國際直接投資與高新技術(shù)企業(yè)自主創(chuàng)新關(guān)系的實(shí)證分析

[關(guān)鍵詞]國際直接投資 高新技術(shù)企業(yè) 電子及通信設(shè)備制造業(yè) 自主創(chuàng)新 協(xié)整關(guān)系 門限效應(yīng)研發(fā)人力資本 企業(yè)規(guī)模

引言

科學(xué)技術(shù)是推動(dòng)國家發(fā)展和社會發(fā)展的重要力量。根據(jù)黨中央、國務(wù)院最新決策部署，堅(jiān)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(shù)企業(yè)和產(chǎn)業(yè)仍是國家發(fā)展和社會發(fā)展的重點(diǎn)。黨的二十大報(bào)告指出，“擴(kuò)大國際科技交流合作，加強(qiáng)國際化科研環(huán)境建設(shè)”，體現(xiàn)了我國積極融人全球創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)、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(fù)雜和不確定性，一定程度上受到發(fā)達(dá)國家對科技限制的影響，使我國高新技術(shù)企業(yè)和產(chǎn)業(yè)面臨著新的形勢和使命。面對如此嚴(yán)峻的形勢，國際直接投資成為中國獲取發(fā)達(dá)國家和先進(jìn)地區(qū)高新技術(shù)的主要途徑。因此，分析國際直接投資與高新技術(shù)企業(yè)自主創(chuàng)新關(guān)系，從而更好地發(fā)揮國際直接投資的作用，對促進(jìn)我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展至關(guān)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(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系進(jìn)行分析，認(rèn)為在經(jīng)濟(jì)全球化的背景下，國際直接投資可促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，有利于創(chuàng)造高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展環(huán)境，進(jìn)而促進(jìn)高新技術(shù)自主創(chuàng)新。章志華和孫林通過構(gòu)建動(dòng)態(tài)空間面板模型，分析了我國2003～2019年30個(gè)?。▍^(qū)、市）雙向國際直接投資協(xié)調(diào)發(fā)展和綠色創(chuàng)新效率的關(guān)系，認(rèn)為雙向國際直接投資顯著促進(jìn)了兩階段綠色創(chuàng)新效率，而綠色創(chuàng)新效率是高新技術(shù)企業(yè)自主創(chuàng)新的關(guān)鍵。因此利用雙向國際直接投資，有利于促進(jìn)高新技術(shù)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(shí)證分析了高新技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與國際直接投資的相互關(guān)系，發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新效率越高的高新技術(shù)企業(yè)，越容易吸引國際直接投資，且更能實(shí)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(shù)產(chǎn)業(yè)海洋生物制藥業(yè)為研究對象，通過分析對外開放經(jīng)濟(jì)下該高新技術(shù)企業(yè)的特點(diǎn)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(guān)系。研究認(rèn)為，開發(fā)海洋生物制藥業(yè)核心技術(shù)，有利于吸引國際直接投資，而國際直接投資可正向促進(jìn)海洋生物制藥業(yè)核心技術(shù)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(diào)節(jié)：張秀峰等以2008～2018年我國52個(gè)高新區(qū)為研究對象，實(shí)證分析了國際直接投資數(shù)量和質(zhì)量與高新區(qū)創(chuàng)新績效的關(guān)系，認(rèn)為國際直接投資數(shù)量和質(zhì)量直接影響了高新區(qū)創(chuàng)新績效，且起到正向促進(jìn)作用：鄒志明等認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制在國際直接投資對技術(shù)創(chuàng)新的影響中發(fā)揮著調(diào)節(jié)作用，提高國際直接投資質(zhì)量有利于促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

基于上述研究可知，大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為國際直接投資可促進(jìn)高新技術(shù)等技術(shù)創(chuàng)新，但研究大多停留在現(xiàn)狀分析和理論分析，而實(shí)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(shù)企業(yè)自主創(chuàng)新的關(guān)系，本文以2010～2022年我國電子及通信設(shè)備制造業(yè)面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，就國際直接投資與高新技術(shù)企業(yè)自主創(chuàng)新的關(guān)系展開研究。

1變量選取與模型構(gòu)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(biāo)。

（2）自變量：國際直接投資（F）。國際直接投資為企業(yè)Ramp;D經(jīng)費(fèi)內(nèi)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(shù)企業(yè)的自主創(chuàng)新能力密切相關(guān)，為高新技術(shù)企業(yè)的科技水平提高和生產(chǎn)率提升奠定了基礎(chǔ)。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(shí)當(dāng)量進(jìn)行衡量。

（4）控制變量：企業(yè)規(guī)模（E）、研發(fā)勞務(wù)費(fèi)、技術(shù)投入資金、國家研發(fā)補(bǔ)貼（G）、市場經(jīng)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(chǎn)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(jìn)行衡量：研發(fā)勞務(wù)費(fèi)是企業(yè)研發(fā)的直接費(fèi)用，技術(shù)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(bǔ)貼直接影響了企業(yè)自主創(chuàng)新：市場經(jīng)營狀況反映了企業(yè)經(jīng)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(gè)指標(biāo)作為控制變量，并分別通過Ramp;D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出的研發(fā)人員報(bào)酬、引進(jìn)技術(shù)經(jīng)費(fèi)支出、Ramp;D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出的政府資金、主營業(yè)務(wù)收入、新產(chǎn)品出口額進(jìn)行衡量。

各變量解釋說明見表1所示。

1.2計(jì)量模型構(gòu)建

基于上述選取的變量，構(gòu)建計(jì)量模型，具體如式（2）：年份；，表示電子及通信設(shè)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(wù)費(fèi)；T表示技術(shù)投入資金：G表示國家研發(fā)補(bǔ)貼；P表示市場經(jīng)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(jì)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(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；k1、k2表示雙重門限估計(jì)值。

2實(shí)證分析

2.1研究對象與數(shù)據(jù)說明

本文實(shí)證面板數(shù)據(jù)來自2010～2022年《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)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(shí)證分析結(jié)果的影響，以缺失數(shù)據(jù)對應(yīng)的上一年和下一年的平均數(shù)據(jù)填充。

2.2結(jié)果與分析

2.2.1描述性統(tǒng)計(jì)

為分析所選取的變量客觀規(guī)律，本文對所有選取變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)，結(jié)果如表2所示。由表2可知，在因變量方面，電子及通信設(shè)備制造業(yè)的自主創(chuàng)新最大值為10.32，最小值6.47，標(biāo)準(zhǔn)差為1.36，均值為9.88，說明不同時(shí)間下電子及通信設(shè)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(biāo)準(zhǔn)差為0.64，均值為13.01，說明不同時(shí)間電子及通信設(shè)備制造業(yè)的國際直接投資水平差異較小；在門限變量方面，研發(fā)人力資本的最大值為11.33，最小值9.22，標(biāo)準(zhǔn)差為0.88，均值為10.02，說明不同時(shí)間電子及通信設(shè)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(wù)費(fèi)、技術(shù)投入資金、國家研發(fā)補(bǔ)貼、市場經(jīng)營狀況、對外開放水平的標(biāo)準(zhǔn)差較小，且最大值與最小值差異較小，說明不同時(shí)間電子及通信設(shè)備制造業(yè)的企業(yè)規(guī)模、研發(fā)勞務(wù)費(fèi)、技術(shù)投入資金、國家研發(fā)補(bǔ)貼、市場經(jīng)營狀況、對外開放水平差異較小。

2.2.2相關(guān)性分析

為分析變量之間的相關(guān)性，對所有變量進(jìn)行相關(guān)性分析，結(jié)果如表3所示。由表3可知，除控制變量中技術(shù)投入資金對電子及通信設(shè)備制造業(yè)的自主創(chuàng)新為負(fù)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(shè)備制造業(yè)的自主創(chuàng)新產(chǎn)生正向促進(jìn)作用，且均在1%顯著性水平下顯著。其中，技術(shù)投入資金與電子及通信設(shè)備制造業(yè)自主創(chuàng)新的相關(guān)系數(shù)為負(fù)，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(shè)備制造業(yè)自主創(chuàng)新的相關(guān)系數(shù)最大，說明國際直接投資對電子及通信設(shè)備制造業(yè)的自主創(chuàng)新促進(jìn)作用最強(qiáng)，其次為國家研發(fā)補(bǔ)貼。

2.2.3單位根檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)中是否存在單位根，避免回歸結(jié)果出現(xiàn)“偽回歸”，對所有面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)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(yàn)和PP-Fisher檢驗(yàn)結(jié)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(yàn)，面板數(shù)據(jù)中不存在單位根，不會導(dǎo)致回歸結(jié)果出現(xiàn)“偽回歸”。

2.2.4協(xié)整性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)所選取的變量是否具有長期穩(wěn)定性，采用Johanse協(xié)整檢驗(yàn)方法對所有變量進(jìn)行了協(xié)整性檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示。由表5可知，電子及通信設(shè)備制造業(yè)除與控制變量中研發(fā)勞務(wù)費(fèi)之間存在一對協(xié)整關(guān)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(guān)系，且均在1%顯著性水平下顯著。

2.2.5線性回歸檢驗(yàn)

基于Stata回歸軟件和式（2）計(jì)量模型，采用隨機(jī)效應(yīng)回歸模型和固定效應(yīng)回歸模型對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行線性回歸分析，并使用豪斯曼檢驗(yàn)對回歸分析結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表6。由表6可知，Prob

2.2.6非線性回歸檢驗(yàn)

為分析國際直接投資與電子及通信設(shè)備制造業(yè)自主創(chuàng)新之間是否存在非線性關(guān)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(yàn)。表7為單一門限和雙重門限檢驗(yàn)結(jié)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(yàn)，P值均為0，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量分別達(dá)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(shè)備制造業(yè)自主創(chuàng)新之間存在雙重門限效應(yīng)。

基于表7對門限值和置信區(qū)間分析，結(jié)果見表8，可知單一門限和雙重門限在95%置信區(qū)間內(nèi)的估計(jì)值分別為11.364和11.796，對應(yīng)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(shè)備制造業(yè)的自主創(chuàng)新之間存在非線性關(guān)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(jié)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(shè)備制造業(yè)的自主創(chuàng)新之間存在非線性關(guān)系，且在不同門限區(qū)間內(nèi)，呈現(xiàn)的關(guān)系不同，整體可分為3個(gè)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(gè)區(qū)間內(nèi)均在5%顯著性水平下顯著。當(dāng)門限值小于11.364時(shí)，溢出系數(shù)為2.24，此時(shí)國際直接投資對電子及通信設(shè)備制造業(yè)的自主創(chuàng)新溢出效果最強(qiáng)：當(dāng)門限值大于11.796時(shí)，溢出系數(shù)為2.03．此時(shí)國際直接投資對電子及通信設(shè)備制造業(yè)的自主創(chuàng)新溢出效果較強(qiáng)，但低于第一區(qū)間內(nèi)的溢出效果；當(dāng)門限值介于11.364和11.796之間時(shí)，溢出系數(shù)為1.86，此時(shí)國際直接投資對電子及通信設(shè)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(shè)備制造業(yè)的自主創(chuàng)新具有正向促進(jìn)作用，且隨著門限值的增大，這種促進(jìn)作用表現(xiàn)出先下降后上升的特點(diǎn)，說明研發(fā)人力資本過高可能產(chǎn)生擠出效應(yīng)。因此，設(shè)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(shè)備制造業(yè)的自主創(chuàng)新促進(jìn)作用。

2.2.7穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)上述結(jié)果的穩(wěn)健性，采用電子及通信設(shè)備制造業(yè)的新產(chǎn)品銷售收入替代電子及通信設(shè)備制造業(yè)的有效發(fā)明專利申請量作為因變量，并進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表10所示。由表可知，將電子及通信設(shè)備制造業(yè)的新產(chǎn)品銷售收入替代電子及通信設(shè)備制造業(yè)的有效發(fā)明專利申請量作為因變量時(shí)，國際直接投資與電子及通信設(shè)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(jìn)電子及通信設(shè)備制造業(yè)自主創(chuàng)新，與上述結(jié)果一致，通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2.2.8內(nèi)生性檢驗(yàn)

為分析國際直接投資與電子及通信設(shè)備制造業(yè)自主創(chuàng)新之間是否存在內(nèi)生性問題導(dǎo)致的解釋錯(cuò)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(nèi)生性檢驗(yàn)，結(jié)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(shí)，其回歸結(jié)果與線性回歸結(jié)果一致，說明國際直接投資與電子及通信設(shè)備制造業(yè)自主創(chuàng)新之間不存在內(nèi)生性問題，即國際直接投資正向促進(jìn)電子及通信設(shè)備制造業(yè)自主創(chuàng)新結(jié)論成立。

3結(jié)論與對策

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

（1）不同時(shí)間下電子及通信設(shè)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(wù)費(fèi)、技術(shù)投入資金、國家研發(fā)補(bǔ)貼、市場經(jīng)營狀況、對外開放水平的差異較小。

（2）引進(jìn)支出水平反向抑制電子及通信設(shè)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(wù)費(fèi)、國家研發(fā)補(bǔ)貼、市場經(jīng)營狀況、對外開放水平正向促進(jìn)電子及通信設(shè)備制造業(yè)的自主創(chuàng)新，其中國際直接投資的促進(jìn)作用最強(qiáng)。

（3）電子及通信設(shè)備制造業(yè)除與控制變量中研發(fā)勞務(wù)費(fèi)之間存在一對協(xié)整關(guān)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(guān)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(jìn)電子及通信設(shè)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(jìn)作用表現(xiàn)出先下降后上升的特點(diǎn)。因此設(shè)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(shè)備制造業(yè)的自主創(chuàng)新促進(jìn)作用。

結(jié)合上述結(jié)論，認(rèn)為我國電子及通信設(shè)備制造業(yè)在面臨國際嚴(yán)峻制裁的背景下，仍應(yīng)進(jìn)一步發(fā)揮國際直接投資對高新技術(shù)企業(yè)中電子及通信設(shè)備制造業(yè)的正向促進(jìn)作用，建議從以下方面改善國際投資環(huán)境：

（1）進(jìn)一步優(yōu)化國內(nèi)投資環(huán)境。實(shí)證分析結(jié)果表明，國際直接投資能夠促進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)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(chǔ)。雖然目前我國在電子及通訊行業(yè)面臨嚴(yán)峻的國際制裁，但要加快高新技術(shù)的創(chuàng)新能力，還是應(yīng)該加大對外開放，優(yōu)化國內(nèi)投資環(huán)境，以此更多的吸引國外資本，從而更好的促進(jìn)電子及通信制造業(yè)的技術(shù)發(fā)展。

（2）進(jìn)一步加大研發(fā)費(fèi)用投入，引進(jìn)高層次人才?？蒲腥瞬攀歉咝录夹g(shù)企業(yè)發(fā)展的重要?jiǎng)恿?，也是產(chǎn)業(yè)發(fā)展的根本。進(jìn)一步加大對研發(fā)費(fèi)用的投入比例，進(jìn)一步健全科研人員引進(jìn)政策及相關(guān)保障，引進(jìn)更多高層次人才投身國內(nèi)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

（3）進(jìn)一步加快電子及通信制造業(yè)等高新技術(shù)企業(yè)的對外開放。在經(jīng)濟(jì)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(jìn)而間接影響了高新技術(shù)企業(yè)的自主創(chuàng)新。因此促進(jìn)行業(yè)對外開放，有利于本土高新技術(shù)企業(yè)占據(jù)國際市場份額，避免外資企業(yè)的壟斷，進(jìn)而吸引國際直接投資。對于政府部門而言，應(yīng)輔助高新技術(shù)企業(yè)加快對外開放，同時(shí)對企業(yè)對外開放程度進(jìn)行監(jiān)督，避免出現(xiàn)高新技術(shù)企業(yè)開放程度與實(shí)際能力不匹配的問題；對于高新技術(shù)企業(yè)而言，可充分發(fā)揮技術(shù)優(yōu)勢，提高國際競爭力，進(jìn)一步推動(dòng)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(dòng)力，提高高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。