摘要：本文利用我國2001—2006年各省市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，對外商直接投資(FDI)對我國創(chuàng)新能力提高的影響進行了研究分析。實證結果表明FDI對我國創(chuàng)新能力的提高有著積極作用，而且FDI對不同創(chuàng)新能力地區(qū)的創(chuàng)新能力提高有著不同的影響，部分地區(qū)存在著“人力資本門檻”。筆者分析了其原因并提出相應的對策建議。

關鍵詞：外商直接投資(FDI) 創(chuàng)新能力 專利申請

一、引言

改革開放以來，特別是進入21世紀后我國吸收外資的規(guī)模持續(xù)擴大，質(zhì)量不斷提高，對我國經(jīng)濟的快速增長發(fā)揮了積極的作用。然而FDI的大量引入是否推動了我國創(chuàng)新能力的提高?如何增強其對我國區(qū)域創(chuàng)新能力提高的積極作用?這些問題亟待研究且具很強的現(xiàn)實意義。

自MacDougall(1960)第一次明確提出了FDI的外溢效應以來，很多學者通過對FDI外溢效應的研究來間接反映其對創(chuàng)新能力的影響。并得出了不同結論。Cave(1974)、Globeman(1979)、Blomstrom(1983)、Liu(2001)等在對澳大利亞、加拿大、墨西哥、中國等國家的實證研究中均發(fā)現(xiàn)FDI對東道國的技術進步有著積極作用。但也有學者提出相反的觀點，如Blom-stomSjoholm(1999)對印度尼西亞制造業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)不存在技術溢出效應。國內(nèi)很多學者對此也進行了大量理論、實證研究，并針對我國具體國情對FDI技術外溢與創(chuàng)新能力提高的關聯(lián)性方面展開了積極的探討。沈坤榮(2000)、江小娟(2001)、陳濤濤(2003)、冼國明、嚴兵(2005)等學者認為FDI的引入對我國創(chuàng)新能力的提高有著積極作用。相反一些學者(姚洋，2001；王飛，2003；朱華桂，2003；陳漓，2005)卻認為FDI對我國技術進步和創(chuàng)新能力提高影響不顯著甚至有阻礙作用。另外，很多學者(薄文廣，2005；李曉鐘，2007；蔣殿春，2007)進行了更深層次的研究，提出地區(qū)差異化、引進技術的原創(chuàng)程度、人力資本門檻等都會影響到FDI對我國創(chuàng)新能力的作用。因此，本文在大量理論研究基礎上，分高、中、低創(chuàng)新能力地區(qū)，利用面板數(shù)據(jù)模型進行實證分析，認為FDI對我國創(chuàng)新能力有著積極作用，但FDI對不同創(chuàng)新能力地區(qū)的創(chuàng)新能力提高有著不同的影響，部分地區(qū)存在著“人力資本門檻”，并針對如何進一步增強FDI對我國區(qū)域創(chuàng)新能力提高的積極作用提出了相應的對策建議。

二、FDI區(qū)位分布與我國創(chuàng)新能力現(xiàn)狀概述

根據(jù)商務部最新統(tǒng)計資料顯示，從1979年開始截至2008年5月，我國引入外資項目645896項，實際利用外資高達10049.97億美元，其中FDI項目644213項，實際利用FDI8094.43億美元，可見FDI是我國利用外資的主要形式。我國雖然引入了大量FDI，但是其地區(qū)分布是不均衡的，呈現(xiàn)出典型的“東高西低”的結構。80％以上的FDI流入到了東部沿海地區(qū)，而西部地區(qū)引入FDI比重不到5％，且近年來有下降趨勢。即使是吸收FDI最多的東部地區(qū)也呈現(xiàn)出明顯的“北上”之勢，即FDI逐步從珠三角向長三角、京津唐地區(qū)轉(zhuǎn)移。FDI的這種不平衡的區(qū)位分布勢必會對我國區(qū)域經(jīng)濟增長和創(chuàng)新能力產(chǎn)生一定的影響。

隨著我國經(jīng)濟的快速發(fā)展，物質(zhì)基礎的完善以及人力資本的提升，我國的科研和創(chuàng)新能力得到了長足發(fā)展。根據(jù)《中國科技統(tǒng)計年鑒》顯示，2001年全國研究與試驗發(fā)展(RD)經(jīng)費總支出為1042.5億元，RD經(jīng)費投入強度為0.95％，科技活動人員314.1萬人，占全國總人口的0.25％；2006年，全國RD經(jīng)費總支出為3003.1億元，RD經(jīng)費投入強度為1.42％，科技活動人員413.2萬人，占全國總人口的0.31％，表明我國越來越重視對科研創(chuàng)新的投入。在創(chuàng)新產(chǎn)出方面我國也取得了很大進步，2006年專利申請量和授權量分別為470342件和223860件，分別是2001年的2.84倍和2.25倍。特別是代表高度創(chuàng)新能力的發(fā)明專利授權量所占比例由2001年的5.43％提高到了2006年的11.20％。雖然我國整體創(chuàng)新能力得到了顯著的提高，但是由于發(fā)展歷史、地理位置、經(jīng)濟基礎、人力資本、政府政策等方面的差異，我國各地區(qū)的創(chuàng)新能力發(fā)展不平衡。為了對我國各地區(qū)的創(chuàng)新能力有個明確的掌握。本文根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》收集匯總了2001—2006年6年期限內(nèi)31個省市、自治區(qū)的專利申請量數(shù)據(jù)來表示其創(chuàng)新能力，在得出各地區(qū)專利申請總量的基礎上通過K—means聚類分析方法對各地區(qū)創(chuàng)新能力進行分類。根據(jù)聚類分析的結果本文將31個地區(qū)分為5個等級的創(chuàng)新能力地區(qū)，見表1。

從表1中可以看出，廣東由于最先對外開放其創(chuàng)新能力最強；東部沿海的浙江、江蘇、上海、山東以及中部地區(qū)的北京也具有較強的創(chuàng)新能力，我們將這6個地區(qū)統(tǒng)稱為高創(chuàng)新能力地區(qū)。遼寧、福建等7個地區(qū)為中等創(chuàng)新能力地區(qū)：其余17個地區(qū)為低創(chuàng)新能力地區(qū)，其中大部分為西部地區(qū)省份。直觀分析發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI大量流人的地區(qū)如江蘇、浙江、上海、山東等東部地區(qū)省市均具有較高的創(chuàng)新能力，而吸收很少量FDI的廣大西部地區(qū)內(nèi)很多省市的創(chuàng)新能力也十分薄弱。因此，本文將定量的重點分析FDI對我國不同區(qū)域創(chuàng)新能力提高的影響。

三、模型的選擇與計量結果分析

本文以C-D函數(shù)為理論基礎構建了如下生產(chǎn)函數(shù)，重點評估FDI對我國及各地區(qū)創(chuàng)新能力提高的影響：

其中i表示各省(i=1，2...，31)；t表示各年(t=2001，2002，...，2006)。Y為被解釋變量，用各地區(qū)每年專利申請量來表示該地區(qū)創(chuàng)新能力大小。PGDP為人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，衡量該地區(qū)的綜合經(jīng)濟基礎。L為各地區(qū)技術人員數(shù)，衡量科研創(chuàng)新中技術人員的投入。K為各地區(qū)RD經(jīng)費支出。衡量科研創(chuàng)新中經(jīng)費的投入。FDI為各地區(qū)三資企業(yè)總資產(chǎn)來代替衡量FDI存量的變化。FDI的流入所引起的各地區(qū)創(chuàng)新能力的提高很大部分是來源于FDI的技術溢出效應，而FDI外溢效應程度又主要取決于各地區(qū)吸收能力的強弱。很多學者(薄文廣、陳柳等)均用接受高等教育的在校生人數(shù)的對數(shù)表示人力資本來反映地區(qū)吸收能力。因此本文嘗試性的引入解釋變量HFDI表示FDI與人力資本的乘積來驗證FDI對各地區(qū)創(chuàng)新能力提高的影響中是否存在“人力資本門檻”效應。

本文采用面板數(shù)據(jù)驗證FDI對我國及各地區(qū)創(chuàng)新能力提高的影響，所有數(shù)據(jù)來自2001—2006年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》，樣本總數(shù)為187。在運用面板數(shù)據(jù)分析時通常包括兩種模型：固定效應模型和隨機效應模型，如果模型選取不當會對參數(shù)的估計結果造成較大的偏差。在實證中本文利用Hausman(1987)檢驗方法來判斷具體的模型選擇，計量結果見表2。

從全國層面上分析。回歸式FE(1.1)結果表明：人均GDP、科研活動人數(shù)、科研活動經(jīng)費投入、FDI均對專利申請量的增長存在著顯著的正向關系。其中人均GDP的系數(shù)比較小表明目前我國整體經(jīng)濟環(huán)境亟待提高。FDI的系數(shù)為0.220094，在其他條件不變的情況下，每流入1單位FDI，我國創(chuàng)新能力就會提升0.22單位，因此FDI對我國整體創(chuàng)新能力提高有著顯著的正向影響。回歸式FE(1.2)結果表明FDI和HFDI的系數(shù)均為正，但FDI的系數(shù)不顯著。因此在全國層面上不能驗證是否存在“人力資本門檻”效應。

在對不同創(chuàng)新能力地區(qū)的具體分析中發(fā)現(xiàn)(見回歸式RE(2.1)、FE(3.1)、FE(4.1)FDI對高創(chuàng)新能力地區(qū)的專利申請量影響最大，系數(shù)為0.746264：其次是低創(chuàng)新能力地區(qū)和中等創(chuàng)新能力地區(qū)，分別為0.25119和0.210965，這證實了本文前面的定性分析假設。同樣單位的FDI，在高創(chuàng)新能力地區(qū)貢獻更大，即高創(chuàng)新能力地區(qū)大量FDI的流入對該地區(qū)創(chuàng)新能力的提高有著更加積極的促進作用，因此該地區(qū)更應該加大力度引入外資。

進一步分析FDI在提高區(qū)域創(chuàng)新能力時是否存在著“人力資本門檻”，回歸式RE(2.2)結果中FDI的系數(shù)為0.416348但不顯著，HFDI系數(shù)為0.064345，1％水平下顯著。表明只有在對引入的FDI充分消化吸收的基礎上才能夠進行再創(chuàng)新，促進創(chuàng)新能力的提高。但是單看這兩個結果不能說明高創(chuàng)新能力地區(qū)存在著“人力資本門檻”?；貧w式RE(3.2)結果表明中等創(chuàng)新能力地區(qū)的FDI和HFDI的系數(shù)分別為-1.09113和0.094117，且均通過t檢驗。回歸系數(shù)的“一正一負”證明了“人力資本門檻”效應的存在。要想使FDI對該地區(qū)創(chuàng)新能力提高發(fā)揮正向的積極作用，就必須使一1.09113FDI+0.094177HFDI＞0，即人力資本大于11.585949，目前中等創(chuàng)新能力地區(qū)中的8個省市都已達到了這一資本水平。因此，F(xiàn)DI對中等創(chuàng)新能力地區(qū)的整體創(chuàng)新能力的提高產(chǎn)生積極影響?；貧w式FE(4.2)結果表明低創(chuàng)新能力地區(qū)同樣也存在著“人力資本門檻”效應，要想使FDI對該地區(qū)的創(chuàng)新能力提高發(fā)揮正向的積極作用，必須使一1.082163FDI+0.05824HFDI＞0，即人力資本大于18.581095，這一數(shù)值說明要使FDI對該地區(qū)創(chuàng)新能力提高有正向影響必須跨過更高的“人力資本門檻”。而目前低創(chuàng)新能力地區(qū)中17個省市的人力資本均沒有達到這一門檻，因此FDI對低創(chuàng)新能力地區(qū)的整體創(chuàng)新能力提高產(chǎn)生了一定的阻礙作用。

四、結論與政策建議

從本文的實證結果可以得出以下結論：FDI的引入有利于我國整體創(chuàng)新能力的提高，特別是高創(chuàng)新能力地區(qū)FDI的大量進入對該地區(qū)創(chuàng)新能力的快速提高起著積極作用。中等創(chuàng)新能力地區(qū)和低創(chuàng)新能力地區(qū)存在著“人力資本門檻”，中等創(chuàng)新能力地區(qū)已經(jīng)通過了該門檻，F(xiàn)DI對中等創(chuàng)新能力地區(qū)的整體創(chuàng)新能力提高有著正向的影響；而低等創(chuàng)新能力地區(qū)還沒有跨過“人力資本門檻”，因此FDI對低創(chuàng)新能力地區(qū)的整體創(chuàng)新能力提高產(chǎn)生了一定的阻礙抑制作用，

因此，我國應進一步改善我國經(jīng)濟環(huán)境基礎，加大對科研創(chuàng)新的人力、物力投入，以增加其對創(chuàng)新能力提高的積極作用。高創(chuàng)新能力地區(qū)和中等創(chuàng)新能力地區(qū)應繼續(xù)對外開放，吸收更多FDI以提高地區(qū)的創(chuàng)新能力，但在追求引資數(shù)量的同時更要強調(diào)FDI的高質(zhì)量，做到合理高效引資。對于低創(chuàng)新能力地區(qū)，應避免盲目引入外資，應該根據(jù)具體情況有目的、有效率地利用外資。而且針對FDI的種種弊端。低創(chuàng)新能力地區(qū)應在一定范圍內(nèi)更加傾向于吸引我國東部發(fā)達地區(qū)的閑散資金以發(fā)展經(jīng)濟。另外在引資的同時，更應該高度重視對自主創(chuàng)新能力的培養(yǎng)，形成以政府引導、社會倡導與企業(yè)主導的自主創(chuàng)新體系。