雙向FDI與區域創新能力的關系研究

閆寒

摘 要：本文基于2008年-2018年中國省際面板數據，引入區域金融發展為門限變量，構建非線性門檻回歸模型，探討雙向FDI與區域創新能力的非線性關系。研究發現FDI和OFDI對我國各區域的創新能力存在明顯的門檻效應，門限變量為區域金融發展。僅當金融發展水平超過門檻值時，FDI與OFDI對區域創新能力提升的效果才更加顯著。未來，我國應全力提高金融發展水平，在“引進來”與“走出去”并重的政策基礎上更有力地推動區域創新能力的發展。

關鍵詞：雙向FDI;區域創新能力;區域金融發展;非線性面板門限模型

一、引言

創新發展是引領發展的第一動力。技術進步推動創新發展，而技術進步則主要來源于國內自主研發和國際技術外溢兩大途徑。隨著各國國界逐漸消失，全球政治、經濟等趨于一體化，FDI與OFDI對技術進步的激勵作用愈加明顯。因此，充分借助FDI與OFDI的逆向技術外溢，對提升國家創新能力的價值不言而喻。

雙向FDI作用于創新能力的過程中受到諸多因素的影響，區域金融發展水平便是關鍵影響因素之一。以往學者在研究雙向FDI與創新能力的關系時，往往忽略了地域異質性因素的影響，例如地域金融發展水平等，隨著地域金融發展水平的改變，雙向FDI與創新能力之間可能產生非線性關系，如果忽視這一點，可能導致研究結論出現偏差。因此，本文將區域金融發展作為門檻變量，構建門限回歸模型，探討區域金融發展在雙向FDI影響創新能力的過程中發揮的效應。

本文利用2008年-2018年中國省際面板數據，從區域金融發展的角度出發，在非線性門檻回歸的模型中分析雙向FDI與區域創新能力的關系。研究結果發現：第一，雙向FDI與區域創新能力之間為非線性關系，表現為區域金融發展的門限效應;第二，只有在區域金融發展水平超過門限值的情況下，雙向FDI才顯著積極促進區域創新能力的提高。

本文的突破點在于：第一，以往大部分學者從FDI或OFDI單一角度出發研究對創新能力的效用，然而隨著我國“引進來”與“走出去”雙輪驅動戰略的不斷推進，雙向FDI都可能成為技術溢出的主要途徑。基于此，本文同時引入FDI與OFDI作為研究對象，豐富了現有的研究。第二，本文基于區域金融發展視角，探討雙向FDI與創新能力的非線性關系，實證檢驗了雙向FDI對創新能力的門檻效應。

二、文獻綜述

國內外現有文獻主要圍繞三個方面：第一，分析FDI對創新能力的影響。符淼（2009）基于面板數據開展研究，結果表明FDI同時存在技術溢出效應和技術擠出效應，但前者更加顯著，即在正向促進創新能力提高方面效果顯著。李政等（2017）通過構建空間面板計量模型證明了FDI對創新效率存在正向效應，且效用值存在地區異質性。唐宜紅等（2018）探討了以服務行業為對象，研究FDI的創新效應，結果顯示FDI的競爭效應和學習效應極大推動了東道國服務企業的創新發展。然而，也有些研究結論指出FDI對創新能力的提高和創新效率的提升無益。國外學者Ruane&Ugur（2005）和Lee（2006）等都得出了類似的研究結果。第二，分析OFDI對創新能力的影響。夏京文等（2014）以市場化水平為門檻變量，證實了OFDI的國際技術溢出，且隨著市場化水平不斷提升，OFDI更加顯著地激勵全要素生產率的提升。李娟等（2017）研究指出，OFDI的技術溢出對于中國各省份的自主創新能力的提高具有積極作用，并且OFDI促進技術進步進而推動創新能力提高的途徑主要是自主研發資本和人力資本方面的投入。楊世迪和劉亞軍（2021）的研究發現，OFDI顯著提高了區域綠色技術研發效率和綠色成果轉化效率，并且對后者的促進作用更加明顯。Kogut&Chang（1991）在文章中指出，美國的研發支出密集型產業是日本對外投資的主要對象，投資目的在于學習吸收美國先進的技術。同樣，也有部分學者認為OFDI抑制了創新。尹東東和張建清（2016）基于吸收能力的角度，運用GMM法進行估計，發現我國OFDI并沒有體現出積極的逆向技術溢出效應。Hong等（2019）研究表明，OFDI對新興市場國家的創新績效起著阻礙作用，主要原因是OFDI的目的在于尋求資源和市場，這就導致母國投資的減少，進而影響母國創新績效的提高。第三，分析影響雙向FDI創新效應的有關因素。研究發現，經濟發展、金融發展、研發強度、技術差距、對外開放水平、基礎設施建設和人力資本、（李梅和柳士昌，2012;謝建國和吳國鋒，2014）、吸收能力（何興強，2014）等都是重要影響因素。

基于上述分析，可以看出以往國內外學者大多研究FDI或OFDI對創新的影響，并未將二者納入同一分析框架中，對影響因素的考慮也相對匱乏。雙向FDI的技術溢出效應應該放在同一框架下分析，并引入區域金融發展差異等區域異質性因素的影響，如此才能更加系統全面地理解我國“引進來”和“走出去”雙輪驅動的重大國家戰略的價值。

三、模型設計與指標說明

1.模型設計

門限效應是指在經濟系統中，當一個變量的取值達到一定數值后，導致另一個變量突然轉向其他發展方向的現象（結構突變），該數值稱為門限值。本文將區域金融發展作為門限變量，通過構建非線性面板門限回歸模型研究雙向FDI與區域創新能力之間的關系，模型設計如下：

上述方程（1） 和（2） 分別為以fdi和ofdi為自變量的分析其對創新影響的基于區域金融發展的門限回歸方程。式（1） 和（2） 中，inv代表區域創新能力，fdi代表外商直接投資，ofdi代表對外直接投資，open代表開放水平，RTI代表科技投入程度，hum代表人力資本，urb代表城鎮化水平，i代表地區，t代表年份，γ代表需估計的門檻值，εit代表隨機誤差項，μi代表各省份截面數據不隨時間變化的個體效應，I（·）為示性函數。

首先，假設β1=β2，即驗證門限效應是否存在，若假設得到證實，則門限效應不存在。當存在顯著的門限效應時，Hansen（1999）又通過似然比統計量LR（γ）的構建，計算門限值γ的置信區間，LR檢驗還可以進一步檢驗γ的真實性，即驗證門限估計值是否與真實值相等。

在單一門限效應存在的情況下，Hansen（1999）還能夠進行多重門限檢驗。例如，雙重門限即指將樣本數據分為三組，以fdi為自變量的雙重門限回歸模型的方程表示如下，以此類推可得到以ofdi為自變量的方程，在此不做過多贅述。

2.指標說明

本文使用2008年-2018年中國省際面板數據，由于西藏和港澳臺地區數據殘缺嚴重，因此本文最終使用中國30個省份的數據。相關指標設定如下：

（1） 因變量：區域創新能力（inv）。中國科技發展戰略研究小組公布的《中國區域創新能力報告》從創新績效、創新環境以及研發投入等多維度測量創新能力，此報告更加具有系統性和科學性。因此，本文使用該報告中的各區域的綜合指標表示區域創新能力。

（2） 自變量：對外直接投資（ofdi）和外商直接投資（fdi）。本文使用對外直接投資存量表示對外直接投資，實際利用外資額表示外商直接投資。

（3） 門限變量：區域金融發展（fin）。本文使用各省份全部金融機構貸款余額與存款余額之和與同期GDP的比值表示。

（4） 控制變量：

①開放水平（open）。本文使用各省份歷年的進出口總額與同期GDP的比值表示。

②科技投入程度（RTI）。本文使用各省份歷年財政支出中科學技術部分投入所占的比重。

③人力資本（hum）。本文使用文獻中較為常見的測量方法，以各地區平均受教育年限表示hum，具體計算公式如下：

方程式（4） 中，prim、jun、high和uni依次表示小學、初中、高中和大專及以上接受教育程度的居民占6歲及以上人口的比重。

④城鎮化水平（urb）。城鎮化水平是反映地區經濟發展程度的主要指標之一。本文使用各省份城鎮人口數量與總人口的比值表示。

3.數據來源

本文所使用的數據來自歷年的《中國區域創新能力報告》、《中國對外直接投資統計公報》、《中國統計年鑒》以及各省份統計年鑒。

四、實證結果與分析

1.門限值估計

首先，檢驗門限效應是否存在。從表1可知，無論模型的自變量為lnfdi還是lnofdi，都存在對區域金融發展的門限效應。當自變量為lnfdi時，單一門限效應在1%的水平下顯著，但雙重門限效應并未通過顯著性檢驗;當自變量為lnofdi時，單一門限效應在10%的水平下顯著，但雙重門限效應同樣未通過顯著性檢驗。因此，后文使用單一門限模型進行分析。門限效應具有顯著性，表明雙向FDI對我國區域創新能力的影響存在以區域金融發展為門限變量的單一門限效應。

其次，進一步對門限值的置信區間進行計算，結果如表2所示。以自變量為lnfdi為例，門限估計值為0.7221。

2.參數估計與結果分析

驗證了門限效應的存在以及估計了門限值后，即可對模型的參數進行估計。以lnfdi為例，表2展現了以lnfdi為自變量、以區域金融發展為門限變量的模型回歸后的參數估計結果。從表2可知，FDI與創新能力之間存在非線性關系，具體表現為以區域金融發展為基礎的單一門限效應。當區域金融發展水平低于0.7221時，FDI的系數為0.012，但未通過顯著性檢驗，說明此時FDI雖然正向激勵區域創新能力，但效果并不顯著。當區域金融發展水平超越0.7221時，FDI的系數為0.058，并且在5%水平下顯著，說明FDI對區域創新能力的提高具有明顯的正向促進作用。這意味著，區域金融發展水平越高越有利于FDI創新效應的發揮。原因可能在于地區金融發展程度越高，企業投融資、技術和產品研發以及人力資本培育越易于進行，越有利于吸引更多的外資企業投資建廠經營。

五、結論與未來展望

本文構建的模型結果表明，雙向FDI與區域創新能力之間存在非線性關系，具體表現為以區域金融發展為基礎的門限效應。即雙向FDI對創新能力的提高均具有正向的促進作用，但這一激勵效果在區域金融發展水平較高的地區才更加顯著。

結合上述研究結論，本文提出如下建設性意見：第一，基于FDI的視角，我國大部分省份的金融發展處于較低水平，不利于FDI通過技術擴散推動創新能力發展的作用。因此，各地政府在引進外資時，應出臺一系列的政策扶持金融發展，在金融市場得到良好發展的基礎上結合高質量外資，以便更有力地促進創新能力的提高。第二，基于OFDI的視角，我國大部分省份的金融市場環境制約了OFDI的逆向技術擴散。因此，在走出國門的步伐加快的情況下，各地政府應采取相應措施，例如全面深化金融體制改革，尤其是供給側改革，完善資本市場的運作等，促進OFDI逆向技術擴散和吸收，進一步推動創新能力的發展。

參考文獻：

[1]符淼.外商直接投資技術溢出效應的空間計量分析[J].廣州：國際經貿探索，2009，（4）.

[2]李政，楊思瑩，何彬.FDI抑制還是提升了中國區域創新效率——基于省際空間面板模型的分析[J].經濟管理，2017，39（04）：6-19.

[3]唐宜紅，俞峰，王曉燕.中國服務企業是否從服務業 FDI 中獲取創新——來自第二次經濟普查和專利微觀數據的經驗證據[J].北京師范大學學報（社會科學版），2018（3）：130-143.

[4]Ruane F，Ugur A.Foreign Direct Investment and Productivity Spillovers in Irish Manufacturing Industry：Evidence From Plant Level Panel Data[J].International Journal of The Economics of Business，2005（12）：53-66.

[5]Lee G.The Effectiveness of International Knowledge Spillover Channels[J].European Economic Review，2006（50）：2075-2088.

[6]夏京文，李景清.經濟市場化對中國對外直接投資逆向技術溢出的影響——基于中國省際面板數據的門檻回歸分析[J].技術經濟，2014，33（09）：17-24.

[7]李娟，唐珮菡，萬璐，龐有功.對外直接投資、逆向技術溢出與創新能力——基于省級面板數據的實證分析[J].世界經濟研究，2017，（04）：59-71.

[8]楊世迪，劉亞軍.中國對外直接投資能否提升區域綠色創新效率——基于知識產權保護視角[J].國際經貿探索，2021，37（02）：83-98.

[9]Kogut B，Chang S J..Technological capabilities and Japanese foreign direct investment in the United States[J].Review of Economics and Statistics，1991，73（3）：401-413.

[10]尹東東，張建清.我國對外直接投資逆向技術溢出效應研究——基于吸收能力視角的實證分析.國際貿易問題，2016（1）：109-120.

[11]Hong J，Zhou C，Wu Y，et al.Technology gap，reverse technology spillover and domestic innovation performance in outward foreign direct investment：evidence from China[J].China&World Economy，2019，27（2） ：1-23.

[12]李梅，柳士昌.對外直接投資逆向技術溢出的地區差異和門檻效應——基于中國省際面板數據的門檻回歸分析[J].管理世界，2012（1）：21-32 +66.

[13]謝建國，吳國鋒.FDI 技術溢出的門檻效應——基于 1992-2012年中國省際面板數據的研究[J].世界經濟研究，2014（11）：74-79+89.

[14]何興強，歐燕，史衛，等.FDI技術溢出與中國吸收能力門檻研究[J].世界經濟，2014（10）：52-76.

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