章志華

(廣東財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣東 廣州 510320)

0 引言

改革開(kāi)放40年來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展的背后，創(chuàng)新不足、效率低下和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡等問(wèn)題制約著經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)入“新常態(tài)”，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力不足問(wèn)題日益突出，“結(jié)構(gòu)性減速”成為當(dāng)前經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要特征。在此背景下，政府認(rèn)為創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)是擺脫當(dāng)前經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的困境，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵。2013年“一帶一路”倡議的實(shí)施，進(jìn)一步加快了企業(yè)“走出去”的步伐，中國(guó)對(duì)外直接投資(OFDI)得到快速發(fā)展，截至2015年對(duì)外直接投資規(guī)模已高達(dá)1456.7億美元，保持了連續(xù)13年的增長(zhǎng)，有利于構(gòu)建更加均衡、協(xié)調(diào)的對(duì)外開(kāi)放新格局。

中國(guó)OFDI的快速增長(zhǎng)能否促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呢？ 由于OFDI逆向技術(shù)溢出不會(huì)自主產(chǎn)生，關(guān)鍵取決于母國(guó)的吸收能力，科技創(chuàng)新是影響OFDI逆向溢出的重要因素。由于創(chuàng)新活動(dòng)在地區(qū)間存在較強(qiáng)的空間相關(guān)性，其能力的提升不僅依賴于區(qū)域內(nèi)部的創(chuàng)新要素，還依賴于其他區(qū)域創(chuàng)新要素的流動(dòng)(李婧等，2010)。因此，需要從空間溢出的視角分析OFDI、研發(fā)知識(shí)溢出與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。厘清這些問(wèn)題，對(duì)于統(tǒng)籌對(duì)外開(kāi)放、創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)和區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1 文獻(xiàn)綜述

1.1 對(duì)外直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

OFDI對(duì)母國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是促進(jìn)作用或抑制作用，學(xué)術(shù)界一直存有爭(zhēng)議。一種觀點(diǎn)認(rèn)為OFDI存在替代效應(yīng)，即OFDI與國(guó)內(nèi)投資是相互替代關(guān)系，OFDI的增長(zhǎng)反而使得國(guó)內(nèi)投資減少，進(jìn)而使得國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)減緩，主要代表人物如Stevens等(1992)認(rèn)為母國(guó)OFDI的增長(zhǎng)反而導(dǎo)致自身經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度下降。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為OFDI存在互補(bǔ)效應(yīng)，即OFDI與國(guó)內(nèi)投資存在互補(bǔ)關(guān)系，OFDI的增長(zhǎng)推動(dòng)國(guó)內(nèi)投資的增加，促進(jìn)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，主要代表人物如Desai等(2005)認(rèn)為OFDI的增長(zhǎng)對(duì)母國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用。Travares等(2005)認(rèn)為母國(guó)企業(yè)吸收、消化技術(shù)能力是上述情況實(shí)現(xiàn)的關(guān)鍵。Denzer(2011)使用內(nèi)生增長(zhǎng)模型從理論上分析也得到OFDI促進(jìn)母國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但前提是OFDI企業(yè)獲取的先進(jìn)技術(shù)可以自由的流向母國(guó)。Busse等(2016)研究表明OFDI能夠促進(jìn)母國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Herzer(2008)結(jié)合上述2種不同的理論觀點(diǎn)，認(rèn)為如果母國(guó)自然資源稀缺，OFDI可能會(huì)替代母國(guó)國(guó)內(nèi)投資，進(jìn)而使得母國(guó)產(chǎn)出下降。不過(guò)如果母國(guó)企業(yè)進(jìn)入新的市場(chǎng)進(jìn)行投資，以更低的成本在東道國(guó)生產(chǎn)產(chǎn)品，通過(guò)進(jìn)口這些產(chǎn)品就會(huì)促進(jìn)母國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

OFDI與母國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系也引起國(guó)內(nèi)學(xué)者的廣泛關(guān)注。比如魏巧琴和楊大楷(2003)采用中國(guó)1982-2000年的年度數(shù)據(jù)，運(yùn)用格蘭杰檢驗(yàn)實(shí)證分析，結(jié)果表明在現(xiàn)階段中國(guó)OFDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系較弱，但是隨著OFDI規(guī)模不斷擴(kuò)大，兩者之間的因果關(guān)系將會(huì)越來(lái)越顯著。肖黎明(2009)采用中國(guó)1980-2007年度的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果顯示OFDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但是影響效果較弱。馮彩、蔡則祥(2012)構(gòu)造誤差修正模型研究OFDI與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，結(jié)果顯示OFDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用顯著；進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)的影響作用最大，而且除西部之外，其它地區(qū)OFDI都與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。潘雄鋒、閆窈博、王冠(2016)采用2003-2013年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，引入了無(wú)環(huán)圖方法，動(dòng)態(tài)分析了OFDI、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，結(jié)果顯示OFDI直接或間接促進(jìn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

1.2 知識(shí)溢出與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

針對(duì)知識(shí)溢出與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究，國(guó)內(nèi)外學(xué)者取得了許多有益的成果。Griliches 認(rèn)為知識(shí)溢出是在區(qū)域間通過(guò)相互學(xué)習(xí)交流中獲取研發(fā)成果，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。蘇方林(2010)運(yùn)用 GWR方法，采用中國(guó)地級(jí)層面的R&D 知識(shí)溢出數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明知識(shí)溢出水平與地區(qū)開(kāi)放程度和勞動(dòng)力就業(yè)等密切相關(guān)。徐盈之、朱依曦(2010)在分析知識(shí)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中，發(fā)現(xiàn)空間鄰近性在知識(shí)溢出中的重要作用。Rodriguze(2014) 認(rèn)為區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不僅取決于資源稟賦與自身努力，還與知識(shí)創(chuàng)新有關(guān)，但是發(fā)現(xiàn)空間溢出效應(yīng)遠(yuǎn)高于技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)。譚建新(2015)認(rèn)為區(qū)域間交通設(shè)施的改善提升了各區(qū)域真實(shí)市場(chǎng)潛能水平，降低了區(qū)域間貿(mào)易壁壘，促進(jìn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)融合和增長(zhǎng)。張美濤(2019)從R&D支出、專利水平和人力資本三個(gè)方面研究了知識(shí)溢出對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出效應(yīng)。

上述文獻(xiàn)從不同角度分析了OFDI、知識(shí)溢出對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，也有從空間溢出的視角對(duì)此進(jìn)行了探討，但是尚未從知識(shí)溢出約束下分析OFDI與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出效應(yīng)。本文將借助空間門檻回歸模型，選用2013-2015年中國(guó)30省份的面板數(shù)據(jù)，從空間經(jīng)濟(jì)學(xué)視角，實(shí)證檢驗(yàn)OFDI、知識(shí)空間溢出與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者的關(guān)系。

2 模型構(gòu)建

利用Griliches-Jaffe 的知識(shí)生產(chǎn)柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，表述如下:

(1)

其中，K 代表創(chuàng)新產(chǎn)出，RD代表R&D經(jīng)費(fèi)支出或?qū)＠l(fā)明量，Z代表一系列控制變量，比如人力資本、公路里程數(shù)等。本文主要研究知識(shí)溢出與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，所以不僅要考慮創(chuàng)新產(chǎn)出，而且要考慮整個(gè)創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的影響。為此，首先設(shè)生產(chǎn)函數(shù)為Y = F(K，L)。現(xiàn)考慮一個(gè)知識(shí)生產(chǎn)AK 函數(shù)如下:

(2)

其中it表示第i個(gè)省份第t年，Yit表示地區(qū)生產(chǎn)總值；Ait表示技術(shù)進(jìn)步率。考慮到OFDI逆向技術(shù)溢出是知識(shí)溢出的重要組成部分，為此包含技術(shù)進(jìn)步Ait的生產(chǎn)函數(shù)可設(shè)定為:

(3)

其中RDit代表知識(shí)存量，OFDIit代表對(duì)外直接投資，Roadit代表公路里程長(zhǎng)度，HRit為平均教育年限。把(3) 式帶入(2)式，得到如下人均產(chǎn)出函數(shù):

(4)

對(duì)式(4)兩邊取對(duì)數(shù)，可得本文的基準(zhǔn)回歸模型:

LnYit=β1Lnkit+β2LnLit+LnOFDIit+β3LnRDit+β4LnRoadit+β5HRit+εit

(5)

在把R&D支出作為知識(shí)存量的替代變量，并進(jìn)一步把發(fā)明專利數(shù)(PAT)作為知識(shí)存量的替代變量，用來(lái)分析對(duì)外直接投資對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源與變量選擇

3.1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

由于中國(guó)從2003年才發(fā)布對(duì)外直接投資公報(bào)，又因?yàn)槲鞑氐貐^(qū)的數(shù)據(jù)缺失較多，為保持研究在時(shí)間和跨度的連續(xù)性，因此本文的樣本由2003-2015年30個(gè)省份(除西藏以外)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)構(gòu)成。數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》與《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。

3.1.2 變量選擇

(1)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(Y)。用Y表示地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)，反映各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，以1978年為基期的不變價(jià)對(duì)各地區(qū)名義GDP進(jìn)行平減，得到實(shí)際GDP。

(2)對(duì)外直接投資(OFDI)。本文認(rèn)為選用年度對(duì)外直接投資流量更加合適，它能夠更有效地描述現(xiàn)期對(duì)外直接投資在一段時(shí)間內(nèi)的發(fā)展和變化情況。各地區(qū)對(duì)外直接投資額用各年平均貨幣匯率換算成人民幣，然后以1978年為基期的不變價(jià)進(jìn)行平減。

(3)知識(shí)存量(RD)。借助朱美光等人對(duì)知識(shí)存量指標(biāo)的劃分標(biāo)準(zhǔn)，以此制定區(qū)域知識(shí)存量測(cè)度評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，并通過(guò)因子分析法和主成分分析法選取區(qū)域R&D經(jīng)費(fèi)、專利發(fā)明數(shù)量作為區(qū)域知識(shí)存量的替代變量。

(5)勞動(dòng)就業(yè)人口(L)。采用各地區(qū)城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)表示勞動(dòng)就業(yè)人口。

(6)公路里程長(zhǎng)度(Road)。采用各地區(qū)公路里程長(zhǎng)度來(lái)衡量。

(7)人力資本(HR)。國(guó)際上通常采用平均教育年限來(lái)衡量人力資本。本文借用李梅(2012)的算法, 樣本人口的統(tǒng)計(jì)口徑為6歲以上總?cè)丝冢x小學(xué)、初中、高中、大專以上的教育年限分別記6年、9年、12年和16年，再加權(quán)平均求得平均教育年限。

3.2 研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入約束下OFDI與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

3.2.1 門檻分析結(jié)果

根據(jù)Hansen(1999)的門檻估計(jì)原理，采用stata13.1對(duì)OFDI對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入(LnRD)的門檻值進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。通過(guò)bootstrap 方法模擬300次得到它們相應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量與P值如表2。

表1的門檻檢驗(yàn)結(jié)果表明LnRD存在雙重門檻效應(yīng)。進(jìn)一步對(duì)此雙重門檻值進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果以及95%的置信區(qū)間如表3所示。

表1 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

表2 門檻值估計(jì)結(jié)果及其置信區(qū)間

表3 Moran指數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

3.2.2 空間相關(guān)性檢驗(yàn)

由于本文的數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)30個(gè)省份(除西藏外)，各省份之間幾乎都有共同的陸地邊界，因此可采用簡(jiǎn)單的Rook鄰接陣二進(jìn)制鄰接法來(lái)構(gòu)建空間權(quán)重矩陣。由于海南省與其他省份沒(méi)有陸地接壤，在數(shù)據(jù)處理時(shí)通常定義其與廣西、廣東相鄰。

當(dāng)不同觀察對(duì)象的同一個(gè)屬性在空間上表現(xiàn)出某種規(guī)律性時(shí)，可采用全局域Moran指數(shù)來(lái)描述這種整體的空間關(guān)聯(lián)性與顯著性，檢驗(yàn)結(jié)果如下:

如表3的結(jié)果顯示，2003—2015年中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Moran指數(shù)均大于0，且總體上是顯著的，說(shuō)明中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)出一定程度的正向空間趨同效應(yīng)。

3.2.3 空間杜賓模型構(gòu)建

LeSage(2014)認(rèn)為空間杜賓模型(Spatial Dubin Model，SDM)的實(shí)際實(shí)用性最好，并且SDM 是唯一適合研究全局域空間溢出效應(yīng)的模型，不僅反映了空間相鄰被解釋變量Y的全局域空間溢出效應(yīng)，而且能夠反映解釋變量X的空間相關(guān)性。

根據(jù)空間相關(guān)性的檢驗(yàn)結(jié)果與門檻值的檢驗(yàn)結(jié)果， 本文構(gòu)建了空間杜賓模型如下：

LnYit=ρWLnYit+β1LnOFDIit+β2LnOFDIit×D1+β3LnOFDIit×D2+β4Xit+θWXit+μi+εit

其中εit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，μi表示空間個(gè)體效應(yīng),LnGDPit表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，ρ表示空間自相關(guān)系數(shù)，Xit為解釋變量包括LnRDit，LnKit，LnLit，LnRoadit，HRit共五個(gè)變量，WXit表示解釋變量的空間滯后。

構(gòu)建交叉項(xiàng):LnOFDI*D1、LnOFDI*D2，分別用來(lái)檢驗(yàn)LnRDit的中等水平和較高水平時(shí)對(duì)外直接投資對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的門檻效應(yīng)。由于Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果顯示選擇固定效應(yīng)比隨機(jī)效應(yīng)更優(yōu)，本文借助Matlab7.10，對(duì)空間門檻杜賓模型的固定效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)。

3.2.4 空間門檻回歸模型的分析結(jié)果

(1)如表4的估計(jì)結(jié)果可知，三個(gè)模型中空間固定效應(yīng)的擬合優(yōu)度值R2值最大。表明空間固定效應(yīng)的效果最好。空間自相關(guān)系數(shù)ρ>0，表明區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出效應(yīng)存在，即OFDI不僅促進(jìn)了本省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而且對(duì)鄰近省份的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也有影響。

表4 空間杜賓模型的估計(jì)結(jié)果

(2)由于三種模型的估計(jì)結(jié)果基本一致，因此本文以空間固定模型來(lái)分析，具體表現(xiàn)：當(dāng)LnRD小于第一門檻值12.136時(shí)，LnOFDI的回歸系數(shù)為正，但是不顯著，表明OFDI對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用不明顯；當(dāng)LnRD值處于12.136與15.031之間時(shí)，LnOFDI的回歸系數(shù)為正，且在1%水平下顯著，表明OFDI顯著的促進(jìn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。當(dāng)LnRD大于第二門檻值15.031時(shí)，LnOFDI的回歸系數(shù)為正，而且顯著性更高。總之，OFDI對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響隨著LnRD的提高越發(fā)明顯?？赡茉蚴牵阂环矫?，隨著我國(guó)OFDI規(guī)模的快速增長(zhǎng)，促進(jìn)了過(guò)剩產(chǎn)能向國(guó)外轉(zhuǎn)移的步伐，加快了國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，助推了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；另一面，在創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的背景下，近年來(lái)我國(guó)的R&D經(jīng)費(fèi)支出得到較快增長(zhǎng)，增強(qiáng)了吸收OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的能力，促進(jìn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

至于其他的控制變量，資本存量(L)與勞動(dòng)力的回歸系數(shù)為正，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，表明資本和勞動(dòng)力仍然是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿?。人力資本的回歸系數(shù)為正，但是不顯著，說(shuō)明人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用不明顯，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的增長(zhǎng)作用無(wú)法凸顯。公路里程的回歸系數(shù)為負(fù)，且在1%的統(tǒng)計(jì)下顯著，表明公路里程的增長(zhǎng)不利于促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

3.2.5 空間溢出效應(yīng)總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)

由于空間杜賓模型(SDM)中包含被解釋變量與解釋變量的空間滯后項(xiàng)，因此僅僅通過(guò)SDM的回歸系數(shù)無(wú)法準(zhǔn)確地對(duì)其相互間的影響效應(yīng)進(jìn)行分析。為此本文借鑒LeSage 和Pace(2009)的做法，采用偏微分將總效應(yīng)分解成直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。

由表5可知，一方面，從直接效應(yīng)來(lái)看，隨著對(duì)外直接投資的增長(zhǎng)，對(duì)外直接投資對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響呈現(xiàn)“U型”關(guān)系。當(dāng)對(duì)外直接投資在第一門檻值以下時(shí)，其直接效應(yīng)回歸系數(shù)為0.020，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著；當(dāng)對(duì)外直接投資在第一門檻值與第二門檻值之間時(shí)，其直接效應(yīng)回歸系數(shù)為0.004，但是不顯著；當(dāng)對(duì)外直接投資跨過(guò)第二門檻值時(shí)，其直接效應(yīng)回歸系數(shù)為0.009，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著。

表5 效應(yīng)分解結(jié)果

另一方面，從間接效應(yīng)來(lái)看，隨著對(duì)外直接投資的增長(zhǎng)，其對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響有逐漸下降的趨勢(shì)。尤其當(dāng)對(duì)外直接投資跨過(guò)第二門檻值，對(duì)外直接投資的空間溢出效應(yīng)為負(fù)，且在10%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，說(shuō)明對(duì)外直接投資對(duì)鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定程度的抑制作用，可能是東部發(fā)達(dá)地區(qū)對(duì)外直接投資的快速發(fā)展，其對(duì)鄰近地區(qū)對(duì)外直接投資所帶來(lái)的“虹吸效應(yīng)”明顯。

3.2.6 R&D經(jīng)費(fèi)支出的地區(qū)劃分

由于R&D經(jīng)費(fèi)支出在對(duì)外直接投資對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中存在雙重門檻效應(yīng)，下面把LnRD劃分成三個(gè)區(qū)域，以了解各個(gè)地區(qū)的R&D經(jīng)費(fèi)支出的階段特征。

由表6可知，將我國(guó)30個(gè)省份的研發(fā)創(chuàng)新水平分成三個(gè)不同的區(qū)域：低研發(fā)知識(shí)區(qū)域(LnRD<12.136)、中等研發(fā)創(chuàng)新區(qū)域(12.136≤LnRD<15.031)、較高研發(fā)知識(shí)區(qū)域(12.136≤LnRD<15.031)。2003-2015年大部分省份處于中等研發(fā)知識(shí)區(qū)域，其中低研發(fā)知識(shí)區(qū)域的省份數(shù)不斷減少，處于中等研發(fā)知識(shí)區(qū)域的省份數(shù)基本穩(wěn)定，進(jìn)入到較高研發(fā)知識(shí)區(qū)域的省份數(shù)不斷增加。截至2015年海南、青海等少數(shù)地區(qū)的LnRD仍處于低研發(fā)知識(shí)區(qū)域，北京等20個(gè)省份的LnRD處在中等研發(fā)知識(shí)區(qū)域，只有天津、上海、江蘇、浙江、廣東、山東、河南、湖北的LnRD進(jìn)入了較高研發(fā)知識(shí)區(qū)域，可見(jiàn)我國(guó)研發(fā)知識(shí)水平整體不高，而且發(fā)展不平衡程度較大。

表6 2003-2015年中國(guó)R&D經(jīng)費(fèi)支出不同階段的省份分布

3.2.7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于研發(fā)知識(shí)還包括專利發(fā)明，因此采用專利發(fā)明量作為門檻變量做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

構(gòu)建交叉項(xiàng):LnOFDI*D3、LnOFDI*D4，分別用來(lái)檢驗(yàn)專利發(fā)明的中等水平和較高水平時(shí)OFDI對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的門檻效應(yīng)。

從表7的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與表4中的結(jié)果基本一致，表明對(duì)外直接投資對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

空間杜賓模型的實(shí)證研究結(jié)果表明：隨著R&D經(jīng)費(fèi)投入的不斷提高，OFDI對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用逐漸顯著，具體表現(xiàn)為：當(dāng)LnRD小于第一門檻值12.136時(shí)，OFDI對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用不明顯；當(dāng)LnRD處在12.136與15.031之間時(shí)，OFDI顯著的促進(jìn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，且在1% 的統(tǒng)計(jì)水平下顯著；當(dāng)LnRD跨過(guò)第二門檻值15.031時(shí)，對(duì)外直接投資對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用更明顯。進(jìn)一步從直接效應(yīng)來(lái)看，隨著對(duì)外直接投資的增長(zhǎng)，對(duì)外直接投資對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響越發(fā)明顯；從間接效應(yīng)來(lái)看，隨著對(duì)外直接投資的增長(zhǎng)，其對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響有逐漸下降的趨勢(shì)。截至2015年，仍有青海、海南處在低研發(fā)創(chuàng)新區(qū)域；北京等20個(gè)省份的LnRD處于中等研發(fā)創(chuàng)新區(qū)域；只有天津、上海、江蘇、浙江、廣東、山東、河南、湖北的LnRD進(jìn)入了較高研發(fā)創(chuàng)新區(qū)域。

4.2 政策建議

由于OFDI通過(guò)強(qiáng)化科技創(chuàng)新對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響存在明顯的地區(qū)差異。一方面，考慮到科技創(chuàng)新的地區(qū)差異性，各級(jí)政府應(yīng)該制定差異化的科技創(chuàng)新激勵(lì)機(jī)制。對(duì)于科技創(chuàng)新水平較高的地區(qū)，應(yīng)充分挖掘現(xiàn)有科技資源的潛力，并提高科技資源利用效率。同時(shí)應(yīng)健全科技創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化體系，努力提升科技創(chuàng)新成果的市場(chǎng)轉(zhuǎn)化效率。而對(duì)于科技創(chuàng)新水平較低的地區(qū)，應(yīng)加大科研經(jīng)費(fèi)投入，在注重本地區(qū)科技人才培養(yǎng)的同時(shí)，通過(guò)提高福利待遇，完善住房和落戶等配套政策，吸引并留住外來(lái)科技人才。另一方面，要更好地發(fā)揮科技創(chuàng)新的空間外部效應(yīng)，在推動(dòng)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，使其在更深層次、更大的空間上對(duì)鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也有促進(jìn)作用。