[關鍵詞]國際直接投資 高新技術企業(yè) 電子及通信設備制造業(yè) 自主創(chuàng)新 協(xié)整關系 門限效應研發(fā)人力資本 企業(yè)規(guī)模

引言

科學技術是推動國家發(fā)展和社會發(fā)展的重要力量。根據(jù)黨中央、國務院最新決策部署，堅持科技創(chuàng)新和體制創(chuàng)新，培育具有國際競爭力的高新技術企業(yè)和產業(yè)仍是國家發(fā)展和社會發(fā)展的重點。黨的二十大報告指出，“擴大國際科技交流合作，加強國際化科研環(huán)境建設”，體現(xiàn)了我國積極融人全球創(chuàng)新網絡、深度參與全球科技治理的決心。然而，由于國際環(huán)境的日趨復雜和不確定性，一定程度上受到發(fā)達國家對科技限制的影響，使我國高新技術企業(yè)和產業(yè)面臨著新的形勢和使命。面對如此嚴峻的形勢，國際直接投資成為中國獲取發(fā)達國家和先進地區(qū)高新技術的主要途徑。因此，分析國際直接投資與高新技術企業(yè)自主創(chuàng)新關系，從而更好地發(fā)揮國際直接投資的作用，對促進我國高新技術產業(yè)的發(fā)展至關重要。針對國際直接投資的作用研究，楊新靜利用回歸分析法對國際直接投資與高新技術創(chuàng)新和產業(yè)結構關系進行分析，認為在經濟全球化的背景下，國際直接投資可促進我國產業(yè)結構優(yōu)化，有利于創(chuàng)造高新技術產業(yè)發(fā)展環(huán)境，進而促進高新技術自主創(chuàng)新。章志華和孫林通過構建動態(tài)空間面板模型，分析了我國2003～2019年30個?。▍^(qū)、市）雙向國際直接投資協(xié)調發(fā)展和綠色創(chuàng)新效率的關系，認為雙向國際直接投資顯著促進了兩階段綠色創(chuàng)新效率，而綠色創(chuàng)新效率是高新技術企業(yè)自主創(chuàng)新的關鍵。因此利用雙向國際直接投資，有利于促進高新技術企業(yè)自主創(chuàng)新。葉君以中國制造業(yè)上市公司為研究對象，實證分析了高新技術制造業(yè)技術創(chuàng)新與國際直接投資的相互關系，發(fā)現(xiàn)技術創(chuàng)新效率越高的高新技術企業(yè)，越容易吸引國際直接投資，且更能實現(xiàn)對外投資，二者存在正向相互影響。袁小霞和陳西以高新技術產業(yè)海洋生物制藥業(yè)為研究對象，通過分析對外開放經濟下該高新技術企業(yè)的特點及其自主創(chuàng)新能力，從理論比較方面，探討了國際直接投資與海洋生物制藥業(yè)自主創(chuàng)新的關系。研究認為，開發(fā)海洋生物制藥業(yè)核心技術，有利于吸引國際直接投資，而國際直接投資可正向促進海洋生物制藥業(yè)核心技術開發(fā)，提高海洋生物制藥業(yè)的自主創(chuàng)新能力，二者相互影響，相互調節(jié)：張秀峰等以2008～2018年我國52個高新區(qū)為研究對象，實證分析了國際直接投資數(shù)量和質量與高新區(qū)創(chuàng)新績效的關系，認為國際直接投資數(shù)量和質量直接影響了高新區(qū)創(chuàng)新績效，且起到正向促進作用：鄒志明等認為，環(huán)境規(guī)制在國際直接投資對技術創(chuàng)新的影響中發(fā)揮著調節(jié)作用，提高國際直接投資質量有利于促進技術創(chuàng)新和經濟高質量發(fā)展。

基于上述研究可知，大多數(shù)學者認為國際直接投資可促進高新技術等技術創(chuàng)新，但研究大多停留在現(xiàn)狀分析和理論分析，而實證研究較少涉及。因此，為深入分析國際直接投資與高新技術企業(yè)自主創(chuàng)新的關系，本文以2010～2022年我國電子及通信設備制造業(yè)面板數(shù)據(jù)為基礎，就國際直接投資與高新技術企業(yè)自主創(chuàng)新的關系展開研究。

1變量選取與模型構建

1.1變量選取

（1）因變量：自主創(chuàng)新選取有效發(fā)明專利申請量作為自主創(chuàng)新的衡量指標。

（2）自變量：國際直接投資（F）。國際直接投資為企業(yè)Ramp;D經費內部支出，通過國際直接投資存量表征，具體如式（1）：

（3）門限變量：研發(fā)人力資本（H）。研發(fā)人力資本與高新技術企業(yè)的自主創(chuàng)新能力密切相關，為高新技術企業(yè)的科技水平提高和生產率提升奠定了基礎。因此，引入研發(fā)人力資本作為門限變量，并通過Ramp;D人員全時當量進行衡量。

（4）控制變量：企業(yè)規(guī)模（E）、研發(fā)勞務費、技術投入資金、國家研發(fā)補貼（G）、市場經營狀況（P）、對外開放水平（O）。其中，企業(yè)規(guī)模一定程度上反映了企業(yè)的資源和生產資料等的聚集狀態(tài)，因此選擇企業(yè)規(guī)模作為控制變量，并通過企業(yè)數(shù)量進行衡量：研發(fā)勞務費是企業(yè)研發(fā)的直接費用，技術投入資金直接影響了企業(yè)的自主創(chuàng)新發(fā)展：國家研發(fā)補貼直接影響了企業(yè)自主創(chuàng)新：市場經營狀況反映了企業(yè)經營市場的能力；對外開放水平影響了國際直接投資。綜上，選取上述5個指標作為控制變量，并分別通過Ramp;D經費內部支出的研發(fā)人員報酬、引進技術經費支出、Ramp;D經費內部支出的政府資金、主營業(yè)務收入、新產品出口額進行衡量。

各變量解釋說明見表1所示。

1.2計量模型構建

基于上述選取的變量，構建計量模型，具體如式（2）：年份；，表示電子及通信設備制造業(yè)自主創(chuàng)新；F表示國際直接投資水平；E表示企業(yè)規(guī)模；L表示研發(fā)勞務費；T表示技術投入資金：G表示國家研發(fā)補貼；P表示市場經營狀況；D表示對外開放水平；J表示門限示性函數(shù)；k表示單一門限估計值；表示系數(shù)；a～a表示不同門檻下自變量的系數(shù)；表示隨機擾動項；k1、k2表示雙重門限估計值。

2實證分析

2.1研究對象與數(shù)據(jù)說明

本文實證面板數(shù)據(jù)來自2010～2022年《中國高技術產業(yè)統(tǒng)計年鑒》。考慮到部分樣本數(shù)據(jù)中存在缺失，為避免缺失數(shù)據(jù)對實證分析結果的影響，以缺失數(shù)據(jù)對應的上一年和下一年的平均數(shù)據(jù)填充。

2.2結果與分析

2.2.1描述性統(tǒng)計

為分析所選取的變量客觀規(guī)律，本文對所有選取變量進行了描述性統(tǒng)計，結果如表2所示。由表2可知，在因變量方面，電子及通信設備制造業(yè)的自主創(chuàng)新最大值為10.32，最小值6.47，標準差為1.36，均值為9.88，說明不同時間下電子及通信設備制造業(yè)的有效發(fā)明專利差異明顯；在自變量方面，國際直接投資的最大值為14.06，最小值為10.99，標準差為0.64，均值為13.01，說明不同時間電子及通信設備制造業(yè)的國際直接投資水平差異較?。辉陂T限變量方面，研發(fā)人力資本的最大值為11.33，最小值9.22，標準差為0.88，均值為10.02，說明不同時間電子及通信設備制造業(yè)的研發(fā)人力資本差異較?。涸诳刂谱兞糠矫?，企業(yè)規(guī)模、研發(fā)勞務費、技術投入資金、國家研發(fā)補貼、市場經營狀況、對外開放水平的標準差較小，且最大值與最小值差異較小，說明不同時間電子及通信設備制造業(yè)的企業(yè)規(guī)模、研發(fā)勞務費、技術投入資金、國家研發(fā)補貼、市場經營狀況、對外開放水平差異較小。

2.2.2相關性分析

為分析變量之間的相關性，對所有變量進行相關性分析，結果如表3所示。由表3可知，除控制變量中技術投入資金對電子及通信設備制造業(yè)的自主創(chuàng)新為負向抑制外，其他控制變量、自變量和門限變量均對電子及通信設備制造業(yè)的自主創(chuàng)新產生正向促進作用，且均在1%顯著性水平下顯著。其中，技術投入資金與電子及通信設備制造業(yè)自主創(chuàng)新的相關系數(shù)為負，在5%顯著性水平下顯著：自變量國際直接投資與電子及通信設備制造業(yè)自主創(chuàng)新的相關系數(shù)最大，說明國際直接投資對電子及通信設備制造業(yè)的自主創(chuàng)新促進作用最強，其次為國家研發(fā)補貼。

2.2.3單位根檢驗

為檢驗面板數(shù)據(jù)中是否存在單位根，避免回歸結果出現(xiàn)“偽回歸”，對所有面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，結果如表4所示。由表4可知，自變量、因變量、門限變量和控制變量的LLC檢驗和PP-Fisher檢驗結果的P值均小于0.05，具備穩(wěn)定性。由此說明所選取的所有變量均通過了單位根檢驗，面板數(shù)據(jù)中不存在單位根，不會導致回歸結果出現(xiàn)“偽回歸”。

2.2.4協(xié)整性檢驗

為檢驗所選取的變量是否具有長期穩(wěn)定性，采用Johanse協(xié)整檢驗方法對所有變量進行了協(xié)整性檢驗，結果如表5所示。由表5可知，電子及通信設備制造業(yè)除與控制變量中研發(fā)勞務費之間存在一對協(xié)整關系，與其余控制變量和自變量及門限變量均存在兩對協(xié)整關系，且均在1%顯著性水平下顯著。

2.2.5線性回歸檢驗

基于Stata回歸軟件和式（2）計量模型，采用隨機效應回歸模型和固定效應回歸模型對面板數(shù)據(jù)進行線性回歸分析，并使用豪斯曼檢驗對回歸分析結果進行檢驗，結果見表6。由表6可知，Prob

2.2.6非線性回歸檢驗

為分析國際直接投資與電子及通信設備制造業(yè)自主創(chuàng)新之間是否存在非線性關系，基于Stata回歸軟件和式（3）、（4）對面板數(shù)據(jù)開展非線性回歸檢驗。表7為單一門限和雙重門限檢驗結果。由表可知，研發(fā)人力資本作為門限變量，通過了單一門限和雙重門限的非線性回歸檢驗，P值均為0，F(xiàn)統(tǒng)計量分別達到8.94和15.20，且均在1%顯著性水平下顯著，說明國際直接投資與電子及通信設備制造業(yè)自主創(chuàng)新之間存在雙重門限效應。

基于表7對門限值和置信區(qū)間分析，結果見表8，可知單一門限和雙重門限在95%置信區(qū)間內的估計值分別為11.364和11.796，對應區(qū)間分別為[11.312，11.548]和[11.658，11.994]。由此說明，國際直接投資與電子及通信設備制造業(yè)的自主創(chuàng)新之間存在非線性關系，門限值分別為11.364和11.796。

表9為引入門限變量后的非線性回歸結果。由表可知，引入研發(fā)人力資本門限變量后，國際直接投資與電子及通信設備制造業(yè)的自主創(chuàng)新之間存在非線性關系，且在不同門限區(qū)間內，呈現(xiàn)的關系不同，整體可分為3個部分：（1）門限值小于11.364；（2）門限值大于11.796；（3）門限值介于11.364和11.796之間，且在3個區(qū)間內均在5%顯著性水平下顯著。當門限值小于11.364時，溢出系數(shù)為2.24，此時國際直接投資對電子及通信設備制造業(yè)的自主創(chuàng)新溢出效果最強：當門限值大于11.796時，溢出系數(shù)為2.03．此時國際直接投資對電子及通信設備制造業(yè)的自主創(chuàng)新溢出效果較強，但低于第一區(qū)間內的溢出效果；當門限值介于11.364和11.796之間時，溢出系數(shù)為1.86，此時國際直接投資對電子及通信設備制造業(yè)的自主創(chuàng)新溢出效果一般。因此，整體來看，國際直接投資對電子及通信設備制造業(yè)的自主創(chuàng)新具有正向促進作用，且隨著門限值的增大，這種促進作用表現(xiàn)出先下降后上升的特點，說明研發(fā)人力資本過高可能產生擠出效應。因此，設置研發(fā)人力資本門限值小于11.364，可更好地發(fā)揮國際直接投資對電子及通信設備制造業(yè)的自主創(chuàng)新促進作用。

2.2.7穩(wěn)健性檢驗

為檢驗上述結果的穩(wěn)健性，采用電子及通信設備制造業(yè)的新產品銷售收入替代電子及通信設備制造業(yè)的有效發(fā)明專利申請量作為因變量，并進行回歸分析，結果如表10所示。由表可知，將電子及通信設備制造業(yè)的新產品銷售收入替代電子及通信設備制造業(yè)的有效發(fā)明專利申請量作為因變量時，國際直接投資與電子及通信設備制造業(yè)自主創(chuàng)新的回歸系數(shù)為正，為0.911，且在1%水平下顯著，說明國際直接投資促進電子及通信設備制造業(yè)自主創(chuàng)新，與上述結果一致，通過了穩(wěn)健性檢驗。

2.2.8內生性檢驗

為分析國際直接投資與電子及通信設備制造業(yè)自主創(chuàng)新之間是否存在內生性問題導致的解釋錯誤，以滯后1期的國際直接投資作為工具變量，采用兩階段最小二乘回歸開展了內生性檢驗，結果如表11所示。由表可知，采用滯后1期國際直接投資作為工具變量時，其回歸結果與線性回歸結果一致，說明國際直接投資與電子及通信設備制造業(yè)自主創(chuàng)新之間不存在內生性問題，即國際直接投資正向促進電子及通信設備制造業(yè)自主創(chuàng)新結論成立。

3結論與對策

本文通過選取2010～2022年的電子及通信設備制造業(yè)面板數(shù)據(jù)，就國際直接投資與高新技術企業(yè)自主創(chuàng)新的關系展開實證研究，得出以下幾點結論：

（1）不同時間下電子及通信設備制造業(yè)的自主創(chuàng)新存在明顯差異，而研發(fā)人力資本、企業(yè)規(guī)模、研發(fā)勞務費、技術投入資金、國家研發(fā)補貼、市場經營狀況、對外開放水平的差異較小。

（2）引進支出水平反向抑制電子及通信設備制造業(yè)的自主創(chuàng)新，而國際直接投資、研發(fā)人力資本、企業(yè)規(guī)模、研發(fā)勞務費、國家研發(fā)補貼、市場經營狀況、對外開放水平正向促進電子及通信設備制造業(yè)的自主創(chuàng)新，其中國際直接投資的促進作用最強。

（3）電子及通信設備制造業(yè)除與控制變量中研發(fā)勞務費之間存在一對協(xié)整關系，與其余控制變量和自變量及門限變量均存在兩對協(xié)整關系，且均在1%顯著性水平下顯著。

（4）國際直接投資可正向促進電子及通信設備制造業(yè)自主創(chuàng)新，并隨著研發(fā)人力資本門限值的增大，促進作用表現(xiàn)出先下降后上升的特點。因此設定研發(fā)人力資本門限值小于11.364，可更好地發(fā)揮國際直接投資對電子及通信設備制造業(yè)的自主創(chuàng)新促進作用。

結合上述結論，認為我國電子及通信設備制造業(yè)在面臨國際嚴峻制裁的背景下，仍應進一步發(fā)揮國際直接投資對高新技術企業(yè)中電子及通信設備制造業(yè)的正向促進作用，建議從以下方面改善國際投資環(huán)境：

（1）進一步優(yōu)化國內投資環(huán)境。實證分析結果表明，國際直接投資能夠促進高新技術產業(yè)的發(fā)展，而良好的投資環(huán)境是吸引國際直接投資的基礎。雖然目前我國在電子及通訊行業(yè)面臨嚴峻的國際制裁，但要加快高新技術的創(chuàng)新能力，還是應該加大對外開放，優(yōu)化國內投資環(huán)境，以此更多的吸引國外資本，從而更好的促進電子及通信制造業(yè)的技術發(fā)展。

（2）進一步加大研發(fā)費用投入，引進高層次人才?？蒲腥瞬攀歉咝录夹g企業(yè)發(fā)展的重要動力，也是產業(yè)發(fā)展的根本。進一步加大對研發(fā)費用的投入比例，進一步健全科研人員引進政策及相關保障，引進更多高層次人才投身國內企業(yè)技術創(chuàng)新。

（3）進一步加快電子及通信制造業(yè)等高新技術企業(yè)的對外開放。在經濟全球化的影響下，行業(yè)的對外開放程度直接決定了國際直接投資，進而間接影響了高新技術企業(yè)的自主創(chuàng)新。因此促進行業(yè)對外開放，有利于本土高新技術企業(yè)占據(jù)國際市場份額，避免外資企業(yè)的壟斷，進而吸引國際直接投資。對于政府部門而言，應輔助高新技術企業(yè)加快對外開放，同時對企業(yè)對外開放程度進行監(jiān)督，避免出現(xiàn)高新技術企業(yè)開放程度與實際能力不匹配的問題；對于高新技術企業(yè)而言，可充分發(fā)揮技術優(yōu)勢，提高國際競爭力，進一步推動企業(yè)的自主創(chuàng)新能力。此外，開展良性行業(yè)競爭，可激發(fā)企業(yè)本土企業(yè)創(chuàng)新動力，提高高新技術企業(yè)創(chuàng)新產出。