研發(fā)投入、FDI門檻效應與區(qū)域創(chuàng)新
——基于面板回歸門檻模型

王 超,蔣 萍,孫 茜

(1.湖南工程學院 管理學院,湖南 湘潭 411104;2.中國科學院大學,北京 100190)

研發(fā)投入、FDI門檻效應與區(qū)域創(chuàng)新
——基于面板回歸門檻模型

王 超1,蔣 萍1,孫 茜2

(1.湖南工程學院 管理學院,湖南 湘潭 411104;2.中國科學院大學,北京 100190)

文章選取2000-2015年中國省級面板數(shù)據(jù),構建了基于CES生產(chǎn)函數(shù)面板回歸門檻模型。研究結果顯示:研發(fā)投入對中國創(chuàng)新產(chǎn)出的影響有明顯的研發(fā)資金投入單一FDI門檻效應和研發(fā)勞動力投入雙重FDI門檻效應;在FDI未跨越較低門檻值的省份,研發(fā)勞動力投入相比研發(fā)資金投入顯著促進了區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出;當FDI超過最低門檻值并持續(xù)增大跨越第二門檻值后的省份,研發(fā)資金投入對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響程度明顯高于研發(fā)勞動投入的影響,并且FDI引發(fā)的研發(fā)勞動投入規(guī)模效應明顯低于資本投入的規(guī)模效應。

門檻效應;區(qū)域創(chuàng)新;研發(fā)投入;FDI

Abstract:This paper selects the panel data in provincial level in China from 2000 to 2015,and builds the threshold model of panel regression based on CES production function.The results show that the impact of research and development(R&D)investment on China's innovation output has obvious R&D investment into a single FDI threshold effect,and that R&D labor investment in dual FDI threshold effect.On the one hand,In the provinces where FDI does not cross the lower threshold,R&D labor investment compared to R&D funds Investment has significantly contributed to regional innovation output;on the other hand,in the provinces where FDI exceeds the minimum threshold and continues to increase beyond the second threshold,the impact of R&D investment on regional innovation output is significantly higher than that of R&D labor input,and the scale effect of R&D labor investment triggered by FDI is obviously lower than the scale effect of capital investment.

Key words:threshold effect;regional innovation;research and development investment;FDI

研發(fā)投入主要包括科研資本投入和科研勞動力投入兩部分,我國不同省份之間研發(fā)投入存在很大差異性,特別是各省之間經(jīng)濟發(fā)展等情況不同的條件下,到底如何安排研發(fā)資本投入和研發(fā)勞動投入之間的比例才能實現(xiàn)要素資源效率的最大化?研發(fā)資本投入對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響程度是否和研發(fā)勞動力投入保持一致?研發(fā)資本投資和研發(fā)勞動投資影響創(chuàng)新能力的效應是否存在規(guī)模效應?各省是否需要持續(xù)的引進外商直接投資?外商直接投資在多大的程度上促進了技術的進步和技術轉移?是否存在影響區(qū)域創(chuàng)新能力發(fā)展的外商直接投資的門檻效應?對于這些問題的回答,就需要研究FDI、研發(fā)投入以及區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出之間的變量關系,為區(qū)域創(chuàng)新能力的發(fā)展提供理論分析和實踐政策思考。

一、相關研究評述

近年來,通過科技創(chuàng)新驅動經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展的理念日益被社會各界所接受,隨之而來的是政府和企業(yè)對科技的研發(fā)投入占比重也逐漸增加,關于科研投入、引進外資和創(chuàng)新能力之間關系的研究受到學者們的重視。可是,目前研發(fā)資金投入和研發(fā)勞動投入對區(qū)域創(chuàng)新能力的促進作用是否保持一致,以及研發(fā)投入促進創(chuàng)新能力發(fā)展是否存在外資投入門檻方面,學者們還沒有達成一致的看法。

關于研發(fā)投入與創(chuàng)新產(chǎn)出關系的研究主要偏向于從外資特征和外商直接投資的溢出效應視角,如Alfar通過研究OECD的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),FDI投資在高金融和高人力資本密集的部門對經(jīng)濟增長的作用明顯高于低金融和低人力資本密集部門[1]。學者Borensztein認為FDI促進技術溢出效應很大程度上取決于該地區(qū)的人力資本技術水平和向適應的基礎設施條件[2]。國內學者鄭義利用1997-2009年中國15個省份的面板數(shù)據(jù)分析外資特征與中國區(qū)域技術創(chuàng)新之間的影響作用,認為本國技術研發(fā)投入是保持國家技術創(chuàng)新的基礎和源泉,東道國在引進外資時,要跨越研發(fā)人才門檻和研發(fā)投入門檻,才能對東道國產(chǎn)生明顯的技術溢出效應[3]。邵同堯基于升級面板數(shù)據(jù)研究中國區(qū)域創(chuàng)新投入產(chǎn)出模型,研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入對創(chuàng)新產(chǎn)出之間存在正向促進作用,同時認為研發(fā)投入對創(chuàng)新能力的促進作用要明顯高于風險投資[4]。戴小勇則采用我國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù),分析研發(fā)投入強度對企業(yè)績效的非線性影響,結果顯示研發(fā)投入強度只有達到第一門檻值時才能對企業(yè)績效產(chǎn)生顯著的促進作用,并且研發(fā)投入強度對企業(yè)績效的影響存在明顯的行業(yè)差異[5]。王惠等采用Super-SBM模型測度環(huán)境約束下中國高技術產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新的效率,研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)研發(fā)投入強度對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率存在明顯的企業(yè)規(guī)模雙重門檻效應[6]。

而從外商直接投資與技術創(chuàng)新產(chǎn)出之間關系的研究則主要從本土企業(yè)和外資企業(yè)之間的技術差距以及吸收能力的視角出發(fā)來闡述,如Barrios通過研究西班牙制造業(yè)企業(yè)外商直接投資與技術產(chǎn)出之間的溢出效應發(fā)現(xiàn),只有本土企業(yè)具備充足的技術吸收能力,外商直接投資才形成顯著的促進技術的溢出效應[7]。王然采用產(chǎn)業(yè)關聯(lián)的視角分析了FDI的垂直溢出效應對我國本土自主創(chuàng)新能力的作用機制,研究結果顯示研發(fā)外溢的FDI前向觀念顯著的提高了下游內資企業(yè)的創(chuàng)新能力,而后向關聯(lián)的技術引進效應抑制了上游行業(yè)的自主創(chuàng)新[8]。陳羽采用中國制造業(yè)面板數(shù)據(jù)研究FDI進入、內外資企業(yè)的技術差距與內資企業(yè)創(chuàng)新投入之間的關系,結果顯示外資進入會促進技術領先的本土企業(yè)提高創(chuàng)新投入,但會阻礙落后企業(yè)的創(chuàng)新投入[9]。范承澤研究認為公司外商直接投資的增加,會對公司的研發(fā)投入產(chǎn)生負向作用,同時發(fā)現(xiàn)外商投資較多的行業(yè),企業(yè)研發(fā)投入對企業(yè)自主創(chuàng)新的積極作用更大[10]。Haskel通過英國1973-1992年制造業(yè)的面板數(shù)據(jù)研究FDI投資與企業(yè)生產(chǎn)效率之間的關系,結果顯示英國國內的全要素成產(chǎn)效率的提高與外商直接投資的溢出效應存在明顯的正相關[11]。范如國采用省級面板數(shù)據(jù)研究FDI、R&D投入和技術創(chuàng)新溢出之間的影響,發(fā)現(xiàn)研發(fā)經(jīng)費投入促進了企業(yè)吸收FDI知識溢出能力的吸收,而研發(fā)人力資本的缺乏抑制了企業(yè)吸收FDI知識溢出的能力[12]。而Hirukawa通過研究風險投資與產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出效率的關系時發(fā)現(xiàn),風險投資顯著提高了專利產(chǎn)出,但并沒有對勞動生產(chǎn)率有顯著的改善[13]。馬瑞超運用GMM方法研究了外資抑制條件下吸收能力對創(chuàng)新績效的影響,結果表明外資技術含量過高不利于內資部門的技術吸收,并對本國自主創(chuàng)新能力產(chǎn)生消極作用[14]。

通過上述研究,我們發(fā)現(xiàn)大多數(shù)研究將研發(fā)投入作為主要解釋變量,或者將FDI作為一個獨立的研究變量,研究其與創(chuàng)新產(chǎn)出之間的關系,而沒有綜合考慮FDI投資的門檻效應背景下研發(fā)投入對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。對于目前中國來說,外商直接投資已經(jīng)由主要的外資引進國變?yōu)橥馍讨苯油顿Y的輸出國,自主創(chuàng)新的研發(fā)投入的比例和使用方式也發(fā)生了改變,這些顯著性的變化,使得FDI投資、研發(fā)投入和創(chuàng)新產(chǎn)出之間的影響關系的機理也存在很大的差異性。因此,本文在已經(jīng)研究成果的基礎上,嘗試將FDI投資作為門檻變量,著重研究不同F(xiàn)DI投資規(guī)模的省份,研發(fā)投入與創(chuàng)新知識產(chǎn)出之間的FDI門檻效應關系。

二、模型、變量與數(shù)據(jù)說明

(一)計量模型

本文借鑒Griliches提出的知識生產(chǎn)函數(shù)為理論基礎[15],建立廣義的生產(chǎn)函數(shù)模型,即:

INNO=f(K,L,FDI,others) (1)

其中,INNO表示專利授權量;K表示研發(fā)經(jīng)費投入;L代表研發(fā)勞動投入;FDI為外商直接投資;others代表影響區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的其他因素。

創(chuàng)新知識的產(chǎn)出過程中的綜合技術效率是由本國的技術吸收能力和國內外研發(fā)投資導致的技術轉移和溢出兩方面決定的。本國技術吸收能力的主要影響因素包括金融的發(fā)展程度FIN、研發(fā)的資本投入K、研發(fā)的勞動投入L;影響技術轉移和溢出的主要因素包括外資出口比重EXPERCENT、進口貿(mào)易額IMPOR以及外資的滲透強度FORNPERCENT。因此,在(1)式基礎上引入具體的解釋變量指標,將(1)等式兩邊取對數(shù)可得函數(shù)(2):

其中,ξit表示樣本的個體特征變量;εit表示隨機擾動項因素。I代表省份,t代表年份。

外商直接投資作為影響一個國家技術創(chuàng)新和技術吸收的重要因素,它的變化會導致研發(fā)資金投入和研發(fā)勞動投入的巨大變化,從而進一步影響該國技術創(chuàng)新產(chǎn)出的變化,但是這種變化可能是線性的函數(shù)變化,也有可能是非線性函數(shù)變化。因此,為了有效防止研究參數(shù)估計的偏誤,文章將參考Hansen關于面板數(shù)據(jù)門檻回歸模型的方法[16],以外商直接投資FDI的對數(shù)最為門檻變量,建立研發(fā)投入與專利創(chuàng)新產(chǎn)出之間的門檻回歸模型(3):

上述(3)式和(4)式分別代表以外商直接投資FDI為門檻變量分析研發(fā)資金投入和研發(fā)勞動投入對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響因素回歸模型。其中,I(·)代表指標函數(shù),λ1和λ2為外商直接投資FDI門檻效應下對應的研發(fā)資金投入的影響值,γ1和γ2為待估計的外商直接投資FDI門檻效應下對應的研發(fā)勞動投入的影響值。

(二)變量和數(shù)據(jù)選取

文章是基于2000-2015年中國省級面板數(shù)據(jù)在外商直接投資FDI門檻效應的影響下研發(fā)資金投入K和研發(fā)勞動投入L對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響進行實證分析,相關因變量和自變量的選取和數(shù)據(jù)說明如下。

1.因變量

對于創(chuàng)新產(chǎn)出指標的選取,學術界普遍選取專利申請數(shù)量作為衡量創(chuàng)新產(chǎn)出的指標,考慮到近年來我國專利申請數(shù)量快速增加很大程度上是受政府政策導向影響下的結果,失去了創(chuàng)新服務實體經(jīng)濟的本來的意義,為了最大程度上反映科技發(fā)展的綜合創(chuàng)新效率,本文選取專利的授權數(shù)量INNO為衡量區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的變量,數(shù)據(jù)選取2000-2015年全國32個省市的專利申請授權數(shù)量(數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》)。

2.自變量和門檻變量

K和L分別為研發(fā)資金投入和研發(fā)勞動投入,這兩個變量是知識生產(chǎn)函數(shù)的核心變量,它們是影響區(qū)域技術創(chuàng)新產(chǎn)出的重要變量,也是研究外商直接投資FDI門檻變量的主要解釋變量。K選取研發(fā)經(jīng)費內部支出總額為衡量指標,由于研發(fā)資金的當期投入對將來的產(chǎn)出會有影響,本文借鑒張軍關于資本存量的計算公式[17],采用永續(xù)盤存法計算各省市的資本存量K☉i,t=(1-δ)K☉i,t-1+Ki,t。其中K☉it表示t年i省的R&D資本存量,δ代表資本的折舊率。此時假設資本的折舊率為15%,同時認為R&D資本存量的平均增長率g等于R&D資本支出的平均增長率,由此可以按照永續(xù)盤存法計算出2000年基期的資本存量,K☉i,2000=Ki,2000/(g+δ)。L選取從事研發(fā)的人員全時當量表示(數(shù)據(jù)來源于各年《中國科技統(tǒng)計年鑒》)。

門檻變量外商直接投資FDI來源于外商投資經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資,主要是為了研究外商直接投資在新的經(jīng)濟發(fā)展形勢下,中國是否需要加大引進外商直接投資來促進本國技術研發(fā)投入,從而促進區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出(數(shù)據(jù)來源《中國統(tǒng)計年鑒》)。

3.控制變量

鑒于區(qū)域技術創(chuàng)新產(chǎn)出可能受到國內經(jīng)濟金融發(fā)展情況、外商投資企業(yè)進出口水平以及國內外市場經(jīng)濟競爭程度等的影響,文章選取國內生產(chǎn)總值GDP實際值(1990年為基期)、金融發(fā)展水平FIN、外資出口比重EXPERCENT、該國進口貿(mào)易額IMPRO以及外資滲透強度FORNPERCENT為控制變量,考察在控制變量不變的條件下,重要解釋變量資本投入K和勞動投入L對創(chuàng)新知識產(chǎn)出專利授權量INNO的影響程度。金融發(fā)展水平數(shù)據(jù)來源于《中國金融統(tǒng)計年鑒》,其他各控制變量主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。

(1)金融發(fā)展水平FIN采用各省銀行業(yè)各年年度貸款余額來表示,用來考察一國國內的金融發(fā)展水平對技術吸收能力和技術研發(fā)能力的影響,因為按照發(fā)展經(jīng)濟學的原理,東道國的技術研發(fā)和吸收能力很大程度上取決于該國原有的經(jīng)濟發(fā)展水平。

(2)外資出口比重EXPERCENT用各省各年的三資企業(yè)出口額與各省出口總額的比值表示,用來表示外資出口對區(qū)域技術創(chuàng)新的影響。

(3)進口貿(mào)易額IMPOR選擇各省年度的貿(mào)易進口額數(shù)值來表示,用來考察進口貿(mào)易可能對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生的影響,因為通過進口技術發(fā)達國家的一國產(chǎn)品,在某種程度上會對東道國的技術創(chuàng)新產(chǎn)生一定的溢出效應和促進效應。

(4)外資的滲透強度FORNPERCENT用各省各年度三資企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值與該省國有及規(guī)模以上非國有的工業(yè)總產(chǎn)值的比例表示,外資滲透的強弱,對本國區(qū)域的創(chuàng)新是有正向的作用還是負向作用是平衡外商直接投資的重要參考變量。

三、實證結果及分析

(一)門檻效應檢驗

對于門檻效應的檢驗,將以外商直接投資FDI的流入為門檻變量的背景下,分別分析研發(fā)資本投入和研發(fā)勞動力投入對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響作用。為了確定門檻變量的個數(shù),采用Bootstrap法計算FDI流入在研發(fā)投入的單一門檻、雙重門檻以及三重門檻的F值和P值,從而選擇合適的門檻模型。

以研發(fā)資本投入K對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出影響的FDI流入門檻效應分析結果來看(表1),F統(tǒng)計量和P值可知,單一門檻效應在5%水平下顯著,雙重門檻變量則在10%顯著性水平下通過了檢驗,三重門檻效應則不顯著。因而,分析FDI流入門檻背景下的研發(fā)資本投入的影響時選擇單一門檻變量。以單一門檻變量為模型,分析得到單一門檻值為-2.995 7(見表2)。

表1 門檻個數(shù)檢驗

以研發(fā)勞動投入L對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出影響的FDI流入門檻效應分析結果來看(見表2),模型的單一門檻和雙重門檻效應都通過了5%的顯著性水平,而三重門檻效應則沒有通過檢驗。通過模型分析研發(fā)勞動L投入的FDI流入的單一門檻值發(fā)現(xiàn)與研發(fā)資本投入K的門檻值相同,為了防止面板數(shù)據(jù)出現(xiàn)共線性,以及模型分析更具對比性,選擇雙重門檻模型。分析模型的雙重門檻模型得到兩個門檻值分別是-2.995 7和2.581 0。

表2 門檻估計值及置信區(qū)間

(二)門檻模型回歸估計結果及分析

首先,從研發(fā)資金投入來看,外商直接投資的流入門檻模型估計結果可知,可以將我國的外商直接投資水平劃分為兩個層次,不同的外商直接投資水平,導致研發(fā)資金投入對中國區(qū)域創(chuàng)新的產(chǎn)出的影響程度存在顯著的差異:當外商直接投資的對數(shù)低于門檻值-2.995 7時,研發(fā)資本的系數(shù)估計值為0.881 6(見表3),通過了1%的顯著性水平檢驗,表明外商直接投資的增加會導致研發(fā)資本對中國創(chuàng)新產(chǎn)出的影響有積極的作用。在外商直接投資的對數(shù)高于門檻值-2.995 7時,研發(fā)資本的系數(shù)估計值變?yōu)榱?.555 5,也通過了1%顯著性水平檢驗;與低于門檻值的系數(shù)比較,技術估計值減少了36.98%,所以,外商直接投資的持續(xù)增加并沒有帶來創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模效應,估計系數(shù)為正,只是表明外商直接投資的增加會促進中國區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出。

按照研發(fā)勞動投入對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出影響的FDI門檻模型估計結果來看,外商直接投資的兩個門檻值可以將我國外商直接投資分為三個層次,不同數(shù)量的外商直接投資水平,導致研發(fā)勞動力投入對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出生產(chǎn)顯著性的差異。當外商直接投資的對數(shù)小于-2.995 7時,研發(fā)勞動力的投入會對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出有著顯著的促進作用,研發(fā)勞動的系數(shù)估計值為0.919 1,且通過了1%顯著性水平;當外商直接投資的對數(shù)處于-2.995 7到2.581 0時,研發(fā)勞動投入的系數(shù)估計值變?yōu)榱?.305 5,通過了1%顯著性檢驗,相比較第一水平門檻值,系數(shù)估計值明顯減少了66.76%,表明外商直接投資增加到一定幅度,使得研發(fā)勞動投入對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響作用在減弱;當外商直接投資的對數(shù)超越2.581 0后,我們發(fā)現(xiàn)研發(fā)勞動投入的系數(shù)估計值變成了0.202 0,系數(shù)估計值相比第二水平門檻值持續(xù)的減少了33.88%,說明外商直接投資規(guī)模的擴大,并沒有使得研發(fā)勞動投入對創(chuàng)新產(chǎn)出增長的影響幅度加強。

在不同的外商直接投資水平下,研發(fā)資金投入和研發(fā)勞動投入對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響存在明顯的差異,門檻特征較為明顯。在全國32個省份中,處于外商直接投資較低的省份,由于自身經(jīng)濟發(fā)展水平較弱,進一步使得其對企業(yè)和科研機構研發(fā)的資金和勞動力的投入變少,對區(qū)域創(chuàng)新能力的提高就會存在局限性。當外商直接投資的總額達到一定的門檻值時,研發(fā)資金投入和研發(fā)勞動投入對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響就會顯著增強;但是當外商直接投資超過最低門檻,繼續(xù)增加投資時,研發(fā)資金投入和研發(fā)勞動力投入對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的正向影響是減弱的;因為FDI的流入,會促使很多的企業(yè)改善企業(yè)的經(jīng)濟管理效率,提高技術的核心能力,企業(yè)核心技術能力的提升就需要加大外商直接投資總額對技術研發(fā)的投入,研發(fā)投入存量的增長,使得外商投資企業(yè)技術創(chuàng)新能力得到顯著的提高,本土企業(yè)在外商直接投資企業(yè)的人員、信息過程中,吸收外商企業(yè)的部分外溢技術,在外界市場競爭環(huán)境發(fā)生急劇變化的條件下,本土公司會加大本領域創(chuàng)新性技術的研發(fā)投入,提升公司的自主創(chuàng)新能力,最終表現(xiàn)在本土企業(yè)在外商直接投資流入的背景下,促進創(chuàng)新能力的提高?？墒?當外商直接投資FDI跨越最低門檻后,研發(fā)資金投入和研發(fā)勞動力投入對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響程度的增加幅度會減弱,但總體上表現(xiàn)為外商直接投資促進了研發(fā)資金投入對區(qū)域創(chuàng)新能力的增強,主要有兩方面的原因:一方面是發(fā)達省份的企業(yè)和科研院所自身人才和資金投入方面具備比較優(yōu)勢,相比較落后省份,這些省份企業(yè)創(chuàng)新能力具備要素稟賦的優(yōu)點,區(qū)域創(chuàng)新能力較高?？墒钱敯l(fā)達省份吸收外商直接投資方面出現(xiàn)飽和后,外溢的資金會投向不發(fā)達地區(qū),此時不發(fā)達省份對創(chuàng)新技術的吸收能力有限,所以創(chuàng)新產(chǎn)出能力會遠遠低于發(fā)達國家,進一步使得綜合的技術創(chuàng)新規(guī)模產(chǎn)出增幅是遞減的。另一方面,隨著各省份經(jīng)濟金融發(fā)展水平的提高、進出口總額的增加以及外商投資滲透強度的增強,落后地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境和外商投資環(huán)境逐漸成熟,外商直接投資企業(yè)會與落后地區(qū)企業(yè)和科研院所合作,以技術換市場的方式,促進創(chuàng)新技術在當?shù)氐耐茝V,從而獲得市場份額,但由于外商直接投資的跨國企業(yè)處于價值鏈高端,在技術轉移和技術進口方面會設置各種貿(mào)易壁壘,從而在一定程度上限制了本土企業(yè)吸收能力的提高,宏觀上表現(xiàn)為區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的增加幅度降低。

表3 創(chuàng)新能力門檻回歸模型結果

四、穩(wěn)健性檢驗

外商直接投資流入門檻觸發(fā)研發(fā)資金和研發(fā)勞動對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出影響存在差異時,為了全面考察研發(fā)資金投入、勞動力投入與創(chuàng)新能力的函數(shù)關系,有必要引入研發(fā)資金K和研發(fā)勞動投入L與外商直接投資FDI的交叉項,以及以外商直接投資FDI為分組省份的兩種檢驗方法,對回歸模型的穩(wěn)健性進行檢驗。

(一)研發(fā)投入與FDI的交互項檢驗

表4中的模型1、模型2及模型3分別是不加入交互項、加入ln K?ln FDI及l(fā)n L?ln FDI交互項后的模型估計結果。為了消除面板模型可能存在的自相關和異方差問題,模型估計時將采用以省份為聚類變量的穩(wěn)健標準差。

從模型1分析的結果看(見表4),在不考慮FDI與研發(fā)投入K交叉項時,進行hausman檢驗,選擇固定效應模型,回歸結果顯示研發(fā)資金投入和研發(fā)勞動力投入顯著的促進了區(qū)域創(chuàng)新的產(chǎn)出,研發(fā)資本投入對產(chǎn)出的影響是研發(fā)勞動力投入的兩倍多,并且研發(fā)資本投入通過了1%顯著性檢驗,研發(fā)勞動力投入在5%水平下顯著。

在加入ln FDI與ln K的交互項后,進行hausman檢驗,也選擇固定效應模型,回歸結果顯示研發(fā)資金投入K對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響為-0.191+0.132ln FDI,這說明當外商直接投資FDI較小時,研發(fā)資金投入對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響為負,但是隨著外商直接投資突破最低門檻值后,研發(fā)資金投入對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出會有正向的促進作用,而且研發(fā)外商直接投資的持續(xù)增加,導致研發(fā)資金投入對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響呈現(xiàn)遞增線性關系。研發(fā)勞動投入ln K、外商滲透強度ln FORNPERCENT。金融發(fā)展水平FIN、外資出口比重ln IMPRO、進口貿(mào)易額ln IMPRO變量的符號與基本回歸模型基本保持一致,因此可以得出研發(fā)資金投入K對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的外商直接投資FDI的門檻模型結果是穩(wěn)健的。

當加入ln FDI與ln L交互項后,進行hausman檢驗,同樣選擇固定效應模型,回歸結果顯示研發(fā)勞動投入L對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響變?yōu)?.203+1.02e-09ln FDI,這表明不管外商直接投資FDI投入多少,研發(fā)勞動力的投入都會促進區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的增加,增加的趨勢以指數(shù)形式表現(xiàn)出來,因此可以隨著外商直接投資的增加,研發(fā)勞動力投入對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的的正向影響是變大的。其他變量的符號也剛好與面板門檻模型基本保持一致,進一步證明了勞動力投入L對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的外商直接投資FDI的門檻模型結果是穩(wěn)健的。

表4 樣本交互項估計結果

因而,從上述分析可知,運用面板門檻模型實證研究外商直接投資門檻效應下研發(fā)資本和研發(fā)勞動對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響具有較強的穩(wěn)健性。

(二)按FDI投入門檻的分區(qū)域檢驗

通過FDI門檻變量影響下研發(fā)資本投入對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響程度,可看出研發(fā)資本投入可以分為低FDI投入地區(qū)和高FDI投入地區(qū)。按照雙重門檻變量的原理,可以將研發(fā)勞動投入分為三個區(qū)間即低FDI投入地區(qū)、中等FDI投入地區(qū)以及高FDI投入地區(qū)。表5和表6分別列出了相應分組2000-2015年的分布情況。通過分組我們發(fā)現(xiàn)不管是FDI門檻變量影響下研發(fā)資本投入還是FDI門檻變量影響下研發(fā)勞動投入,都將西藏2000年、2002年、2008年以及2014年分到了低FDI投入地區(qū)。鑒于低投入地區(qū)西藏時間年度較短,且為非連續(xù)性的變量,不符合平衡面板面板數(shù)據(jù)的基本特征,無法擬合數(shù)據(jù)的回歸結果,故在此不將其作為樣本分析面板數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性。

表5 研發(fā)資本投入的外商直接投資門檻區(qū)域

首先,以2000-2015年高FDI投入?yún)^(qū)域的省份,分析FDI門檻變量影響下研發(fā)資本投入對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響程度的穩(wěn)健性,通過實證結果(見表7)分析發(fā)現(xiàn):在高FDI投入地區(qū),研發(fā)資本K顯著的提高了區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出,K的估計系數(shù)為0.522,通過了1%顯著性水平,實證研究結果基本上與門檻回歸模型保持一致,其他變量的系數(shù)估計值和顯著性水平也與門檻回歸模型保持基本一致。

接下來以FDI門檻變量影響下研發(fā)勞動投入L對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響程度的穩(wěn)健性,32個省份被劃分為三個樣本區(qū)間,回歸結果顯示:在中等FDI投入地區(qū),研發(fā)勞動L對區(qū)域創(chuàng)新能力有著正向的促進作用,系數(shù)估計值為0.399,且通過了5%顯著性檢驗;但是當FDI跨越到高FDI投入門檻值時,研發(fā)勞動的系數(shù)變?yōu)榱?.077,沒有通過顯著性檢驗,這表明研發(fā)勞動L雖然促進了地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出,但是這種促進作用在嚴重減弱?；貧w結果基本上與門檻回歸模型保持了一致,其他變量的系數(shù)估計值也與門檻回歸模型基本一致。

因此,通過FDI門檻變量影響下研發(fā)資本投入K和研發(fā)勞動投入L分組檢驗,文中的門檻回歸模型結果具有較好的穩(wěn)健性。

表7 分區(qū)域回歸結果

五、結論及政策建議

本文運用CES生產(chǎn)函數(shù)理論框架,在分析FDI、研發(fā)資金投入K以及研發(fā)勞動投入L影響區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的機制的基礎上,采用2000-2015年32個省級面板數(shù)據(jù),構建了基于FDI門檻變量模型,分析研發(fā)資本投入K以及研發(fā)勞動投入L對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響效應。面板門檻回歸模型估計結果顯示:第一,研發(fā)資本K對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響存在外商直接投資FDI單一門檻效應;而研發(fā)勞動力投入L對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響存在外商直接投資FDI雙重門檻效應。第二,不管外商直接投資是否跨越門檻值,發(fā)現(xiàn)研發(fā)資金投入和研發(fā)勞動投入都顯著的促進了區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出。第三,在FDI未跨越較低門檻值的省份,研發(fā)勞動力投入相比研發(fā)資金投入顯著促進了區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出;當FDI超過最低門檻值并持續(xù)增大跨越第二門檻值后的省份,研發(fā)資金投入對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的影響程度明顯的高于研發(fā)勞動投入的影響,并且FDI引發(fā)的研發(fā)勞動投入規(guī)模效應明顯的低于資本投入的規(guī)模效應。第四,進口貿(mào)易額的增加會導致區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的負面效應。

通過上述研究結論提出幾點政策啟示:一是研發(fā)資本投入的增加應該充分考慮到該地區(qū)該省份的外商直接投資企業(yè)投資規(guī)模的門檻效應,科學規(guī)劃研發(fā)資本投入的比例,合理的配置有限的資源,才能有助于區(qū)域創(chuàng)新能力的提高和要素生產(chǎn)效率的增加。二是研發(fā)勞動投入只有在外商直接投資企業(yè)規(guī)模低于最低門檻值前,對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響顯著的高于研發(fā)資本投入的影響。因此,不發(fā)達地區(qū)省份應該重視對高層次人才的引進,將重點放在勞動力的投入方面,通過財政補貼支持,鼓勵科研人才到這些省份去工作,而不是單純的加大研發(fā)資金的投入,使這些地區(qū)跨越研發(fā)投入門檻,才能促進外商投資企業(yè)規(guī)模較少省份創(chuàng)新能力的提高。三是各省份應該根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展情況,正確處理好進口技術與自主研發(fā)之間的比例關系。引進國外產(chǎn)品,短時間內可以獲得產(chǎn)品物質,但如果引進省份不具備吸收能力,就會對自主創(chuàng)新能力產(chǎn)生排擠效應,不利于區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的增加。

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Research and Development Investment,FDI Investment Threshold Effect and Regional Innovation Output:Based on the Panel Regression Threshold Model

WANG Chao1,JIANG Ping1,SUN Qian2

(1.School of Management,Hunan Institute of Engineering,Xiangtan,Hunan 411104,China;2.University of Chinese Academy of Sciences,Beijing 100190,China)

F20

A

1672-934X(2017)05-0064-11

10.16573/j.cnki.1672-934x.2017.05.010

2017-05-29

湖南省教育廳科學研究一般項目(16C0407);湖南工程學院科學研究項目(KXYJ17016);湖南工程學院教學改革研究項目(XJG15017);湖南省傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉型升級研究基地資助

王 超(1987-),男,湖北荊州人,講師,博士,主要從事技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟政策研究;蔣 萍(1985-),女,湖北武漢人,助理講師,碩士,主要從事企業(yè)管理與技術創(chuàng)新研究;孫 茜(1990-),女,山東濟寧人,博士研究生,研究方向為創(chuàng)新管理。