汪秀婷，羅 艷

(武漢理工大學(xué) 管理學(xué)院，湖北 武漢 430070)

以科技創(chuàng)新培育經(jīng)濟(jì)發(fā)展新動能，推動經(jīng)濟(jì)增長從“要素驅(qū)動、投資驅(qū)動向創(chuàng)新驅(qū)動”轉(zhuǎn)變，不僅是中國經(jīng)濟(jì)適應(yīng)“新常態(tài)”發(fā)展的現(xiàn)實(shí)需要，還是適應(yīng)新時代中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的迫切要求。近年來，中國科技創(chuàng)新能力不斷增強(qiáng)，科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率逐步上升，為中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展注入了強(qiáng)大動力。黨的十八大以來，習(xí)近平總書記在國際與國內(nèi)的不同場合都旗幟鮮明地宣示了改革開放的決心，并在十九大報告中再次強(qiáng)調(diào)“中國開放的大門不會關(guān)閉，只會越開越大”。隨著中國對外開放舉措的持續(xù)擴(kuò)大，中國吸引外資的力度將進(jìn)一步加強(qiáng)。已有研究表明，外商投資所帶來的溢出效應(yīng)對東道國的生產(chǎn)效率、技術(shù)創(chuàng)新會有一定的影響，外商投資規(guī)模的適度擴(kuò)張對東道國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展也具有明顯的促進(jìn)作用。在我國外商投資規(guī)模不斷擴(kuò)大、外商引資結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化的情況下，外商投資的流入是否會強(qiáng)化技術(shù)創(chuàng)新引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的新動能，外商直接投資數(shù)量(FDI數(shù)量)和外商直接投資質(zhì)量(FDI質(zhì)量)對技術(shù)創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)會有什么樣的影響差異，各區(qū)域應(yīng)如何制定合理的外資政策從而有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長？基于以上問題，筆者將對此展開深入的探討。

1 文獻(xiàn)綜述

關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資(FDI)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，國內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)做了大量研究，其成果主要集中在以下3個方面：

(1)技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長。雖然技術(shù)創(chuàng)新是影響一國經(jīng)濟(jì)的重要因素這一論點(diǎn)已被國內(nèi)外學(xué)者所證實(shí)，但對于彼此之間的內(nèi)在關(guān)系卻有兩種不同的觀點(diǎn)：其一，技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)作用，如SOLOW[1]基于新古典增長理論，認(rèn)為長期經(jīng)濟(jì)增長主要是依靠技術(shù)的進(jìn)步、教育和訓(xùn)練水平的提高；ARROW[2]從技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)生性角度探究了技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新是推動經(jīng)濟(jì)增長的決定因素；蘇治等[3]依托于索洛經(jīng)濟(jì)模型框架，測算了技術(shù)進(jìn)步對于經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新是推動中國經(jīng)濟(jì)高速增長的主要動力；劉躍等[4-5]認(rèn)為區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力能夠?qū)?jīng)濟(jì)增長的結(jié)構(gòu)性、穩(wěn)定性、成果分配、生態(tài)環(huán)境等均產(chǎn)生積極的影響作用。其二，技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性尚不明確，如MORALES[6]認(rèn)為以政府R&D支出代表的技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長具有明顯的促進(jìn)作用，但與此同時也將會對企業(yè)的研發(fā)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，從而在一定程度上對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)面影響；萬勇[7]研究提出技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長的影響會存在較大的區(qū)域異質(zhì)性；宗剛等[8]基于內(nèi)生增長理論構(gòu)建了聯(lián)立模型對經(jīng)濟(jì)增長與技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系加以考察，發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正向效應(yīng)，但這一作用呈倒U型。

(2)FDI與經(jīng)濟(jì)增長。關(guān)于FDI與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，比較有代表性的觀點(diǎn)有3種：一是認(rèn)為FDI能夠通過溢出效應(yīng)提高地區(qū)生產(chǎn)率，進(jìn)而促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，如ALFARO等[9]研究指出，高人力資本密集和高金融依賴部門的FDI對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用更強(qiáng)；白俊紅等[10]采用完全修正最小二乘法(FMOLS)考察了FDI質(zhì)量對中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的影響，認(rèn)為FDI質(zhì)量有利于經(jīng)濟(jì)增長。二是認(rèn)為FDI能夠?qū)е沦Y本擠出效應(yīng)或資本擠入效應(yīng)，從而阻礙或促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，如LESSMANN[11]不僅證明了FDI能夠促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，還認(rèn)為FDI擴(kuò)大了中低收入國家的地區(qū)發(fā)展差異；許冰[12]通過研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對我國東部和中西部地區(qū)分別存在資本擠入效應(yīng)和資本擠出效應(yīng)，從而導(dǎo)致兩者之間形成明顯的經(jīng)濟(jì)差異。三是認(rèn)為FDI具有“污染天堂”效應(yīng)或“污染光環(huán)”效應(yīng)，從而間接阻礙或促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，如盛斌等[13]研究發(fā)現(xiàn)FDI產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng)遠(yuǎn)大于負(fù)向的結(jié)構(gòu)效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)；龔夢琪等[14]通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)FDI會增加污染排放，F(xiàn)DI在我國會存在“污染天堂”效應(yīng)進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。由此可見，目前國內(nèi)外對FDI與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系并未形成一致觀點(diǎn)。

(3)技術(shù)創(chuàng)新、FDI與經(jīng)濟(jì)增長。關(guān)于三者之間的內(nèi)在關(guān)系，現(xiàn)有研究主要集中在兩個方面：一是將FDI作為單個前因變量，探究FDI、技術(shù)創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)增長3個變量之間的相互影響關(guān)系，如VENABLES[15]研究認(rèn)為FDI可以促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長，尤其是發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)增長；宦梅麗等[16]基于1979—2013年的中國省際面板數(shù)據(jù)，針對FDI、技術(shù)進(jìn)步對中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響及其機(jī)理進(jìn)行了分析，認(rèn)為FDI在長期內(nèi)對經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮積極作用，技術(shù)進(jìn)步推動國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長；唐宜紅等[17]認(rèn)為FDI對市場開放程度高、資本密集型及出口導(dǎo)向型的非國有企業(yè)有較強(qiáng)的技術(shù)溢出效應(yīng)，F(xiàn)DI推動了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，進(jìn)而促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。二是以FDI作為聯(lián)立變量，探究FDI和某個變量的聯(lián)合效應(yīng)對經(jīng)濟(jì)增長的影響，如GLASS等[18]認(rèn)為FDI是否能夠?yàn)闁|道國帶來先進(jìn)技術(shù)，這主要取決于FDI的母國和東道國之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展和技術(shù)水平的差距，當(dāng)兩個國家的技術(shù)差異較小時，F(xiàn)DI所帶來的技術(shù)可能并非先進(jìn)技術(shù)，不一定會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；張文武等[19]采用了30個省域的面板數(shù)據(jù)，通過空間計量分析發(fā)現(xiàn)外商直接投資與創(chuàng)新驅(qū)動均存在明顯的累積效應(yīng)與集聚效應(yīng)，兩者的空間集聚效應(yīng)均能促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長；葉文顯等[20]認(rèn)為各省域的創(chuàng)新驅(qū)動與FDI均能促進(jìn)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，創(chuàng)新驅(qū)動與FDI每變動1%，經(jīng)濟(jì)總量的變動彈性分別為0.055%和0.061%。

總體來看，已有文獻(xiàn)在研究技術(shù)創(chuàng)新、FDI與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系時仍有以下不足：其一，現(xiàn)有研究大多集中于兩個變量之間的關(guān)系分析，較少將三者納入一個系統(tǒng)性分析框架進(jìn)行研究，對三者之間的作用關(guān)系還有待深入探究；其二，現(xiàn)有研究大多將FDI作為單個前因變量或聯(lián)立變量，且更多的是采用FDI數(shù)量，而忽略了對FDI質(zhì)量的考量，較少探究不同數(shù)量和質(zhì)量的FDI對技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長之間的作用關(guān)系是否存在差異；其三，現(xiàn)有研究雖然認(rèn)同技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長的作用，但較少考慮不同區(qū)域FDI的差異性及其對技術(shù)創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)增長的影響。

基于以上不足，筆者試圖將技術(shù)創(chuàng)新、FDI和經(jīng)濟(jì)增長同時納入一個系統(tǒng)性模型，以2006—2016年我國30個省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)為樣本，以FDI為門檻變量，探究FDI對技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的影響。筆者研究的創(chuàng)新之處體現(xiàn)在：①將FDI引入技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長的非線性系統(tǒng)模型中，探究FDI對技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系造成的非線性“門檻”特征，從而為我國實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供一個新思路；②從FDI數(shù)量和FDI質(zhì)量雙重視角，比較FDI對技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長的作用效應(yīng)，從而為有效引進(jìn)和利用FDI提供參考；③選取3個橫截面時間節(jié)點(diǎn)，從縱向角度來對我國東、中、西部地區(qū)的FDI數(shù)量和FDI質(zhì)量水平相對門限值分布及發(fā)展態(tài)勢進(jìn)行比較分析，以期為各區(qū)域?qū)崿F(xiàn)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量增長提供相關(guān)決策借鑒。

2 模型設(shè)定與變量說明

2.1 門限回歸方法及模型設(shè)定

為了避免人為劃分FDI區(qū)間所帶來的偏差，并有效判斷門檻值的顯著性，筆者采用HANSEN[21]的非線性面板門檻回歸模型，以此來驗(yàn)證技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長的影響是否存在非線性門檻效應(yīng)，分別以FDI數(shù)量和FDI質(zhì)量為門檻變量來構(gòu)建分段函數(shù)。HANSEN門檻模型的基本形式為：

(1)

式中：qi表示門檻變量；γ表示待估計的門限值。引入示性函數(shù)I(·)后，則可將該模型表示為：

yi=β1xi·I(qi≤γ)+β2xi·I(qi>γ)+εi

(2)

其中,I(·)表示示性函數(shù)，即當(dāng)括號中的條件被滿足時，則取值為1；反之，取值為0。

ecit=ui+β1creit·I(fdiit≤γ)+

β2creit·I(fdiit>γ)+βcontrolit+εit

(3)

式中：ec(經(jīng)濟(jì)增長)為被解釋變量；cre(技術(shù)創(chuàng)新)為受門檻變量影響的解釋變量；fdi為門檻變量，分為FDI數(shù)量number和FDI質(zhì)量performance；I(·)為示性函數(shù)；γ為門檻值；control為一組影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的控制變量集，主要包括固定資產(chǎn)投入(fi)、對外貿(mào)易(ft)、政府調(diào)控(gov)、人口撫養(yǎng)比(pfe)；ui為個體的特定效應(yīng)；εit為隨機(jī)干擾項；i表示省份；t表示年份。

多重門檻面板模型(以雙門檻為例)為：

ecit=ui+β1creit·I(fdiit≤γ1)+

β2creit·I(γ1

β3creit·I(fdiit>γ2)+βcontrolit+εit

(4)

其中，γ1、γ2表示雙重門檻，其他符號同單門檻面板模型。

2.2 變量選取及數(shù)據(jù)說明

(1)被解釋變量：經(jīng)濟(jì)增長(ec)。由于地區(qū)GDP能夠較為準(zhǔn)確地衡量一個區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長狀況，因此筆者以地區(qū)GDP作為經(jīng)濟(jì)增長的代理變量，并且對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了對數(shù)處理，以便于消除時間序列異方差的影響[22]。

(2)解釋變量：技術(shù)創(chuàng)新(cre)。對于技術(shù)創(chuàng)新的評價指標(biāo)，目前已有較多的文獻(xiàn)進(jìn)行了相關(guān)討論，筆者借鑒李美娟等[23]的研究，用創(chuàng)新投入、技術(shù)轉(zhuǎn)移、創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新支撐4個一級指標(biāo)、15個二級指標(biāo)來綜合衡量技術(shù)創(chuàng)新水平，具體指標(biāo)如表1所示。通過建立綜合指標(biāo)的方法來衡量技術(shù)創(chuàng)新水平，避免了使用單一指標(biāo)而不能全面解釋目標(biāo)變量的缺陷，從而有利于降低解釋偏誤。

表1 技術(shù)創(chuàng)新水平評價關(guān)鍵指標(biāo)

(3)門檻變量。①FDI數(shù)量(number)。FDI數(shù)量主要是指我國利用的外資數(shù)量規(guī)模，筆者采用各地區(qū)實(shí)際利用外商直接投資額作為FDI數(shù)量的代理變量。②FDI質(zhì)量(performance)。FDI質(zhì)量主要指的是FDI的生產(chǎn)力和技術(shù)溢出效果，如FDI管理水平、技術(shù)水平、東道國技術(shù)轉(zhuǎn)移意愿等。鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性、可比性及可操作性，筆者選擇外資業(yè)績指數(shù)作為FDI質(zhì)量的代理變量。外資業(yè)績指數(shù)越高，表明各地區(qū)FDI利用效果越好，即FDI有效發(fā)揮了其所含技術(shù)水平，也表明FDI管理水平以及東道國技術(shù)轉(zhuǎn)移意愿較高，F(xiàn)DI質(zhì)量較好[24]。

(5)

式中：FDI表示實(shí)際利用外商直接投資額；Y表示GDP總額；i表示地區(qū)；t表示年份。

(4)控制變量。筆者選取固定資產(chǎn)投入(fi)、對外貿(mào)易(ft)、政府調(diào)控(gov)、人口撫養(yǎng)比(pfe)等可能會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響作用的變量作為控制變量，以降低誤差和干擾項。其中，采用各地區(qū)歷年固定資產(chǎn)投資總額占同期該地區(qū)GDP的比值作為固定資產(chǎn)投入的代理變量；采用各地區(qū)歷年進(jìn)出口總額占同期該地區(qū)GDP的比值作為對外貿(mào)易的代理變量；采用各地區(qū)財政支出占同期該地區(qū)GDP的比值作為政府調(diào)控的代理變量；采用各地區(qū)總?cè)丝跀?shù)中非勞動人口數(shù)占勞動力人口數(shù)的比值作為人口撫養(yǎng)比的代理變量。

筆者采用的數(shù)據(jù)為2006—2016年全國30個省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)(由于西藏自治區(qū)的數(shù)據(jù)缺乏故未被納入)，數(shù)據(jù)均來源于2007—2017年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》和各省市自治區(qū)統(tǒng)計年鑒。此外，為了消除時間序列異方差的影響，并且使數(shù)據(jù)趨勢線性化，筆者對各變量進(jìn)行了自然對數(shù)轉(zhuǎn)換。

3 計量結(jié)果與分析

為了判斷數(shù)據(jù)模型是否適用于固定效應(yīng)模型，筆者對所選用數(shù)據(jù)進(jìn)行了Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果顯示P值為0.000 0，在1%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，即數(shù)據(jù)適用于固定效應(yīng)模型。因此，筆者選擇固定效應(yīng)面板門檻模型來進(jìn)行估算，其中P值和臨界值均為Bootstrap法模擬500次后的結(jié)果。

3.1 FDI數(shù)量門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

以FDI數(shù)量(number)為門檻變量的門檻效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)、門檻值估計及95%置信區(qū)間如表2所示。由表2可知，單一門檻模型、雙重門檻模型所對應(yīng)的自抽樣P值分別為0.032、0.000，均通過了門檻效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)，而三重門檻模型未通過顯著性水平檢驗(yàn)。由此，根據(jù)HANSEN門檻理論可知技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長之間可以認(rèn)為存在著FDI數(shù)量雙重門檻效應(yīng)，技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長為非線性關(guān)系。

表2 number門檻效應(yīng)自抽樣檢驗(yàn)

注：***表示P<0.01；**表示P<0.05；*表示P<0.1；下同

圖1 門檻變量number LR圖(第1輪)

圖2 門檻變量number LR圖(第2輪)

以FDI數(shù)量(number)為門檻變量的技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長的門檻回歸結(jié)果如表3所示。由表3可知，技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長之間存在非線性關(guān)系，在不同的FDI數(shù)量下技術(shù)創(chuàng)新會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生不同的影響。當(dāng)FDI數(shù)量低于33 485時，技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)為0.988，呈正向作用效應(yīng)，在1%的顯著性水平下顯著；當(dāng)FDI數(shù)量介于33 485與947 321之間時，技術(shù)創(chuàng)新仍然顯著正向促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，其影響系數(shù)為0.780，促進(jìn)作用有所下降；當(dāng)FDI數(shù)量高于947 321時，技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)為0.620，正向影響作用進(jìn)一步減弱。由此可知，F(xiàn)DI數(shù)量在不同區(qū)間時，技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長均具有顯著促進(jìn)作用，但是對經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)隨著FDI數(shù)量的增加而逐步下降，表明隨著FDI數(shù)量的增加，其促進(jìn)作用呈現(xiàn)出下降的趨勢。

表3 number門檻回歸估計結(jié)果

在控制變量方面，固定資產(chǎn)投入(fi)能夠顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；對外貿(mào)易(ft)也有利于經(jīng)濟(jì)增長，但是影響系數(shù)并不高；政府調(diào)控(gov)對經(jīng)濟(jì)增長呈正向影響，且在1%顯著性水平下顯著；人口撫養(yǎng)比(pfe)不利于經(jīng)濟(jì)增長，非勞動人口的增加加重了地區(qū)經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。

3.2 FDI質(zhì)量門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

以FDI質(zhì)量(performance)為門檻變量的門檻值估計及門檻效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。由表4可知，單一門檻模型和三重門檻模型均未通過顯著性檢驗(yàn)，雙重門檻模型對應(yīng)的自抽樣P值為0.000，在1%的顯著性水平下通過了門檻效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)，說明技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著FDI質(zhì)量雙重門檻效應(yīng)。

表4 performance門檻效應(yīng)自抽樣檢驗(yàn)

圖3 門檻變量performance LR圖(第1輪)

同樣地，利用似然比統(tǒng)計量對FDI質(zhì)量雙重門檻的門檻真實(shí)值與門檻估計值的一致性進(jìn)行檢驗(yàn)，相應(yīng)結(jié)果見表4，F(xiàn)DI質(zhì)量的兩個門檻估計值γ1、γ2所對應(yīng)的LR圖分別如圖3和圖4所示，當(dāng)LR(γ)等于0時，F(xiàn)DI質(zhì)量雙重門檻模型中所得到的兩個門檻估計值分別為0.150和1.240，門檻估計值0.150位于95%置信區(qū)間[0.970，1.260]內(nèi)，門檻估計值1.240也位于95%置信區(qū)間[0.060，2.940]內(nèi)，兩個門檻估計值均處于門檻估計值等于真實(shí)值的原假設(shè)的接受域內(nèi)，即LR≤7.352 3，說明兩個FDI質(zhì)量門檻估計值通過了真實(shí)性檢驗(yàn)。

圖4 門檻變量performance LR圖(第2輪)

以FDI質(zhì)量(performance)為門檻變量的技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長之間的門檻回歸結(jié)果如表5所示。由表5可知，在不同的FDI質(zhì)量水平下技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長之間呈現(xiàn)出顯著的門檻特征，兩者為非線性關(guān)系。當(dāng)FDI質(zhì)量小于0.150時，技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長呈正向影響關(guān)系，其影響系數(shù)為0.819，在1%的顯著性水平下顯著；當(dāng)FDI質(zhì)量介于0.150和1.240之間時，技術(shù)創(chuàng)新仍然顯著正向影響經(jīng)濟(jì)增長，而且影響系數(shù)增大，為0.888，說明技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用增強(qiáng)；當(dāng)FDI質(zhì)量大于1.240時，技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用進(jìn)一步增強(qiáng)，在1%的顯著性水平下顯著。由此可知，無論FDI質(zhì)量是在最優(yōu)區(qū)間、次優(yōu)區(qū)間還是較差區(qū)間，技術(shù)創(chuàng)新始終能夠顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，并且影響系數(shù)隨著FDI質(zhì)量水平的提高一直處于上升的狀態(tài)，說明隨著FDI質(zhì)量水平的增強(qiáng)，技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用也進(jìn)一步上升。

表5 performance門檻回歸估計結(jié)果

在控制變量方面，固定資產(chǎn)投入(fi)有利于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；對外貿(mào)易(ft)對經(jīng)濟(jì)增長呈正向影響作用；政府調(diào)控(gov)顯著促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長；人口撫養(yǎng)比(pfe)不利于經(jīng)濟(jì)水平的提升。

由此可見，F(xiàn)DI數(shù)量(number)和FDI質(zhì)量(performance)對技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的影響存在以下特征：在FDI數(shù)量和FDI質(zhì)量的影響下，技術(shù)創(chuàng)新始終都能顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但兩者之間的促進(jìn)作用會呈現(xiàn)出不同的影響態(tài)勢。①在FDI“同質(zhì)化”假設(shè)的情況下，技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長的作用會隨著FDI數(shù)量的增加而呈現(xiàn)出下降的趨勢。分析其可能的原因是，雖然流入的FDI規(guī)模逐步擴(kuò)大，但FDI質(zhì)量并不高，F(xiàn)DI的技術(shù)外溢效應(yīng)無法有效發(fā)揮，使得技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用降低。②在FDI質(zhì)量的影響下，技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用會隨著FDI質(zhì)量水平的提高而呈現(xiàn)上升的態(tài)勢。分析其可能的原因是，外資業(yè)績指數(shù)越高，各地區(qū)外資中所含技術(shù)水平越能得到充分應(yīng)用，技術(shù)創(chuàng)新能力得以提升，F(xiàn)DI技術(shù)外溢效應(yīng)明顯，從而有利于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。③FDI質(zhì)量對技術(shù)創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)強(qiáng)于FDI數(shù)量，F(xiàn)DI質(zhì)量的最優(yōu)、次優(yōu)及較差區(qū)間的影響系數(shù)均高于FDI數(shù)量的影響系數(shù)，表明我國各地區(qū)在引進(jìn)外資時，外資質(zhì)量和數(shù)量的差異會影響技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長的作用效應(yīng)。

3.3 地區(qū)門檻變量與其門檻估計值比較

我國東、中、西部地區(qū)在2006、2011、2016年的FDI數(shù)量(number)和FDI質(zhì)量(performance)相對門檻值分布情況如表6所示。由表6中的數(shù)據(jù)可知，東部地區(qū)的FDI規(guī)模相對較大，大部分地區(qū)均處于大于947 321的區(qū)間內(nèi)，同時東部地區(qū)FDI質(zhì)量處于相對最優(yōu)區(qū)間(大于1.240)的地區(qū)數(shù)量也是3個區(qū)域中最高的，但是卻呈現(xiàn)逐年下降趨勢；中部地區(qū)的FDI數(shù)量大部分處于區(qū)間(33 485,947 321]內(nèi)，F(xiàn)DI規(guī)模略低于東部地區(qū)，但仍高于西部地區(qū)，同時中部地區(qū)FDI質(zhì)量水平也大部分處于次優(yōu)區(qū)間(0.150,1.240]內(nèi)，質(zhì)量水平稍遜于東部地區(qū)；西部仍有較多地區(qū)的FDI數(shù)量和FDI質(zhì)量低于門檻值，F(xiàn)DI規(guī)模較小，F(xiàn)DI質(zhì)量較差。

表6 不同地區(qū)number、performance相對門檻值分布情況

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

筆者采用了替換解釋變量法來對上述研究結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，即將技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)行一期滯后處理(crei，t-1)，然后以crei，t-1替代cre進(jìn)行門檻回歸分析，具體檢驗(yàn)結(jié)果見表3和表5。將t-1期技術(shù)創(chuàng)新作為解釋變量后，F(xiàn)DI數(shù)量和FDI質(zhì)量的雙重門檻效應(yīng)仍然存在，并且各變量的系數(shù)符號和顯著性未發(fā)生明顯變化，表明實(shí)證結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

4 結(jié)論及啟示

4.1 主要結(jié)論

(1)技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長之間呈現(xiàn)非線性關(guān)系，其均受到FDI數(shù)量和FDI質(zhì)量的影響，表明外商投資的流入會強(qiáng)化技術(shù)創(chuàng)新引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的新動能。但兩者的作用效應(yīng)呈現(xiàn)出一定的差異性，即當(dāng)以FDI數(shù)量為門檻變量時，技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長的正向促進(jìn)作用會隨著FDI數(shù)量的增加而呈現(xiàn)出逐漸下降的態(tài)勢；而當(dāng)以FDI質(zhì)量為門檻變量時，技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長的正向促進(jìn)作用則會隨著FDI質(zhì)量水平的提升而逐步增強(qiáng)。

(2)固定資產(chǎn)投入、對外貿(mào)易和政府調(diào)控均有利于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而人口撫養(yǎng)比則加重了區(qū)域經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，不利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)水平的提高以及經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級。

(3)在FDI數(shù)量和FDI質(zhì)量門檻回歸模型中，我國東、中、西部地區(qū)的FDI數(shù)量和FDI質(zhì)量處于相對最優(yōu)區(qū)間和次優(yōu)區(qū)間的地區(qū)數(shù)量都較多，說明FDI對我國各區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長的作用關(guān)系影響大多處于一種良好的發(fā)展態(tài)勢，但是各地區(qū)仍然呈現(xiàn)差距，東部地區(qū)整體FDI質(zhì)量水平較高，F(xiàn)DI數(shù)量規(guī)模也較大，發(fā)展態(tài)勢較好；中部地區(qū)的FDI數(shù)量和FDI質(zhì)量均稍遜于東部地區(qū)；西部仍有較多地區(qū)的FDI數(shù)量和FDI質(zhì)量低于低門檻值，F(xiàn)DI數(shù)量規(guī)模較小，F(xiàn)DI質(zhì)量水平不高。

4.2 研究啟示

(1)制定科學(xué)合理的外商投資政策，進(jìn)一步提升吸引外資的能力，促進(jìn)FDI規(guī)模的適度提高和FDI質(zhì)量水平的提升，將有利于促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長。各地區(qū)應(yīng)搶抓國家全面構(gòu)建開放新格局的重大機(jī)遇，借助“一帶一路”戰(zhàn)略，加快推動不同外資吸引模式，提高外商投資的規(guī)模與利用質(zhì)量，利用開放優(yōu)勢促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長。

(2)在實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，加強(qiáng)科技體制改革，不斷提升技術(shù)創(chuàng)新能力的同時，不能盲目追求FDI數(shù)量的增長，而要控制適度的規(guī)模，增強(qiáng)對高質(zhì)量FDI的引資力度，進(jìn)一步優(yōu)化外資結(jié)構(gòu)，引導(dǎo)發(fā)達(dá)國家的直接投資及其合理流向，從而充分發(fā)揮FDI對技術(shù)進(jìn)步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟(jì)增長的正向促進(jìn)作用。

(3)各區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長有其自身的發(fā)展規(guī)律，應(yīng)結(jié)合各地區(qū)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、吸收能力、產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)等制定適宜的創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展策略和引資政策。東部地區(qū)應(yīng)在保持適度FDI規(guī)模的基礎(chǔ)上，注重發(fā)揮FDI對技術(shù)創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)增長的正向強(qiáng)化效應(yīng)；中西部地區(qū)則要加快提升技術(shù)創(chuàng)新能力、提高人力資源水平，完善創(chuàng)新基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加速FDI技術(shù)溢出效應(yīng)，提升對外資的吸引及利用能力，利用“創(chuàng)新引領(lǐng)”和“開放發(fā)展”的雙輪驅(qū)動促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長。