郭 婷，毛 毅

(1.榆林學(xué)院管理學(xué)院，陜西 榆林 719000；2.西安石油大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 西安 710065)

一、引 言

創(chuàng)新是引領(lǐng)中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的第一動(dòng)力、建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐。黨的十八大以來，我國的創(chuàng)新實(shí)力實(shí)現(xiàn)整體躍升。從國家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)看，2016年中國國內(nèi)發(fā)明專利授權(quán)數(shù)、研究與試驗(yàn)發(fā)展(R&D)經(jīng)費(fèi)支出、研發(fā)人員全時(shí)當(dāng)量分別達(dá)到161.2萬件、15500億元和388.04萬人年，較2012年分別增長40.91%、50.51%和19.51%。專利產(chǎn)出、研發(fā)經(jīng)費(fèi)及研發(fā)人員投入的快速增長反映近年來中國的創(chuàng)新能力得到穩(wěn)步提升的事實(shí)，但在創(chuàng)新投入持續(xù)增長和創(chuàng)新產(chǎn)出大幅增加的同時(shí)，創(chuàng)新效率和創(chuàng)新質(zhì)量的提高仍顯遲緩。而創(chuàng)新過程中創(chuàng)新效率的提高是一國自主創(chuàng)新能力及水平高低的重要體現(xiàn)[1]，與創(chuàng)新投入和產(chǎn)出相比，也更有利于中國經(jīng)濟(jì)在新常態(tài)下保持中高速增長[2]。

中國在實(shí)施創(chuàng)新發(fā)展中主要采取兩種方式：一是來自內(nèi)部的自主創(chuàng)新；二是來自外部，即通過學(xué)習(xí)國外先進(jìn)的技術(shù)，進(jìn)而加以消化、吸收和再創(chuàng)新。外商直接投資(FDI)與對(duì)外直接投資(OFDI)是獲取外部創(chuàng)新的重要渠道，我國一貫將FDI視為促進(jìn)創(chuàng)新能力及提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的重要手段，在政策實(shí)施上始終奉行吸引外資的主張。學(xué)術(shù)界對(duì)FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)已有大量文獻(xiàn)，而OFDI的作用及研究則一直被忽視。近十年來，在國內(nèi)經(jīng)濟(jì)下行壓力加大及產(chǎn)能過剩矛盾凸顯的情況下，中國政府開始高度重視對(duì)外投資并將促進(jìn)對(duì)外投資提高到與吸引外資的同等地位，黨的十九大報(bào)告中也明確提出要堅(jiān)持引進(jìn)來和走出去并重。然而，對(duì)OFDI的相關(guān)研究仍稍顯不足，相關(guān)研究尚未涉及OFDI對(duì)中國創(chuàng)新效率的影響問題。那么，在國家積極實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略和加快建設(shè)創(chuàng)新型國家的背景下，OFDI對(duì)中國區(qū)域創(chuàng)新效率究竟產(chǎn)生何種影響？抑制還是提升？其影響機(jī)理又是什么？是否存在區(qū)域差異？深入研究上述問題、厘清OFDI與中國區(qū)域創(chuàng)新效率之間的關(guān)系，對(duì)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下如何更有效地實(shí)施OFDI策略、促進(jìn)中國區(qū)域創(chuàng)新效率提升具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

近年來，學(xué)者們對(duì)OFDI影響母國實(shí)體經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新效率的作用機(jī)制主要從宏觀和微觀兩個(gè)層面進(jìn)行理論解釋。從宏觀角度看，OFDI進(jìn)入投資國后，利用不同的渠道獲取海外技術(shù)資源，然后向母國逆向溢出，母國對(duì)國外溢出的技術(shù)進(jìn)行消化和吸收并以此為基礎(chǔ)進(jìn)行再創(chuàng)造活動(dòng)，從而有利于母國創(chuàng)新效率的提升。從微觀角度看，企業(yè)進(jìn)行OFDI后將低技術(shù)含量的生產(chǎn)加工環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)移到國外，在國內(nèi)只專注于技術(shù)研發(fā)等高端環(huán)節(jié)，企業(yè)創(chuàng)新效率遂得以提升。在實(shí)證研究方面，對(duì)日本、韓國、英國和美國的研究都表明OFDI有助于增強(qiáng)投資國的自主創(chuàng)新能力，促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展[3][4][5][6]。

隨著國家“走出去”戰(zhàn)略的提出，我國的OFDI也取得快速發(fā)展，對(duì)我國OFDI與實(shí)體經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新效率的相關(guān)研究近年來得到迅速開展并存在四種不同的觀點(diǎn)。第一種觀點(diǎn)認(rèn)為我國OFDI確實(shí)能促進(jìn)國內(nèi)的技術(shù)進(jìn)步[7][8]。第二種觀點(diǎn)認(rèn)為由于OFDI對(duì)國內(nèi)投資可能產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，且受制于國內(nèi)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度不夠及消化、吸收和再創(chuàng)新能力不足等因素，從而導(dǎo)致OFDI對(duì)我國技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生抑制作用[9]。第三種觀點(diǎn)認(rèn)為我國OFDI對(duì)國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新能力提升的作用不明顯或微弱[10]。第四種觀點(diǎn)認(rèn)為我國OFDI對(duì)技術(shù)創(chuàng)新能力的影響存在明顯的地區(qū)差異，該差異源自地區(qū)吸收能力、競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)和金融環(huán)境等因素的影響[11][12]。

綜上所述，目前關(guān)于OFDI與中國區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系研究多數(shù)都基于線性計(jì)量模型且尚未形成一致的結(jié)論。實(shí)際上，已有學(xué)者證明中國區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新之間存在明顯的空間關(guān)聯(lián)特征[13]，因此OFDI與中國區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新之間可能并非簡單的線性關(guān)系。而有關(guān)OFDI與技術(shù)創(chuàng)新之間非線性關(guān)聯(lián)的文獻(xiàn)尚不多見，對(duì)OFDI與中國區(qū)域創(chuàng)新效率之間非線性關(guān)聯(lián)的研究更是空白。鑒于此，針對(duì)現(xiàn)有研究的不足，本文將OFDI視為引起中國區(qū)域創(chuàng)新效率變動(dòng)的一個(gè)重要影響因素并加以考察。首先利用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)方法對(duì)2003～2015年各省(市、自治區(qū))的創(chuàng)新效率進(jìn)行測(cè)度，考慮到OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)創(chuàng)新效率的空間影響，在實(shí)證檢驗(yàn)中利用空間面板模型就OFDI對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響效果開展研究。此外，地理區(qū)位差異和空間距離的不同是否造成OFDI影響的空間差異乃本文關(guān)注的另一個(gè)重點(diǎn)，即從地理區(qū)位和空間距離的角度對(duì)OFDI影響區(qū)域創(chuàng)新效率的空間效應(yīng)差異進(jìn)行檢驗(yàn)。

三、模型設(shè)定與變量選擇

(一)模型設(shè)定

由于OFDI對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的空間溢出效應(yīng)，普通的面板數(shù)據(jù)模型易造成實(shí)證結(jié)果的偏差，難以反映變量背后的真實(shí)關(guān)系。而空間計(jì)量模型的最大特色在于充分考慮經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中普遍存在的空間依賴性，比普通的面板數(shù)據(jù)模型能更好地解釋OFDI對(duì)中國區(qū)域創(chuàng)新效率的影響機(jī)理和效果，因而本文引入空間維度分析OFDI對(duì)中國區(qū)域創(chuàng)新效率的影響。

目前，根據(jù)空間計(jì)量模型中空間交互效應(yīng)的差異，存在三類不同模型。

y=ρWy+βTX+WXψ+εε=λWε+ζ

當(dāng)λ=ψ=0時(shí)，模型為空間滯后模型(SLM)；當(dāng)ρ=ψ=0時(shí)，模型為空間誤差模型(SME)；當(dāng)ρ=λ=0時(shí)，模型為空間杜賓模型(SDM)。y、X分別為被解釋變量和解釋變量，W代表空間權(quán)重矩陣，ρ為空間自回歸參數(shù)，β、ψ分別為外生解釋變量的影響系數(shù)和空間滯后系數(shù)，ε、ζ分別為空間自相關(guān)的誤差項(xiàng)和隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，λ為空間效應(yīng)的影響系數(shù)。

(二)空間權(quán)重矩陣的選擇

在空間權(quán)重矩陣的選擇方面，常見的空間權(quán)重矩陣主要包括鄰接權(quán)重矩陣、地理距離權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)地理距離權(quán)重矩陣。鄰接權(quán)重矩陣W1：當(dāng)區(qū)域i和j相鄰時(shí)為1，否則為0。地理距離權(quán)重矩陣W2：根據(jù)兩地區(qū)間最短地理距離的倒數(shù)來設(shè)定，即1/dij。經(jīng)濟(jì)地理距離權(quán)重矩陣W3：選取人均GDP絕對(duì)差的倒數(shù)值1/|AGDPi-AGDPj|與W1和乘積。

(三)變量選擇及說明

1.被解釋變量是區(qū)域創(chuàng)新效率(IE)。創(chuàng)新效率基于數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)方法進(jìn)行測(cè)算。在創(chuàng)新投入與產(chǎn)出指標(biāo)的選取方面，借鑒白俊紅等(2009)的研究，采用各省(市、自治區(qū))發(fā)明專利申請(qǐng)量作為創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)，R&D的經(jīng)費(fèi)和人力投入兩項(xiàng)作為創(chuàng)新投入指標(biāo)[14]。

2.核心解釋變量是OFDI(lofdis)。目前，對(duì)中國OFDI數(shù)據(jù)的衡量主要有存量和流量兩種。由于流量的波動(dòng)幅度較大，且本文的目的主要是研究OFDI對(duì)中國區(qū)域創(chuàng)新效率的長期影響效應(yīng)，因此使用存量數(shù)據(jù)更為合理。利用各年的平均匯率，將以美元表示的OFDI存量數(shù)據(jù)換算為以人民幣表示(單位為億元)并對(duì)數(shù)處理，以此表示中國各地區(qū)的OFDI水平。

3.其他解釋變量。金融發(fā)展(fin)，利用金融業(yè)占GDP的比重表示；市場(chǎng)化進(jìn)程(nstate)，采用非國有企業(yè)投資占比衡量；貿(mào)易開放度(trade)，選用進(jìn)出口總額與GDP的比值表示；政府財(cái)政支出(gov)，利用政府財(cái)政支出與GDP的比值衡量；基礎(chǔ)設(shè)施水平(infr)，采用郵電業(yè)務(wù)總量占GDP的比重衡量；人力資本(hc)，采用大專及以上的人數(shù)占地區(qū)總?cè)丝诘谋戎睾饬俊?/p>

本文的數(shù)據(jù)來自于2004～2016年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。由于西藏及港澳臺(tái)地區(qū)的數(shù)據(jù)缺失較多而被剔除，最終選取2003～2015年30個(gè)省(市、自治區(qū))作為研究對(duì)象。

四、實(shí)證研究結(jié)果及分析

(一)中國區(qū)域創(chuàng)新效率的特征事實(shí)

根據(jù)前文所述的研究設(shè)計(jì)，我們首先對(duì)各省(市、自治區(qū))及各地區(qū)創(chuàng)新效率的結(jié)果進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)分析。由于創(chuàng)新活動(dòng)具有滯后性特征，本文選取滯后1年的R&D的經(jīng)費(fèi)和人力投入作為創(chuàng)新投入指標(biāo)，以當(dāng)年的發(fā)明專利申請(qǐng)量作為創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)。各省(市、自治區(qū))及各地區(qū)創(chuàng)新效率的具體測(cè)算結(jié)果如表1、圖1所示。

由表1、圖1可知，從創(chuàng)新效率的橫向?qū)Ρ葋砜?，我國?chuàng)新效率的區(qū)際間發(fā)展不平衡，呈現(xiàn)明顯的由東向西依次遞減的特征，且東部與中西部地區(qū)的差距較為明顯，中、西部之間的差距較小。從縱向變動(dòng)來看，創(chuàng)新效率由2003年的0.806增長到2015年的0.920，說明創(chuàng)新效率的增長較為明顯，且西部地區(qū)創(chuàng)新效率的提升幅度較大，中部地區(qū)次之，東部地區(qū)的提升幅度較小。此外，對(duì)東部地區(qū)來說，浙江、廣東和江蘇的創(chuàng)新效率值居前三位，且浙江和江蘇在多個(gè)年份的創(chuàng)新效率值為1.000，說明兩省的創(chuàng)新效率實(shí)現(xiàn)有效性。從平均值來看，海南和河北的創(chuàng)新效率在東部省份最低，可能是因?yàn)閮墒〉母咝驴萍籍a(chǎn)業(yè)占比都相對(duì)較低，無法有效發(fā)揮高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的集聚和帶動(dòng)作用，盡管其創(chuàng)新投入較多，但創(chuàng)新產(chǎn)出較少，因而創(chuàng)新效率較低。天津、北京和遼寧的創(chuàng)新效率較低，但其創(chuàng)新產(chǎn)出較多，說明這三地的創(chuàng)新投入數(shù)量相對(duì)更多，在創(chuàng)新過程中未有效利用投入資源，因此創(chuàng)新效率的提升潛力很大。

中部地區(qū)的創(chuàng)新效率值由2003年的0.791增長到2015年的0.911，且省份之間的差距較小。這是因?yàn)橹胁康貐^(qū)長期偏重發(fā)展農(nóng)業(yè)及能源、原材料等重工業(yè)，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)較東部地區(qū)偏少，在創(chuàng)新產(chǎn)出方面明顯低于東部地區(qū)，創(chuàng)新效率也低于東部地區(qū)。而相比于西部省份，中部地區(qū)的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展又具有一定的優(yōu)勢(shì)，因此創(chuàng)新效率優(yōu)于西部地區(qū)。

西部地區(qū)的創(chuàng)新效率雖總體處于落后狀態(tài)，但其增長速度最快，且內(nèi)部省份之間的差距比較明顯。重慶和四川的創(chuàng)新效率分別為0.899和0.884，在我國30個(gè)省(市、自治區(qū))中排名第五和第八。新疆和貴州也較高，分居第十五和第十六位。這主要是因?yàn)榻陙碇貞c和四川的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)占GDP的比重持續(xù)上升，新疆和貴州對(duì)新能源和大數(shù)據(jù)等戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)制定實(shí)施一系列鼓勵(lì)扶持政策而使創(chuàng)新效率得到明顯提升。但西部其余省份的技術(shù)創(chuàng)新效率較低，青海、寧夏、甘肅和內(nèi)蒙古在全國處于相對(duì)落后的位置。

表1 中國各省(市、自治區(qū))及各地區(qū)創(chuàng)新效率的測(cè)算結(jié)果

圖1 2003～2015年全國及分地區(qū)的創(chuàng)新效率變化

(二)實(shí)證結(jié)果分析

根據(jù)空間相關(guān)性檢驗(yàn)和模型設(shè)定性檢驗(yàn)對(duì)空間模型設(shè)定形式的判定(1)因篇幅所限，空間相關(guān)性檢驗(yàn)和模型設(shè)定性檢驗(yàn)的結(jié)果省略，作者備索。，本文選用前文構(gòu)建的區(qū)域創(chuàng)新效率的空間杜賓模型，在三種不同空間權(quán)重矩陣下采用極大似然估計(jì)方法對(duì)我國2003～2015年30個(gè)省級(jí)單位的OFDI與創(chuàng)新效率的關(guān)系進(jìn)行回歸(結(jié)果見表2的列(4)～(6)所示)。為便于對(duì)比，表2還給出混合樣本最小二乘(POLS)(列1)及固定效應(yīng)模型(FE)(列2)的估計(jì)結(jié)果。此外，創(chuàng)新效率高的地區(qū)的企業(yè)也有可能“走出去”，因此OFDI與創(chuàng)新效率的雙向因果關(guān)系導(dǎo)致內(nèi)生性問題。為克服這種內(nèi)生性偏誤，本文采用lofids的一期和二期滯后項(xiàng)作為工具變量，并使用工具變量-廣義矩估計(jì)(IV-GMM)方法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)(列3)。

由表2的回歸結(jié)果可以看出，區(qū)域創(chuàng)新效率的空間相關(guān)系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明區(qū)域創(chuàng)新效率存在空間溢出，即運(yùn)用空間面板數(shù)據(jù)模型是合理且必要的。而經(jīng)濟(jì)地理距離權(quán)重矩陣的估計(jì)系數(shù)高于鄰接權(quán)重矩陣和地理距離權(quán)重矩陣，表明創(chuàng)新效率的溢出作用更易發(fā)生在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平接近且距離相近的地區(qū)之間。lofids的系數(shù)均顯著為正且在三種不同空間權(quán)重矩陣下的系數(shù)分別為0.009、0.006和0.007，說明OFDI確實(shí)對(duì)創(chuàng)新效率的提升具有顯著的正向影響，且OFDI每提高1%，區(qū)域創(chuàng)新效率提升0.006%～0.009%。比較所有模型lofids的回歸系數(shù)還發(fā)現(xiàn)，若忽略區(qū)域間創(chuàng)新效率的空間相關(guān)性，將高估OFDI對(duì)創(chuàng)新效率的影響作用。以固定效應(yīng)模型和鄰接權(quán)重矩陣的空間杜賓模型結(jié)果為例，lofids的回歸系數(shù)由0.012下降到0.009。

表2 OFDI對(duì)中國區(qū)域創(chuàng)新效率影響的基本回歸結(jié)果

注：*** 、** 和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。第(3)列的工具變量-廣義矩估計(jì)模型中的不可識(shí)別檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Kleibergen-Paap rk LM的值為124.939，弱工具變量檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量Kleibergen-Paap rk Wald F的值為3080.148，過度識(shí)別Hansen J統(tǒng)計(jì)量為0.400，均通過檢驗(yàn)。

另外，金融發(fā)展對(duì)創(chuàng)新效率的影響不顯著，這可能一方面是因?yàn)榻鹑诎l(fā)展為區(qū)域創(chuàng)新的投入提供資金，從而對(duì)創(chuàng)新效率產(chǎn)生正向影響；另一方面，近年來中國經(jīng)濟(jì)普遍存在的“脫實(shí)入虛”，導(dǎo)致更多的高學(xué)歷科技人才轉(zhuǎn)向金融行業(yè)，降低流向高科技產(chǎn)業(yè)的人才總量，從而對(duì)創(chuàng)新效率產(chǎn)生負(fù)向影響。這兩種效應(yīng)同時(shí)作用遂造成金融發(fā)展對(duì)創(chuàng)新效率的不顯著影響。非國有投資占比表示的市場(chǎng)化進(jìn)程指標(biāo)同樣對(duì)創(chuàng)新效率的影響不顯著，這可能一方面是國有企業(yè)的創(chuàng)新效率較低，而民營企業(yè)和外資企業(yè)的創(chuàng)新效率較高，因此非國有投資占比提高對(duì)該區(qū)域的創(chuàng)新效率產(chǎn)生促進(jìn)作用；另一方面，國有企業(yè)更有可能從事和實(shí)施外部性較大的研發(fā)投入，并通過外部性這一機(jī)制對(duì)該區(qū)域的創(chuàng)新效率產(chǎn)生推動(dòng)作用。這兩種效應(yīng)疊加導(dǎo)致非國有投資占比對(duì)創(chuàng)新效率的影響不顯著。貿(mào)易開放度、政府財(cái)政支出和人力資本均對(duì)創(chuàng)新效率的影響顯著為正，說明外貿(mào)開放帶來的競(jìng)爭(zhēng)壓力迫使國內(nèi)企業(yè)必須通過創(chuàng)新來獲取足夠的利潤，從而提高企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新效率；政府財(cái)政支出的提高能降低企業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新中的投入成本和風(fēng)險(xiǎn)，從而刺激企業(yè)的創(chuàng)新投入并提高其創(chuàng)新效率；人力資本的上升為企業(yè)創(chuàng)新提供有力的條件和保障，其對(duì)創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量的提高具有重要作用?；A(chǔ)設(shè)施對(duì)創(chuàng)新效率的影響顯著為負(fù)，說明處于轉(zhuǎn)軌期中國的基礎(chǔ)設(shè)施投資的增加在一定程度上擠占科技創(chuàng)新投入，從而對(duì)區(qū)域的創(chuàng)新效率產(chǎn)生消極影響。

為進(jìn)一步探討OFDI對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的直接和間接影響，本文基于空間杜賓模型估計(jì)OFDI對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的平均直接效應(yīng)和平均間接效應(yīng)(見表3所示)。

表3 直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的估計(jì)值

由表3的估計(jì)結(jié)果可以看出，在鄰接權(quán)重矩陣(列(1)～(2))下，OFDI的直接效應(yīng)為0.011，即OFDI每增長1%，該地區(qū)的創(chuàng)新效率將提升0.011%。需要注意的是，直接效應(yīng)(0.011)大于前文的回歸系數(shù)(0.009)，說明直接效應(yīng)包含相鄰地區(qū)對(duì)本地區(qū)的“反饋效應(yīng)”。OFDI的間接效應(yīng)為0.032，即OFDI每增長1%，相鄰地區(qū)的創(chuàng)新效率將共同提高0.032%，盡管OFDI對(duì)創(chuàng)新效率的間接效應(yīng)(0.032)在數(shù)值上大于直接效應(yīng)(0.011)，但對(duì)某一特定省份而言，間接效應(yīng)遠(yuǎn)小于直接效應(yīng)。地理距離權(quán)重矩陣(列(3)～(4))和經(jīng)濟(jì)地理距離權(quán)重矩陣(列(5)～(6))下的實(shí)證結(jié)果與上述類似。以上分析表明，OFDI的增加將促使本地區(qū)和鄰近地區(qū)的創(chuàng)新效率提升。

五、空間效應(yīng)差異的進(jìn)一步探討

表2和3給出全國層面的實(shí)證結(jié)果，即全國范圍內(nèi)各省(市、自治區(qū))OFDI對(duì)創(chuàng)新效率的平均影響情況。然而，各省(市、自治區(qū))在地理區(qū)位和空間距離上的差異均可能導(dǎo)致創(chuàng)新效率的空間相關(guān)效應(yīng)存在差異，因此我們從地理區(qū)位和空間距離兩個(gè)方面分析OFDI影響區(qū)域創(chuàng)新效率的空間效應(yīng)差異。

(一)地理區(qū)位差異

區(qū)域發(fā)展不平衡是我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)的重要特征，東中西部地區(qū)的創(chuàng)新效率和OFDI都存在巨大差異(在樣本期內(nèi)，創(chuàng)新效率的平均值分別為0.886、0.836和0.814，OFDI的平均值分別為399.178億元、76.779億元和51.347億元)，且東部各省份之間的空間距離較小，而西部各省份間距離較大。因此，在考察其空間效應(yīng)時(shí)，需考慮OFDI影響創(chuàng)新效率的地理區(qū)位差異性。表4分別給出東部(列(1))、中部(列(2))和西部(列(3))的估計(jì)結(jié)果(2)因篇幅所限，鄰接權(quán)重矩陣和地理距離權(quán)重矩陣的估計(jì)結(jié)果省略，作者備索。。

表4的估計(jì)結(jié)果顯示，在東中部地區(qū)，創(chuàng)新效率受相鄰省份創(chuàng)新效率的影響顯著，而西部地區(qū)的影響不再顯著。這可能是因?yàn)槲鞑扛魇》葜g(與東中部地區(qū)相比)的距離較大，創(chuàng)新效率間的相互影響較小。在東中西部地區(qū)，相鄰省份OFDI的增加均正向影響本省的創(chuàng)新效率，且東部地區(qū)的正向影響作用最大、最顯著。這是因?yàn)闁|部各省份之間的空間距離較小，企業(yè)在跨地區(qū)的創(chuàng)新學(xué)習(xí)中只需較低的交通成本。比較各地區(qū)創(chuàng)新效率影響因素的總效應(yīng)可知，OFDI在東中西部地區(qū)均為顯著正向影響，且東部地區(qū)的總效應(yīng)最大。

表4 空間效應(yīng)的地理區(qū)位差異估計(jì)結(jié)果

(二)空間距離差異

變量間的關(guān)聯(lián)程度是否隨著空間距離的改變而產(chǎn)生變化是空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)注的重要問題，表5給出不同空間距離下的空間杜賓模型的估計(jì)結(jié)果。其中，列(1)設(shè)定空間相關(guān)性只存在于距離小于200公里的省份之間，列(2)、(3)和(4)依次設(shè)定為500公里、1000公里和1500公里。由表5的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)：

第一，創(chuàng)新效率空間滯后項(xiàng)的回歸系數(shù)隨著省份之間空間距離的增大而逐漸減小，從距離200公里的0.432減小到距離1500公里的0.229，且均在1%的水平下顯著，說明各省份創(chuàng)新效率之間存在明顯的空間相關(guān)性，且相近省份之間的創(chuàng)新效率的關(guān)聯(lián)程度更深，這符合“地理學(xué)第一定律”的基本特點(diǎn)。

第二，OFDI的直接效應(yīng)隨著相關(guān)空間矩陣設(shè)置距離的增加而減弱，即OFDI對(duì)本地區(qū)創(chuàng)新效率的影響隨著涉及的相近省份的增多而降低。當(dāng)省份間的空間距離小于200公里時(shí)，OFDI提高對(duì)本地區(qū)創(chuàng)新效率的影響最大(系數(shù)為0.013)；而省份間的空間距離為1500公里時(shí)，OFDI提高對(duì)本地區(qū)創(chuàng)新效率的影響降至0.008。這意味考慮的相關(guān)省份越多，OFDI對(duì)本地區(qū)創(chuàng)新效率的影響越小。OFDI提高對(duì)相關(guān)省份創(chuàng)新效率的影響(間接效應(yīng))同樣隨著相關(guān)空間矩陣設(shè)置距離的增加而減弱。當(dāng)省份間的空間距離小于200公里時(shí)，OFDI的間接效應(yīng)為0.056；而省份間的空間距離為1500公里時(shí)，OFDI的間接效應(yīng)僅為0.009。這可能是因?yàn)橄嚓P(guān)空間矩陣設(shè)置距離的增加包含一些距離較遠(yuǎn)的省份，從而攤薄鄰近省份創(chuàng)新效率之間的相互影響程度。另外，OFDI間接影響效應(yīng)的下降程度遠(yuǎn)大于直接影響效應(yīng)。

表5 空間效應(yīng)的空間距離差異估計(jì)結(jié)果

六、結(jié)論與政策建議

從空間視角探究OFDI對(duì)中國區(qū)域創(chuàng)新效率的影響效應(yīng)，對(duì)深入理解OFDI影響創(chuàng)新效率的內(nèi)部作用機(jī)制具有啟迪作用。因此，本文利用中國2003～2015年30個(gè)省(市、自治區(qū))的面板數(shù)據(jù)，在測(cè)算各省(市、自治區(qū))創(chuàng)新效率的基礎(chǔ)上，使用空間面板分析技術(shù)實(shí)證分析OFDI對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響效應(yīng)，得到以下的幾點(diǎn)結(jié)論：

第一，從橫向比較來看，我國創(chuàng)新效率呈現(xiàn)明顯的東中西部依次遞減的特點(diǎn)，且東部與中西部地區(qū)的差距較為明顯，中部與西部之間的差距較小。從縱向變動(dòng)來看，創(chuàng)新效率的增長較為明顯，西部地區(qū)創(chuàng)新效率的提升幅度較大，中部地區(qū)次之，東部地區(qū)的提升幅度較小。

第二，OFDI是促進(jìn)中國區(qū)域創(chuàng)新效率提升的重要因素，且一個(gè)地區(qū)OFDI的提高不僅促進(jìn)本地區(qū)創(chuàng)新效率的提升(直接效應(yīng))，同時(shí)導(dǎo)致鄰近地區(qū)創(chuàng)新效率的提升(間接效應(yīng))。

第三，地理區(qū)位和空間距離顯著作用于OFDI影響中國區(qū)域創(chuàng)新效率的空間效應(yīng)。就地理區(qū)位而言，創(chuàng)新效率的空間相關(guān)程度在東部最高，且OFDI對(duì)創(chuàng)新效率的影響總效應(yīng)在東部最強(qiáng)；就空間距離而言，創(chuàng)新效率的空間相關(guān)性隨著空間距離的增大而減小，OFDI的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均隨空間相關(guān)距離的增大而減弱。

據(jù)上述研究結(jié)論，我們提出以下的對(duì)策建議：(1)進(jìn)一步發(fā)展OFDI，尤其要鼓勵(lì)和促進(jìn)企業(yè)將OFDI從貿(mào)易型和生產(chǎn)型轉(zhuǎn)為技術(shù)獲取型，通過合資、國際并購、新建和聯(lián)盟等多種模式加強(qiáng)與國外先進(jìn)企業(yè)的合作，促使OFDI實(shí)現(xiàn)有效的逆向技術(shù)溢出，提高國內(nèi)創(chuàng)新效率水平；(2)在政策制定中充分考慮空間溢出效應(yīng)在促進(jìn)國內(nèi)創(chuàng)新效率提升中的重要作用，大力推動(dòng)區(qū)域之間的市場(chǎng)整合與一體化發(fā)展，以科技創(chuàng)新合作共建帶動(dòng)區(qū)域間的高新企業(yè)交流、創(chuàng)新資源流動(dòng)及科技人才的培養(yǎng)，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新資源共享，形成區(qū)域間創(chuàng)新效率提升的利益共享格局。