FDI對我國經(jīng)濟(jì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響

鄧楊勇 辛欽杰 王葉燕

摘要：本文以“泛珠三角區(qū)域”內(nèi)地九省2000—2011年的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，依據(jù)創(chuàng)新能力的差異將內(nèi)地九省劃分為兩類地區(qū)，研究了外商直接投資（FDI）對“泛珠三角區(qū)域”整體的技術(shù)溢出效應(yīng)，以及高、低創(chuàng)新能力地區(qū)溢出效應(yīng)的差異。研究結(jié)果表明：FDI對泛珠三角區(qū)域整體具有較顯著的正向技術(shù)溢出效應(yīng)；就三種不同層次的專利申請量而言，對于高創(chuàng)新能力地區(qū)，F(xiàn)DI對發(fā)明專利申請量的促進(jìn)作用最為顯著，而對于低創(chuàng)新能力地區(qū)，F(xiàn)DI對實用新型申請量和外觀設(shè)計申請量的溢出效應(yīng)較顯著。

關(guān)鍵詞：FDI；技術(shù)創(chuàng)新；地區(qū)差異；創(chuàng)新層次

一、引言

技術(shù)創(chuàng)新之于一個國家的經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展有著舉足輕重的作用，中國自確立改革開放的方針以來，積極投身于國際投資活動，吸引了大量FDI，彌補國內(nèi)建設(shè)資金不足的同時也促進(jìn)了中國的技術(shù)進(jìn)步。1983年，中國的FDI為92億美元，而到2011年，中國的FDI已達(dá)11601億美元，增長126倍，年均增長率為158%，F(xiàn)DI有了非常大的增長?！胺褐槿菂^(qū)域”（指沿珠江流域的廣東、福建、江西、廣西、海南、湖南、四川、云南、貴州9省以及香港、澳門兩個特別行政區(qū)），作為我國一個極具增長潛力的經(jīng)濟(jì)區(qū)域，吸收了我國近一半的FDI。從近幾年的數(shù)據(jù)來看，2004年泛珠三角區(qū)域（不含港澳）FDI僅占全國的341%，2006年實際利用FDI達(dá)到3016億美元，占到了全國的434%，而2011年的FDI則占到了全國的511%，整體上保持著上升態(tài)勢。同時不可忽視的是，“泛珠三角區(qū)域”內(nèi)地九?。ㄒ韵潞喎Q為“內(nèi)地九省”）的FDI存在較大差異。廣東省吸收的FDI遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過其他省份，2001年占全國比重的317%，之后呈現(xiàn)下降趨勢，2011年占全國比重的188%，該區(qū)域內(nèi)其他省份吸收的FDI比重上升；同時該區(qū)域其他省份之間也存在相應(yīng)的差異，因此有必要對該區(qū)域的省份進(jìn)行分層分析。

鑒于以上背景，本文對“泛珠三角區(qū)域”內(nèi)地九省2000—2011年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，研究FDI對該區(qū)域整體的技術(shù)溢出效應(yīng)以及區(qū)域內(nèi)部溢出效應(yīng)的差異，并結(jié)合實證分析結(jié)果提出政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

自從Hymer（1960）開創(chuàng)了以FDI為對象的研究領(lǐng)域以來，其溢出效應(yīng)問題成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點。多年來國內(nèi)外學(xué)者針對不同的研究背景、目的和側(cè)重點，在外溢效應(yīng)的性質(zhì)、門檻效應(yīng)、地區(qū)和行業(yè)差異等方面進(jìn)行了大量的實證分析，但是學(xué)者們對FDI外溢效應(yīng)的顯著性和作用方向還未能達(dá)成一致意見。

大部分國外學(xué)者的研究成果認(rèn)為，流入發(fā)達(dá)國家的FDI對東道國的企業(yè)一般具有正向的溢出效應(yīng)（Caves，1974；Globerman，1979），如 Caves（1974）利用加拿大和澳大利亞制造業(yè)的行業(yè)層面數(shù)據(jù)對FDI的溢出效應(yīng)進(jìn)行的研究表明，加拿大制造業(yè)中當(dāng)?shù)仄髽I(yè)利潤率與行業(yè)內(nèi)的外資份額正相關(guān)，而澳大利亞制造業(yè)中勞動生產(chǎn)率與行業(yè)內(nèi)的外資份額也呈現(xiàn)正相關(guān)。隨后的十幾年間各學(xué)者對英國的研究、對希臘的研究也都發(fā)現(xiàn)了FDI的正向溢出效應(yīng)。而流入發(fā)展中國家的FDI則難以確定其溢出效應(yīng)的正負(fù)性，如Barry（2001）運用1990到1998年間企業(yè)面板數(shù)據(jù)考察了愛爾蘭制造業(yè)，研究認(rèn)為由于當(dāng)?shù)仄髽I(yè)和跨國公司之間在勞動力市場上的過度競爭，導(dǎo)致了大量負(fù)向溢出效應(yīng)。Damijan（2003）運用1994到1998年間的制造業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)對8個轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)國家進(jìn)了研究，結(jié)果表明上述國家不存在明顯溢出效應(yīng)。

在這類研究中，研究者大多分析FDI對東道國企業(yè)勞動生產(chǎn)效率的影響，較少單純涉及FDI對東道國技術(shù)創(chuàng)新能力的影響。

目前關(guān)于FDI對中國技術(shù)溢出效應(yīng)的文獻(xiàn)中，主要有三種研究結(jié)論：

第一：FDI對我國研發(fā)活動和技術(shù)創(chuàng)新有促進(jìn)作用：王紅領(lǐng)等 （2005）使用行業(yè)數(shù)據(jù)分析了FDI對我國民族企業(yè)自主創(chuàng)新的影響，研究表明FDI的進(jìn)入促進(jìn)了內(nèi)資企業(yè)的自主研發(fā)；王鵬和張劍波（2012）以泛珠三角區(qū)域內(nèi)地九省的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，依據(jù)創(chuàng)新能力將其分為兩類地區(qū)，研究結(jié)果顯示：FDI能夠顯著擴大高創(chuàng)新能力地區(qū)的產(chǎn)出規(guī)模，并對低創(chuàng)新能力地區(qū)產(chǎn)出的規(guī)模及層次均有正向影響；

第二：FDI不利于我國技術(shù)創(chuàng)新能力的提高：冷民（2005）以臺灣微電子產(chǎn)業(yè)作為案例，認(rèn)為FDI只能是發(fā)展中東道國提升自主創(chuàng)新能力的一種輔助途徑，真正自主創(chuàng)新能力的形成來自于自身（如政府的中長期計劃引導(dǎo)、研發(fā)機構(gòu)和大學(xué)的前期技術(shù)支撐、高素質(zhì)人才隊伍）而非FDI；

第三：FDI對我國技術(shù)創(chuàng)新能力的影響是復(fù)雜的：FDI是促進(jìn)還是抑制國內(nèi)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新和地區(qū)、行業(yè)、企業(yè)類型等因素有關(guān)。冼國明和嚴(yán)兵（2005）利用1998-2003年省際層面的相關(guān)數(shù)據(jù)研究FDI的溢出效應(yīng)，實證結(jié)果表明外資對我國的技術(shù)創(chuàng)新水平有正向的促進(jìn)作用，但這種促進(jìn)作用主要體現(xiàn)在一些較低層次的技術(shù)創(chuàng)新，尤其是在外觀設(shè)計專利上。對東、中、西部地區(qū)的進(jìn)一步分析表明，我國中、西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平還未跨越促使外資產(chǎn)生顯著正面促進(jìn)效應(yīng)的發(fā)展門檻；馬占良（2012）利用2000—2009年中國長三角兩省一市的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了FDI對中國長三角地區(qū)以專利申請量衡量的技術(shù)創(chuàng)新能力的影響各有差異，其中江蘇省FDI對專利申請量的影響顯著，有明顯的促進(jìn)作用，上海和浙江省的FDI對專利申請量的影響不顯著。

綜合國內(nèi)外研究現(xiàn)狀，本文認(rèn)為：關(guān)于FDI對東道國勞動生產(chǎn)率或全要素生產(chǎn)率的技術(shù)溢出效應(yīng)研究比較成熟，已經(jīng)形成了一套普遍認(rèn)可的方法與模型，然而關(guān)于FDI溢出效應(yīng)的研究，結(jié)論不一致，這實際上反映了FDI溢出效應(yīng)現(xiàn)象的復(fù)雜性和外資企業(yè)的多樣化特征。另一方面，關(guān)于中國FDI溢出效應(yīng)的研究，大多是將中國作為一個整體來研究FDI的技術(shù)創(chuàng)新溢出效應(yīng)，而卻很少研究 FDI 對某一區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力的影響。我國幅員遼闊，各經(jīng)濟(jì)區(qū)域在自然資源稟賦、市場開放程度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等方面存在較大差距，因此將我國作為一個整體研究會失去實踐價值，研究FDI對我國某經(jīng)濟(jì)區(qū)域的影響有較大的現(xiàn)實意義。

三、實證分析

本文首先基于灰色關(guān)聯(lián)度將內(nèi)地九省分為高創(chuàng)新能力地區(qū)和低創(chuàng)新能力地區(qū)，利用2000—2011年的數(shù)據(jù)構(gòu)建FDI溢出效應(yīng)模型，分別對兩個區(qū)域和整個區(qū)域的外商直接投資與技術(shù)創(chuàng)新能力的關(guān)系進(jìn)行分析。

（一） 基于灰色關(guān)聯(lián)度的泛珠三角區(qū)域創(chuàng)新能力分類

由于開放度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、和人力資本等條件的差異，加之泛珠三角區(qū)域幅員遼闊，內(nèi)地九省的創(chuàng)新能力十分不均衡，這表現(xiàn)在創(chuàng)新能力的指標(biāo)——專利總量、發(fā)明專利申請量、實用新型申請量和外觀設(shè)計申請量的數(shù)值上。本文參照王鵬（2012）的做法，將內(nèi)地九省2000—2011年間專利申請量、發(fā)明專利申請量、實用新型申請量和外觀設(shè)計申請量分別加總，得到表1-1。

通過計算，累計申請量最大的廣東省和最小的海南省之間，專利總量、發(fā)明專利申請量、實用新型申請量和外觀設(shè)計申請量的比值分別為122、70、110、217，表明內(nèi)地九省的創(chuàng)新能力存在巨大差異。

創(chuàng)新能力的差異同時也意味著吸收能力的差異，則FDI的溢出效應(yīng)也可能有所不同：由于吸收能力較高，F(xiàn)DI的流入可能會對某些地區(qū)產(chǎn)生正向溢出效應(yīng)，而對某些低吸收能力地區(qū)有則可能并不顯著，甚至?xí)谝欢ǔ潭壬蠜_擊本地的創(chuàng)新能力。因此有必要建立灰色關(guān)聯(lián)度綜合評價模型，對內(nèi)地九省的創(chuàng)新能力進(jìn)行綜合評價，并將泛珠三角區(qū)域內(nèi)地九省區(qū)劃分為不同的地區(qū)進(jìn)行比較研究。

表1-1 內(nèi)地九省2000—2012年累計申請量

地區(qū)專利總量發(fā)明實用新型外觀設(shè)計

福建146649263126160758730

江西44975122562117711542

湖南139121407646142636931

廣東102274823655630299483201

廣西4000610816199229268

海南8347336927532225

四川220422450918012795204

貴州3300010008151367856

云南39647134821552810637

注：數(shù)據(jù)來源：歷年《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

基于灰色關(guān)聯(lián)度計算出來的內(nèi)地九省的綜合得分與排名如下表所示：

表1-2 內(nèi)地九省的創(chuàng)新能力綜合得分和排名

地區(qū)福建江西湖南廣東廣西海南四川貴州云南

綜合得分6818661168451066006528

699165866603

排名453179286

圖1-1 內(nèi)地九省的創(chuàng)新能力綜合得分及排名

廣東省的創(chuàng)新能力綜合得分為10分，遠(yuǎn)高于其他八省，而其他八省的綜合得分差距較小。把廣東省單獨分為一類地區(qū)會失去面板數(shù)據(jù)模型的優(yōu)勢，因此本文以68的綜合得分為界，平衡每個分區(qū)的成員數(shù)量，把廣東、四川、湖南、福建劃歸為高創(chuàng)新地區(qū)，其他省份則為低創(chuàng)新區(qū)。如下表所示：

表1-3 泛珠三角區(qū)域創(chuàng)新能力分類結(jié)果

創(chuàng)新能力類別省 份

高創(chuàng)新能力地區(qū)廣東、四川、湖南、福建

低創(chuàng)新能力地區(qū)江西、云南、廣西、貴州、海南

（二）面板數(shù)據(jù)模型的建立和數(shù)據(jù)來源

1模型的構(gòu)建

為了估計FDI對技術(shù)創(chuàng)新能力的影響，本文選擇泛珠三角區(qū)域內(nèi)地九省的專利申請量來表征技術(shù)創(chuàng)新能力。專利有三種類型：發(fā)明專利、實用新型和外觀設(shè)計，相對于實用新型和外觀設(shè)計來說，發(fā)明專利是技術(shù)含量最多、層次最高的技術(shù)創(chuàng)新，而專利申請總量是發(fā)明專利申請量、實用新型申請量和外觀設(shè)計申請量的總和。為了研究FDI對不同專利申請量的影響，本文把專利申請總量、發(fā)明專利申請量、實用新型申請量和外觀設(shè)計申請量分別作為模型中代表技術(shù)創(chuàng)新水平的指標(biāo)，即被解釋變量。衡量FDI水平的指標(biāo)則選擇“外商實際直接投資額”。

將技術(shù)創(chuàng)新能力視為一種產(chǎn)出，則可以構(gòu)建創(chuàng)新產(chǎn)出的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)：

Yit=aSαitEβitFγitExθitHηit（1）

同時對兩邊取對數(shù)得到：

LnYit=a+αLnSit+βLnEit+γLnFit+θLnExit+

ηLnHit+εit

（2）

其中各符號的含義是：

Y表征各地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平，分別用專利總量、發(fā)明申請量、實用新型申請量和外觀設(shè)計申請量來表示；S表示R&D;人員數(shù)；E表示R&D;經(jīng)費內(nèi)部支出；F表示外商實際直接投資額；Ex用進(jìn)出口總額與其GDP的比值來表示，反映外貿(mào)依存度；H表示人力資本存量，作為一種重要的FDI吸收能力，對FDI的溢出效應(yīng)產(chǎn)生重要影響。本文采用Barro和Lee（1993）提出的勞動力平均受教育年限來近似計算內(nèi)地九省2000—2011年的人力資本存量。計算公式為：H=小學(xué)比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大專及以上學(xué)歷比重×16；ε是隨機誤差項，i表示各省，t表示各年。

2指標(biāo)數(shù)據(jù)來源

本文選擇泛珠三角區(qū)域內(nèi)地九省2000—2011年共12年的面板數(shù)據(jù)來分析FDI對技術(shù)創(chuàng)新能力的影響。內(nèi)地九省的各類型專利的申請量、R&D;人員數(shù)、R&D;經(jīng)費內(nèi)部支出整理自2001—2012年的《中國科技統(tǒng)計年鑒》；外商實際直接投資額（FDI）取自各年度各省的統(tǒng)計年鑒，以“萬美元”為單位計價；進(jìn)出口總額和GDP的數(shù)據(jù)取自于各年度的《中國統(tǒng)計年鑒》，外貿(mào)依存度由進(jìn)出口總額/GDP計算得到；各省受教育程度構(gòu)成比重取自各年度的《中國勞動統(tǒng)計年鑒》，再由勞動力平均受教育年限法計算人力資本存量。

面板數(shù)據(jù)具有兩維性，在采用面板數(shù)據(jù)構(gòu)建模型時有必要首先對模型的設(shè)定形式進(jìn)行檢驗。在運用面板數(shù)據(jù)分析時，通常包括兩種模型： 固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型，我們通常采用Hausman檢驗對模型的設(shè)定進(jìn)行檢驗。由于隨機效應(yīng)模型要求截面?zhèn)€數(shù)大于解釋變量的個數(shù)，而對高創(chuàng)新區(qū)和低創(chuàng)新區(qū)分別建立面板模型時，由于省份個數(shù)均不大于解釋變量個數(shù)，所以只能建立固定效應(yīng)模型。

（三）實證檢驗

1泛珠三角區(qū)域整體的FDI溢出效應(yīng)模型結(jié)果

本論文的計量軟件為Eviews60，首先對泛珠三角區(qū)域整體的面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行檢驗和回歸。計量結(jié)果如下表所示：

表3-1 區(qū)域整體的FDI溢出效應(yīng)計量結(jié)果

專利申請量發(fā)明申請量實用新型申請量外觀設(shè)計申請量

常數(shù)項C-2439548（-27113***）

-7319894（-78515***）

-4607404（-45285***）

-0825902（-05476）

Ln（S）-0067209（-10870）

-0003461（-00355）

-0068500（-10071）

-0035504（-03127）

Ln（E）0583718（70868***）

0926973（93672***）

0622359（66981***）

0400521（27349***）

Ln（F）0209592（33948***）

0014009（02029）

0204438（30105***）

0206346（18768*）

Ln（Ex）-0135582（-13100）

-0034039（-03273）

-0248855（-21662**）

-0040827（-02228）

Ln（H）0760313（25048**）

1197824（22931**）

1045622（30837***）

0495662（09083）

調(diào)整后的R20990608970

0987509774

F統(tǒng)計量740924618737875558770

3034613

Hausman值24747571222207954

572377

備注固定隨機固定固定

注：括號內(nèi)為t值，***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著，Hausman表示固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)檢驗的Hausman。備注欄為采用Hausman檢驗方法判斷適用的檢驗?zāi)Ｐ汀?/p>

可以看出，F(xiàn)DI對區(qū)域整體的專利申請量、實用新型申請量的影響均在1%的水平上顯著，對外觀設(shè)計的影響在10%的水平上顯著，且FDI投入彈性分別為：0209、0204、0206，但對發(fā)明申請量沒有顯著影響。這表明相對于發(fā)明專利，實用新型專利和外觀設(shè)計專利的技術(shù)含量較低，內(nèi)資企業(yè)較容易通過向外資企業(yè)學(xué)習(xí)和模仿來完成。

R&D;人員數(shù)量對區(qū)域整體的技術(shù)創(chuàng)新能力的提高沒有顯著影響，而R&D;經(jīng)費內(nèi)部支出對區(qū)域整體的專利申請量、發(fā)明申請量、實用新型申請量和外觀設(shè)計申請量的影響都在1%的水平上顯著。這說明從泛珠三角區(qū)域整體來看，科研人員的科研效率普遍不高，技術(shù)創(chuàng)新水平的提升在很大程度上取決于科研經(jīng)費的大量投入。

外貿(mào)依存度對技術(shù)創(chuàng)新能力的提高存在負(fù)向作用，但普遍不具有顯著性。人力資本存量對區(qū)域整體的專利申請量、發(fā)明和實用新型申請量都有十分顯著的正向效應(yīng)，投入彈性系數(shù)分別為0760、1198、1046，可見人力資本存量對發(fā)明專利的促進(jìn)作用最大，但是對外觀設(shè)計申請量的影響不顯著。

2高創(chuàng)新能力地區(qū)的FDI溢出效應(yīng)模型結(jié)果

根據(jù)高創(chuàng)新能力地區(qū)的回歸結(jié)果，F(xiàn)DI對高創(chuàng)新能力地區(qū)的專利申請量、發(fā)明申請量以及實用新型申請量都有顯著性影響，彈性系數(shù)分別為0188、0305、0202，其中對發(fā)明專利申請量的促進(jìn)作用最為顯著，但對外觀設(shè)計申請量無顯著性影響。本文認(rèn)為，高創(chuàng)新能力地區(qū)對FDI溢出效應(yīng)的吸收能力較強，與技術(shù)層次高的外資企業(yè)形成良性互動，因而在較高的層面上提高了技術(shù)創(chuàng)新能力，而外觀設(shè)計涉及的技術(shù)含量較少，高創(chuàng)新能力地區(qū)的內(nèi)資企業(yè)可以較容易依靠自身的創(chuàng)新活動來完成。

表3-2 高創(chuàng)新能力地區(qū)的FDI溢出效應(yīng)計量結(jié)果

專利申請量發(fā)明申請量實用新型申請量外觀設(shè)計申請量

常數(shù)項C-2924712（-25745**）

-3509794（-10753）

-8743875（-65043***）

0384026（01782）

Ln（S）0161730（12542）

-0048774（-02900）

0749686（32734***）

0325646（17748**）

Ln（E）0596505（47520***）

0683246（31362***）

0050014（02456）

0407452（22115**）

Ln（F）0188121（21601**）

0305413（23359**）

0201806（19570*）

0090329（06239）

Ln（Ex）0477523（24683**）

0425419（16798）

0501074（23830**）

0916277（52692***）

Ln（H）0393194（09136）

-0121251（-02148）

3065409（02456）

-0306282（31747***）

調(diào)整后的R209902098540963609833

F統(tǒng)計量484447132286031563719

2829176

備注固定固定固定固定

R&D;人員數(shù)量對高創(chuàng)新能力地區(qū)的實用新型申請量、外觀設(shè)計申請量有顯著性影響，但對專利申請量、發(fā)明申請量無顯著性影響。R&D;經(jīng)費內(nèi)部支出對高創(chuàng)新能力地區(qū)的專利申請量、發(fā)明申請量、外觀設(shè)計申請量有顯著性影響，彈性系數(shù)全在04以上，但對實用新型申請量無顯著性影響，可見科研人員和科技經(jīng)費支出較好的促進(jìn)了該區(qū)域創(chuàng)新能力的提高。 外貿(mào)依存度除了對高創(chuàng)新能力地區(qū)的發(fā)明申請量無顯著性影響外，對專利申請量、實用新型申請量以及外觀設(shè)計申請量都具有顯著的促進(jìn)作用。這表明高創(chuàng)新能力地區(qū)的內(nèi)資企業(yè)不僅能夠較好地承受外資企業(yè)帶來的沖擊，并且開放度的提高可以顯著地提升技術(shù)創(chuàng)新能力。人力資本存量對高創(chuàng)新能力地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新能力幾乎無顯著性影響。

3低創(chuàng)新能力地區(qū)的FDI溢出效應(yīng)模型結(jié)果

表3-3 低創(chuàng)新能力地區(qū)的FDI溢出效應(yīng)計量結(jié)果

專利申請量發(fā)明申請量實用新型申請量外觀設(shè)計申請量

常數(shù)項C-1569121（-17427**）

-5123169（-41768***）

-3129451（-26086**）—

Ln（S）-0016765（-02232）

-0119581（-10754）

-0094931（-09732）

0048269（04312）

Ln（E）0514000（52218***）0782354（57537***）

0548975（43663）

0418930（41618***）

Ln（F）0169303（27950***）0184365（20107*）

0178795（20302**）

0123009（17502**）

Ln（EX）-0279561（-21478**）

-0166134（-10815）-0223138（-15091）

-0288309（-24734**）

Ln（H）0432206（09679）

0528404（10266）0927819（19428*）

-0502591（-16512）

調(diào)整后的R20954709563

0966707924

F統(tǒng)計量139102911915331578775

—

備注固定固定固定混合

根據(jù)低創(chuàng)新能力地區(qū)的回歸結(jié)果，F(xiàn)DI對低創(chuàng)新能力地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新能力具有顯著的促進(jìn)作用，投入彈性系數(shù)分別為：0169、0184、0179、0123；在三種專利申請量中，對實用新型申請量及外觀設(shè)計申請量的促進(jìn)作用更顯著?？梢娤鄬τ诟邉?chuàng)新能力地區(qū)，低創(chuàng)新能力地區(qū)的企業(yè)對層次較高的技術(shù)創(chuàng)新能力不容易吸收，F(xiàn)DI主要是對層次較低的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生溢出效應(yīng)。 R&D;人員數(shù)量對低創(chuàng)新能力地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新能力無顯著性影響，R&D;經(jīng)費內(nèi)部支出則對技術(shù)創(chuàng)新能力有非常顯著的促進(jìn)作用，這表明該地區(qū)科研人員的科研效率亟待提高。

外貿(mào)依存度對低創(chuàng)新能力地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新能力都產(chǎn)生了負(fù)的溢出效應(yīng)，但對發(fā)明申請量和實用新型申請量的影響不具有統(tǒng)計上的顯著意義，因為低創(chuàng)新能力地區(qū)的企業(yè)的吸收能力不強，受到外資企業(yè)的競爭壓力和沖擊較大，反而不利于地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新能力的提高。人力資本存量的提高對該地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新能力幾乎無顯著性影響。

四、結(jié)論與政策建議

本文對“泛珠三角區(qū)域”內(nèi)地九省2000—2011年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，將內(nèi)地九省劃分為高創(chuàng)新能力地區(qū)和低創(chuàng)新能力地區(qū)，研究了FDI對該泛珠三角區(qū)域整體的技術(shù)溢出效應(yīng)，以及高、低創(chuàng)新能力區(qū)溢出效應(yīng)的差異。研究結(jié)果表明：

（1）FDI對泛珠三角區(qū)域整體具有較顯著的正向技術(shù)溢出效應(yīng)；就三種專利申請量而言，F(xiàn)DI對高創(chuàng)新能力地區(qū)的發(fā)明專利申請量的促進(jìn)作用最為顯著，而對低創(chuàng)新能力地區(qū)的實用新型申請量和外觀設(shè)計申請量的溢出效應(yīng)較顯著。

（2）綜合而言，科研人員對地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升幾乎無顯著性作用，而科研經(jīng)費支出則對技術(shù)創(chuàng)新能力有顯著的促進(jìn)作用。相比之下，高創(chuàng)新能力區(qū)域的科研人員和科研經(jīng)費支出都較好的促進(jìn)了該區(qū)域創(chuàng)新能力的提高，而低創(chuàng)新能力區(qū)則更多依賴于科研經(jīng)費的支出。

（3）外貿(mào)依存度的提高對高創(chuàng)新能力區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新能力有較顯著的促進(jìn)作用，而對區(qū)域整體和低創(chuàng)新能力區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新能力有一定的消極作用。

參考文獻(xiàn)：

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基金項目：2013年國家級全國大學(xué)生創(chuàng)新訓(xùn)練項目（項目編號：201310421008）