FDI溢出效應(yīng)、自主創(chuàng)新能力與地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整——長三角城市動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)分析

呂 娟，吳成頌

(安徽大學(xué)商學(xué)院，安徽 合肥 230601)

20世紀(jì)80年代開始，外商直接投資(FDI)陸續(xù)涌入中國，其中以長三角、珠三角等地區(qū)最為顯著，僅2011年長三角所有城市到位注冊(cè)外資就達(dá)504.82億美元，同比增長10.8%。FDI不僅為地區(qū)內(nèi)企業(yè)帶來存量資本和資金投入，也提供了先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)。截至2010年底，中國FDI金額累計(jì)24016.12億美元，其中投資于制造業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)的資金分別占到了58.3%和15.41%，可見FDI的流向相對(duì)集中于第二產(chǎn)業(yè)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是中國目前宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的重大目標(biāo)之一，對(duì)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)跨越式的增長起主導(dǎo)性作用。當(dāng)前，中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的總方向是在保持重工業(yè)和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展的同時(shí)，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。

熊彼特提出“創(chuàng)新”理論后，自主創(chuàng)新在現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長中的關(guān)鍵作用也被多數(shù)學(xué)者證實(shí)。考慮到技術(shù)創(chuàng)新的重要作用，中國提出了“建設(shè)自主創(chuàng)新型國家”的口號(hào)，并實(shí)施了一系列技術(shù)創(chuàng)新扶持策略，如“國家863計(jì)劃”、“火炬計(jì)劃”等，其中很多項(xiàng)目在長三角地區(qū)企業(yè)內(nèi)落戶。地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變逐漸將重心集中于發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)(電子信息行業(yè)、文化產(chǎn)業(yè)、金融服務(wù)業(yè)等)，F(xiàn)DI在地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化中是否促進(jìn)本土自主創(chuàng)新能力提升，進(jìn)而協(xié)調(diào)推動(dòng)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)是長三角地區(qū)下一步戰(zhàn)略規(guī)劃不可忽視的要點(diǎn)。

一、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

按照克拉克的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)理論，各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的變化可以揭示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的狀態(tài)和演進(jìn)。在產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)將隨著經(jīng)濟(jì)增長而不斷發(fā)生變化，基本趨勢(shì)是第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重不斷下降，第二、三產(chǎn)業(yè)比重則不斷上升。國內(nèi)外有關(guān)外資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的關(guān)系研究由來已久，其中多數(shù)主要集中于外資對(duì)于東道國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的量化關(guān)系研究。國內(nèi)學(xué)者郭克莎、王燕飛、文東偉等以統(tǒng)計(jì)、調(diào)研數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，用實(shí)證方法證實(shí)FDI與中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整存在著關(guān)聯(lián)關(guān)系［1-3］，而多數(shù)研究將研究對(duì)象鎖定于中國整體，對(duì)于特定區(qū)域的研究尚欠缺。就目前而言，這一領(lǐng)域的研究已開始逐步為學(xué)者所關(guān)注，有些學(xué)者的研究值得參考，如史星際、黃日福借助回歸模型估計(jì)檢驗(yàn)了FDI對(duì)三次產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)度并對(duì)二者之間的因果關(guān)系作了模型設(shè)定和格蘭杰(Granger)檢驗(yàn)，最后分別就如何利用FDI更好地推動(dòng)中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)問題展開討論，史星際還進(jìn)一步提出了相關(guān)建議［4-5］。

技術(shù)進(jìn)步是新經(jīng)濟(jì)環(huán)境下促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的原動(dòng)力，技術(shù)的進(jìn)步更多地取決于自主創(chuàng)新能力的層次，因而，F(xiàn)DI的流入對(duì)于東道國自主創(chuàng)新具有何種影響也就成為學(xué)者爭(zhēng)論的焦點(diǎn)。國外學(xué)者的研究起步較早，MacDougall為國外相關(guān)研究起到了開創(chuàng)性的作用［6］。在其中也不乏相互對(duì)立的研究成果:Lichtenberg和 Van Pottelsberghe的研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI在1970—1990的二十多年內(nèi)并未將技術(shù)外溢帶到OECD 國家［7］;但Hejazi和Safarian卻發(fā)現(xiàn)同時(shí)期來自美國的FDI對(duì)相應(yīng)的OECD國家有較為明顯的技術(shù)外溢效應(yīng)。Blomstrom和Kokko發(fā)現(xiàn)FDI在墨西哥、烏拉圭、印度尼西亞等國家有著顯著的正向作用效應(yīng)［8-9］。相反，Haddad 和 Harrison、Djankov、Hoekman等人的研究則表明，F(xiàn)DI在印度尼西亞、委內(nèi)瑞拉、墨西哥等國并不表現(xiàn)出正向的效應(yīng)［10-11］。國內(nèi)有關(guān)外資與區(qū)域自主創(chuàng)新間的關(guān)系研究自21世紀(jì)初開始，近年來的代表性研究有侯潤秀和官建成、潘鎮(zhèn)等學(xué)者的成果［12-13］。

Grossman和Helpman認(rèn)為，當(dāng)一國經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后時(shí)，通過吸收外資會(huì)得到較多免費(fèi)或者廉價(jià)的國外科學(xué)技術(shù);而隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，該國的科技進(jìn)步將不得不更多地依靠自身的技術(shù)創(chuàng)新①。范承澤等在研究中則分別從公司和行業(yè)層面實(shí)證分析FDI對(duì)國內(nèi)企業(yè)自主創(chuàng)新的影響，在其結(jié)論中指出:FDI使國內(nèi)部分企業(yè)產(chǎn)生了自主創(chuàng)新的惰性，但自主創(chuàng)新對(duì)于企業(yè)及區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展仍是關(guān)鍵要素，企業(yè)自主科技研發(fā)不可替代［14］。

雖然國內(nèi)外學(xué)者對(duì)FDI的溢出效應(yīng)形式進(jìn)行了大量研究并以實(shí)證方法直接驗(yàn)證了FDI與區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的關(guān)聯(lián)，但外資作用于區(qū)域產(chǎn)業(yè)變動(dòng)的具體傳導(dǎo)機(jī)制和中間環(huán)節(jié)如何則未進(jìn)一步分析。本研究立足于長三角地區(qū)外資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的實(shí)際，利用經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)分析FDI對(duì)長三角產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的實(shí)質(zhì)作用過程。研究擬驗(yàn)證以下幾點(diǎn)設(shè)想:

一是FDI溢出效應(yīng)中的資本效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)對(duì)長三角產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有不同的影響。

二是FDI、地區(qū)研發(fā)投入增加將促使自主創(chuàng)新能力的提升，推動(dòng)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

三是FDI將與本土自主創(chuàng)新能力產(chǎn)生協(xié)同效應(yīng)，進(jìn)而優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀。

二、實(shí)證研究

(一)模型設(shè)定及變量選取

動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的一般模型為:

其中，Yi，t為被解釋變量為被解釋變量的q階滯后項(xiàng)，模型設(shè)定過程中為達(dá)到動(dòng)態(tài)考察的目的將其作為解釋變量加入其中，β'(L)為滯后算子，Xi，t為解釋變量，λt和 ηi則分別游離出與個(gè)體(地區(qū))與時(shí)間變化因素的影響，vi，t為隨機(jī)誤差項(xiàng)，服從正態(tài)分布，可能存在個(gè)體異方差，同時(shí)Xi，t與ηi之間可能存在一定的相關(guān)性。在一般模型設(shè)定時(shí)，不同個(gè)體對(duì)應(yīng)的時(shí)間序列不一定具有同樣的時(shí)間跨度，但筆者在進(jìn)行樣本選取時(shí)已保證了個(gè)體時(shí)間序列的一致性。

與研究FDI對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的溢出效應(yīng)類似，研究FDI作用于區(qū)域自主創(chuàng)新進(jìn)而造成產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)時(shí)仍需要構(gòu)建一個(gè)與生產(chǎn)函數(shù)形式類似的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)函數(shù):

ISi，t表示長三角地區(qū)i城市t年的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀態(tài)。對(duì)于地區(qū)或國家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的表示目前有多種方式，一般采用的量化指標(biāo)是三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值或其就業(yè)人員在全部產(chǎn)業(yè)中所占比重。這兩個(gè)指標(biāo)所描述的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)趨勢(shì)為:隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展或總量增長，第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值和就業(yè)比重呈下降趨勢(shì)，且前者下降要顯著快于后者。第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和就業(yè)的比重呈拋物曲線形式，但就業(yè)比重變動(dòng)在上升期要比產(chǎn)值比重變動(dòng)慢，下降期又相對(duì)快于產(chǎn)值變動(dòng)。第三產(chǎn)業(yè)在迄今為止的經(jīng)濟(jì)發(fā)展史上兩項(xiàng)指標(biāo)均呈上升態(tài)勢(shì)。在研究中采用鄭明亮、郭圣乾等人的經(jīng)驗(yàn)方法，以長三角各城市第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占產(chǎn)業(yè)總值的比例來衡量地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的狀態(tài)［15-16］。

FDIPi，t表示長三角i市第t年的FDI溢出效應(yīng)。以學(xué)者郭炳南的辦法操作，以i市t年的FDI金額與當(dāng)年該市GDP的比值來表示FDI的溢出效應(yīng)。［17］計(jì)算時(shí)由于FDI與GDP的單位并不一致，故將當(dāng)年FDI乘以年平均對(duì)美元匯率，以消除統(tǒng)計(jì)口徑差異的影響。

LPatenti，t用以表示i城市t年的自主創(chuàng)新能力。對(duì)于自主創(chuàng)新的衡量，在學(xué)術(shù)界一直存在不一致的觀點(diǎn)。學(xué)者Daneels等指出創(chuàng)新最直接的產(chǎn)出是專利，包括專利申請(qǐng)量和授權(quán)量，但專利授權(quán)量受政府部門等多方面的影響。因此，筆者與國內(nèi)學(xué)者徐俠、王然等做法一致，采用專利申請(qǐng)量來衡量長三角各城市的自主創(chuàng)新能力［18-19］。

LIFTintoi，t為控制變量，表示 i城市 t年的創(chuàng)新資本投入。自主創(chuàng)新的開展以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、升級(jí)中一項(xiàng)重要先決條件是創(chuàng)新資本投入。經(jīng)驗(yàn)表明，研發(fā)實(shí)力相當(dāng)?shù)臓顟B(tài)下，創(chuàng)新投入越大，自主創(chuàng)新的產(chǎn)出量就越大。對(duì)于研發(fā)基礎(chǔ)薄弱的地區(qū)，投入更多的創(chuàng)新人力資本、設(shè)備等，將大幅提升區(qū)域內(nèi)的自主創(chuàng)新能力。研究中以i市t年的固定資產(chǎn)投入來代表創(chuàng)新資本投入量。

FDIPi，t× LPatenti，t表示 i市 t年的 FDI 溢出效應(yīng)與自主創(chuàng)新能力的交叉影響。國內(nèi)外現(xiàn)有的許多研究都已證實(shí)了FDI技術(shù)外溢的存在，但就其作用結(jié)果的研究存在分歧。例如，徐全勇在綜合分析中國區(qū)域?qū)用娴拿姘鍞?shù)據(jù)后指出，外商憑借資本優(yōu)勢(shì)和技術(shù)優(yōu)勢(shì)迫使中國以市場(chǎng)換技術(shù)，抑制國內(nèi)企業(yè)自主研發(fā)［20］;而王然等從產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)角度出發(fā)，認(rèn)為基于研發(fā)外溢的FDI前向關(guān)聯(lián)顯著提高了下游內(nèi)資企業(yè)的創(chuàng)新能力，而基于技術(shù)升級(jí)的FDI前向關(guān)聯(lián)的作用并不明顯;FDI后向關(guān)聯(lián)倒逼的技術(shù)引進(jìn)對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的替代效應(yīng)超過了技術(shù)溢出效應(yīng)，抑制了上游行業(yè)的自主創(chuàng)新。在本研究中引入二者的交叉項(xiàng)，考察FDI溢出效應(yīng)促進(jìn)區(qū)域自主創(chuàng)新能力對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響程度。

i表示長三角22個(gè)不同城市個(gè)體②，t代表時(shí)間序列，表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。由于計(jì)量采用跨區(qū)域數(shù)據(jù)，因此，取對(duì)數(shù)在一定程度上減少了回歸結(jié)果可能產(chǎn)生的異方差性并保證序列的平穩(wěn)，本文在變量前面加L表示已經(jīng)對(duì)變量進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理。

(二)計(jì)量方法設(shè)定與數(shù)據(jù)來源

面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)分析相對(duì)于傳統(tǒng)的最小二乘估計(jì)方法具有許多不可替代的優(yōu)勢(shì):首先，面板數(shù)據(jù)可以提供大量信息，由于同時(shí)有截面維度與時(shí)間維度，從而增加了回歸的自由度并避免了共線性問題的出現(xiàn)，提高估計(jì)的精確度;其次，面板數(shù)據(jù)通常能解決由于“不可觀測(cè)的個(gè)體差異”和“異質(zhì)性”導(dǎo)致的變量遺漏現(xiàn)象;最后，面板數(shù)據(jù)提供了問題多層次分析視角，在本研究中體現(xiàn)為FDI溢出效應(yīng)與自主創(chuàng)新能力對(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是否影響及作用程度。

估計(jì)時(shí)解釋變量的交叉項(xiàng)極易造成多重共線性問題，從而降低估計(jì)結(jié)果的精確性。為此，將FDI溢出效應(yīng)與交叉項(xiàng)變量先后分別引入方程，同時(shí)根據(jù)模型設(shè)定的研究思路，將式(1)分別改寫為下列三個(gè)模型估計(jì)式:

上三式中，i=1，2，…，N;t=1，2，…，T。研究將上述三式確定為主要的估計(jì)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀?/p>

動(dòng)態(tài)面板模型中引入了轉(zhuǎn)換工具變量:GMM水平工具變量以及GMM型工具變量。檢驗(yàn)結(jié)果的Sargan檢驗(yàn)屬過度識(shí)別檢驗(yàn)，即針對(duì)模型中工具變量的有效性設(shè)定。其中原假設(shè)H0，所有工具變量不存在過度識(shí)別。如果存在過度識(shí)別問題，則模型檢驗(yàn)結(jié)果無效。因此，要求動(dòng)態(tài)模型結(jié)果須通過后續(xù)的Sargan檢驗(yàn)。

利用長三角地區(qū)22個(gè)城市面板數(shù)據(jù)構(gòu)建動(dòng)態(tài)回歸模型，時(shí)間跨度為2002—2010年的9年，共990個(gè)樣本信息點(diǎn)。有關(guān)原始數(shù)據(jù)來自于長三角統(tǒng)計(jì)年鑒(2005—2010)、長三角各省(直轄市)統(tǒng)計(jì)年鑒(2003—2010)、各省(直轄市)科技廳網(wǎng)站、長三角城市科技信息網(wǎng)，另有部分缺失數(shù)據(jù)通過調(diào)研等形式獲得。

(三)面板數(shù)據(jù)計(jì)量結(jié)果

使用長三角城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)量化值作為被解釋變量，滯后一期的被解釋變量、FDI溢出效應(yīng)、創(chuàng)新資本投入作解釋變量，同時(shí)考慮解釋變量的滯后一期以消除內(nèi)生性。計(jì)量分析前對(duì)比差分GMM和系統(tǒng)GMM的系數(shù)估計(jì)值及標(biāo)準(zhǔn)差，雖然二者系數(shù)估計(jì)值相近，但系統(tǒng)GMM標(biāo)準(zhǔn)差更小，這是由于使用了較多的工具變量(40個(gè))，因而在后續(xù)估計(jì)中均使用系統(tǒng)GMM。利用現(xiàn)代計(jì)量軟件Stata 11.0得到如表1所示結(jié)果。

表1 模型(2)估計(jì)結(jié)果

根據(jù)模型估計(jì)結(jié)果看，使用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為被解釋變量，外商直接投資溢出效應(yīng)、創(chuàng)新資本投入為解釋變量，Sargan 檢驗(yàn)獲得通過，p=0.968 4 ＞ 0.05，表示在5%的顯著性水平上，無法拒絕“所有工具變量均有效”的原假設(shè)，即模型估計(jì)中不存在工具變量過度識(shí)別問題，因而模型有效。進(jìn)一步對(duì)估計(jì)模型進(jìn)行Arellano-Bond自相關(guān)檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果接受了“擾動(dòng)項(xiàng)無自相關(guān)”的原假設(shè)。

具體分析表1估計(jì)結(jié)果，F(xiàn)DI溢出效應(yīng)對(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改善起到較強(qiáng)阻礙作用，回歸系數(shù)為-0.102 6。實(shí)證估計(jì)結(jié)果與國內(nèi)主要以省級(jí)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)的研究結(jié)論相反［21］，如王紅領(lǐng)、徐俠等的研究。由于研究側(cè)重長三角地區(qū)且數(shù)據(jù)更新幅度較大，因而更確切地反映了新時(shí)期地區(qū)內(nèi)的實(shí)際狀況，同時(shí)這也與范承澤等人在微觀層面上的研究基本一致:外資導(dǎo)致了企業(yè)研發(fā)的惰性，即使創(chuàng)新資本投入的系數(shù)為正，但企業(yè)缺乏自主探索、研發(fā)新產(chǎn)品的能力。近年FDI大量進(jìn)入長三角地區(qū)，恰恰這一地區(qū)是中國高新技術(shù)企業(yè)成長和發(fā)展的聚集地，雖然外資的資本效應(yīng)一直存在，但隨著內(nèi)資企業(yè)資金實(shí)力的不斷增強(qiáng)，這種作用已日漸趨弱;同時(shí)，F(xiàn)DI的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)卻愈發(fā)明顯，表現(xiàn)為外資的前向關(guān)聯(lián)加劇了產(chǎn)業(yè)鏈上企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)，并且先進(jìn)技術(shù)多以市場(chǎng)交換獲得的，嚴(yán)重阻礙了企業(yè)自身的成長和擴(kuò)張。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的滯后一期對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整有正向的促進(jìn)作用，且影響系數(shù)高達(dá)0.537，表明伴隨著科技進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變和升級(jí)具有強(qiáng)烈的慣性和持續(xù)性。模型中創(chuàng)新資本投入系數(shù)為正，表明企業(yè)增加自身研發(fā)投入可在一定程度上優(yōu)化地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，但這一系數(shù)的絕對(duì)值僅為0.0465，表現(xiàn)出地區(qū)內(nèi)研發(fā)資源利用的低效率。

以長三角城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為被解釋變量，同時(shí)將FDI溢出、自主創(chuàng)新能力及控制變量創(chuàng)新資本投入設(shè)定為解釋變量，以模型(3)估計(jì)，得到表2結(jié)果。估計(jì)結(jié)果中，Sargan檢驗(yàn)值為18.189 1，概率p=0.9878 ＞0.05，說明該模型同樣不存在工具變量過度識(shí)別問題，可依據(jù)其做進(jìn)一步分析。Arellano-Bond檢驗(yàn)顯示:擾動(dòng)項(xiàng)差分存在一階自相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)，可以確定擾動(dòng)項(xiàng)無自相關(guān)。估計(jì)結(jié)果表明在加入自主創(chuàng)新能力控制變量后，F(xiàn)DI的溢出效應(yīng)變化并不十分明顯，而自主創(chuàng)新能力對(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整、升級(jí)起到推動(dòng)作用，影響系數(shù)為0.0203。

對(duì)比模型(3)和模型(2)可知:在控制了自主創(chuàng)新能力的前提下，F(xiàn)DI溢出效應(yīng)表現(xiàn)為更為顯著的負(fù)向作用。這種結(jié)果顯示，F(xiàn)DI不利于長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，并且一定程度上FDI是通過影響地區(qū)內(nèi)的自主創(chuàng)新方向來實(shí)現(xiàn)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的阻礙。因此，在長三角地區(qū)轉(zhuǎn)型發(fā)展的新時(shí)期，應(yīng)調(diào)整既有的外資引入政策，不能單純“以市場(chǎng)換技術(shù)”，適當(dāng)提高外資進(jìn)入地區(qū)的門檻、限定系列轉(zhuǎn)入條件，并在條件允許的情形下將外資調(diào)配到承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移省市，如安徽、江西等，從而帶動(dòng)中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)整體協(xié)調(diào)發(fā)展。

表2 模型(3)估計(jì)結(jié)果

使用長三角城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為被解釋變量，同時(shí)考慮引入FDI技術(shù)外溢與自主創(chuàng)新能力的交叉項(xiàng)作為一個(gè)解釋變量，使用模型(4)來估計(jì)動(dòng)態(tài)面板，見表3。

表3 模型(4)估計(jì)結(jié)果

從表3的估計(jì)結(jié)果可得知，模型的Sargan檢驗(yàn)值為14.0442并獲得概率通過，表明模型的工具變量設(shè)定有效。進(jìn)行二階的Arellano-Bond檢驗(yàn)，證實(shí)模型擾動(dòng)項(xiàng)無自相關(guān)，驗(yàn)證了模型的可靠性。估計(jì)結(jié)果表明，F(xiàn)DI溢出效應(yīng)與自主創(chuàng)新能力的交叉項(xiàng)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有較顯著的解釋能力，影響系數(shù)高達(dá)0.897，說明FDI會(huì)帶來地區(qū)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，也即FDI的技術(shù)效應(yīng)會(huì)帶動(dòng)地區(qū)整體的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。

三、結(jié)論及政策建議

本研究以長三角地區(qū)22個(gè)城市2002—2010年的近千個(gè)樣本數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運(yùn)用現(xiàn)代計(jì)量方法設(shè)定動(dòng)態(tài)面板估計(jì)模型，并將FDI溢出效應(yīng)與自主創(chuàng)新能力的交叉項(xiàng)引入模型作為解釋變量，檢驗(yàn)了FDI溢出效應(yīng)、自主創(chuàng)新能力及二者交叉項(xiàng)對(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。實(shí)證研究結(jié)果顯示，在未考慮自主創(chuàng)新能力時(shí)，F(xiàn)DI對(duì)長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有負(fù)向作用，即溢出效應(yīng)弱化了地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的能力。在考慮本土自主創(chuàng)新能力后，F(xiàn)DI溢出效應(yīng)系數(shù)仍為負(fù)，通過模型(2)、(3)驗(yàn)證表明，F(xiàn)DI在整體上不利于長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，主要在于FDI帶來的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)遠(yuǎn)超過其技術(shù)溢出效應(yīng)，這與現(xiàn)有的多數(shù)研究成果有一定差異。同時(shí)，在考慮交叉項(xiàng)的影響后，發(fā)現(xiàn)交叉項(xiàng)的系數(shù)高達(dá)0.897，F(xiàn)DI技術(shù)溢出通過提高本土自主創(chuàng)新能力對(duì)長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生較強(qiáng)的積極影響，這是本研究的創(chuàng)新點(diǎn)之一，目前現(xiàn)有的研究基本未涉及?？傮w而言，F(xiàn)DI的資本效應(yīng)阻礙了長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)，但其通過技術(shù)示范效應(yīng)等能提升本地自主創(chuàng)新能力，進(jìn)而顯著地推進(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。其次，長三角地區(qū)的創(chuàng)新投入未能推動(dòng)本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，可能與本土企業(yè)研發(fā)資源利用效率低下直接相關(guān)。

針對(duì)上述實(shí)證結(jié)論，本文提出以下幾點(diǎn)建議:

第一，培育本土創(chuàng)新型企業(yè)，提升自主創(chuàng)新能力。長三角地區(qū)是中國高新技術(shù)企業(yè)和戰(zhàn)略新型企業(yè)的聚集地，研發(fā)基礎(chǔ)良好，加之中央、地方等各級(jí)政府的政策支持，應(yīng)鼓勵(lì)企業(yè)尋找新項(xiàng)目，積極開展新產(chǎn)品研發(fā)。同時(shí)，政府應(yīng)加快建立覆蓋范圍更廣的研發(fā)公共服務(wù)體系，從資金、技術(shù)等方面給予企業(yè)全方位支撐。

第二，合理引導(dǎo)FDI區(qū)域布局，強(qiáng)化企業(yè)技術(shù)吸收能力。FDI技術(shù)外溢通過提升自主創(chuàng)新能力可顯著地優(yōu)化地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，但這僅限于可以為本土企業(yè)提供技術(shù)或指導(dǎo)的部分外資。要注意避免引進(jìn)低層次FDI，進(jìn)而惡化本地市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)狀況，打壓本土企業(yè)自主創(chuàng)新的積極性。在招商引資時(shí)，注意對(duì)其合理布局并限定部分技術(shù)轉(zhuǎn)讓條件。本土企業(yè)在外資進(jìn)入后，應(yīng)加強(qiáng)對(duì)國際先進(jìn)技術(shù)的學(xué)習(xí)、模仿，重點(diǎn)指導(dǎo)和扶持的工業(yè)龍頭企業(yè)應(yīng)建立企業(yè)技術(shù)研發(fā)中心，提高企業(yè)技術(shù)融合能力，并在此基礎(chǔ)上積極探索新路徑，真正做到“學(xué)習(xí)—模仿—匹配—?jiǎng)?chuàng)新”。

第三，提高研發(fā)資源使用效率，加強(qiáng)科技成果轉(zhuǎn)化能力。“建設(shè)創(chuàng)新型國家”提出后，越來越多的資源投入企業(yè)R＆D活動(dòng)中，其中多數(shù)被企業(yè)獲取以進(jìn)行新項(xiàng)目研發(fā)，但就目前長三角地區(qū)創(chuàng)新資本的使用效率看，并未顯著地優(yōu)化本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。分析其主要原因在于科技成果轉(zhuǎn)化效率的低下，應(yīng)盡快完善長三角地區(qū)技術(shù)交易市場(chǎng)及相關(guān)配套建設(shè)，拓展產(chǎn)學(xué)研平臺(tái)合作范圍，建立科技成果的跟蹤指導(dǎo)和服務(wù)機(jī)制，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)科技成果的經(jīng)濟(jì)、社會(huì)雙重效益。

注釋:

①參見Grossman Gene和Elhanan Helpman的Innovation and Growth in the Global Economy，1991 年版。

②長三角即將增加合肥、馬鞍山等城市，狹義的長三角地區(qū)包含22個(gè)地市，研究中假定長三角地區(qū)自出現(xiàn)以來就涵蓋這些城市，以保證研究的一貫性和可行性。

［1］郭克莎.外商直接投資對(duì)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響研究［J］.管理世界，2000(2):34-45，63.

［2］王燕飛，曾國平.FDI、就業(yè)結(jié)構(gòu)及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究，2006(7):51-57.

［3］文東偉，冼國明，馬靜.FDI、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷與中國的出口競(jìng)爭(zhēng)力［J］.管理世界，2009(4):96-107.

［4］史星際，崔佳佳.外商直接投資對(duì)中部六省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響［J］.山西大學(xué)學(xué)報(bào):哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版，2011(1):121-126.

［5］黃日福，陳曉紅.FDI與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí):基于中部地區(qū)理論及實(shí)證研究［J］.管理世界，2007(3):154-155.

［6］MACDOUGALL G.The Benefit and Cost of Private Investment from Abroad:A Theoretical Approach［J］.Economic Record，1960(36):13-35.

［7］LICHTENBER F，VAN POTTELSBERGHE.International R＆D Spillovers:A Comment［J］.European Economic Review，1998(8):1843-1491.

［8］BLOMSTROM M.Foreign Investment and Productive Efficiency:The Case of Mexico［J］.Journal of Industrial Economics，1986(15):97-110.

［9］KOKKO A.Technology，Market Characteristics and Spillovers［J］.Journal of Development Economics，1994(43):279-293.

［10］HADDAD M，HARRISON A.Are there Spillovers form Direct Foreign Investment?Evidence from Panel Data for Morocco［J］.Journal of Development Economics，1993(42):51-74.

［11］DJANKOV S，B.HOEKMAN.Foreign Investment and Productivity Growth in Czech Enterp rise［J］.World Bank Economic Review，2000(14):49-64.

［12］侯潤秀，官建成.外商直接投資對(duì)我國區(qū)域創(chuàng)新能力的影響［J］.中國軟科學(xué)，2006(5):104-111.

［13］潘鎮(zhèn).外商直接投資是否促進(jìn)了中國的科技進(jìn)步——來自各地區(qū)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］.中國軟科學(xué)，2005(10):66-72.

［14］范承澤，胡一帆，鄭紅亮.FDI對(duì)國內(nèi)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的理論與實(shí)證研究［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2008(1):89-102.

［15］鄭明亮.區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與人口就業(yè)率關(guān)系的計(jì)量分析——以山東省為例［J］.財(cái)貿(mào)研究，2009(3):25-29.

［16］孫圣乾.我國失業(yè)率與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整關(guān)系實(shí)證研究［J］.財(cái)經(jīng)問題研究，2011(9):37-41.

［17］郭炳南.外商直接投資的技術(shù)外溢、自主創(chuàng)新能力與出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)——基于中國省級(jí)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)考察［J］.經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2010(2):34-38.

［18］徐俠，李樹青.FDI對(duì)科研活動(dòng)影響的實(shí)證研究［J］.中國軟科學(xué)，2008(4):73-80.

［19］王然，燕波，鄧偉根.FDI對(duì)我國工業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響及機(jī)制——基于產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)的視角［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2010(11):16-25.

［20］徐全勇.外商直接投資對(duì)我國自主創(chuàng)新作用的實(shí)證分析——基于區(qū)域?qū)用娴拿姘鍞?shù)據(jù)分析［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究，2007(6):14-18.

［21］王紅領(lǐng)，李稻葵，馮俊新.FDI與自主研發(fā):基于行業(yè)數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2006(2):44-56.