邢 震，梁 君

(1.浙江臺州行政學院 臺州民營經(jīng)濟研究中心，浙江 臺州 318000；2.廣西師范大學 經(jīng)濟管理學院，廣西 桂林 541004)

一、引 言

改革開放以來，中國經(jīng)濟年均增長率將近10%，伴隨經(jīng)濟快速增長的是積極的貿(mào)易政策和FDI政策[1]。但是2018年以來的貿(mào)易摩擦事件以及脫離WTO框架的雙邊自由貿(mào)易協(xié)定(FTA)越來越多，對于國際貿(mào)易的進一步開放和整合有所不利，具體可以表現(xiàn)為對外資準入的態(tài)度。但中國政府非常重視開放，希望在國際互聯(lián)互通的環(huán)境中促進國際經(jīng)濟整體的創(chuàng)新和發(fā)展。此外，在確立的五大發(fā)展理念中，“創(chuàng)新”居于首位，并且與“開放”同列其中，可以看出國家對于開放和創(chuàng)新的重視。

能否接納外資或者外資能否進入本國企業(yè)，可以具體反映出一國的開放程度。大多研究認為外方投資不僅推動著中國工業(yè)的持續(xù)增長，而且改變著中國經(jīng)濟的增長方式，提高了中國經(jīng)濟的增長質(zhì)量[2]5-11。那么，伴隨著招商引資和外資進入程度加深，是否可以提高一國企業(yè)的創(chuàng)新水平？盡管已有研究從地區(qū)層面和行業(yè)層面的招商引資或者外資準入政策變化角度提供了證據(jù)[3～5]，但是從企業(yè)層面研究外來資本或者外資進入程度對于企業(yè)創(chuàng)新的影響，目前來看還沒有涉及。我們具體以微觀企業(yè)中外來資本占比作為衡量指標，具體研究對企業(yè)創(chuàng)新的影響，并且從現(xiàn)有研究并沒有涉及的產(chǎn)業(yè)集聚角度進行了機制檢驗。

本文基本邏輯在于：一方面外來資本可能帶來了資金投入和先進技術(shù)投入，進而影響到所投資企業(yè)的經(jīng)營績效和研發(fā)創(chuàng)新[6]89-93。同時，外資進入企業(yè)帶來了經(jīng)營所有制的變化，外來資本可以影響到企業(yè)的經(jīng)營管理和產(chǎn)品生產(chǎn)，進而提高了企業(yè)的管理效率，以及通過激勵競爭促進產(chǎn)品對接國際市場[7]711-716。另一方面，中國經(jīng)濟發(fā)展伴隨著產(chǎn)業(yè)集聚效應，而產(chǎn)業(yè)集聚可以影響地區(qū)或者行業(yè)層面的創(chuàng)新已被大量研究證實[8～9]。改革開放以來招商引資一直伴隨著中國經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)集聚，那么，企業(yè)層面的外來資本很可能通過影響產(chǎn)業(yè)集聚進而影響到創(chuàng)新，這在下文的機制檢驗部分得以證實。

本文主要使用1998—2010年的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，由于部分年份缺少關鍵變量，我們最終得到11年的面板數(shù)據(jù)。本文研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)層面的外來資本占比可以顯著提高企業(yè)的創(chuàng)新水平，并且通過了多重穩(wěn)健性和內(nèi)生性檢驗，并且從區(qū)域、行業(yè)特征、要素密集度和是否出口企業(yè)等角度進行了異質(zhì)性檢驗。本文的貢獻主要有兩點：(1)現(xiàn)有研究大多從地區(qū)、行業(yè)或者外資準入政策角度展開研究，因而結(jié)論大多針對于地區(qū)或者行業(yè)層面，但是并沒有給予企業(yè)層面的證據(jù)。我們以企業(yè)層面的外來資本占比作為代理變量，而外資占比伴隨著外方投資和撤資而變化，進而可以反映外資在企業(yè)層面的進入程度和重要程度。并且我們使用了企業(yè)層面的創(chuàng)新指標，因而可以從企業(yè)層面得出外資對創(chuàng)新的影響。(2)現(xiàn)有研究較少討論外資影響企業(yè)創(chuàng)新的作用機制，我們認為外資進入程度、產(chǎn)業(yè)集聚和中國經(jīng)濟增長相伴而生，因此以城市-行業(yè)維度的產(chǎn)業(yè)集聚作為中介變量進行檢驗，我們首次從企業(yè)層面證明了外資可以促進產(chǎn)業(yè)集聚進而提高企業(yè)的創(chuàng)新水平。此外，本文主要使用企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)，并且控制了行業(yè)、城市和年份固定效應，從而使得研究結(jié)論更為精確。

本文下面的結(jié)構(gòu)安排為：第二部分是文獻綜述；第三部分是計量模型、數(shù)據(jù)來源和變量設定；第四部分是實證檢驗；最后是結(jié)論性評述。

二、文獻綜述

地方官員之間圍繞 GDP 增長而進行的“晉升錦標賽”是中國地方官員推動轄區(qū)經(jīng)濟增長的主要激勵來源[10]。而在“晉升錦標賽”的激勵下，外商投資成為地方政府的爭奪對象，江飛濤等(2012)[11]認為財政分權(quán)體制和晉升競爭體制使得地方政府具有強烈的動機干預企業(yè)投資和利用各種優(yōu)惠政策招商引資，進而促進地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。

現(xiàn)有研究大多肯定了外來資本或者外方投資對經(jīng)濟增長的積極作用。Blomstr?m和Sj?holm(1999)[12]認為外方投資是發(fā)展中國家獲得先進技術(shù)的主要來源，對一國經(jīng)濟發(fā)展起到重要作用。Alfaro et al(2004)[6]94-98認為外商投資可以為一國帶來先進的技術(shù)、新產(chǎn)品、新的管理經(jīng)驗和模式，進而很大程度上促進了所在國的經(jīng)濟發(fā)展。中國的經(jīng)驗證據(jù)也表明，經(jīng)濟增長的重要資金來源是外商直接投資，外資經(jīng)濟可以推動中國經(jīng)濟增長和改變中國的經(jīng)濟增長方式，進而提高中國的發(fā)展質(zhì)量[2]15-16。盧荻(2003)[13]研究也發(fā)現(xiàn)外商投資在產(chǎn)業(yè)層面有助于改進資源優(yōu)化配置，促進地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。

Loukil(2016)[3]38-40認為外商直接投資可以為當?shù)亟?jīng)濟帶來額外的溢出效應，并且發(fā)現(xiàn)一國技術(shù)門檻較低時，外商投資對創(chuàng)新具有負面影響，當達到一定門檻后，外商投資將提升一國的創(chuàng)新水平。Roy和Acharyya(2009)[14]認為在競爭威脅的情況下，外國出口企業(yè)進入國內(nèi)市場將使得市場競爭變得激烈，最終促進本國企業(yè)創(chuàng)新。Zhang和Roelfsema(2015)[4]29-33研究了中國對外開放與中國各地區(qū)創(chuàng)新差異之間的關系，發(fā)現(xiàn)外商投資和出口較多地區(qū)的創(chuàng)新水平更高。關于外資與創(chuàng)新的國內(nèi)文獻，李蕊(2008)[15]認為通過FDI的溢出效應提高本國的技術(shù)水平和創(chuàng)新能力。邱立成等(2017)[5]152以2003年外資準入標準變化為實驗，驗證了外資自由化可以提升企業(yè)的創(chuàng)新水平，并且依賴于企業(yè)與前沿技術(shù)水平的差距。以上可以看出大多研究肯定了外資對提升創(chuàng)新的積極作用，但是也有相反意見，如羅偉和葛順奇(2015)[16]認為跨國公司進入將對我國企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新產(chǎn)生抑制效應。

綜合來看，現(xiàn)有研究大多肯定了外商投資對于一國經(jīng)濟發(fā)展和創(chuàng)新的積極作用。其中，盡管有研究涉及外資和創(chuàng)新的研究，但是無一例外集中于國家、地區(qū)和行業(yè)層面，并沒有給予微觀企業(yè)層面的證據(jù)。我們在已有研究的基礎上，使用企業(yè)層面的外資占比作為代理變量，進而給出了企業(yè)層面的證據(jù)。而且現(xiàn)有研究大多沒有剖析其中的作用機制，我們認為中國FDI政策、產(chǎn)業(yè)集聚和經(jīng)濟增長相伴而生，外資進入可能促進了中國的產(chǎn)業(yè)集聚效應，進而對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生積極的促進作用。

現(xiàn)有研究大多肯定了產(chǎn)業(yè)集聚對促進中國經(jīng)濟增長和經(jīng)濟績效的積極作用[17～19]。杜威劍和李夢潔(2015)[8]8-9研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)創(chuàng)新決策和新產(chǎn)品產(chǎn)出具有顯著的促進作用，甚至在合適的政策條件下，可以發(fā)揮技術(shù)研發(fā)的集聚效應，促進技術(shù)創(chuàng)新和實現(xiàn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[9]46。而產(chǎn)業(yè)集聚的影響因素與外商投資密切相關，向永輝(2013)[20]73-90認為外商投資帶來的產(chǎn)業(yè)集聚效應和政策優(yōu)惠就形成了一種無窮反復的相互作用。外資企業(yè)傾向于在產(chǎn)業(yè)集聚中心進行投資[21]，并且反過來，產(chǎn)業(yè)集聚也可以影響外商投資的區(qū)位選擇[22～24]。

盡管已有研究視角不同，但卻為本文提供了很好的依據(jù)和研究方法。我們在已有研究基礎上，重點從企業(yè)層面出發(fā)，研究企業(yè)的外資占比對企業(yè)創(chuàng)新的影響，并且從產(chǎn)業(yè)集聚角度分析了其中的影響機制。

三、計量模型、數(shù)據(jù)來源和變量設定

(一)計量模型

本文具體使用控制二位數(shù)行業(yè)、城市和年份的固定效應模型進行實證檢驗，為了排除樣本之間相互影響而造成異方差，我們在城市層面加聚類處理，本文基本計量模型如下所示。

innovationjt=at+ar+ai+βfdijt+∑nlnXjtn+djt

(1)

其中，r、i、t分別代表地級市、二位數(shù)行業(yè)和年份，j和n表示企業(yè)和控制變量個數(shù)，X表示相應的控制變量。

其中β為本文關注的重點，當β大于0時，說明外資占比可以提升企業(yè)的創(chuàng)新水平，當β小于0時，說明外資占比越高則越不利于創(chuàng)新水平的提升。

(二)數(shù)據(jù)來源

本文主要使用企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)，具體使用1998—2010年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。由于企業(yè)創(chuàng)新可以用研發(fā)和新產(chǎn)品產(chǎn)出值來衡量，但是我們的研發(fā)數(shù)據(jù)僅到2003年，而新產(chǎn)品產(chǎn)出值數(shù)據(jù)可以到2010年，因此使用新產(chǎn)品產(chǎn)出值來衡量創(chuàng)新。其中2004年和2008年缺少新產(chǎn)品產(chǎn)出值數(shù)據(jù)，因此，我們使用的數(shù)據(jù)為1998—2003、2005—2007、2009—2010年，共11年的微觀層面數(shù)據(jù)。

中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)量巨大并且處理方法復雜，我們借鑒目前比較通用的方法進行處理[25～26]。由于在研究時間段內(nèi)國民行業(yè)分類標準發(fā)生了變化，1998—2002年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫使用的是國民經(jīng)濟行業(yè)分類(GB/T4754-1994)，2003—2010年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫使用的是國民經(jīng)濟行業(yè)分類(GB/T4754-2002)，為了使得行業(yè)代碼保持一致性，本文將以國民經(jīng)濟行業(yè)分類(GB/T4754-2002)為一致標準。本文對地區(qū)代碼進行一致性處理，根據(jù)中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站公布的行政區(qū)劃代碼，我們將工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的地區(qū)代碼統(tǒng)一轉(zhuǎn)化。

工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)涵蓋了全部國有企業(yè)和產(chǎn)品銷售收入(主營業(yè)務收入)在500萬以上的非國有企業(yè)，行業(yè)范圍為規(guī)模以上制造業(yè)企業(yè)。通過數(shù)據(jù)整理發(fā)現(xiàn)，發(fā)現(xiàn)有些數(shù)據(jù)關鍵變量數(shù)據(jù)缺失，故本文剔除總資產(chǎn)、工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)凈值等變量缺失的數(shù)據(jù)。對于職工人數(shù)小于30人，總資產(chǎn)小于流動資產(chǎn)，總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)凈值、累計折舊小于當期折舊等不符合會計規(guī)則數(shù)據(jù)進行剔除。

(三)變量設定

已有研究大多使用地區(qū)層面的外方投資數(shù)據(jù)，但是并不能衡量企業(yè)層面的外資進入程度。隨著市場化程度加深，企業(yè)的混合所有制形式越來越常見，其中主要可以用外來資本占公司總資本的比重來衡量企業(yè)層面的外資進入情況，并且隨著經(jīng)濟發(fā)展和投資的深入，外方投資最終將以公司資本金的形式體現(xiàn)。同時，伴隨著外資進入、兼并和退出，外來資本金比例也會發(fā)生變化。因此，我們構(gòu)建企業(yè)層面的外資占比指標(fdi)，具體使用外商資本金和港澳臺資本金的和占公司實收資本的比重衡量。

我們主要使用企業(yè)的新產(chǎn)品產(chǎn)出值來衡量創(chuàng)新，參照已有研究，企業(yè)創(chuàng)新(inno)用企業(yè)的新產(chǎn)品產(chǎn)出值占企業(yè)生產(chǎn)總值來衡量[27]。

為了排除其他潛在因素的影響，我們在方程中加入控制變量。企業(yè)年齡(age)使用企業(yè)實際存在時間的對數(shù)來衡量。企業(yè)規(guī)模(scale)使用企業(yè)職工人數(shù)的對數(shù)值來衡量。要素密集度(lnkl)使用企業(yè)人均固定資產(chǎn)的對數(shù)來衡量，固定資產(chǎn)使用不變基期的固定資產(chǎn)指數(shù)進行折算。企業(yè)利潤率(profitrate)使用企業(yè)利潤總額除以生產(chǎn)總值來衡量。勞動生產(chǎn)率(TFP)使用企業(yè)人均生產(chǎn)總值的對數(shù)來衡量，生產(chǎn)總值用不變基期的工業(yè)品出廠價格指數(shù)來衡量。市場集中度(hhi)用以反映行業(yè)的競爭程度，hhii=∑j(yij)2，其中yij表示i行業(yè)中j企業(yè)的就業(yè)人口比重。企業(yè)運行成本(cost)使用財務費用、管理費用、產(chǎn)品銷售費用和利息支出的和除以工業(yè)總產(chǎn)值來衡量。出口強度(export)使用企業(yè)出口交貨值除以銷售產(chǎn)值來衡量。表1為本文基本變量的描述性統(tǒng)計。

表1 相關經(jīng)濟變量的描述性統(tǒng)計

四、實證檢驗

(一)基準檢驗結(jié)果

我們首先分別使用隨機效應和固定效應模型進行實證檢驗，然后用豪斯曼方法(Hausman-test)進行了檢驗，檢驗結(jié)果顯示P值等于0，則拒絕原假設，則本文適合固定效應模型，基準回歸結(jié)果如表2所示?；貧w結(jié)果顯示，fdi的系數(shù)通過了1%水平的顯著性檢驗，說明外資占比可以顯著的提高企業(yè)的創(chuàng)新水平，并且隨著加入固定效應和調(diào)整聚類標準誤后，fdi的系數(shù)絕對值得以逐步增大。

其中模型(1)為普通隨機效應回歸模型，模型(2)為面板數(shù)據(jù)隨機效應回歸模型。模型(3)到模型(6)逐步加入了二位數(shù)行業(yè)層面的固定效應、城市層面的固定效應和年份層面的固定效應，并且在城市層面加聚類處理，從而可以避免樣本不隨行業(yè)、城市和年份變化等因素的干擾，以及樣本個體相關而導致的異方差問題。

對于核心解釋變量的解釋：一方面，企業(yè)外資占比越高則國外企業(yè)帶來的資本和技術(shù)投入更多，而資本投入可以使得企業(yè)獲得更多的研發(fā)資金進而促進企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出，同時外來技術(shù)投入可以直接提升企業(yè)的技術(shù)層次，使得企業(yè)技術(shù)水平與國際接軌，最終提升企業(yè)整體的技術(shù)和創(chuàng)新水平[6～7]。另一方面，外資占比越高則國外企業(yè)在公司得到主導權(quán)越大，從而有利于提高國內(nèi)企業(yè)的管理水平以及與國際市場接軌程度，甚至有利于打破國有企業(yè)體制相對僵化的局面，最終提升企業(yè)的運行效率和創(chuàng)新水平。

對于控制變量的解釋，從回歸結(jié)果來看，控制變量的系數(shù)方向相對比較穩(wěn)定，而且基本通過穩(wěn)健性檢驗，系數(shù)方向與已有理論和研究結(jié)論一致，說明本文選擇的控制變量是合理和有效的。企業(yè)年齡(age)的系數(shù)為負數(shù)，說明企業(yè)存在時間越長則創(chuàng)新水平越低，原因在于在位時間長的企業(yè)具有相對穩(wěn)定的市場和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，因而缺乏動力進行研發(fā)新產(chǎn)品。企業(yè)規(guī)模(scale)的系數(shù)為正數(shù)，說明企業(yè)規(guī)模越大則創(chuàng)新水平越高，主要在規(guī)模大的企業(yè)具有更多的資金投入研發(fā)，進而促進企業(yè)的創(chuàng)新水平。要素密集度(lnkl)的系數(shù)為正向，說明越是接近資本密集型的企業(yè)的創(chuàng)新水平越高，原因在于勞動密集型企業(yè)的技術(shù)水平相對較低，并且更多依賴于低端勞動力投入，而資本密集型企業(yè)更需要依賴于技術(shù)，因而更可能投入研發(fā)和創(chuàng)新。企業(yè)利潤率(profitrate)的系數(shù)為正但沒有通過顯著性檢驗，但是定性分析與常識相符合，利潤越高的企業(yè)越有能力投入研發(fā)和引進技術(shù)。

勞動生產(chǎn)率(TFP)的系數(shù)為正數(shù)，大多研究論證了生產(chǎn)率與創(chuàng)新的正相關關系[28]，我們不再贅述。市場集中度(hhi)的系數(shù)為正數(shù)，主要在于集中度較高的行業(yè)大多是壟斷競爭狀態(tài)，在位企業(yè)要想保持在行業(yè)的地位，就必須不斷進行研發(fā)創(chuàng)新以滿足競爭市場的要求。企業(yè)成本(cost)基本沒有通過顯著性檢驗，但是系數(shù)方向為負，主要在于成本較高的企業(yè)的利潤水平和經(jīng)營績效相對較低，因而進行研發(fā)的投入和意愿相對較低。出口強度(export)的系數(shù)顯著為正數(shù)，主要原因在于企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品要想打入國際市場，就必須符合國際市場的需要，進而需要不斷投入研發(fā)以滿足市場要求。

表2 基準回歸結(jié)果

注：*、**和***分別表示10%、5%和 1%以上的水平顯著，括號內(nèi)為協(xié)方差調(diào)整后的標準誤。

(二)穩(wěn)健性和內(nèi)生性檢驗

1.穩(wěn)健性檢驗

因為企業(yè)中外資比重可能隨著時間變化而增大投入或者減少投入，其中涉及到兼并和退出，以及因為資本比例變化而導致的企業(yè)性質(zhì)變化。因此，我們將其分段進行回歸，以觀察外資占比對企業(yè)創(chuàng)新影響的穩(wěn)健性，具體分為1998—2001、2002—2006、2007—2010三個時間段，回歸結(jié)果如表3模型(1)到模型(3)所示，可以看出fdi的系數(shù)顯著為正，這與前文一致，說明考慮時間因素后本文結(jié)論是穩(wěn)健的。

替換創(chuàng)新指標(inno1)，依然使用新產(chǎn)品產(chǎn)值來衡量創(chuàng)新，具體使用不變工業(yè)品出廠價格指數(shù)平減后取對數(shù)表示，對于數(shù)值為0的企業(yè)依然設置為0，回歸結(jié)果如模型(4)所示?？梢钥闯?，創(chuàng)新替代指標(inno1)的系數(shù)顯著為正數(shù)，這與前文回歸結(jié)果穩(wěn)健一致。

替換外資占比指標(fdi1)，我們將具有外來資本的企業(yè)設置為1，其他設置為0，回歸結(jié)果如模型(5)和模型(6)所示，可以看出fdi1的系數(shù)顯著為正數(shù)，并且對于創(chuàng)新的替代指標(inno1)，回歸結(jié)果具有一致性。

因此，通過分時間段回歸，以及替換解釋變量和被解釋變量指標，回歸結(jié)果與前文穩(wěn)健一致，這說明本文通過了穩(wěn)健性檢驗。

表3 穩(wěn)健性檢驗：分段回歸和替換指標

注：*、**和***分別表示10%、5%和 1%以上的水平顯著，括號內(nèi)為協(xié)方差調(diào)整后的標準誤，限于篇幅不再列出控制變量的回歸結(jié)果。回歸方程控制了二位數(shù)行業(yè)、城市和年份層面的固定效應，以及在城市層面加入聚類標準誤。

2.內(nèi)生性檢驗

除此之外，我們需要進一步考慮內(nèi)生性的影響，內(nèi)生性產(chǎn)生的原因包括遺漏變量和變量相互決定等方面，我們在文中加入了控制變量以及控制了二位數(shù)行業(yè)、城市和年份固定效應，并且在城市層面加入了聚類標準誤。因此，遺漏變量引起內(nèi)生性的可能性微乎其微，而變量相互決定更可能是引起內(nèi)生的潛在原因。其基本邏輯為：外來資本可以通過資本投入、技術(shù)引進或者管理經(jīng)驗而引發(fā)企業(yè)研發(fā)或者引進先進技術(shù)，進而提高企業(yè)的創(chuàng)新水平。同時，隨著創(chuàng)新水平提升，企業(yè)經(jīng)營績效得以提升，那么更有可能引發(fā)更大的外來資本投入。因此，企業(yè)外資占比與創(chuàng)新之間存在一定的相互決定的可能。

借鑒已有研究的思路，有研究認為使用核心解釋變量的滯后期可以減弱潛在的內(nèi)生性[29]，我們分別使用fdi的滯后一期和滯后二期作為核心解釋變量的替代變量，并且使用兩種創(chuàng)新指標inno和inno1，回歸結(jié)果如表4中模型(1)到模型(4)所示?？梢钥闯?，fdi的滯后一期和滯后二期的系數(shù)顯著為正數(shù)，說明在考慮內(nèi)生性影響后，本文結(jié)果穩(wěn)健一致。

表4 內(nèi)生性檢驗

注：*、**和***分別表示10%、5%和 1%以上的水平顯著，括號內(nèi)為協(xié)方差調(diào)整后的標準誤，限于篇幅不再列出控制變量的回歸結(jié)果?；貧w方程控制了二位數(shù)行業(yè)、城市和年份層面的固定效應，以及在城市層面加入聚類標準誤。

進一步使用兩階段最小二乘法(2SLS)進行內(nèi)生檢驗，并且使用fdi的滯后一期作為工具變量，回歸結(jié)果如模型(5)和模型(6)所示。我們檢驗了工具變量是否具有內(nèi)生性，檢驗結(jié)果顯示工具變量是外生的，并且回歸結(jié)果顯示fdi的系數(shù)顯著為正數(shù)，與本文基本結(jié)論一致，則在進一步排除內(nèi)生性后本文結(jié)果是穩(wěn)健的。

(三)時間趨勢和機制檢驗

1.時間趨勢檢驗

前文中我們按照時間進行了分段檢驗，但是隨著中國經(jīng)濟的發(fā)展，民營企業(yè)逐步成為推動經(jīng)濟發(fā)展以及創(chuàng)新的重要力量，是否外資占比越高就一定能夠促進企業(yè)創(chuàng)新，我們需要進一步檢驗外資占比(fdi)隨時間的邊際影響。我們設置年份虛擬變量(year_dum)，例如在2002年，則當年設置為1，其他年份設置為0，其他年份類同，并且將外資占比(fdi)分別乘以歷年的年份虛擬變量(year_dum)，則2002年可以表示為fdi_2002，具體如公式(2)所示，其中λ為我們關注的重點，回歸結(jié)果如表5所示。

INDUi=at+ar+ai+∑mλmfdi_yearjtm+∑nlnXjtn+djt

(2)

注：*、**和***分別表示10%、5%和 1%以上的水平顯著，括號內(nèi)為協(xié)方差調(diào)整后的標準誤。

從表5中可以看出，fdi歷年回歸結(jié)果的系數(shù)顯著為正數(shù)，但是系數(shù)絕對值整體呈現(xiàn)先增大后減小的趨勢，我們將歷年fdi系數(shù)值一一列出，并且繪制如圖1所示。從圖1可以看出，不管是inno還是inno1，fdi隨時間的邊際效應基本呈現(xiàn)倒“U”型，這說明fdi對企業(yè)創(chuàng)新的作用盡管為正向，但是fdi對企業(yè)創(chuàng)新的作用呈現(xiàn)先增長后減小的變化趨勢。我們認為，其原因在于：一方面企業(yè)外資比重并非越大越好，隨著行業(yè)中外資參與程度加深反而可能降低整體的競爭程度，甚至使得外資企業(yè)成為壟斷企業(yè)，進而降低了整體的創(chuàng)新水平。另一方面，一國經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展依賴于內(nèi)資企業(yè)，特別是民營企業(yè)，隨著中國經(jīng)濟的發(fā)展，外來資本帶來的資本投入和技術(shù)投入對我國經(jīng)濟的發(fā)展邊際作用越來越小，而更加需要本國企業(yè)投入研發(fā)或者引進先進技術(shù)來提升創(chuàng)新水平。因此，對于fdi的時間邊際作用呈現(xiàn)倒“U”型符合中國經(jīng)濟發(fā)展的國情。

2.機制檢驗

產(chǎn)業(yè)集聚效應對于中國經(jīng)濟發(fā)展起到了積極的促進作用，并且得到大量研究的證實[17～19]。而外方投資可以通過集聚效應對產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶來積極的促進作用[20]55-73。那么，產(chǎn)業(yè)集聚是否是外資促進企業(yè)創(chuàng)新的中介因素？我們參照李勝旗和毛其淋(2017)[30]的方法，借助中介效應模型來揭示其中的影響渠道，基本方程如公式(3)和公式(4)所示，回歸結(jié)果如表6所示。

INDUi=at+ar+ai+βfdijt+∑nlnXjtn+djt

(3)

innovationjt=at+ar+ai+βfdijt+dINDUi+∑nlnXjtn+djt

(4)

(5)

但是，Ellison和Glaeser(1999)[31]的方法綜合考慮到了地區(qū)和行業(yè)因素，那么集聚效應主要體現(xiàn)在地區(qū)層面，還是行業(yè)層面？我們借鑒Martin et al(2011)[32]的方法，在城市層面和二位數(shù)行業(yè)層面分別構(gòu)建產(chǎn)業(yè)集聚指標。行業(yè)層面的集聚(localagg)主要用城市中企業(yè)所在行業(yè)的其他企業(yè)就業(yè)人數(shù)來衡量，城市層面的集聚(urbanagg)主要用同一城市其他行業(yè)的就業(yè)規(guī)模來衡量，具體構(gòu)造如公式(6)和公式(7)所示。

localaggijct=ln(ejct-eijct+1)

(6)

urbanaggijct=ln(ect-ejct+1)

(7)

表6為中介效應檢驗的回歸結(jié)果，從模型(1)可以看出，fdi的系數(shù)顯著為正數(shù)，這說明企業(yè)外資占比越高則產(chǎn)業(yè)集聚程度越高。模型(2)和模型(3)中INDU的系數(shù)顯著為正數(shù)，說明即使不考慮外資的影響，產(chǎn)業(yè)集聚可以正向影響企業(yè)創(chuàng)新水平。因此，綜合模型(1)到模型(3)可以得出，產(chǎn)業(yè)集聚是企業(yè)外資占比影響創(chuàng)新的中介渠道，可以通過促進產(chǎn)業(yè)集聚程度進而提高企業(yè)的創(chuàng)新水平。

但是，到底是通過行業(yè)層面的集聚效應，還是城市層面的集聚效應？通過模型(4)到模型(9)可以得出相關結(jié)論。從模型(4)可以看出，fdi的系數(shù)并不顯著，因此企業(yè)的外資占比并不能顯著的提升行業(yè)層面的集聚效應，結(jié)合模型(5)和模型(6)的回歸結(jié)果，行業(yè)層面的集聚效應并不是外資占比影響企業(yè)創(chuàng)新的中介渠道。模型(7)的回歸結(jié)果顯示，fdi的系數(shù)顯著為正數(shù)，并且模型(8)和模型(9)中urbanagg的系數(shù)顯著為正，說明城市層面的集聚效應是企業(yè)外資占比影響創(chuàng)新的中介渠道，通過提高城市層面的集聚效應進而提高了企業(yè)的創(chuàng)新水平。

因此，綜合來看，地區(qū)層面的集聚效應相對更為重要，地方政府更應該積極促進整個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚，而不應單單集中重視某些重點扶持的產(chǎn)業(yè)。

表6 機制檢驗：集聚效應及其分解

注：*、**和***分別表示10%、5%和 1%以上的水平顯著，括號內(nèi)為協(xié)方差調(diào)整后的標準誤，限于篇幅不再列出控制變量的回歸結(jié)果?；貧w方程控制了二位數(shù)行業(yè)、城市和年份層面的固定效應，以及在城市層面加入聚類標準誤。

(四)進一步的異質(zhì)性檢驗

中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡，東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平和市場化程度更高，并且是外資的重要流入地[33]。從數(shù)據(jù)來看，東部地區(qū)企業(yè)平均的外資占比達到20%左右，中部和西部地區(qū)基本相同，為3.5%左右?？梢钥闯?，東部地區(qū)的外資占比遠遠高于中西部地區(qū)，因此，我們主要從地區(qū)層面進行異質(zhì)性檢驗。由于東部地區(qū)樣本占90%以上，中西部樣本較少，我們將具體分為東部地區(qū)樣本組和中西部地區(qū)樣本組，回歸結(jié)果如表7中模型(1)到模型(4)所示?？梢钥闯觯瑬|部地區(qū)樣本組fdi的系數(shù)顯著為正數(shù)，與本文基本結(jié)論一致，而中西部地區(qū)則不顯著。我們認為，主要與東部地區(qū)經(jīng)濟更為發(fā)達、產(chǎn)業(yè)更為集中有關，因而外資主要集中在了東部地區(qū)，并且提升了東部地區(qū)的創(chuàng)新水平。中西部地區(qū)由于外資相對稀缺，作用并不明顯，因此中西部地區(qū)地方政府更應當加大招商引資力度。

我們進一步從行業(yè)性質(zhì)方面進行異質(zhì)性檢驗，具體分為重工業(yè)和輕工業(yè)樣本組，回歸結(jié)果如表7中模型(5)到模型(6)所示?？梢钥闯鰂di的系數(shù)都顯著為正數(shù)，說明不管是重工業(yè)還是輕工業(yè)，外資占比都能顯著地提高企業(yè)創(chuàng)新水平。為了系數(shù)可以進行比較，我們將其標準化，可以看出重工業(yè)樣本組的系數(shù)值更大，說明外資占比更能提升重工業(yè)部門的創(chuàng)新。這主要是因為輕工業(yè)相對技術(shù)層次更低，像紡織、服裝等行業(yè)大多為勞動密集型，更需要勞動力投入，因此對創(chuàng)新和先進技術(shù)的依賴程度較低。

表7 異質(zhì)性檢驗：區(qū)域和是否重工業(yè)

注：*、**和***分別表示10%、5%和 1%以上的水平顯著，括號內(nèi)為協(xié)方差調(diào)整后的標準誤，限于篇幅不再列出控制變量的回歸結(jié)果?；貧w方程控制了二位數(shù)行業(yè)、城市和年份層面的固定效應，以及在城市層面加入聚類標準誤。

每個企業(yè)的要素密集度不同，并且可以根據(jù)要素密集度具體分為資本密集型和勞動密集型企業(yè)。我們根據(jù)控制變量要素密集度(lnkl)進行二分位劃分，將處于50%～100%的企業(yè)作為資本密集型樣本組，將處于0%-50%的企業(yè)作為勞動密集型樣本組，具體的回歸結(jié)果如表8中模型(1)到模型(4)所示。可以看出fdi的系數(shù)顯著為正數(shù)，但是系數(shù)標準化后，資本密集型樣本組的系數(shù)值相對更大，說明外資占比對于資本密集型企業(yè)更能提升創(chuàng)新水平。

我國經(jīng)濟的騰飛離不開加工貿(mào)易和一般貿(mào)易。截止2018年，出口占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重依然達到30%左右，因此我們從企業(yè)是否為出口企業(yè)角度來進行異質(zhì)性檢驗。具體將具有出口交貨值的企業(yè)歸類為出口企業(yè)樣本組，其他作為非出口企業(yè)樣本組，回歸結(jié)果如模型(7)和模型(8)所示?？梢钥闯鰂di的系數(shù)顯著為正數(shù)，但是出口企業(yè)樣本組的系數(shù)大于非出口企業(yè)樣本組，說明外資占比更能促進出口企業(yè)創(chuàng)新。主要在于出口企業(yè)的產(chǎn)品對接國際市場，需要不斷更新?lián)Q代來跟上國際市場的需要，因而競爭程度更高。同時，外資企業(yè)更加青睞于出口企業(yè)，特別是加工貿(mào)易行業(yè)，因而外資的作用相對更大。

表8 異質(zhì)性檢驗：要素密集度和是否出口企業(yè)

注：*、**和***分別表示10%、5%和 1%以上的水平顯著，括號內(nèi)為協(xié)方差調(diào)整后的標準誤，限于篇幅不再列出控制變量的回歸結(jié)果?；貧w方程控制了二位數(shù)行業(yè)、城市和年份層面的固定效應，以及在城市層面加入聚類標準誤。

五、結(jié)論性評述

本文主要使用1998—2010年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，使用固定效應模型實證檢驗了企業(yè)層面的外資占比對企業(yè)創(chuàng)新水平的影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，外資占比對企業(yè)的創(chuàng)新水平具有顯著的促進作用，并且通過了分時間段、替換指標以及潛在的內(nèi)生性檢驗。我們認為，外資是外來資本投入和技術(shù)投入的來源，可以帶來資金進行研發(fā)或者引進先進技術(shù)，進而提高企業(yè)的創(chuàng)新水平。同時，外資可能帶來先進的管理經(jīng)驗，也有利于提升企業(yè)的經(jīng)營績效和創(chuàng)新。第二，外資占比的時間趨勢檢驗發(fā)現(xiàn)，外資占比對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用先增大后減小，呈現(xiàn)倒“U”型。說明外資對于企業(yè)創(chuàng)新的促進作用并非一直增大，其原因可能與隨著中國經(jīng)濟的增長，內(nèi)資企業(yè)特別是民營企業(yè)的作用越來越大有關。第三，機制檢驗部分發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚是外資占比促進企業(yè)創(chuàng)新的中介變量，說明隨著外資的進入，外資占比促進了地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚效應，并且集聚效應可以顯著地影響企業(yè)創(chuàng)新行為。此外，產(chǎn)業(yè)集聚主要體現(xiàn)在地區(qū)層面的集聚效應，在行業(yè)層面并不顯著。第四，異質(zhì)性檢驗發(fā)現(xiàn)，外資占比僅在東部地區(qū)對企業(yè)創(chuàng)新具有促進作用，中西部地區(qū)則不顯著，并且對重工業(yè)行業(yè)、資本密集型和出口企業(yè)的促進作用要比對輕工業(yè)行業(yè)、勞動密集型和非出口企業(yè)的促進作用大。

本文基本結(jié)論顯示，外資對中國企業(yè)的創(chuàng)新水平具有顯著的促進作用。我們認為，當前中國經(jīng)濟發(fā)展依然需要考慮到外資因素，吸引外資對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展、企業(yè)創(chuàng)新水平和效率提升都能起到積極的促進作用，這與國家要求進一步擴大開放的指導方向相符合。并且需要特別重視中西部地區(qū)的發(fā)展，激勵地方官員積極地引進外資和先進技術(shù)。因此，我們建議依然應當把招商引資放在重要位置，外資的直接作用將促進地區(qū)經(jīng)濟增長，并且，外資進入可以直接或間接引進高端技術(shù)，進而促進地區(qū)企業(yè)生產(chǎn)效率和創(chuàng)新水平，最終促進地區(qū)的高質(zhì)量增長。

從機制檢驗部分發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚特別是地區(qū)層面的集聚效應是外資影響創(chuàng)新的重要渠道。我們認為，經(jīng)濟集聚程度加深是中國經(jīng)濟發(fā)展的表征現(xiàn)象，外資是影響企業(yè)創(chuàng)新水平的外在因素，因此需要在擴大開放和加大招商引資的同時，更加積極培育地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚。除此之外，政府可以制定和實施積極的產(chǎn)業(yè)政策來促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚，可以通過重點培育招商引資的企業(yè)或給予研發(fā)補貼的方式以提高企業(yè)的創(chuàng)新水平。