黃傳榮，邵雨韻

(常州大學(xué)，江蘇 常州 213164)

FDI的國(guó)際R&D溢出對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)自主創(chuàng)新能力的影響

黃傳榮，邵雨韻

(常州大學(xué)，江蘇 常州 213164)

本文以長(zhǎng)三角地區(qū)為研究對(duì)象，運(yùn)用1990—2014年的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用時(shí)間序列模型對(duì)FDI的國(guó)際R&D溢出對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)自主創(chuàng)新能力的影響做了實(shí)證分析。研究結(jié)果表明：長(zhǎng)三角地區(qū)的R&D投入是自主創(chuàng)新能力提升的主要因素；FDI企業(yè)通過(guò)國(guó)際貿(mào)易渠道帶來(lái)的R&D溢出對(duì)新產(chǎn)品銷售收入的影響為正，而FDI企業(yè)從事生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)為當(dāng)?shù)貛?lái)的R&D溢出效應(yīng)對(duì)自主創(chuàng)新能力的影響為負(fù)；人力資本存量和制度環(huán)境對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)自主創(chuàng)新能力的影響不顯著。以上述的回歸結(jié)果為基礎(chǔ)，對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)提出相應(yīng)的對(duì)策建議。

FDI；R&D溢出；自主創(chuàng)新;長(zhǎng)三角地區(qū)

1 引言

隨著經(jīng)濟(jì)全球化的不斷發(fā)展，中國(guó)對(duì)于引進(jìn)外商直接投資的規(guī)模和質(zhì)量都發(fā)生了質(zhì)的變化。2014年，外商投資新設(shè)立企業(yè)23778家，實(shí)際使用外商直接投資金額為1196億美元，居世界首位[1]，而長(zhǎng)三角地區(qū)實(shí)際使用外商直接投資金額約占全國(guó)的52%。隨著跨國(guó)公司研發(fā)活動(dòng)本土化戰(zhàn)略的實(shí)施，研發(fā)中心以及相關(guān)的研發(fā)機(jī)構(gòu)的數(shù)量也在不斷地增加。這些現(xiàn)象表明引進(jìn)FDI不僅可以增加資本存量，而且能夠帶來(lái)更為先進(jìn)的技術(shù)和知識(shí)，從而提高中國(guó)的自主創(chuàng)新能力。自主創(chuàng)新能力是衡量一個(gè)國(guó)家的綜合實(shí)力的重要指標(biāo)，2014年，中國(guó)共投入R&D經(jīng)費(fèi)13015.6億元，比上年增加1169.0億元，增長(zhǎng)9.9%。分地區(qū)看，R&D費(fèi)支出最多的6個(gè)省市為江蘇、廣東、山東、北京、浙江和上海[2]。因此，本文以長(zhǎng)三角地區(qū)為研究對(duì)象，研究如何利用FDI的國(guó)際R&D溢出來(lái)提升該地區(qū)的自主創(chuàng)新能力。

自20世紀(jì)80年代中期以來(lái)，內(nèi)生增長(zhǎng)理論的產(chǎn)生對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究進(jìn)入了一個(gè)新的階段，而自主創(chuàng)新和國(guó)際研發(fā)溢出又被認(rèn)為是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要影響因素。國(guó)外最早對(duì)國(guó)際技術(shù)溢出進(jìn)行量化的實(shí)證研究是Coe和Helpman(以下簡(jiǎn)稱CH)，他們建立了計(jì)算國(guó)際貿(mào)易渠道的R&D溢出的研發(fā)資本存量公式，認(rèn)為一個(gè)國(guó)家的全要素生產(chǎn)率不僅依賴于國(guó)內(nèi)的R&D，還依賴于國(guó)外的R&D[3]；Lichtenberg和Pottelsberghe(以下簡(jiǎn)稱LP)在CH方法基礎(chǔ)上調(diào)整了權(quán)重計(jì)算的總量偏誤[4]；Lee使用同樣的方法對(duì)16個(gè)OECD國(guó)家的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果表明內(nèi)向型FDI的R&D溢出對(duì)全要素生產(chǎn)率有明顯的促進(jìn)作用[5]。

國(guó)內(nèi)關(guān)于FDI的R&D溢出研究主要有張倩肖等對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的外商投資企業(yè)的R&D溢出、中國(guó)本地企業(yè)自身R&D活動(dòng)等研發(fā)溢出與中國(guó)本地企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析[6]；李平等綜合考慮了國(guó)內(nèi)和國(guó)外的研發(fā)資本對(duì)自主創(chuàng)新的影響，其中國(guó)外研發(fā)資本包括FDI、進(jìn)口、國(guó)外專利申請(qǐng)溢出[7]；陳繼勇等認(rèn)為FDI帶來(lái)的國(guó)際知識(shí)溢出應(yīng)分為FDI企業(yè)通過(guò)國(guó)際貿(mào)易渠道和FDI企業(yè)從事生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)帶來(lái)的溢出[8]；滕玉華等對(duì)國(guó)內(nèi)研發(fā)資本、FDI的研發(fā)溢出與中國(guó)區(qū)域能源效率的關(guān)系進(jìn)行了研究[9]；黃繁華等基于東道國(guó)吸收能力的視角，研究出服務(wù)業(yè)FDI的研發(fā)溢出對(duì)東道國(guó)全要素生產(chǎn)率具有顯著的促進(jìn)作用[10]。

國(guó)內(nèi)現(xiàn)有關(guān)于FDI的研究，主要集中于將FDI的流入程度視為解釋變量，而將FDI的國(guó)際R&D溢出視為解釋變量的研究較少，且大部分用來(lái)考察其與技術(shù)進(jìn)步、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及某個(gè)行業(yè)等方面的關(guān)系研究。目前鮮有文章從FDI的國(guó)際R&D溢出角度出發(fā)，對(duì)中國(guó)自主創(chuàng)新能力的影響進(jìn)行研究，尤其針對(duì)中國(guó)特定區(qū)域的研究則更是缺乏。本文借鑒目前的研究結(jié)果，利用長(zhǎng)三角地區(qū)1990—2014年的相關(guān)數(shù)據(jù)，分析FDI的國(guó)際R&D溢出對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)自主創(chuàng)新能力的影響。

2 模型說(shuō)明

采用道格拉斯形式的知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)，用于分析FDI的國(guó)際R&D溢出和自主R&D投入對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)自主創(chuàng)新能力的影響，將自主創(chuàng)新投入產(chǎn)出模型設(shè)定為：

(1)

(2)

(1)FDI企業(yè)在東道國(guó)從事生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)帶來(lái)的國(guó)際R&D溢出：

(3)

FDIt：表示t年中國(guó)實(shí)際利用FDI投資額；

FDIjt：表示t年中國(guó)從j國(guó)引進(jìn)的FDI投資額；

Kjt：表示t年j國(guó)的固定資本形成額；

Sjt：表示t年j國(guó)的國(guó)內(nèi)R&D資本存量。

(2)FDI企業(yè)通過(guò)進(jìn)口貿(mào)易帶來(lái)的國(guó)際R&D溢出：

(4)

Mt：表示t年中國(guó)的進(jìn)口總量；

Mjt：表示t年中國(guó)從j國(guó)的進(jìn)口總量。

GDPjt：表示t年j國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。

考慮到各自變量對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)的自主創(chuàng)新能力有一定的滯后性，本文將自變量滯后一期來(lái)表示其意義，將式(2)代入式(1)并且兩邊取對(duì)數(shù)得到：

(5)

本文自主創(chuàng)新產(chǎn)出Y分別用發(fā)明專利授權(quán)量和新產(chǎn)品銷售收入來(lái)表示。選擇發(fā)明專利授權(quán)量的原因：一方面從實(shí)證角度來(lái)說(shuō)，發(fā)明專利授權(quán)量的數(shù)據(jù)較容易獲得，且大多情況下科研人員會(huì)選擇以專利的形式保護(hù)自己的科研成果；另一方面發(fā)明專利最能代表中國(guó)自主創(chuàng)新的原創(chuàng)性和科技含量。新產(chǎn)品銷售收入指標(biāo)較能體現(xiàn)技術(shù)的市場(chǎng)化程度和創(chuàng)新的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，可以與發(fā)明專利授權(quán)量得出的創(chuàng)新產(chǎn)出相比較。綜上，建立以下兩個(gè)模型：

(6)

(7)

3 數(shù)據(jù)與變量

考慮數(shù)據(jù)可得性和統(tǒng)計(jì)的完整性，本文使用1990—2014年長(zhǎng)三角地區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)，包含上海、江蘇、浙江兩省一市。

3.1 長(zhǎng)三角地區(qū)的R&D資本存量

采用長(zhǎng)三角地區(qū)R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出作為R&D投入的替代變量，長(zhǎng)三角地區(qū)研發(fā)支出來(lái)自各省市統(tǒng)計(jì)年鑒，其中江蘇省缺少1996年之前的數(shù)據(jù)，本文用江蘇省縣級(jí)部門所述的研究與開(kāi)發(fā)機(jī)構(gòu)經(jīng)費(fèi)支出替代。借鑒CH的做法[3]，長(zhǎng)三角地區(qū)的R&D資本存量公式為：

(8)

δ：表示研發(fā)資本折舊率，沿用CH運(yùn)用研發(fā)數(shù)據(jù)進(jìn)行時(shí)間序列回歸所得的5%[3]；

以1990年為基年，采用Griliches[11]的方法計(jì)算長(zhǎng)三角地區(qū)1990年的R&D資本存量，公式為：

(9)

g：表示長(zhǎng)三角地區(qū)1990—2014年的研發(fā)支出平均增長(zhǎng)率。

由于統(tǒng)計(jì)年鑒上的R&D支出都是當(dāng)年價(jià)格表示，所以應(yīng)該將名義R&D支出平減為不變價(jià)。本文參考朱平芳等的方法，運(yùn)用公式X=X*/PI，其中，X*稱為名義統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，X稱為實(shí)際統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，PI為測(cè)算的R&D價(jià)格指數(shù)，由消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)加權(quán)合成。PI=0.55PIc+0.45PIi，消費(fèi)價(jià)格指數(shù)PIc的權(quán)重為55%，固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)PIi的權(quán)重為45%[12]。通過(guò)該方法將長(zhǎng)三角地區(qū)名義R&D支出折算成以1990年為基期不變價(jià)格的實(shí)際R&D支出。消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局地區(qū)數(shù)據(jù)，其中關(guān)于固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)中缺少的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用張軍的研究成果[13]，用相同的方法對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)缺少的1990年，以及浙江省缺少的1991年、1992年的數(shù)據(jù)進(jìn)行補(bǔ)充測(cè)算。

3.2 FDI的國(guó)際R&D溢出到長(zhǎng)三角地區(qū)的資本存量

OECD國(guó)家占全球R&D支出的大部分份額，而OECD國(guó)家的R&D投資大多集中在G-7國(guó)家，即日本、美國(guó)、德國(guó)、英國(guó)、法國(guó)、加拿大、意大利，而且這些國(guó)家也是中國(guó)引進(jìn)FDI的主要來(lái)源國(guó)，同時(shí)按照中國(guó)引進(jìn)FDI主要來(lái)源國(guó)家以及數(shù)據(jù)可得性，選擇韓國(guó)和荷蘭這兩個(gè)國(guó)家。因此，在本文實(shí)證研究中選取G-7以及韓國(guó)和荷蘭這9個(gè)國(guó)家為樣本點(diǎn)。

關(guān)于各國(guó)各年R&D支出存量的計(jì)算，從OECD的數(shù)據(jù)庫(kù)中獲得各國(guó)研發(fā)支出占GDP的比例，在世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)中查找各國(guó)的名義GDP，兩者相乘獲得了各國(guó)的R&D支出。同時(shí)從世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)中獲得各國(guó)的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，將各國(guó)R&D支出轉(zhuǎn)化成以1990年為基期的不變價(jià)。最后根據(jù)(8)(9)兩個(gè)公式將長(zhǎng)三角地區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)替換成各國(guó)數(shù)據(jù)，計(jì)算得出各國(guó)各年的R&D支出存量。因此，用以上的方法測(cè)算得出1990—2014年長(zhǎng)三角地區(qū)R&D資本存量、FDI企業(yè)在東道國(guó)從事生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)帶來(lái)的國(guó)際R&D溢出存量以及FDI企業(yè)通過(guò)進(jìn)口貿(mào)易帶來(lái)的國(guó)際R&D溢出存量。具體測(cè)算結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 長(zhǎng)三角地區(qū)R&D資本存量(億元)和FDI通過(guò)兩種渠道的R&D溢出資本存量(億美元)

長(zhǎng)三角地區(qū)實(shí)際利用FDI投資額來(lái)自各省市統(tǒng)計(jì)年鑒；中國(guó)實(shí)際利用FDI投資額以及進(jìn)口總量的數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站；中國(guó)從j國(guó)引進(jìn)的FDI投資額和從j國(guó)的進(jìn)口總量來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，其中從j國(guó)引進(jìn)的FDI投資額1992—1996年的數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》；各國(guó)的固定資本形成額來(lái)自世界銀行網(wǎng)站；長(zhǎng)三角地區(qū)FDI企業(yè)的進(jìn)口額來(lái)自《中國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3.3 人力資本存量和制度環(huán)境

長(zhǎng)三角地區(qū)人力資本存量，運(yùn)用的平均受教育年限法來(lái)表示，參考傅曉霞等的方法來(lái)計(jì)算平均受教育年限[14]，數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。長(zhǎng)三角地區(qū)制度環(huán)境，采用劉星和趙紅的方法，根據(jù)數(shù)據(jù)可得性，本文擬用國(guó)有企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值比重來(lái)表示制度環(huán)境[15]，數(shù)據(jù)來(lái)自各省市統(tǒng)計(jì)年鑒。

3.4 發(fā)明專利授權(quán)量、大中型工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入

長(zhǎng)三角地區(qū)發(fā)明專利授權(quán)量數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。大中型工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入的數(shù)據(jù)來(lái)自各省市地方統(tǒng)計(jì)年鑒，其中浙江省1990—1999年的數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，同時(shí)大中型工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入運(yùn)用消費(fèi)價(jià)格指數(shù)將其轉(zhuǎn)換成以1990年為基期的不變價(jià)。

4 實(shí)證分析

在對(duì)時(shí)間序列模型進(jìn)行回歸分析之前，需要對(duì)各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以保證各變量是平穩(wěn)序列。本文采用eviews8.0軟件對(duì)各變量進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。

表2 各時(shí)間序列ADF檢驗(yàn)結(jié)果

注：檢驗(yàn)類型中c為常數(shù)項(xiàng)，t表示時(shí)間趨勢(shì)，k為差分滯后期。***、**分別表示1%、5%的顯著性水平，最優(yōu)滯后階數(shù)k根據(jù)AIC和SC達(dá)到最小原則而定。

表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：r表示協(xié)整關(guān)系個(gè)數(shù)，*表示在5%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)。

表4 計(jì)量模型檢驗(yàn)結(jié)果

注：***、**分別表示1%、5%的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)的數(shù)值為t檢驗(yàn)值。

表4給出了兩個(gè)模型的回歸結(jié)果，包括各變量系數(shù)、t統(tǒng)計(jì)量、調(diào)整后的擬合優(yōu)度、D.W統(tǒng)計(jì)量以及F統(tǒng)計(jì)量。兩個(gè)模型的調(diào)整擬合優(yōu)度都很高，說(shuō)明模型的解釋能力很好。

(1)從回歸結(jié)果可以看出，長(zhǎng)三角地區(qū)的自主研發(fā)投入對(duì)自主創(chuàng)新能力都表現(xiàn)出顯著的促進(jìn)作用，且投入產(chǎn)出彈性最大，說(shuō)明長(zhǎng)三角地區(qū)自主創(chuàng)新能力的提高主要依靠自主的研發(fā)投入。兩個(gè)模型相比較而言，長(zhǎng)三角地區(qū)自主研發(fā)投入對(duì)發(fā)明專利授權(quán)量的影響更大。

(2)FDI企業(yè)從事生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)帶來(lái)的R&D效應(yīng)對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)自主創(chuàng)新能力影響顯著且為負(fù)，原因可能包括：首先，從吸收FDI的企業(yè)類型來(lái)說(shuō)，勞動(dòng)密集型的FDI企業(yè)還是占主導(dǎo)地位，即使是一些擁有高技術(shù)的FDI企業(yè)，在中國(guó)也只是進(jìn)行一些加工組裝，所以也很難從其中獲得先進(jìn)的技術(shù)。其次，東道國(guó)需要一定的人力資本對(duì)FDI的國(guó)際R&D溢出進(jìn)行消化吸收，而內(nèi)資與外資企業(yè)技術(shù)差距較大并沒(méi)有足夠的人力資本來(lái)消化吸收這些R&D溢出。最后，F(xiàn)DI企業(yè)進(jìn)入東道國(guó)市場(chǎng)，會(huì)加劇內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)之間的競(jìng)爭(zhēng)，本土企業(yè)為了保持原有的市場(chǎng)份額，會(huì)相對(duì)減少研發(fā)支出，來(lái)維持一定的利潤(rùn)，同時(shí)FDI的進(jìn)入增加了本土企業(yè)對(duì)其技術(shù)的依賴感，減少了創(chuàng)新的動(dòng)力。

(4)關(guān)于人力資本存量，回歸結(jié)果顯示長(zhǎng)三角地區(qū)的人力資本存量在兩個(gè)模型中都沒(méi)有通過(guò)t檢驗(yàn)，長(zhǎng)三角地區(qū)人力資本存量對(duì)自主創(chuàng)新能力的影響不顯著，其原因可能在于人力資本存量尚未達(dá)到其促進(jìn)自主創(chuàng)新的“門檻”，即使是在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的長(zhǎng)三角地區(qū)。

(5)回歸結(jié)果中各模型的制度環(huán)境都沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明長(zhǎng)三角地區(qū)的制度環(huán)境對(duì)自主創(chuàng)新能力的提高沒(méi)有顯著作用，因此制度環(huán)境的建設(shè)和完善對(duì)自主創(chuàng)新能力的促進(jìn)方面還有待提高。

5 結(jié)論與對(duì)策建議

本文構(gòu)建了以長(zhǎng)三角地區(qū)為研究對(duì)象，運(yùn)用1990—2014年的數(shù)據(jù)，建立時(shí)間序列模型，回歸結(jié)果表明：長(zhǎng)三角地區(qū)R&D支出對(duì)自主創(chuàng)新能力的影響顯著為正。FDI企業(yè)從事生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)帶來(lái)的R&D效應(yīng)不能有效地促進(jìn)長(zhǎng)三角地區(qū)自主創(chuàng)新，而通過(guò)國(guó)際貿(mào)易渠道帶來(lái)的技術(shù)和知識(shí)對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)新產(chǎn)品銷售收入的影響顯著為正。人力資本存量以及制度環(huán)境對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)自主創(chuàng)新能力的影響不顯著。基于以上實(shí)證分析的結(jié)果，我們提出以下相關(guān)對(duì)策建議：

第一，長(zhǎng)三角地區(qū)本土研發(fā)支出作為提升自主創(chuàng)新能力的重要影響因素，從政府角度來(lái)說(shuō)，應(yīng)該加大研發(fā)補(bǔ)助，特別是對(duì)處于劣勢(shì)的民營(yíng)企業(yè)，同時(shí)更加完善稅收、信貸以及知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)等政策，從而激勵(lì)企業(yè)增加研發(fā)方面的投入并開(kāi)發(fā)自主產(chǎn)權(quán)技術(shù)從而提高本土自主創(chuàng)新能力。從企業(yè)角度來(lái)說(shuō)，不僅要加大對(duì)研發(fā)資金和人員的投入，還要提高自主創(chuàng)新的轉(zhuǎn)換能力，將創(chuàng)新成果有效地轉(zhuǎn)化為市場(chǎng)價(jià)值。

第二，長(zhǎng)三角地區(qū)應(yīng)該提高自身的知識(shí)技術(shù)水平，減小與外資企業(yè)之間的差距，加大人力資本的投入，提高對(duì)FDI企業(yè)在東道國(guó)從事生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)渠道帶來(lái)的知識(shí)溢出的吸收能力，從而與自主的研發(fā)投入一同促進(jìn)自主創(chuàng)新能力的提升。同時(shí)，長(zhǎng)三角地區(qū)應(yīng)該根據(jù)自身特點(diǎn)以及企業(yè)的關(guān)聯(lián)程度引進(jìn)相應(yīng)的外資企業(yè)，注重FDI的引資質(zhì)量，制定相關(guān)政策鼓勵(lì)外資企業(yè)與本土企業(yè)、科研教學(xué)機(jī)構(gòu)共同投資設(shè)立研發(fā)機(jī)構(gòu)，以此更大程度的加大外資企業(yè)的研發(fā)溢出，促進(jìn)本土自主創(chuàng)新能力的提升。

第三，長(zhǎng)三角地區(qū)應(yīng)鼓勵(lì)外資企業(yè)通過(guò)進(jìn)口渠道對(duì)中間投入品和生產(chǎn)要素的引進(jìn)，特別是對(duì)于該地區(qū)相對(duì)匱乏的產(chǎn)品，包括中間產(chǎn)品、科技含量高的產(chǎn)品和設(shè)備等，同時(shí)優(yōu)化自身的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加強(qiáng)內(nèi)外資企業(yè)的關(guān)聯(lián)度。在此基礎(chǔ)上長(zhǎng)三角地區(qū)應(yīng)該注重提高引進(jìn)消化吸收再創(chuàng)新的能力，為以后的自主創(chuàng)新積累知識(shí)和經(jīng)驗(yàn)。

第四，關(guān)于人力資本存量的建議有：首先，長(zhǎng)三角地區(qū)應(yīng)該加大教育資源的投入，改善人力資本結(jié)構(gòu)，為自主創(chuàng)新能力的提高培養(yǎng)科研后備力量。其次，為防止科研人員的流失，應(yīng)制定靈活的人才流動(dòng)機(jī)制，吸引更多的海內(nèi)外優(yōu)秀研發(fā)人才，同時(shí)確保行業(yè)間的人員和技術(shù)得到很好的交流。最后，提高人力資本的科研水平和質(zhì)量，增強(qiáng)對(duì)R&D溢出的吸收能力。

第五，在制度環(huán)境方面，首先，政府應(yīng)該進(jìn)一步推進(jìn)和深化市場(chǎng)化改革和制度創(chuàng)新，完善股權(quán)激勵(lì)、收益分配、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)秩序以及健全產(chǎn)權(quán)制度等政策。其次，減少政府對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的干預(yù)，對(duì)于科研經(jīng)費(fèi)的使用給予創(chuàng)新主體更大的自主權(quán)，鼓勵(lì)高校和科研機(jī)構(gòu)與企業(yè)進(jìn)行協(xié)同創(chuàng)新。最后，更大程度的調(diào)動(dòng)科技人員的積極性，培育出具有創(chuàng)新能力和國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的企業(yè)。

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(責(zé)任編輯 劉傳忠)

International R&D Spillover Effect of FDI on the Independent Innovation in Yangtze River Delta

Huang Chuanrong，Shao Yuyun

(Changzhou University，Changzhou 213164，China)

The paper took Yangtze River Delta as the research object.With relevant data from 1990 to 2014 and using the time series model，this paper empirically analyzed the international R&D spillover effect of FDI on the independent innovation in Yangtze River Delta.The study indicates the following results.The R&D input of the Yangtze River Delta is the main factor promoting independent innovation ability.The R&D spillover of FDI enterprise through international trade channels has a positive impact on sales revenue of new products，but the R&D spillover of FDI companies through channels of engaging in the production and business operation has a negative impact on the independent innovation.The stock of human capital and institutional environment have no significant influence on the independent innovation ability of Yangtze River Delta region.Based on the regression results，this paper put forward some countermeasures and suggestions to Yangtze River Delta region.

Foreign direct investment；R&D spillover；Independent innovation;Yangtze River Delta

教育部人文社會(huì)科學(xué)研究規(guī)劃基金項(xiàng)目(13YJA790034)，江蘇省普通高校研究生科研創(chuàng)新計(jì)劃項(xiàng)(CX LX11_0616)，國(guó)家社科基金(15BJL043)，江蘇省軟科學(xué)課題(BR2015004)，江蘇省社科基金(14 EYB004)。

2016-06-02 作者簡(jiǎn)介：黃傳榮(1970-)，女，江蘇徐州人，常州大學(xué)副教授，博士在讀；研究方向：經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)分析與管理，跨國(guó)經(jīng)營(yíng)與管理。

F832.6；F124.3

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