀁Sargan󰀁2为对工具变量的合理性进行过度识别检验得到的Sargan统计量,Sarganp值为对应的p值。

业R&D人员投入和外资企业R&D资本存量都对由新产品销售收入表征的内资企业创新能力产生了显著的

正面效应。就其影响大小来看,内资企业R&D资本存量增加1%,将导致内资企业新产品销售收入上升0.399%;内资企业R&D人员投入增加1%,将导致内资企业新产品销售收入上升0.247%;外资企业R&D资本存量增加1%,将导致内资企业新产品销售收入上升0.123%。可见,相比于自主R&D投入而言,FDI知识溢出对内资高技术企业创新能力的影响较小。

2.行业外资开放程度的影响

为深入考察FDI知识溢出对内资高技术企业创新能力的影响,我们进一步依据高技术产业各个细分行业对外资的开放程度,将全部17个行业划分为三组:低外资开放度组、中等外资开放度组和高外资开放度组。具体划分方法为:首先,计算1995~2008年各行业三资企业总产值占全部企业总产值的份额;其次,将各行业1995~2008年三资企业年平均份额作为衡量其对外资

四、经验结果与分析

1.全样本估计

首先,我们利用全样本进行估计,结果如表1中的第2列所示。所有解释变量都分别在1%、5%和10%的显著性水平上显著;Wald检验及其p值表明系数联合显著性检验获得通过。对一阶差分后的残差进行的Arellano󰀁Bond二阶序列相关检验表明,差分后干扰项不存在二阶序列相关;同时,Sargan过度识别约束检验表明,模型所使用的工具变量是合理的。因此,可以认为GMM估计量具有一致性。内生变量的系数估计值为0.237,且高度显著,表明内资高技术企业的创新能力的确具有延续性和动态效应,也说明我们采用动态面板数据模型进行实证分析是合理的。

󰀁󰀁从估计结果来看,内资企业R&D资本存量、内资企

󰀁󰀁󰀁54󰀁󰀁

󰀁世界经济研究󰀁2011年第1期

FDI知识溢出、自主R&D投入与内资高技术企业创新能力

开放程度的指标;最后,依照三资企业年平均份额的高低分组,将三资份额不足30%的行业归为低外资开放度组(包括化学药品制造、中成药制造、生物和生化制品制造等3个行业);三资份额超过60%的行业归为高

外资开放度组(包括通信终端设备制造、电子真空器件制造、半导体分立器件制造、集成电路制造、电子元件制造、家用视听设备制造、其他电子设备制造、电子计算机整机制造、电子计算机外部设备制造和办公设备制造等10个行业);位于两者之间的则归为中等外资开放度组(包括通信传输设备制造、通信交换设备制造、医疗设备及器械制造和仪器仪表制造等4个行业)。表1中第3、4、5列分别汇报了对不同开放程度组的估计结果。三个组的Wald检验、Arellano󰀁Bond二阶序列相关检验和Sargan过度识别约束检验再次表明,模型设定是合理的,所使用的工具变量也是有效的。

根据估计结果,分析如下:第一,除低外资开放度组之外,其他两组内生变量的系数均高度显著,再次说明采用动态面板数据模型进行估计的合理性󰀁;第二,在中等外资开放度组中,FDI发生了显著的知识溢出效应,外资企业R&D资本存量增加1%,将导致内资企业新产品销售收入上升0.197%,且其影响程度超过了内资企业R&D资本存量和R&D人员投入;第三,在低外资开放度组和高外资开放度组中,对内资企业创新产出起主导作用的是其自身的R&D投入,FDI并没有产生显著的知识溢出效应。

究其原因,我们认为,在低外资开放度行业中,内资企业在整个行业中处于主导地位,企业生产经营方面的联系多发生在内资企业之间。联系效应的缺乏,导致外资企业的研发活动难以对内资企业创新活动产生显著影响。另一方面,在高外资开放程度行业中,外资企业在行业中居于主导地位,企业间的经济联系更多地发生在外资企业之间,外资企业的研发活动难以对内资企业产生显著的知识溢出效应。同时,内资企业面临外资企业的激烈竞争而处于绝对弱势,由此导致内资企业盈利能力和研发能力低下,进一步拉大了内外资企业之间的技术差距。正如Cohen和Levinthal(19)所指出的,当东道国企业与外资企业技术差距过大时,虽然可供前者模仿、学习的空间比较大,然而由于东道国没有能力吸收外来的技术,溢出效应反而不明显。只有在中等外资开放程度的行业中,内、外资企业势均力敌,技术差距相对较小,两者相互之间也容易发生大量而频繁的经济联系,加上竞争带来的学习和示范效应,有利于内资企业从外资企业的研发活动中获得知识溢出。

本研究基于知识生产函数,选择1995~2008年中

国高技术产业17个细分行业数据,运用基于动态面板数据的系统GMM方法,分析了FDI知识溢出和自主R&D投入对内资企业创新能力的影响,得出以下结论:第一,内资企业自主R&D投入是形成其创新能力的最主要因素;第二,总体而言,外资企业R&D活动对内资高技术企业产生了一定的知识溢出效应,这在一定程度上推动了内资企业创新能力的提高;第三,FDI知识溢出效应的大小及其显著程度与行业外资开放程度(以行业总产值中外资所占份额衡量)密切相关,外资企业R&D活动的知识溢出主要发生在中等外资开放程度的行业中,而对外资开放程度较低的行业和对外资开放程度过高的行业,由于内外资企业之间经济联系较少或技术差距悬殊,并没有产生显著的FDI知识溢出效应。据此,我们提出以下建议:

第一,推动内资企业的技术引进、吸收与再创新,努力缩小其与外资企业的技术差距,提高其自身知识存量以及对新知识的吸收能力。国内外大量研究表明,技术差距是影响FDI知识溢出的重要因素,东道国吸收溢出知识的效率高低取决于其自身知识存量和吸收能力。只有那些拥有大量知识存量、具备一定吸收能力的东道国,才能将外部知识转化为自身可应用的知识(Kokko,1994;Agrawa,l2002;陈涛涛,2003)。本文实证结果表明,外资企业比重过高的行业难以产生显著的知识溢出效应,其原因也在于这些行业中内外资企业技术差距较大。因此,应继续鼓励内资企业积极引进国外现有技术,并加大对引进技术的消化、吸收和再创新投入力度,以尽快缩小同外资企业的技术差距。

第二,针对不同行业的发展水平与开放程度,实施差异化的引资策略,充分获取FDI知识溢出效应。本文研究表明,中等外资开放程度的行业中FDI知识溢出效应最为显著,而外资开放程度过低或过高均不利于FDI的知识溢出。这是因为,中等程度的外资开放有利于营造内外资企业之间适度的竞争环境,以及充分的前后向经济联系。因此,对于外资份额较低的行业,应该积极

󰀁

对低外资开放度组的估计结果显示,内生变量并没有通过显著性

五、结论与启示

检验,表明该子样本数据可能并不支持动态效应。为此,我们尝试删除内

生变量,从而使(5)式退化为静态面板数据模型。经过协方差分析方法和Hausman检验,确定数据支持变截距固定效应模型。估计结果(特别是主要变量的显著性)与表1中第3列基于动态面板数据模型的系统GMM方法基本一致,故此仍然依据表1进行分析。(限于篇幅,这里没有汇报静态面板模型估计结果,有需要者可向作者索取。)

󰀁世界经济研究󰀁2011年第1期󰀁55󰀁

FDI知识溢出、自主R&D投入与内资高技术企业创新能力

引进具有较强研发能力的外资企业,促进内外资企业之间的合理竞争。而对于那些外资已经处于垄断地位的

高外资开放行业,则一方面要对垄断性的外资企业进行适度规制,另一方面要积极扶植行业内处于相对弱势地位的内资企业,特别是在其研发投入方面给予支持,缩小内外资企业间的技术差距,促进FDI知识溢出的规模和速度,提升内资企业创新能力。

第三,加强对内资企业的研发扶持力度,提升其自主创新能力。自主创新是实现本土企业技术进步、提升企业核心竞争力的根本途径。本文研究也表明,自主R&D投入是中国内资高技术企业创新能力提升的最重要因素。因此,各级应积极扶持内资企业的自主研发活动,为其自主创新提供良好的制度环境和支持。

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(责任编辑:王丽娟)

󰀁󰀁󰀁56󰀁󰀁

󰀁世界经济研究󰀁2011年第1期

WorldEconomyStudyNo.5,2011(SerialNo.207)

whichis,differencesinpercapitaconsumption,industrialscale,andeconomicdifferenceshavenegativecorrelationwithIIT,in

contrasttoFDI,butthecoeffientoftwomodelsvaries.Finally,weputforwardsomesuggestionsforpromotingSino󰀁USIITintheaspectofindustrialstructuretodecreasingSino󰀁UStradeconflicts.StrategicExportTariffs:TheEffectiveShort󰀁termMeasurestoEaseTradeFriction

FangYong󰀁ZhouYu(33)

Inthispaper,weestablishCournotoligopolymodelwithheterogeneousproductsandD󰀁Smodelwithverticaldifferentiatedproductsandhorizontaldifferentiatedproducts.Thenweapplythesemodelstoanalyzetheimpactsofstrategicexporttariffsonex󰀁portproducts,exportindustries,andsocialwelfare.Wecomparetheresultsofstrategicexporttariffswithotherstrategictradepolicies.Wefindthattoimposestrategicexporttariffsisbetterthanotherstrategictradepoliciesintermsofalleviatingtradefric󰀁tions.Inaddition,strategicexporttariffsarebeneficialtoindustrialrestructuringandthecultivationofenterpriseviability,whichisinaccordancewiththelong󰀁termdevelopmentofChina.Yetthesocialandeconomicissuesthatstrategicexporttariffsmightbringaboutshouldnotbeignored.

TheStudyonUndertakingtheInternationalTransferoftheServicesandtheInstitutionalChanges:BasedonChina󰀁s1992~2008Data

FangHui󰀁LueJing󰀁MaYuxiu(39)Withthedevelopmentoftheinternationaltransferoftheservices,theinternationaltransferofserviceswhatChinareceiveshavebeenincreasing,andtheinfluenceoftheinternationaltransferoftheservicesontheinstitutionalchangesofChinahasbeenpaidmoreattention.ThearticleanalyzestheeffectofundertakingtheinternationaltransferoftheservicesontheinstitutionalchangesofChinaintheoreticalfoundationandtransmissionmechanismfromthemicroandthemacroperspectives.Empiricalre󰀁sultsfurthercertifythatundertakingtheinternationaltransferoftheservicespromotestheinstitutionalchangesofChina.Inordertoundertaketheinternationaltransferoftheservicesbetter,thearticleproposessomerelatedpolicyrecommendations.AnAnalysisofEmploymentEffectonChina󰀁sEnergyConsumptionembodiedinExports

ChenHongming(46)

AlongwiththerisingscaleofChina󰀁sexports,China󰀁senergyconsumptionsembodiedinexportsrisequickly,whichimpliedtotheenormousenergyandenvironmentalpressures.WhethertheseembodiedenergyexportshavebroughtreasonableintereststoChinaisthekeyquestiontoevaluatetheworthinessofsuchexports.Usingtheinput󰀁outputanalysis,thispaperinvestigatestheemploymenteffectofChina󰀁sembodiedenergyexportsin1997,2002and2007.TheresultsshowthattheemploymenteffectofChina󰀁sembodiedenergyexportshasbeendecliningasthetimegoeson,whichmeansthatastheexport󰀁orientedstrategyforpro󰀁motingemploymentcontinuestothisday,itsrefusalofemploymentincreaseandtheexacerbationofthetrendofChina󰀁senergyandenvironmentalpressureshavebeenincreasinglyevident.KnowledgeSpilloversofFDI,IndependentR&DInputsandInnovationAbilitiesoftheDomesticHigh󰀁techEnterprises

ShaWenbing󰀁LiGuixiang(51)ThispaperexaminestheeffectsofFDIknowledgespilloversandindependentR&Dinputsoninnovationabilitiesofdomesticenterprisesbasedonknowledgeproductionfunction,usingdynamicpaneldataof17sub󰀁sectorsofthehigh󰀁techindustriesinChi󰀁nafrom1995to2008.Wefindthat:(1)R&Dinputsofdomesticenterprisesarethemostimportantfactorsfortheirinnovationa󰀁bilities.(2)R&Dactivitiesofforeign󰀁investedenterprisescauseknowledgespilloverstothedomesticenterprises,andpromotetheinnovationabilitiesofdomesticenterprisestosomedegree.(3)However,knowledgespilloversofFDImainlyoccurinthemoderateFDIopennesssectors.Inthelow󰀁levelandhigh󰀁levelFDIopennesssectors,thereisnoevidenceofknowledgespilloversfromFDIbecauseofalackofeconomictiesorthelargetechnologygapbetweenthedomesticandforeign󰀁investedenterprises.ForeignDirectInvestmentandIncomeInequality:AStudybasedonaPanelDatesofEasternProvincesinChina

XieJianguo󰀁DingFang(57)

Inthispaper,weuseapanelof11provincesineasternpartsofChinafortheperiod1986to2008toanalyzetheimpactof

󰀁󰀁󰀁88󰀁󰀁

󰀁世界经济研究󰀁2011年第5期