FDI对城市创新能力的影响研究——基于分位数回归的实证分析

□ 陈朝阳 刘效含 孟繁倩 吕荣杰

(河北工业大学 经济管理学院, 天津 300401)

一、引 言

创新作为推动国家、区域和城市社会经济发展的核心“引擎”,已成为国家发展的首要战略选择。城市作为创新资源和要素的空间载体,积聚了大量的科技创新活动,是国家创新体系的重要组成部分[1]。中国各城市由于自然环境、社会文化和政策制度等方面的不同,城市创新能力具有明显差异。以2018年城市科技创新能力为例,我国城市科技创新均值仅为0.169,变异系数大,低指数城市众多。科技创新发展较好的城市普遍集聚在东部,西部城市则发展水平低,进程缓慢(1)中国社科院与经济日报社共同发布《中国城市竞争力第17次报告》。。为了发挥城市在国家创新体系建设中的重要作用,应着重分析影响城市创新能力的重要因素,释放城市的创新活力。

新经济增长理论指出技术进步和创新有两个基本来源:一是国内自主研发(R&D);二是国外技术外溢,当前外商直接投资(FDI)是实现技术溢出的主要途径[2]。根据联合国贸发组织发布的《2019年世界投资报告》显示,2018年中国吸引外资创历史新高,达1 930亿美元,占全球吸引外资总量的10%以上,全球排名仅次于美国。相较于国内资本而言,FDI不仅带来了资金,还带来了更先进的知识和技术。然而现有关于FDI是否提升东道国创新能力的研究,仍没有定论。相关研究表明FDI会通过竞争效应、人员培训与流动效应和前后向关联效应等提升东道国创新能力。然而,随着中国的技术水平逐渐接近国际前沿,来自发达国家的技术限制和防范日趋严重,靠引入外资实现技术进步变得不可持续[3]。而且FDI凭借竞争优势,对东道国创新能力产生挤出效应,挫伤东道国的创新积极性,降低了城市创新能力。

在国家大力鼓励和促进外商投资,推进更高水平对外开放的背景下,FDI对中国城市创新能力产生何种影响?在不同的城市创新能力下FDI起到何种作用,是否是一成不变的?现有关于FDI对创新能力影响的研究成果颇丰,但在影响城市创新能力的研究中,FDI仅作为一般控制变量纳入分析,并没有凸出FDI的重要性。因此,本文基于2006—2016年257个城市面板数据,考察了FDI对城市创新能力的影响。通过细化该主题的研究,以期为新时期的中国更好地制定城市创新规划和引进外资政策提供一定的参考。

二、文献综述

迄今为止关于FDI影响创新能力的研究尚未得到一致结论,主要可分为以下三种观点。

一是FDI对东道国创新能力具有促进作用。Wang和Wu[4]研究中国本土电子企业产品创新的区域FDI溢出效应,发现FDI显著提升中国企业的技术创新。张宏元和李晓晨[5]利用以中国省际面板数据为研究样本,发现FDI的流入会增加中国专利申请量,说明FDI对有利于提升中国自主创新能力具有积极影响。李政等[6]使用空间面板计量模型检验了FDI对区域创新效率的影响,研究发现从整体上来看,FDI对区域创新效率有显著提升作用。分区域来看,FDI对中西部区域创新效率的提升作用要明显强于东部地区。唐宜红等[7]基于微观的工业企业数据库,考察了FDI对中国企业创新水平的影响,研究表明FDI通过行业间后向关联促进企业创新水平的提升,而行业间前向关联的溢出效应不明显。

二是FDI对东道国创新能力具有抑制作用。成力为等[8]利用动态面板数据模型分析了不同质量的FDI对高技术产业创新效率的影响,研究发现无论是低技术数量扩张特征的FDI还是高技术知识密集型特征的FDI在短期内都不会对自主创新效率产生显著正向影响。马瑞超和张鹏[9]利用系统GMM广义矩估计,分析了FDI、吸收能力与创新绩效之间的关系。研究发现,吸收能力对创新绩效具有创新效应和调节效应,但是FDI会抑制企业研发活动的“创新效应”和“调节效应”发挥,不利于提高自主创新能力。石大千和杨咏文[10]利用双边随机前沿模型测算出FDI对企业创新既有溢出效应,也有挤出效应,但整体上表现为挤出效应。并且这一挤出效应在不同年份、地区和省份均未得到明显改善,始终占据主导地位。张骞等[11]研究表明FDI不能显著地提升我国的创新能力,相反,FDI还会抑制我国自主创新能力的提升。

三是FDI对东道国创新能力的影响需要全面分析,不能简单地用促进或阻碍观点来阐释。Jude和Levieuge[12]研究表明高质量的制度能及时向外资企业传递信息,减少信息不对称,确保FDI溢出效应发挥作用。罗军[13]以人力资本为门槛变量实证分析了FDI对我国不同层次自主创新的影响,研究表明FDI对发明专利存在人力资本双重门槛效应,对实用新型专利和外观设计专利存在单一人力资本门槛效应,只有当人力资本大于门槛值时,FDI才会对不同层次的自主创新产生显著正向影响。陈伟等[14]以对外贸易为门槛变量,通过非线性面板门槛模型并,实证考察了FDI对中国区域创新能力的影响。研究发现只有少数处于高对外贸易发展的区域,FDI对创新能力产生显著促进作用。但是中国多数地区仍处于低对外贸易发展区域,FDI对区域创新能力具有不显著的负向影响。曹勇等[15]实证分析了FDI溢出效应和制度质量对区域创新产出的影响,结果表明FDI溢出效应对区域创新产出有显著的积极影响,但是制度质量对FDI溢出效应和区域创新产出间的关系产生负向调节作用。

综上所述,无论是从宏观还是微观层面来看,由于变量设定、研究方法和样本选择的差异,有关FDI对创新能力影响的结论存在分歧。现有分析多基于均值或总体层面,忽视了不同创新能力下FDI对城市创新能力的差异化影响。因此,本文运用分位数回归的方法分析了在不同分位点上FDI对城市创新能力的边际影响,以此反映FDI影响城市创新能力的整体特征。其结论对新时代背景下提升城市创新能力,实现区域的平衡发展具有重要借鉴意义。

三、研究设计

(一)模型构建

本文主要研究FDI对城市创新能力的影响,为此,首先设定如式(1)所示的回归模型:

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

(1)

其中,lninnoit表示城市创新能力,FDIit表示外商直接投资,Xit为控制变量集,μcity和μyear分别表示城市固定效应与时间固定效应,εit为随机干扰项。

对式(1)进行估计,其结果仅给出了FDI对城市创新能力条件均值的影响,为进一步分析在不同城市创新能力条件下,FDI对城市创新能力的边际影响,本文进一步构建了如式(2)所示的分位数回归模型:

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

(2)

Quantτ(lninnoit)表示与分位点τ对应的分位数,β1表示τ分位点下FDI对城市创新能力的边际影响。

(二)变量与数据

本文的被解释变量是城市创新能力(lninno),选用《中国城市和产业创新能力报告》(2017)的城市创新指数来衡量。为了使数据分布更趋于平稳,避免异方差的影响,本文对城市创新指数进行对数转换。

本文的核心解释变量是FDI。用各城市实际利用外商直接投资额占GDP比重来衡量,其中外商直接投资额按照年均汇率折算成人民币表示。

为防止其他变量影响城市创新能力,本文借鉴已有研究,将控制变量设定如下:(1) 经济发展水平(pgdp)用地区生产总值表示;(2) 产业结构水平(industry)用第三产业产值占地区生产总值比重表示;(3) 金融发展水平(finance)用年末金融机构贷款余额占地区生产总值比重表示;(4) 信息化水平(internet),用国际互联网使用户数占地区总人口数表示;(5) 人力资本水平(human),本文借鉴袁子馨等[16]做法,构建人力资本综合指数表示;(6) 科技创新投入(g_tec),选取各市地方财政支出中“科学技术支出”表示;(7) 人口规模(p_scal),用市辖区人口数衡量。

本文的数据来源于2007—2017年《中国城市统计年鉴》和《中国城市和产业创新能力报告》(2017)。为消除价格的影响,用GDP平减指数(以2006年为基期)对涉及到价格的变量进行平减处理;对经济发展水平、科技创新投入和人口规模取对数,以降低异方差的影响;删除了数据缺失较多的城市,对数据缺失较少的城市进行了填补,最后保留了257个城市的数据。描述性统计如表1所示。

表1 各变量描述性统计结果

四、实证结果与分析

(一)基准回归

首先,本文选择个体时点双固定效应模型对式(1)回归,结果如表2(1)所示。FDI在1%的置信水平下显著抑制了城市创新能力。原因可能包括以下几个方面:首先,囿于技术差距和吸收能力的限制,吸引的大多是技术含量较低的劳动密集型外资企业,所以FDI的技术溢出和扩散效应十分有限。其次,外商独资化倾向不断增强,据中国商务部公布的FDI数据显示,至2017年,新批准设立的外商企业中,独资企业比例达到75.8%,在实际使用外资金额上,独资企业占比高达69.7%[17]。相比合资企业,外商独资企业的技术保护降低了FDI技术外溢效应。最后,FDI带来的竞争效应不仅对本土企业的技术创新具有“挤出效应”,降低了企业研发投入的积极性,而且外资企业通过提供优良的工作环境、优厚的薪水和待遇吸引了国内许多优秀人才,致使本土企业面临人才和技术的双重劣势,弱化了自主创新能力。

表2 FDI对城市创新能力影响的回归结果

从控制变量的结果来看,经济发展水平对城市创新能力具有负向影响,但并不显著。原因是当前主要依靠吸引外资和出口导向型的发展模式来拉动经济高速增长。然而,外资企业的存在和本土制造业的加工贸易模式会在一定程度上使企业丧失创新动力,进而抑制了城市创新能力的提升[18]。人力资本在1%的置信水平下显著提升了城市创新能力,这主要是因为城市创新能力提升的重要来源是高素质创新人才的积累,为城市带来了新思想和新技术,营造了一个良好的城市创新氛围。信息化水平的回归系数为正且在1%的置信水平下显著,原因是信息化发展促进了知识的积累和流通,加强了信息协作,促进了资源高效配置,进而提升了城市创新能力。产业结构水平在1%的置信水平下显著提升了城市创新能力,产业结构水平的提高不仅吸引了众多高技术产业的集聚,还为新知识和新技术的应用提供了更为广阔的市场,创造了巨大的创新需求,促进了城市创新能力[19]。科技创新投入在10%的置信水平下显著提升了城市创新能力,原因是政府通过引导更多的资金投向科技创新事业,促进了城市创新资源的积累,提高了自身对先进技术吸收转换的能力,调动了城市创新主体的积极性。金融发展规模对城市创新能力的影响不显著,因为研发创新活动具有风险高,周期长和不确定性程度高等特点,在融资过程中经常存在严重的信息不对称问题,导致企业常因研发融资困难而被迫推迟创新,进而弱化了城市创新能力。人口规模的回归系数为正且在1%的置信水平下显著,原因是人口规模较大的城市不仅集聚了大量的高素质人才和创新资源,提供了良好的创新基础和条件,而且创新需求也较大,从而拉动了城市创新能力的提升。

(二)分位数回归

上述回归结果描述了FDI影响城市创新能力的平均边际效果。为了厘清不同创新能力下FDI对城市创新能力的边际影响。主要选取了10%、25%、50%、75%和90%等5个分位点对式(2)进行分位数回归,结果如表2的(2)～(6)列所示。在50%分位点以下,FDI对城市创新能力的回归系数均在5%以上的置信水平下显著为负,但在50%分位点上不显著。在75%分位点以上,FDI对城市创新能力的回归系数均为正,尤其是在90%分位点上FDI的回归系数在5%的置信水平下显著。从回归系数的大小来看,当城市创新能力位于较低分位点时,随着城市创新能力的提高,FDI的抑制作用逐渐增强。当城市创新能力进一步提高到较高分位点时,FDI的抑制作用逐渐减弱,进而转化为促进作用。本文进一步绘制了不同分位点上FDI对城市创新能力边际影响的图示,具体如图1所示。

图1

图1中,横轴为分位点,纵轴为FDI的回归系数。从图中可以明显看出,FDI对城市创新能力的抑制作用会随着城市创新能力的提升表现出先加强,后减弱的“V”型变化特征。在中低分位点上(即在10%、25%分位点),FDI的抑制作用会随着城市创新能力的提升而逐渐增强。原因可分为以下几方面:首先，当城市创新能力较低时,与国外先进技术存在较大差距,缺乏足够的技术学习和吸收能力,导致外资进入未必能够产生创新效应。其次,创新能力较低的城市,引进的FDI质量不高,大多集中在劳动密集型行业,所以FDI的技术溢出效应有限。最后，在城市创新能力较低的地区,创新活动的规模较小,引进的FDI数量不多,FDI对城市创新能力的影响不明显。随着城市创新能力的不断提升,创新活动的规模不断加大,引进FDI的数量逐渐增多,FDI对城市创新能力的抑制作用逐渐显现。在中高分位点上(即在50%、75%和90%分位点),FDI对城市创新能力抑制作用逐渐减弱,当城市创新能力提高到90%分位点时,FDI显著促进了城市创新能力的提升。原因是当城市创新能力提高到一定程度后,促进了科技创新能力和人力资本的积累,增强了各城市对FDI技术溢出的吸收能力。而且城市创新能力的提高有利于吸引技术密集型、高附加值的FDI流入,提升了FDI对我国城市创新能力的溢出效应。

五、稳健性检验与内生性处理

为确保基准回归结果的准确性,本文在原基准回归模型的基础上,主要采取以下三种方法进行稳健性检验:(1) 为了排除极端值对估计结果的影响,对所有变量的1%最大值和1%最小值进行缩尾处理,具体结果见表3(2)所示。(2) 替换核心解释变量,采用“外商实际直接投资额”来表示,具体结果见表3(3)所示。(3) 考虑到北京,上海、天津和重庆四个直辖市在经济规模和行政等级上的特殊性,本文将其从原样本中予以剔除,具体结果见表3(4)所示。FDI对城市创新能力的显著抑制作用并没有因数据处理、改变核心解释变量和变更样本范围而发生变化。因此,基准回归中核心解释变量的结果是稳健的。

为有效解决内生性问题,本研究参考了黄玖立和李坤望[20]的方法,使用城市所在地离海岸线距离作为工具变量对FDI溢出效应进行因果关系的鉴定。在两阶段最小二乘估计过程中,第一阶段估计的F值大于Staiger和Stock[21]提出的临界值(10),表明工具变量的有效性,并且回归结果与前文基本一致，结果见表3(5)。但是工具变量回归系数的绝对值明显大于基准回归,这也说明,在不考虑内生性的情况下,会低估FDI对城市创新能力的抑制作用。

表3 FDI对城市创新能力影响的稳健性检验结果

六、结论和对策建议

在经济全球化与对外开放进一步深化的背景下,随着各城市利用外资的程度和层次的加深,FDI已成为影响城市创新能力的重要因素。本文的研究以2006 —2016年257个城市面板数据为样本,利用面板固定效应模型和面板分位数回归模型,实证分析了FDI对城市创新能力的影响,并主要得出以下结论:(1)从个体时点双固定效应模型的回归结果来看,FDI显著抑制了城市创新能力,不利于城市创新能力的提升;(2)分位数回归结果表明,随着分位点的提高,FDI对城市创新能力的抑制作用会表现出先加强后减弱的“V”型变化特征。而且在较高分位点上,FDI对城市创新能力具有显著的促进作用。

基于上述结论,本文具有如下实践启示:(1)政府提高对创新部门的研发投入,注重对企业的研发创新进行金融扶持,鼓励外资企业在当地设立总部和研发中心,促进外资企业与高校和科研机构开展基础知识和共性研究,营造一个良好的科研环境,为城市创新奠定良好的知识与技术基础。(2)政府加大对教育资源的投入,培养创新型人才,注重对创新人才的引进,为高素质人才提供户籍、住房、医疗医保、子女入学等服务。促进人力资本的积累,提高自身对先进技术吸收转换的能力,缩小与发达国家间的技术差距,充分发挥FDI技术溢出效应。(3)政府将高技术行业列入外商投资产业目录,列明鼓励和引导外国投资者投资的特定行业和领域。同时,加强对创新型企业知识产权的保护力度,激发企业创新的热情和动力。推动建立知识产权快速协同保护机制,平等保护外国投资者和外商投资企业的知识产权。促进自主创新能力提升的同时,有利于吸引更多高质量外商投资的进入。(4)政府应加大与科技创新活动有关的基础设施建设,建立健全外商投资服务体系,提升外商投资服务能力和水平。为技术含量高的外商投资企业的入驻提供一定的优惠待遇和便利条件,吸引更多拥有高技术和研发能力的外资企业投资。并且尽可能采用中外合资形式创办企业,避免产生外资企业的垄断性控制。□