FDI對城市創新能力的影響研究
——基于分位數回歸的實證分析

□ 陳朝陽 劉效含 孟繁倩 呂榮杰

(河北工業大學 經濟管理學院, 天津 300401)

一、引 言

創新作為推動國家、區域和城市社會經濟發展的核心“引擎”,已成為國家發展的首要戰略選擇。城市作為創新資源和要素的空間載體,積聚了大量的科技創新活動,是國家創新體系的重要組成部分[1]。中國各城市由于自然環境、社會文化和政策制度等方面的不同,城市創新能力具有明顯差異。以2018年城市科技創新能力為例,我國城市科技創新均值僅為0.169,變異系數大,低指數城市眾多?？萍紕撔掳l展較好的城市普遍集聚在東部,西部城市則發展水平低,進程緩慢(1)中國社科院與經濟日報社共同發布《中國城市競爭力第17次報告》。。為了發揮城市在國家創新體系建設中的重要作用,應著重分析影響城市創新能力的重要因素,釋放城市的創新活力。

新經濟增長理論指出技術進步和創新有兩個基本來源:一是國內自主研發(R&D);二是國外技術外溢,當前外商直接投資(FDI)是實現技術溢出的主要途徑[2]。根據聯合國貿發組織發布的《2019年世界投資報告》顯示,2018年中國吸引外資創歷史新高,達1 930億美元,占全球吸引外資總量的10%以上,全球排名僅次于美國。相較于國內資本而言,FDI不僅帶來了資金,還帶來了更先進的知識和技術。然而現有關于FDI是否提升東道國創新能力的研究,仍沒有定論。相關研究表明FDI會通過競爭效應、人員培訓與流動效應和前后向關聯效應等提升東道國創新能力。然而,隨著中國的技術水平逐漸接近國際前沿,來自發達國家的技術限制和防范日趨嚴重,靠引入外資實現技術進步變得不可持續[3]。而且FDI憑借競爭優勢,對東道國創新能力產生擠出效應,挫傷東道國的創新積極性,降低了城市創新能力。

在國家大力鼓勵和促進外商投資,推進更高水平對外開放的背景下,FDI對中國城市創新能力產生何種影響?在不同的城市創新能力下FDI起到何種作用,是否是一成不變的?現有關于FDI對創新能力影響的研究成果頗豐,但在影響城市創新能力的研究中,FDI僅作為一般控制變量納入分析,并沒有凸出FDI的重要性。因此,本文基于2006—2016年257個城市面板數據,考察了FDI對城市創新能力的影響。通過細化該主題的研究,以期為新時期的中國更好地制定城市創新規劃和引進外資政策提供一定的參考。

二、文獻綜述

迄今為止關于FDI影響創新能力的研究尚未得到一致結論,主要可分為以下三種觀點。

一是FDI對東道國創新能力具有促進作用。Wang和Wu[4]研究中國本土電子企業產品創新的區域FDI溢出效應,發現FDI顯著提升中國企業的技術創新。張宏元和李曉晨[5]利用以中國省際面板數據為研究樣本,發現FDI的流入會增加中國專利申請量,說明FDI對有利于提升中國自主創新能力具有積極影響。李政等[6]使用空間面板計量模型檢驗了FDI對區域創新效率的影響,研究發現從整體上來看,FDI對區域創新效率有顯著提升作用。分區域來看,FDI對中西部區域創新效率的提升作用要明顯強于東部地區。唐宜紅等[7]基于微觀的工業企業數據庫,考察了FDI對中國企業創新水平的影響,研究表明FDI通過行業間后向關聯促進企業創新水平的提升,而行業間前向關聯的溢出效應不明顯。

二是FDI對東道國創新能力具有抑制作用。成力為等[8]利用動態面板數據模型分析了不同質量的FDI對高技術產業創新效率的影響,研究發現無論是低技術數量擴張特征的FDI還是高技術知識密集型特征的FDI在短期內都不會對自主創新效率產生顯著正向影響。馬瑞超和張鵬[9]利用系統GMM廣義矩估計,分析了FDI、吸收能力與創新績效之間的關系。研究發現,吸收能力對創新績效具有創新效應和調節效應,但是FDI會抑制企業研發活動的“創新效應”和“調節效應”發揮,不利于提高自主創新能力。石大千和楊詠文[10]利用雙邊隨機前沿模型測算出FDI對企業創新既有溢出效應,也有擠出效應,但整體上表現為擠出效應。并且這一擠出效應在不同年份、地區和省份均未得到明顯改善,始終占據主導地位。張騫等[11]研究表明FDI不能顯著地提升我國的創新能力,相反,FDI還會抑制我國自主創新能力的提升。

三是FDI對東道國創新能力的影響需要全面分析,不能簡單地用促進或阻礙觀點來闡釋。Jude和Levieuge[12]研究表明高質量的制度能及時向外資企業傳遞信息,減少信息不對稱,確保FDI溢出效應發揮作用。羅軍[13]以人力資本為門檻變量實證分析了FDI對我國不同層次自主創新的影響,研究表明FDI對發明專利存在人力資本雙重門檻效應,對實用新型專利和外觀設計專利存在單一人力資本門檻效應,只有當人力資本大于門檻值時,FDI才會對不同層次的自主創新產生顯著正向影響。陳偉等[14]以對外貿易為門檻變量,通過非線性面板門檻模型并,實證考察了FDI對中國區域創新能力的影響。研究發現只有少數處于高對外貿易發展的區域,FDI對創新能力產生顯著促進作用。但是中國多數地區仍處于低對外貿易發展區域,FDI對區域創新能力具有不顯著的負向影響。曹勇等[15]實證分析了FDI溢出效應和制度質量對區域創新產出的影響,結果表明FDI溢出效應對區域創新產出有顯著的積極影響,但是制度質量對FDI溢出效應和區域創新產出間的關系產生負向調節作用。

綜上所述,無論是從宏觀還是微觀層面來看,由于變量設定、研究方法和樣本選擇的差異,有關FDI對創新能力影響的結論存在分歧?，F有分析多基于均值或總體層面,忽視了不同創新能力下FDI對城市創新能力的差異化影響。因此,本文運用分位數回歸的方法分析了在不同分位點上FDI對城市創新能力的邊際影響,以此反映FDI影響城市創新能力的整體特征。其結論對新時代背景下提升城市創新能力,實現區域的平衡發展具有重要借鑒意義。

三、研究設計

(一)模型構建

本文主要研究FDI對城市創新能力的影響,為此,首先設定如式(1)所示的回歸模型:

lninnoit=α0+α1FDIit+α2Xit+μcity+μyear+εit

(1)

其中,lninnoit表示城市創新能力,FDIit表示外商直接投資,Xit為控制變量集,μcity和μyear分別表示城市固定效應與時間固定效應,εit為隨機干擾項。

對式(1)進行估計,其結果僅給出了FDI對城市創新能力條件均值的影響,為進一步分析在不同城市創新能力條件下,FDI對城市創新能力的邊際影響,本文進一步構建了如式(2)所示的分位數回歸模型:

Quantτ(lninnoit)=β0+β1FDIit+β2Xit+μcity+μyear+εit

(2)

Quantτ(lninnoit)表示與分位點τ對應的分位數,β1表示τ分位點下FDI對城市創新能力的邊際影響。

(二)變量與數據

本文的被解釋變量是城市創新能力(lninno),選用《中國城市和產業創新能力報告》(2017)的城市創新指數來衡量。為了使數據分布更趨于平穩,避免異方差的影響,本文對城市創新指數進行對數轉換。

本文的核心解釋變量是FDI。用各城市實際利用外商直接投資額占GDP比重來衡量,其中外商直接投資額按照年均匯率折算成人民幣表示。

為防止其他變量影響城市創新能力,本文借鑒已有研究,將控制變量設定如下:(1) 經濟發展水平(pgdp)用地區生產總值表示;(2) 產業結構水平(industry)用第三產業產值占地區生產總值比重表示;(3) 金融發展水平(finance)用年末金融機構貸款余額占地區生產總值比重表示;(4) 信息化水平(internet),用國際互聯網使用戶數占地區總人口數表示;(5) 人力資本水平(human),本文借鑒袁子馨等[16]做法,構建人力資本綜合指數表示;(6) 科技創新投入(g_tec),選取各市地方財政支出中“科學技術支出”表示;(7) 人口規模(p_scal),用市轄區人口數衡量。

本文的數據來源于2007—2017年《中國城市統計年鑒》和《中國城市和產業創新能力報告》(2017)。為消除價格的影響,用GDP平減指數(以2006年為基期)對涉及到價格的變量進行平減處理;對經濟發展水平、科技創新投入和人口規模取對數,以降低異方差的影響;刪除了數據缺失較多的城市,對數據缺失較少的城市進行了填補,最后保留了257個城市的數據。描述性統計如表1所示。

表1 各變量描述性統計結果

四、實證結果與分析

(一)基準回歸

首先,本文選擇個體時點雙固定效應模型對式(1)回歸,結果如表2(1)所示。FDI在1%的置信水平下顯著抑制了城市創新能力。原因可能包括以下幾個方面:首先,囿于技術差距和吸收能力的限制,吸引的大多是技術含量較低的勞動密集型外資企業,所以FDI的技術溢出和擴散效應十分有限。其次,外商獨資化傾向不斷增強,據中國商務部公布的FDI數據顯示,至2017年,新批準設立的外商企業中,獨資企業比例達到75.8%,在實際使用外資金額上,獨資企業占比高達69.7%[17]。相比合資企業,外商獨資企業的技術保護降低了FDI技術外溢效應。最后,FDI帶來的競爭效應不僅對本土企業的技術創新具有“擠出效應”,降低了企業研發投入的積極性,而且外資企業通過提供優良的工作環境、優厚的薪水和待遇吸引了國內許多優秀人才,致使本土企業面臨人才和技術的雙重劣勢,弱化了自主創新能力。

表2 FDI對城市創新能力影響的回歸結果

從控制變量的結果來看,經濟發展水平對城市創新能力具有負向影響,但并不顯著。原因是當前主要依靠吸引外資和出口導向型的發展模式來拉動經濟高速增長。然而,外資企業的存在和本土制造業的加工貿易模式會在一定程度上使企業喪失創新動力,進而抑制了城市創新能力的提升[18]。人力資本在1%的置信水平下顯著提升了城市創新能力,這主要是因為城市創新能力提升的重要來源是高素質創新人才的積累,為城市帶來了新思想和新技術,營造了一個良好的城市創新氛圍。信息化水平的回歸系數為正且在1%的置信水平下顯著,原因是信息化發展促進了知識的積累和流通,加強了信息協作,促進了資源高效配置,進而提升了城市創新能力。產業結構水平在1%的置信水平下顯著提升了城市創新能力,產業結構水平的提高不僅吸引了眾多高技術產業的集聚,還為新知識和新技術的應用提供了更為廣闊的市場,創造了巨大的創新需求,促進了城市創新能力[19]。科技創新投入在10%的置信水平下顯著提升了城市創新能力,原因是政府通過引導更多的資金投向科技創新事業,促進了城市創新資源的積累,提高了自身對先進技術吸收轉換的能力,調動了城市創新主體的積極性。金融發展規模對城市創新能力的影響不顯著,因為研發創新活動具有風險高,周期長和不確定性程度高等特點,在融資過程中經常存在嚴重的信息不對稱問題,導致企業常因研發融資困難而被迫推遲創新,進而弱化了城市創新能力。人口規模的回歸系數為正且在1%的置信水平下顯著,原因是人口規模較大的城市不僅集聚了大量的高素質人才和創新資源,提供了良好的創新基礎和條件,而且創新需求也較大,從而拉動了城市創新能力的提升。

(二)分位數回歸

上述回歸結果描述了FDI影響城市創新能力的平均邊際效果。為了厘清不同創新能力下FDI對城市創新能力的邊際影響。主要選取了10%、25%、50%、75%和90%等5個分位點對式(2)進行分位數回歸,結果如表2的(2)～(6)列所示。在50%分位點以下,FDI對城市創新能力的回歸系數均在5%以上的置信水平下顯著為負,但在50%分位點上不顯著。在75%分位點以上,FDI對城市創新能力的回歸系數均為正,尤其是在90%分位點上FDI的回歸系數在5%的置信水平下顯著。從回歸系數的大小來看,當城市創新能力位于較低分位點時,隨著城市創新能力的提高,FDI的抑制作用逐漸增強。當城市創新能力進一步提高到較高分位點時,FDI的抑制作用逐漸減弱,進而轉化為促進作用。本文進一步繪制了不同分位點上FDI對城市創新能力邊際影響的圖示,具體如圖1所示。

圖1

圖1中,橫軸為分位點,縱軸為FDI的回歸系數。從圖中可以明顯看出,FDI對城市創新能力的抑制作用會隨著城市創新能力的提升表現出先加強,后減弱的“V”型變化特征。在中低分位點上(即在10%、25%分位點),FDI的抑制作用會隨著城市創新能力的提升而逐漸增強。原因可分為以下幾方面:首先，當城市創新能力較低時,與國外先進技術存在較大差距,缺乏足夠的技術學習和吸收能力,導致外資進入未必能夠產生創新效應。其次,創新能力較低的城市,引進的FDI質量不高,大多集中在勞動密集型行業,所以FDI的技術溢出效應有限。最后，在城市創新能力較低的地區,創新活動的規模較小,引進的FDI數量不多,FDI對城市創新能力的影響不明顯。隨著城市創新能力的不斷提升,創新活動的規模不斷加大,引進FDI的數量逐漸增多,FDI對城市創新能力的抑制作用逐漸顯現。在中高分位點上(即在50%、75%和90%分位點),FDI對城市創新能力抑制作用逐漸減弱,當城市創新能力提高到90%分位點時,FDI顯著促進了城市創新能力的提升。原因是當城市創新能力提高到一定程度后,促進了科技創新能力和人力資本的積累,增強了各城市對FDI技術溢出的吸收能力。而且城市創新能力的提高有利于吸引技術密集型、高附加值的FDI流入,提升了FDI對我國城市創新能力的溢出效應。

五、穩健性檢驗與內生性處理

為確?；鶞驶貧w結果的準確性,本文在原基準回歸模型的基礎上,主要采取以下三種方法進行穩健性檢驗:(1) 為了排除極端值對估計結果的影響,對所有變量的1%最大值和1%最小值進行縮尾處理,具體結果見表3(2)所示。(2) 替換核心解釋變量,采用“外商實際直接投資額”來表示,具體結果見表3(3)所示。(3) 考慮到北京,上海、天津和重慶四個直轄市在經濟規模和行政等級上的特殊性,本文將其從原樣本中予以剔除,具體結果見表3(4)所示。FDI對城市創新能力的顯著抑制作用并沒有因數據處理、改變核心解釋變量和變更樣本范圍而發生變化。因此,基準回歸中核心解釋變量的結果是穩健的。

為有效解決內生性問題,本研究參考了黃玖立和李坤望[20]的方法,使用城市所在地離海岸線距離作為工具變量對FDI溢出效應進行因果關系的鑒定。在兩階段最小二乘估計過程中,第一階段估計的F值大于Staiger和Stock[21]提出的臨界值(10),表明工具變量的有效性,并且回歸結果與前文基本一致，結果見表3(5)。但是工具變量回歸系數的絕對值明顯大于基準回歸,這也說明,在不考慮內生性的情況下,會低估FDI對城市創新能力的抑制作用。

表3 FDI對城市創新能力影響的穩健性檢驗結果

六、結論和對策建議

在經濟全球化與對外開放進一步深化的背景下,隨著各城市利用外資的程度和層次的加深,FDI已成為影響城市創新能力的重要因素。本文的研究以2006 —2016年257個城市面板數據為樣本,利用面板固定效應模型和面板分位數回歸模型,實證分析了FDI對城市創新能力的影響,并主要得出以下結論:(1)從個體時點雙固定效應模型的回歸結果來看,FDI顯著抑制了城市創新能力,不利于城市創新能力的提升;(2)分位數回歸結果表明,隨著分位點的提高,FDI對城市創新能力的抑制作用會表現出先加強后減弱的“V”型變化特征。而且在較高分位點上,FDI對城市創新能力具有顯著的促進作用。

基于上述結論,本文具有如下實踐啟示:(1)政府提高對創新部門的研發投入,注重對企業的研發創新進行金融扶持,鼓勵外資企業在當地設立總部和研發中心,促進外資企業與高校和科研機構開展基礎知識和共性研究,營造一個良好的科研環境,為城市創新奠定良好的知識與技術基礎。(2)政府加大對教育資源的投入,培養創新型人才,注重對創新人才的引進,為高素質人才提供戶籍、住房、醫療醫保、子女入學等服務。促進人力資本的積累,提高自身對先進技術吸收轉換的能力,縮小與發達國家間的技術差距,充分發揮FDI技術溢出效應。(3)政府將高技術行業列入外商投資產業目錄,列明鼓勵和引導外國投資者投資的特定行業和領域。同時,加強對創新型企業知識產權的保護力度,激發企業創新的熱情和動力。推動建立知識產權快速協同保護機制,平等保護外國投資者和外商投資企業的知識產權。促進自主創新能力提升的同時,有利于吸引更多高質量外商投資的進入。(4)政府應加大與科技創新活動有關的基礎設施建設,建立健全外商投資服務體系,提升外商投資服務能力和水平。為技術含量高的外商投資企業的入駐提供一定的優惠待遇和便利條件,吸引更多擁有高技術和研發能力的外資企業投資。并且盡可能采用中外合資形式創辦企業,避免產生外資企業的壟斷性控制。□